流通業對區域經濟增長的空間效應研究

鄧彥龍

內容摘要：流通業發展與區域經濟增長密切聯系。本文從直接影響效應機制和空間溢出效應機制兩個層面解析流通業影響區域經濟增長的邏輯機制，并構建空間面板杜賓模型實證檢驗了流通業對區域經濟增長的直接影響效應以及空間溢出效應。結果表明：流通業對本地區經濟增長具有顯著的正向效應，同時也會對相鄰或鄰近地區的經濟增長產生正向空間溢出效應。而且，相鄰或鄰近地區間的經濟增長表現出“一榮俱榮、一損俱損”的共生性形態。提升流通業的經濟增長效應，除了因地制宜、因時制宜地制定差異化的流通業發展策略，更要建立流通業發展的區域協調機制和共同行動綱領。

關鍵詞：流通業 區域經濟增長 空間溢出效應 空間面板杜賓模型

根據產業結構演化規律，隨著工業化進程步入中后期，第二產業發展周期開始進入穩定擴張時期，而第三產業發展則逐步進入加速推進期。在產業結構演變過程中，流通業搭建起生產與消費的聯接橋梁（宋則和王雪峰，2010；蘇金玲，2017），并發揮了經濟結構轉型的承上啟下作用（宋則等，2010；孫敬水和章迪平，2010；司增綽，2015），其運行效率以及對實體經濟承載能力的重要性開始顯現（程進文和劉向東，2016）。那么，流通業發展對區域經濟增長的影響機制和邊際貢獻究竟如何、本地區流通業發展對相鄰或鄰近地區經濟增長是否存在明顯的空間溢出效應、相鄰或鄰近地區間的經濟增長是否具有共生性或空間依賴性？上述問題到目前為止并沒有得到解答，也由此成為本文深入探索的主題。

流通業影響區域經濟增長的機制解析

隨著市場經濟的迅猛發展以及產業和消費革命的逐步興起，流通業發展也日益深化，并為“先導作用”的發揮提供了基礎性作用（林宏偉和閆帥，2017）。也就是說，在市場經濟條件下，流通業處于承上（生產）啟下（消費）的先導產業地位，并通過市場機制來決定生產、促進消費（見圖1）。總的來講，流通業對區域經濟增長的影響機制主要表現在兩方面：

直接影響效應機制。經濟社會的不斷發展使得商品或服務生產趨于專業化、生產部門“放寬”、生產序列“拉長”，而消費需求則趨于多樣化發展。生產與消費之間所表現出的矛盾需要通過流通才能獲得有效解決。事實上，對于生產者和消費者來講，生產行為與消費行為就是流通業得以“繼續”或“提前”的根本基礎（魯品越，2016）。如此來看，流通業的首要職能即是充當了經濟生產與消費的聯接中介，并通過構建一個囊括點（商業網點）、線（從生產到消費的通道）、面（流通輻射的范圍）等有機成份的空間立體化結構（楊水根，2015），從而促進區域經濟增長（王春宇和仲深，2009）。另外，作為某一特殊產業類型，流通業的產生、發展與繁榮直接影響著區域經濟增長，因為其創造的經濟價值本就屬于地區經濟總產值中的重要組成部分（楊龍志和劉觀兵，2016）。

空間溢出效應機制。空間溢出（又稱外部性或外部影響），指某一經濟主體或行為個體的經濟行為決策使得另一經濟主體或行為個體的經濟收益受到某種正向或負向影響。其中，正向空間溢出（或稱正外部性）就是指經濟主體的行為使得其他與之相鄰或具有某種關聯的經濟主體受益。根據空間經濟學理論，某一地區的經濟行為極有可能對相鄰或鄰近地區的經濟主體產生某種間接性影響。事實上，流通業發展也不例外。作為生產與消費的重要聯接體，流通業不僅承擔起本地商品服務生產與本地消費的聯系中介，同時也承擔了其它地區商品服務生產與本地消費的聯系中介（趙霞，2015）。由此來看，本地區流通業的發展不僅會對當地的經濟增長產生直接性影響，而且會對相鄰或鄰近地區的經濟增長產生間接性的空間溢出效應。

空間計量模型設定與數據來源

（一）空間計量模型設定

理論研究表明，流通業發展不僅會對本地區經濟增長產生直接影響效應，還會對相鄰或鄰近地區的經濟增長產生空間溢出效應。所以，基于傳統經典計量模型的實證分析可能因忽略了研究主體的空間地理信息或空間效應而導致最終的分析結果出現偏誤。另外，考慮到空間面板杜賓模型（SDM）在識別被解釋變量與解釋變量空間相關性方法具有獨特優勢，所以本研究重點突出經濟主體行為的空間特征，并基于空間面板杜賓模型檢驗流通業對區域經濟增長的直接影響效應和空間溢出效應。具體構建的空間計量模型如下：

其中，i和j表示不同地區，t為年份；rjgdp為被解釋變量區域經濟增長，circulation為核心解釋變量流通業發展水平，control代表控制變量；ρ、β2、φ分別為被解釋變量、核心解釋變量及控制變量的空間滯后項估計系數，β1和γ表示核心解釋變量、控制變量的估計系數；μ和χ分別控制個體效應和時間效應，ε為隨機誤差項。

至于空間權重矩陣Wij，本文同時構建了地理鄰接權重矩陣（Wcont）和地理距離權重矩陣（Wdist）。其中，具體參照吳偉平和何喬（2017）的做法，以車相鄰（Rook Contiguity）的方法構建地理鄰接權重矩陣，并以Wij=1/dij（dij表示兩個地區中心之間的直線距離）構建距離鄰接權重矩陣。

（二）變量選擇及數據來源說明

關于被解釋變量和解釋變量的度量，本文選擇人均GDP作為區域經濟增長（rjgdp）的衡量指標，選擇社會消費品零售額作為流通業發展水平（circulation）的衡量指標。除此之外，文中還設置了地區勞動力投入（labor）、物質資本投入（capital）、人力資本水平（HC）、產業結構水平（industry）以及交通基礎設施（road）等變量。其中，用勞動年齡人口數度量地區勞動力投入；用全社會固定資產投資度量地區物質資本投入；以普通高等學校在校學生數來度量地區人力資本水平；以第三產業占比衡量地區產業結構水平；以人均道路面積衡量交通設施水平。

本文的研究數據為2003-2015年我國31個省（市、自治區）的面板數據。其中，物質資本投入和產業結構水平變量的原始數據來源于《中國統計年鑒》。人均GDP、社會消費品零售額、勞動力投入、人力資本水平、交通基礎設施水平變量的原始數據來源于中國知網“中國經濟與社會發展統計數據庫”，部分缺失數據由相應年份各地區《統計年鑒》進行補充。另外，對人均GDP、社會消費品零售額、物質資本投入等變量數據換算為1990年不變價格。與此同時，還對除產業結構水平和交通基礎設施之外的所有變量取自然對數值。表1報告了各變量指標的描述性統計結果。

實證結果分析與討論

（一）全域空間自相關性檢驗

空間面板杜賓模型是以所有變量存在顯著的空間自相關性為前提，為此本文利用GeoDa 0.9.5-i空間數據統計軟件計算得到各變量指標的Moran's I 統計值，以此來進行全域空間自相關性檢驗。一般來講，Morans I統計值取值范圍為[-1，1]。其中，Morans I統計值大于0表示具有相似的屬性集聚在一起，Morans I統計值小于0則表示具有相異屬性集聚在一起。Morans I 統計值的具體計算公式為：

式中，xi和xj分別表示地區i和地區j的屬性；wij為地理權重；m為地區數量；為屬性平均值；為屬性的方差。表2報告了各變量指標的全域空間自相關性檢驗結果，其中被解釋變量、核心解釋變量以及控制變量指標的Morans I統計值位于0.3～0.45之間且在1%水平上顯著為正，由此說明所有樣本均表現出明顯的空間正相關性或是空間依賴性，也即空間面板杜賓模型具有適用性。

（二）局域空間自相關性檢驗

全域空間自相關性檢驗結果證實了被解釋變量、核心解釋變量以及控制變量存在較明顯的空間集聚現象，但具體的空間集聚特征尚未確定。為此，本文進一步運用LISA集聚圖對我國各地區經濟增長水平和流通業發展水平的空間集聚特征進行深入解析。首先，基于2003和2015年我國各地區人均GDP的LISA集聚地圖得出以下發現：上海、浙江、江蘇、福建、山東、河北、河南、安徽、江西等地歷來是經濟增長水平的高集群區域（H-H：高經濟增長水平—高空間滯后），表明經濟增長水平較高的地區已被高經濟增長水平的地區包圍；廣東由低集群特征演化為不顯著。其次，本文還繪制了2003和2015年我國各地區流通業發展水平的LISA集聚地圖，研究表明上海、江蘇、河北等地歷來是流通業發展水平的高集群區域（H-H：高流通業發展水平—高空間滯后），流通業發展水平較高的地區已被高流通業發展水平的地區包圍；廣東是流通業發展水平的低集群區域（L-L：低流通業發展水平—低空間滯后），表明流通業發展水平較低的地區已被低流通業發展水平地區包圍；浙江由高集群特征演化為不顯著。

（三）空間計量模型估計與討論

全域空間自相關性檢驗證實了被解釋變量、核心解釋變量以及控制變量均存在空間依賴性，局域空間自相關性檢驗給出了各地區流通業發展水平和經濟增長水平的空間集聚特征。由此可知，流通業對區域經濟增長不僅存在直接影響效應，而且極有可能存在著間接性的空間溢出效應。為了進一步驗證這一效應機制，本文利用固定效應模型方法對上文中的空間面板杜賓模型進行了回歸估計。在表3中，回歸方程（1）和（2）分別報告了基于地理鄰接權重矩陣（Wcont）和地理距離權重矩陣（Wdist）的空間計量檢驗結果。

在方程（1）中，流通業發展水平變量的估計系數在1%的水平上顯著為正，其空間滯后項估計系數在10%的水平上顯著為正，說明本地區的流通業發展不僅對當地的經濟增長產生了明顯的促進作用，同時還對地理相鄰地區的經濟增長產生了間接性的空間溢出效應，由此證明了流通業對經濟增長的直接影響效應機制和空間溢出效應機制是客觀存在的。從方程（2）的檢驗結果來看，流通業發展水平變量在1%水平上顯著為正，其空間滯后項估計系數則在5%的水平上顯著為正，意味著流通業發展不僅促進了當地經濟的增長，同時還對鄰近地區經濟增長存在著明顯的正向溢出效應。綜合可知，流通業對區域經濟增長具有顯著的正效應，同時也會對相鄰或鄰近地區的經濟增長產生正向空間溢出效應。另外，從被解釋變量經濟增長的空間滯后項檢驗結果來看，區域經濟增長水平的空間滯后項估計系數也在5%的水平上顯著為正，表明相鄰或鄰近地區的經濟增長水平越高則越有利于強化或推進本地區的經濟增長。

從控制變量及其空間滯后項的估計結果來看，勞動力投入變量的估計系數顯著為正，而勞動力投入變量的滯后項估計系數卻顯著為負，說明本地區的勞動力投入規模越大則越有利于本地區經濟增長，而對相鄰或鄰近地區經濟增長的影響顯著為負。其主要原因在于勞動力二元結構特征決定了勞動力資源的空間分布不均衡性，即某一地區的勞動力規模越大或是成為勞動力的主要集聚地，那么其它地區必將成為勞動力的遷出地，進而影響了遷出地的經濟增長水平。物質資本投入變量的估計系數顯著為正，其空間滯后項估計系數不顯著，說明物質資本投入僅影響了本地區的經濟增長。人力資本水平變量及其空間滯后項的估計系數分別在5%和10%的水平上顯著為正，說明本地區人力資本水平除了顯著地促進了本地區經濟增長，同時還間接地影響了相鄰或鄰近地區的經濟增長。產業結構水平和交通基礎設施等變量的估計系數顯著為正，而滯后項均不顯著，意味著偏向第三產業經濟結構模式有利于本地區的經濟增長，交通基礎設施的改善也有利于促進當地的經濟增長。從計量模型的顯著性檢驗結果來看，擬合優度和F統計檢驗均證實了空間面板杜賓模型設定良好。

結論與啟示

本文從直接影響效應機制和空間溢出效應機制兩個層面解析了流通業發展影響區域經濟增長的邏輯機制，并利用2003-2015年的省際面板數據、全域空間自相關性檢驗法、局域空間自相關性檢驗法以及空間面板杜賓模型實證考察了流通業對區域經濟增長的直接影響效應以及空間溢出效應，并得到以下結論：一方面，流通業對區域經濟增長具有顯著的正向促進效應，同時也會對相鄰或鄰近地區的經濟增長產生正向空間溢出效應；另一方面，相鄰或鄰近地區間的經濟增長存在著明顯的空間溢出效應，并表現出“一榮俱榮、一損俱損”的共生性形態。本文認為，經濟新常態的出現意味著我國經濟進入了轉型的攻堅階段或是關鍵期，鑒于流通業不僅是聯接生產與消費的有效橋梁，更是促進國民經濟增長的支柱產業，所以科學合理地識別流通業對區域經濟增長的直接影響效應以及空間溢出效應，是進一步優化流通業經濟增長效應的前提基礎。另外，除了因地制宜、因時制宜地制定差異化的流通業發展策略，更要建立流通業發展的區域協調機制和共同行動綱領，以此形成區域間共同發展、協同促進的聯合經濟增長格局，進而充分發揮要素資源的空間溢出與“涓滴效應”。

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