基于全要素生產率的我國流通業發展方式轉變實證分析

姜云莉

內容摘要：改革開放以來，我國經濟取得了快速發展，但作為基礎性產業的流通業仍屬于粗放式發展，迫切需要轉變發展方式。本文利用柯布-道格拉斯生產函數估算了1998-2016年期間我國流通業每年的全要素生產率，構建并分析流通業發展方式轉變的衡量指標體系，選取各個轉變衡量指標對全要素生產率的貢獻作為綜合評價指標，利用多層次、多維度數據結合投入產出分析、綜合評價、動態計量、比較研究等多種方法對流通產業發展方式轉變進行實證研究，實證得出1998-2016年期間流通業各個轉變衡量指標對全要素生產率的總貢獻，最后根據實證結果提出促進我國流通業發展方式轉變的對策建議。

關鍵詞：流通業? ?發展方式轉變? ?全要素生產率? ?貢獻率

引言

隨著我國改革開放的不斷深入和市場經濟的進一步發展，在理論上對流通的認識也發生了根本性的變化，從傳統計劃經濟下的“流通無用論”、“流通從屬論”轉變到市場經濟下的“流通先導論”、“流通基礎論”。當前，我國流通業發展已進入了一個新階段，這個新階段的一個重要標志就是商品市場供求總格局發生了根本性變化。經過改革開放40年經濟的快速發展，我國商品市場己經從總體短缺轉變為總體過剩，從賣方市場轉變為買方市場，市場需求對經濟發展的約束作用越來越大，流通業在國民經濟及社會發展中的地位和作用日益明顯。進入21世紀，我國居民生活水平不斷提高，消費者對商品消費服務的質量、效率、便捷有了更高要求。作為消費和生產紐帶的流通業，應當加快發展方式轉變，以促進國民經濟的持續健康發展，但長期以來我國流通業都是粗放型發展。

基于此，本文對流通業發展方式轉變對全要素生產率貢獻進行研究，以我國流通業發展方式轉變為研究對象，從流通業發展轉變衡量指標對流通業全要素生產率影響和貢獻角度分析問題，為后續研究提供借鑒。

我國流通業全要素生產率變化分析

在我國商務部發布的《流通產業改革發展綱要》中，將批發業、零售業、物流業、餐飲業及居民服務業歸入流通業。由于統計數據限制，本文研究的流通業只包含批發業、零售業及餐飲業。全要素生產率（Total Factor Productivity），是指除了勞動力和資本這兩大物質要素之外，其它所有生產要素所帶來的產出增長率。為了便于評價流通業發展方式轉變效果，本文中的全要素生產率采用楊勇（2008）基于C-D生產函數的全要素生產率的表達形式，具體形式見以下模型設定。

（一）模型的設定

在對全要素生產率進行測算時，應用最廣泛的是采用柯布-道格拉斯生產函數（簡稱C-D生產函數），來估算流通業全要素生產率。兩要素（資本和勞動）C-D生產函數為：

其中Yt是第t年的流通業總產出，Lt是第t年的勞動投入，Kt是第t年的流通業資本存量。α、β分別表示資本和勞動力的產出份額。（1）式兩邊分別取對數有：

μt為殘差，假設規模報酬不變（α+β=1），上式變為：

憑借對上式回歸能夠求出勞動產出彈性α（α=1-β）和資本的產出彈性β，所以流通業全要素生產率是：

全要素生產率增長率為：

其中gT、gY、gL、gK分別是流通業全要素生產率、增加值、勞動投入、資本存量增長率。

（二）相關數據說明

C-D生產函數三個重要指標是總產出、勞動投入和資本投入，本文利用這些數據估算1998-2016年間我國流通業的全要素生產率。

選用流通業增加值來衡量總產出，為了消除價格影響，以1993年的商品零售價格指數為基數計算各年的流通業增加值;勞動力投入應該用標準勞動強度的勞動時間來衡量;資本投入主要以我國流通業限額以上企業固定資產年末值為基礎對資本投入進行估算?；A數據均取自《中國統計年鑒》（由于篇幅有限，每年實際增加值及增長率統計表未列出）。

（三）模型結果

使用EViews7.2統計軟件，用廣義最小二乘法（OLS）對式（3）進行回歸估計，結果見表1。根據表1可知，1998-2016年，流通業資本產出彈性為0.3818，勞動產出彈性為0.6182。根據式（4）和（5）可以計算出1998-2016年流通業全要素生產率及增長率，見表2所示。從表2數據來看，1998-2016年流通業全要素生產率呈增長趨勢，幾何年均增長率為9.4%，增長速度較快，為后續的實證分析提供了基礎數據。

流通產業結構優化與發展方式轉變分析

（一）流通業發展方式轉變衡量指標體系

本文從流通業規模、結構、效益、環境以及流通現代化這五個方面探析流通業發展方式的改變。轉變指標衡量體系具體如表3所示

通過分析可知（由于篇幅有限，關于流通業各衡量指標轉變的數據分析表未列出），我國流通業在這幾個方面轉變明顯，2005年以后尤其明顯，到了2016年速度又趨于緩慢，這就代表能夠對流通業發展方式的改變產生影響的因素相對較多。

（二）因子分析-主成分分析

流通現代化的衡量指標由于數據限制無法用于本章的實證分析，因此采用四個二級衡量指標用于實證分析。

1.主成分分析法模型。主成分分析是因子分析的一種，理論模型是全分量模型。為了消除不合理的負面影響，需在分析主成分之前對數據進行標準化處理。變量矩陣為：

矩陣X是由原始變量經過標準處理的矩陣。主成分為：

其中，F是主成分矩陣，模型滿足m<n，即新變量個數小于原始變量;

Fi與Fj（i≠j）不相關。其中，F1的方差是最大的，其它主成分變量方差依次遞減。

2.樣本數據。取自于1995-2016年的年度數據，原始變量采用第三章的流通業發展方式轉變表現部分變量，具體原始變量說明見表3所示。

3.提取主成分。首先，采取SPSS 21軟件，來檢驗KMO和Bartlett數據，以明確是否展開因素分析。結果得知（由于篇幅有限，KMO和Bartlett的檢驗表未列出）：KMO值為0.791，該樣本數據較適合用于因子分析;Bartlett值為568.10， p值為0.000，拒絕零假設，說明數據適合做主成分分析。

從表4可知，前兩個主成分累積貢獻率高達95.378%，可以對變量的絕大多數方差進行解釋，具體包含了所有觀察變量涵蓋的信息，因而選擇前兩個主成分來當作評價指標。

（三）流通業全要素生產率影響因素的實證分析

把體現流通業發展方式改變的因素具體歸納成兩個公共因子F1、F2，此兩個的公共因子屬于解釋變量，把全要素生產率當作是因變量來構建以下回歸方程：

其中，c為常數項，a1、a2為變量的系數，εt為隨機誤差項。

1.平穩性檢驗。選擇ADF法來對平穩性進行檢驗，這里面最優滯后期通過AIC以及SC最小準則得到，得到三個變量在10%顯著水平上表現為非平穩。針對其展開一階差分之后，三個變量分別在其顯著水平下對存在單位根假設予以拒絕，所以深入驗證變量間協整關系（ADF單位根檢驗結果未列出）

2.協整檢驗。采用Johansen檢驗法協整檢驗，見表5所示，發現變量之間存在協整關系，可以用最小二乘法進行回歸分析。

3.回歸分析。運用最小二乘法回歸得到方程：

上述結果表明，兩個公共因子對流通業全要素生產率的影響都是顯著的。為了進一步判斷每個具體變量的影響，將公共因子用經標準化處理過的因子代入，得到了如下等式方程：

對上式中系數按大小排序，結果見表6所示。

上述結果表明：衡量指標中兩個指標的系數為負，它們分別是流通業增加值占第三產業比重、流通業從業人員占第三產業比重，表明它們對流通業發展方式轉變具有反向推動作用，其余11個變量的回歸系數都是正值，代表其增大對轉變存在正向促進作用;規模轉變的衡量指標中人均流通業增加值、全社會消費品零售總額和人均社會消費品零售總額的回歸系數相對較大（分別為0.3763、0.3760、0.3473），在13個轉變衡量指標中依次排在第二、第三和第五位，說明了它們對轉變起到了非常重要的作用;四個結構轉變衡量指標中有兩個指標與流通業全要素生產率成負相關性。由回歸結果可知，流通業增加值占第三產業比重的提高會使得全要素生產率下降;三個效益轉變衡量指標流通業從業人員人均年銷售額、流通業資本產出率和流通業從業人員人均產業增加值，均與全要素生產率成正相關性，且回歸系數很高（分別為0.3496、0.3470、0.3148），這表明流通效益的提高能夠促進全要素生產率的增加。

（四）流通業發展方式轉變衡量指標對全要素生產率的貢獻

由流通業發展轉變衡量指標對全要素生產率回歸系數，可以算出1994-2011年衡量指標對全要素生產率增長的貢獻（由于篇幅有限，貢獻表未列出）。經數據分析發現，1995-2016年，全要素生產率增加了8.30，十三個轉變衡量指標總體貢獻達到10.43，超過了全要素生產率的總體變化，這說明這十三個轉變衡量指標背后存在共同的驅動力，從而對全要素生產率的貢獻有重疊。此外，數據顯示，全社會消費品零售總額增長對全要素生產率的貢獻最大，貢獻了1.24，貢獻率達15.00%。這一期間，流通業總體零售規模的增長是最主要原因;人均流通業增加值增長的貢獻為1.21，貢獻率為14.59%;人均社會消費品零售總額的貢獻為1.05，貢獻率為12.63%。所以，流通業規模擴大是流通業全要素生產率得以提高的最主要原因。下面進行具體分析：

三個規模轉變衡量指標的貢獻非常大，分別排在第一、第二和第四的位置。全社會消費品零售總額增長對全要素生產率的貢獻最大，貢獻了1.24，貢獻率達15.00%。在這一期間，我國流通業總體零售規模的增長是最主要原因;人均流通業增加值增長的貢獻為1.21，貢獻率為14.59%：人均社會消費品零售總額的貢獻為1.05，貢獻率為12.63%?，F在的流通業已由賣方市場轉為買方市場，所以流通業規模擴大是流通業全要素生產率得以提高的最主要原因。

結構指標中流通業從業人員人均產業增加值、流通業增加值占第三產業比重的貢獻較少，分別為0.26和0.04，貢獻率分別為3.17%和0.52%?？芍?，在1994-2011年期間，這兩個指標在促進流通業發展方式轉變過程中的作用較小。通過以上回歸分析結果可知，這兩個指標與全要素生產率呈負的相關性。但這期間這兩個指標總體是下降的，因此對全要素生產率的貢獻也為正值;流通業增加值占一、二產業比重的貢獻為1.19，貢獻率為14.36%，在促進發展方式轉變過程中起了重要作用。流通業所銷售的商品主要來自第一產業和第二產業，流通業增加值占第一、二產業增加值比重增加，這充分說明第三產業在產業結構調整中得到很大發展。

效益轉變衡量指標中的流通業從業人員人均年銷售額、資本產出率和流通業從業人員人均產業增加值的貢獻分別為1.01、0.98和0.81，貢獻率分別為12.19%、11.84%和9.70%。流通業效率的提高對全要素生產率的提高也有很大貢獻。

外部環境轉變衡量指標中旅游人次占人口比、城鎮人口占比的貢獻分別為0.94和0.82，貢獻率分別為11.34%和9.87%，這兩個指標的貢獻也很大。每萬人在校大學生數的貢獻為0.18，貢獻率為2.18%，相對來說這指標對全要素生產率增長的貢獻較少。

結論與建議

本文通過運用最小二乘法估算出1995-2016年我國流通業全要素生產率，并對這一期間的流通業發展方式轉變表現進行了分析，最后通過實證分析并計算出各個轉變衡量指標對流通業全要素生產率所做出的貢獻。具體結論為：我國流通業全要素生產率增長速度極為迅猛，流通業發展方式轉變明顯，同時流通業發展方式轉變衡量指標對全要素生產率總體貢獻較大。因此，提出以下建議：

完善流通行業法律法規和政策。流通業的不斷發展，要求政策及法律法規制定部門不斷根據新的情況制定并完善符合現實要求的政策以及法律法規。流通業立法應側重于流通市場環境建設，建立統一開放、競爭有序的現代市場流通體系。

流通業加快發展方式轉變。政府部門對流通業發展方式轉變只是起到規范引導作用，加快轉變流通業發展方式轉變的主體還是流通企業?？蓮娜齻€方面來著手：一是實現有差異的規?；洜I。流通企業需掌握市場信息，根據特定地區、特地消費人群實現有差異的規?；洜I。各種業態的零售企業應當根據消費需求實現有差異的規?；B鎖加盟經營，從而提高規模經濟，促進流通業發展方式轉變。二是加快實現流通現代化，提高流通效益。經營形式上，有實力的優勢企業可以采取連鎖經營的形式，提高流通經營效率;管理理念上，樹立為顧客、為社會、為股東、為員工、為企業創造價值的管理理念;信息技術上，用信息技術設備武裝自己，利用信息化的思維和戰略來統籌流通企業的運營;物流方面，建立高效的物流配送體系，降低物流成本。三是流通企業要實現與商品生產商、政府流通信息部門的信息共享。一方面，要及時將消費需求動態傳遞給商品生產商，使生產商及時調整產品結構，研發生產新產品適應消費者的需求;另一方面，要及時將統計信息傳送給國家流通信息統計部門，將流通業的整體發展動態和趨勢等信息傳遞給流通部門做適當的宏觀調控。

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