流通產業發展的地區協調性

舒忠

內容摘要：本文基于2000-2015年省級面板數據，采用隨機森林回歸方法對流通產業的地區協調性進行測算，研究發現全國31個地區呈現出同步發展趨勢，上海、天津和海南的發展趨勢出現顯著的不協調，具有自身波動特征。在此基礎上，構建以“區域距離”和“經濟距離”為標準矩陣的空間滯后模型進行實證分析，研究發現區域相鄰的地區SAR擬合度良好，回歸參數反應出流通產業發展協調性在“區域相鄰”上存在微弱的正向空間效應，其中內部核心變量的協調性效應為負，外部變量的協調性效應為正；經濟相鄰的地區SAR最優擬合度良好，各變量均通過顯著性檢驗，反應出經濟相鄰的地區在流通產業發展協調性上具有較強的正向空間效應。

關鍵詞：流通產業 地區協調性 區域相鄰 經濟相鄰

流通產業發展的地區協調性測算

（一）指標選取與數據來源

通過梳理國內外相關文獻發現，流通產業中的經濟變量包括了全社會固定資產投資、社會消費品零售額、批發零售行業總額、城鄉居民收入總額、貨物周轉量及進出口總額等眾多因素，考慮到流通產業GDP仍是目前衡量流通產業發展的最主要指標，并且是所包含的交通運輸、批發零售和倉儲配送等子行業的數據匯總，因此把流通產業GDP作為衡量地區協調性的內部核心指標。在外部指標的選取上，考慮到一個地區流通經濟發展水平的提高，勢必將擴大生產規模，從而提高全社會用電量；與此同時，流通經濟繁榮度的提升，產、供、銷的提高與經濟運行節奏的加快，勢必提高本地區的貨運周轉量；隨著流通產業發展水平的提高，政府財政收入也會隨之增長，因此本文選取地區用電量、財政收入和貨運周轉量作為衡量協調性的外部指標。

數據來源方面，各變量數據均來自《2016中國統計年鑒》和各地方政府統計局網站，其中公路里程及貨物周轉量部分數據來自《中國交通年鑒》，時間樣本選擇為2000-2015年。

（二）方法解釋

流通產業與其它經濟系統是相互協調的發展過程，而經濟系統在短期運行中的各項指標具有一定的穩定性，一方面由于短期經濟系統中的發展模式、內部結構或發展動力不會發生不符合實際的劇烈波動，另一方面，當外部某單項指標出現較大幅度的調整，（流通產業）經濟系統的發展水平也會隨之調整。因此，對流通產業地區協調性的測算需要兼顧指標波動性與綜合依存度的雙重因素。具體如下：

ΔWji=Wji-Wji-1表示第i期j地區綜合依存度的偏離程度，|ΔWji|表示第i期j地區綜合依存度波動幅度，表示各地區的相對波動幅度，表示依存度波動對協調性的影響力度。

首先，對綜合依存度進行標準化處理得到：；然后，測算波動影響力度；最后，對二者結合的協調性進行相應的賦權后得出Eji=α1ji Nji+α2ji Uji，其中α1ji和α2ji為待估權數。

（三）結果及解釋

考慮到流通產業的地區發展在賦權上可能受到變量的極值干擾，本文利用R軟件對流通產業發展的地區外部指標進行時間截面的隨機森林回歸。

通過對分地區的流通產業協調性測度分析可以看出，全國31個地區的流通產業總體上呈現出同步發展趨勢。上海、天津和海南三個地區的流通產業發展出現顯著的不協調現象，且有其自身的波動特征，并不與其他地區發展趨勢相一致。結合上海、天津和海南經濟發展的實際可以看出，上海地區在金融危機影響下對地區的貿易結構和發展動力等沖擊十分明顯；海南在國家一系列調控政策的引導下也出現了流通產業外部指標對經濟政策的強敏感特征；天津地區流通產業發展出現不一致的波動性是由于外部指標貨物周轉量在2007-2011年間發生了劇烈的下滑，從15289億噸公里快速下降到10065億噸公里，而同期天津地區的流通產業經濟總量卻依然保持了較快的增長幅度，因此很大程度上降低了協調度在流通產業波動性上的賦值。

流通產業發展的地區協調性實證分析

（一）模型構建

基于各地區流通產業發展的協調性差異較大，本文對內部核心指標和外部指標在“區域相鄰”和“經濟相鄰”視角下構建空間滯后模型，根據Anselin給出的空間回歸（線性）模型通用形式如下：

其中，y是n×1維向量；參數向量（k×1）用β表示；；ρ和λ分別是空間滯后因變量（W1y）和空間誤差因變量（W2ξ）的回歸系數。由于在回歸方程中綜合了解釋變量X和空間自回歸變量W，ρ度量的是鄰近地區對目標地區的集聚擴散效應，大于0為正效應，小于0為負效應，等于0為中性效應；β度量的是解釋變量對因變量的影響。令W1為0，可導出空間誤差模型（SEM），表達式為：

（二）變量與權重矩陣確定

空間滯后模型以對數處理的地區生產總值（lngdp）、貨運周轉量（lnhy）、全社會用電量（lnyd）和地區財政總收入（lncz）作為自變量，在模型中引入空間滯后因變量，以“區域距離”和“經濟距離”為標準確定矩陣形式，具體如下：區域距離形式上，通過r相鄰方法確定元素值，即當i區域與j區域相鄰時，wij=1，否則為0；經濟距離形式上，以流通產業經濟規模的距離來確定該矩陣的具體形式，原因是各地區在經濟發展過程中，經濟規模鄰近（非區域鄰近）省份理論上會對相關省份的數據協調性產生影響，歐氏距離確定為。

（三）實證檢驗

空間依賴性檢驗。對流通產業的地區空間滯后模型進行因變量E的依賴性檢驗，結果如表1所示。

可以看出，基于空間距離矩陣的流通產業地區發展協調系數Moran's I為0.0253，反應出地區間的協調性存在微弱的正向自相關特征，在10%的顯著水平下未通過檢驗；LMlag和R-LMlag通過了5%的顯著性水平下檢驗。在經濟距離矩陣的地區發展協調系數Moran's I為0.6003，反應出地區間的協調性存在較強的正自相關性和空間依賴性，且通過了10%水平下的顯著性檢驗，LMlag和R-LMlag分別在1%和10%的顯著性水平下檢驗通過，檢驗值均高于LMerr和R-LMerr的檢驗結果，可以判斷出基于經濟相鄰矩陣的空間滯后模型估計效果有效。

空間滯后模型估計結果與解釋。對“空間相鄰”與“經濟相鄰”的地區流通產業協調性發展空間滯后模型進行GeoDa軟件擬合，回歸結果及主要統計量如表2所示。其中，Model_1為基于區域相鄰矩陣的SAR；Model_2-Model_7為權重矩陣k取值從1至6的經濟相鄰最優SAR。

基于區域相鄰矩陣的SAR擬合度為95.22%，總體上模擬效果良好，流通產業地區協調性的用電量、貨運周轉量及財政收入等外部變量估計系數均顯著性。模型中WE回歸參數為0.3548，與依賴性檢驗系數0.0253相似，可以反應出地域相鄰的省份地區在流通產業發展的協調性上存在微弱的正向空間效應。區域相鄰的最終SAR模型表示如下：

可以看出，內部核心變量流通產業GDP對區域相鄰的地區流通產業協調性空間效應為負效應，外部變量的貨運周轉量、用電量和財政收入等均對地區發展的協調性產生正向空間效應，其中財政收入的影響最為明顯，為0.2773，用電量的影響系數為0.1448，貨運周轉量的影響系數為0.0565。實證分析可以看出，目前各相鄰省份在流通產業區域性發展建設上還存在一定的不足，流通產業發展良好的地區對相鄰地區的產業輻射和帶動效果仍處在較低水平，此外貨運周轉量對地區流通產業協調性的影響作用偏弱，反應出各地區在流通產業發展上各自為政的現象嚴重，相鄰地區的流通產業發展存在“大而全，小而全”的同質性產業結構與發展模式。

基于經濟相鄰矩陣的SAR估計存在矩陣權重取值不同條件下的模型結果，本文從權重K取值1到6進行了相關模型的構建與擬合，通過表2的所有模擬結果可以看出，當k=2和k=3時的模型估計各項參數指標均比其他k值模型優異，而k=2時的Model_3比Model_4在WE參數T統計值、擬合優度值、L值、AIC值和SC值等估計結果上更優，因此K=2時的Model_3 SAR模型表示如下：

可以看出，基于經濟相鄰的流通產業發展地區協調性最優SAR擬合度為90.33%，擬合效果良好，且外部變量均在1%或5%的顯著水平上通過了檢驗。空間滯后模型的WE回歸參數為0.6879，近似于依賴性檢驗系數0.6003，充分反應了經濟相鄰的省份地區在流通產業發展的協調性上具有較強的正向空間效應。其中，內部核心變量和外部變量均對經濟相鄰的地區流通產業發展協調性產生正向空間效應。內部核心變量的影響系數為0.0772，體現了經濟規模鄰近省份的流通產業GDP增長會間接提高其他相關省份0.0772個百分點；貨運周轉量、財政收入和用電量的影響系數依次是0.6281、0.3216和0.1215，體現了不同外部變量對經濟相鄰省份流通產業發展協調性的影響效果差異較大，其中貨運周轉量是最重要的影響因素。k=2時的Model_3最優實證結果可以反應出，對某省份流通產業發展協調性起顯著效果的最優經濟相鄰省份各省為2個，且經濟總量相似的省份之間在通過核心變量或外部變量在改善流通產業發展上均會對經濟相鄰省份產生積極的促進作用。

結論

本文基于隨機森林回歸方法對流通產業的地區協調性測算發現，全國31個地區的流通產業總體上呈現出同步發展趨勢，其中上海、天津和海南三個地區的發展趨勢出現顯著的不協調現象，且有其自身的波動特征。通過構建以“區域距離”和“經濟距離”為標準矩陣的空間滯后模型進行實證分析發現，基于區域相鄰矩陣的SAR擬合度良好，空間滯后模型的回歸參數反應出地域相鄰的地區在流通產業發展的協調性上存在微弱的正向空間效應，其中內部核心變量對協調性產生負向效應，各外部變量對協調性均產生正向空間效應。基于經濟相鄰矩陣的SAR選擇k=2時的Model_3估計結果最優，擬合度為90.33%，各變量均在1%或5%的顯著水平上通過了檢驗。空間滯后模型的回歸參數為0.6879，反應出經濟相鄰的省份地區在流通產業發展的協調性上具有較強的正向空間效應。

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