基于調節效應模型的外貿出口增長與流通業增效關系研究

李冬冬

中圖分類號：F740? ? 文獻標識碼：A

內容摘要：外貿出口增長對流通業增效具有調節作用。本文在文獻綜述的基礎上提出假說：即從戰略產業論的角度看，外貿出口增長是流通業發展的動力之一，也是流通業增效的最終目的之一。從國際貿易學的角度看，出口商品的技術含量、能源消耗強度、成本利潤率等嚴重影響出口商品的競爭力，商品競爭力的強弱制約著外貿商品出口的增長。文章采用中國入世后2004-2017年批發零售業的年度數據建立聯立方程組和調節效應模型，對理論假設進行實證分析，實證回歸結果進一步支持該假說，最后提出研究結論和政策建議。

關鍵詞：調節效應模型? ?出口增長? ?流通業增效? ?批發零售業、

現代經濟是開放的經濟，流通業的發展得益于開放程度的提高。以零售業為突破口，全球50家最大的零售巨頭80%已經打入中國市場。雖然流通業內外資之間、外資之間、內資之間存在激烈競爭，卻極大地推動了中國流通的現代化步伐，彌補了流通發展階段資金的不足，提高了中國零售業的營銷管理水平，引進了多種業態和交易方式，促進了中國出口貿易發展。外貿出口的增長與流通業的對外開放是否存在因果聯系，外貿出口增長與流通業增效究竟存在什么關系，能否借助聯立方程組或者調節效用模型，從流通業中商品特征明顯和開放體系比較完善的批發零售業的數據中尋找兩者之間的內在關系。

文獻綜述與理論基礎

經濟效益問題一直是流通理論研究的一個主要內容。根據分析視角的不同，大致可以分為三種角度：一是對降低流通費用的分析。馬克思最早在資本論中討論了流通費用的問題，把商品流通費用分為“生產性流通費用”和“純粹流通費用”。隨著以科斯、諾斯為代表的新制度經濟學的興起，通過交易費用、信息成本等共同構成了新的流通費用概念。二是對商業活動效益的研究。何國棟、馮東升為代表寬派認為，商業經濟效益應同服務宗旨聯系起來，既包括經濟效果，又包括政治效果。杜國璋則認為，商業經濟效益是經濟范疇，“按照客觀經濟規律組織商品流通，以最少的勞動占有與勞動消耗，和以最短的時間、最好的服務質量，實現社會商品價值和使用價值，取得合理的利潤”。三是對流通產業績效問題的探究。流通產業績效是指流通產業在價格、產量、費用、利潤、產品質量等方面所達到的具體現實狀態。在SCP范式下，哈佛學派認為市場結構決定市場行為，進而決定市場績效，因此，主張政府對市場結構進行干預。芝加哥學派則反對哈佛學派提出的決定觀點，認為市場績效有著決定性作用。基于SCP范式的分析，流通產業績效與流通市場結構、流通企業行為密切相關。

目前關于流通業增效評價指標的文獻在數量上略顯不足。2003年宋則、張弘等通過采用窮舉法，對羅列出120個初始評價指標進行修正和簡化，最后對指標體系的最終指標進行簡要分析。2005年李飛、劉明葳在選擇中國商品流通現代化評價指標的基礎上，通過德爾菲法和主成分分析法確定了16個指標的權重，給出了各個指標現代化水平的具體數值，建立了一個可供使用的商品流通現代化評價指標體系。宋則等2014年從宏觀、中觀、微觀、影響力、貢獻度、批發、零售等方面設計了流通產業七大類指標，59個一級指標、438個二級指標和若干核心指標，但眾多的指標選擇存在沖突和矛盾。

從傳統貿易經濟的角度講，國際貿易起源于不同國家之間的比較優勢和資源稟賦的差異。而華人經濟學家楊小凱提出新型古典貿易理論，國際貿易和國內貿易都是折衷專業化經濟與交易費用兩難沖突的結果。以批發零售為突破口，2005年外資進入中國物流市場。外資的引入，彌補了商業資金的不足，有利于提高零售業的營銷管理水平、技術含量，轉變了經營思維和服務觀念，這為促進出口貿易創造了條件。隨著2005年中國流通業的全面開放，外資流通企業一些學者對我國流通業“走出去”戰略的必要性、可行性和發展策略進行了研究和探討。盡管存在諸多“走出去”的制約因素，但理論界從市場準入、產業鏈完善、網絡優勢等多個方面深入探討，一致認為批發零售業具有國際化的可能性。

作為生產型服務業的流通業，其技術、人口、資本等因素是提高流通業生產效率的源泉。從戰略產業論的角度看，外貿出口增長是流通業發展的動力之一，也是流通業增效的最終目的之一。從國際貿易學的角度看，出口商品的技術含量、能源消耗強度、成本利潤率等嚴重影響出口商品的競爭力，商品競爭力的強弱制約著外貿商品出口的增長。因此，本文從流通業中商品化特征明顯和開放體系比較完善的批發零售業的數據出發，采用調節效應模型來研究外貿出口增長與流通業增效兩者之間的關系。

研究設計

（一）數據來源和變量選取

為避免流通體制深度改革和流通業全面開放對數據的巨大沖擊，影響數據平穩性，本文以流通業全面開放的2004年數據為基期，時間跨度為14年，以中國整體性的年度數據作為研究對象，批發業和零售業的范圍與2017年國民經濟行業分類（GB/T4754—2017）保持一致。數據來源于2004-2017《中國統計年鑒》、《中國商品交易市場統計年鑒》等，個別年份缺失的數據采用指數平滑法補齊。

外貿出口增長（VOE）為被解釋變量。考慮到國際商品貿易的特點和數據來源的可獲得性、準確性，用貨物出口增減額來度量。流通業增效為解釋變量，由于流通業包含的產業眾多，涵蓋不同行業特征和便于不同規模橫向比較的指標體系尚未建立，在參考企業績效指標和流通業發展評價指標的基礎上，用批發零售業生產效率（LP）、資金利用率（Ce）、存貨周轉率（ITR）、行業凈資產收益率（ROE）來度量批發零售業的增效情況。市場開放度（ins）和批發零售產業集中度（K）反映流通業的體制改革程度和行業的整體競爭狀況。批發零售業出口率（DAE）為調節變量，衡量批發零售業在國際商品貿易中的競爭能力。本文研究中變量的定義、計算方法、數據來源如表1所示。

（二）模型的構建

批發零售業出口額對外貿出口增長具有促進作用，根據上文分析，在參考相關研究的基礎上通過聯立方程組來構建模型。

（1）

（2）

在方程（2）的基礎上用批發零售業結構變化（MS）與批發零售業出口率（DAE）的交互項來分析對流通業增效（LP）的影響。

（三）實證分析

1.描述性分析。采用stata10.0軟件對模型中的變量進行描述性統計分析，計算結果如表2所示。VOE最大值24724，最小值-17281。受2008年金融危機的影響，2009年中國出口額大幅度減少，而隨后2010年世界經濟復蘇和外貿需求增長，因此，2010同比增長2472億元。2004年起中國批發零售業全面改革，批發零售業的結構變化趨于穩定，MS最大值20.35%，最小值18.02%正說明這一點。從LP年度數據看得出，批發零售業生產效率逐年提高，2004年僅為153.76，2017年為414.72，十多年的時間提高了1.7倍。凈資產收益率最小值為48.78%，最大值71.69%，均值61.59%，標準誤0.0584。由于批發零售業周轉速度快，存貨周轉速度加快，資金回籠速度快，資金利用率遠大于1。存貨周轉率DAE均值10.41，平均每月周轉一次，資金利用率Ce最大值3.73，最小值2.85，均值3.33。伴隨中國國內市場需求巨大潛力的釋放和人民幣匯率的升值，批發零售業對外出口量卻在下降。批發零售業出口率最大值13.35%，2016年最低，僅為3.92%。流通業市場開放度最大值91.93%，最小值78.55%，均值85.74%。流通行業運行規模龐大，僅靠內部經營積累很難滿足生產投資需求，大多舉債經營，因此資產負債率偏高。資產負債率最大值73%，最小值69.69%，年平均保持在70%左右。

2.相關性分析。對變量相關性分析的結果如表3所示。VOE和LP、Ce、DAE、Ins的相關系數分別為-0.28、-0.40、0.57、0.36，在1%的水平上通過Pearson單側檢驗，進一步證實方程（1）設定的合理性。LP與Ms、ITR、K、DAE的相關系數分別為0.73、0.68、0.20、-0.90在5%的水平拒絕原假設，方程（2）的相關性分析結果與理論預期相一致。

3.回歸分析。采用一般到特殊的程序來建立計量模型，借助stata10.0軟件進行回歸分析，不同模型的估計結果見表4所示。方程（1）和方程（2）通過聯立方程組回歸分析，得到模型1和模型2。模型1以出口增長額VOE為被解釋變量，LP的系數139.76、T統計量2.80在5%的水平上顯著。因此，批發零售業的生產效率與外貿出口存在顯著的促進關系。常數項的T統計量為-1.08，不落在10%的置信區間中，因此常數項不顯著。市場開放度的系數為143949.30，T統計量在10%的水平上顯著。由于商品出口增長受多方面因素的影響，批發零售出口率DAE的估計系數不顯著，這說明批發零售出口率的變化對出口增長額的變化的作用不明顯。

在模型2中，流通業增效尤其是批發零售業增效受批發零售業資產負債率、批發零售業出口率、存貨周轉率的作用明顯，從模型2的回歸系數和T統計量可以進一步證實。常數項C的T統計量為-1.87，在10%的水平上顯著。批發零售業資產負債率的估計系數為2145.60，T統計量2.13在10%的水平上顯著。批發零售出口率DAE估計系數2579.52，這表明DAE每提高一個百分點，批發零售業生產效率將增加25.80萬元/人。存貨周轉率ITR估計系數7.10，這表明ITR每年上升一次，批發零售業生產效率將增加7.10萬元/年。ITR的T統計量為8.19，在1%的水平上顯著。批發零售業結構變化的估計系數為805.62，T統計量不顯著，這可能有兩個原因：一是批發零售業結構變化的衡量指標不夠全面，由于規模經濟和產業結構不合理以及企業數據的不可靠性，用批發零售業產值占第三產業總產值比是不夠合理的。二是批發零售業增效的指標數據是源自于微觀經濟中企業數據，增效指標的選取有點單一，解釋力度略顯不足。

凈資產收益率作為杜邦分析體系的核心，將批發零售行業中企業的經營成果、財務狀況、償債能力全面聯系在一起。ROE既與流通業增效情況息息相關，又能提高批發零售業產品的出口競爭力。因此，選用ROE作為控制變量。模型3是加入批發零售業凈資產收益率ROE作為控制變量的計量結果。加入控制變量后，MS的估計系數為3361.33，T統計量在10%的水平上通過顯著性檢驗。資金利用率Ce、存貨周轉率的估計系數在1%水平上顯著。資產負債率K、凈資產收益率ROE的估計系數為正且在5%水平上顯著，這與理論分析保持一致。

在方程（2）的基礎上用批發零售業結構變化（MS）與批發零售業出口率（DAE）的交互項來分析對流通業增效（LP）的調節效應。如果交互項顯著，則說明批發零售業出口率（DAE）對流通業增效（LP）具有調節作用。調節效應模型的回歸結果如模型4所示。從模型4的結果來看，加入交互項MSDAE后，MS的估計系數比模型3的更大，T統計量變得更加顯著。MSDAE的估計系數為正，T統計量7.58在5%的水平上顯著性，這說明交互項對流通業增效具有正向的調節作用，批發零售業出口率的提高有利于提高流通業的增效。DAE、ITR、ROE的T統計量均比模型3變得更加顯著，對LP的解釋程度進一步加強。

4.穩健性檢驗。針對上文5個計量模型的檢驗結果，需要做進一步的分析。批發零售業出口增長對批發零售業的增效的促進作用，通過經濟理論和實證檢驗得到支持。兩者關系能否通過格蘭杰因果檢驗？檢驗結果如表5所示。根據施瓦澤原則選擇滯后階數等于1。在1%的顯著水平下，批發零售業增效不是出口增長的原因的原假設被拒絕。在5%的顯著水平下，出口增長不是批發零售業增效的原因被拒絕。根據檢驗結果，在5%的顯著性水平下互為因果關系。