我國商貿流通業增長能力、產業先導機制和產業結構轉型

朱雪娟

內容摘要：我國商貿流通業發展顯著促進了國民經濟增長，但理論界在商貿流通業能否促進產業結構轉型上產生了不同的意見。部分學者認為商貿流通業的產業先導機制體現在產業規模的擴大之中，但亦有學者認為商貿流通業發展能夠作用于產業結構優化過程。本文通過對商貿流通業和產業結構變動的機制分析，構建了“商貿流通力”這一概念，并采用產業集中力、產業傳導力和產業推動力進行了分解，利用回歸分析了我國各省產業傳導力系數水平。結果證明，我國商貿流通業先導機制除在西藏、青海、廣西、海南以外的省份均產生了顯著的正向影響，說明在我國絕大多數省份商貿流通業對產業結構轉型的先導機制有效。

關鍵詞：商貿流通業 ? 產業先導 ? 產業結構 ? 省級面板

問題的提出

“供給側結構性改革”思維下，我國的產業發展需要產業結構優化的助力。商貿流通水平作為各國經濟發展的“晴雨表”，不僅能夠充分體現國民經濟發展的潛力，更能夠作為產業結構調整的核心動力。商貿流通業作為典型的第三產業部門，能夠有效打破市場桎梏、清除市場障礙，還能夠幫助現有市場突破瓶頸，實現居民消費和需求的雙重突破。商貿流通水平的提升還能夠幫助三次產業規模實現提升，對于產業鏈融合的作用使得不同產業實現了循環發展的高效路徑，但實務界對于商貿流通業發展的產業先導作用仍具有疑問：該產業先導作用能否有效幫助產業結構實現轉變？通過商貿流通業發展渠道，促進產業結構革新，能否成為我國供給側改革的核心工具？上述疑問有待理論和實證研究的解答。

文獻綜述

我國學者對于商貿流通業及產業結構轉型之間的關系進行了大量啟發性的研究。解鵬程（2018）利用我國的城市面板數據進行實證分析，發現商貿流通業的發展通過結構調整作用促進了區域經濟發展，并推動了我國總體經濟結構轉型。張立平（2016）認為商貿流通業發展在居民消費結構轉變上有較強的效用，推進了居民結構的優化，進而促進了產業結構變動。吳玉萍（2016）指出，經濟發展新常態下，商貿流通業發展對于產品結構轉變產生了較好的作用。相關研究表明，商貿流通業能夠促進產業結構的轉變，但對商貿流通業的產業先導作用研究較少。

胡軍偉（2016）認為商貿流通業發展的產業先導作用主要體現在產業發展視域之中，對于產業結構的調整作用較少，更多的是對產業規模的擴大起到促進作用。與此不同的是，林英澤（2016）通過“一帶一路”倡議對商貿流通業效率、經濟發展及產業轉型展開了研究，認為商貿流通效率提升雖然沒有直接導致產業轉型，但能夠以經濟發展的渠道促進產業發展。依紹華（2018）的研究則利用商貿流通業發展的多種效應的歸納得出了類似的結論，認為商貿流通業具備產業結構轉型的先導性作用。上述研究中出現了顯著的理論異化，對于商貿流通業和產業結構變動之間存在分歧化的看法，本文將具體就商貿流通業發展、產業先導機制和產業結構轉型展開研究。

商貿流通業影響產業結構轉型的機制分析

（一）商貿流通發展對國民經濟發展貢獻持續提升

我國商貿流通業發展首先作用于國民經濟層面，對于生產和消費的轉換而言，商貿流通業的發展可以有效提升物質的轉換水平，銜接供給端與需求端，效率的提升可以創造出更多的投資需求和商品需求。2017年底，我國商貿流通業對國民經濟貢獻度已經達到17.63%，該比例已經超過少量發達國家水平，但相比于美國、日本等國家25%以上的貢獻比例仍有差距。

改革開放40年來，我國國民經濟的發展日新月異，在商品市場上表現的尤為明顯，根據國家統計局數據，2017年社會消費品零售總額高達36.6萬億元，相比于1978年的1527億元實現了239%的增長，隨著商貿流通業的進一步發展，可以有效導向國民經濟向更高層次發展。

（二）商貿流通發展促進產業鏈整合

商貿流通業對于產業鏈整合的貢獻主要體現在市場運轉環節，由于上游供應鏈企業往往形成了產業群落，產業之間具備一定的流通能力，而產出品與消費者之間的供應則需要商貿流通產業的推進和溝通，由于總體商品運輸的規模經濟和運輸手段，商貿流通系統可以將流通成本壓縮在總體產業鏈利益分配中較小的板塊，不僅幫助廠商減少了運輸成本，還使得消費者享受到了真正的福利。產業鏈整合所帶來的市場變動還造就了當前的電子商務市場，由于精準化產品投放的優勢，實現低成本運輸的網絡零售市場在產品銷售上具備了更廣泛的投放范圍，2017年全年網上零售額達到71751億元，同比增長32.2%。產業鏈融合水平的上升也使得我國產業之間產生了更好的聯動，增強了經濟發展動力。

（三）商貿流通發展推動居民消費及市場融合

商貿流通業作為第三產業中的核心產業，對于居民消費產生的多個方向的傳導作用，引致居民消費習慣的改良。由于我國居民長期受到“小農經濟”的束縛，對于資產的運用和梳理缺乏概念，在家庭資產結構上保持著高儲蓄、低投資、低消費的特點。隨著流通方式的改變，我國居民在實現消費的條件上產生了巨大的轉變，同時也劇烈影響居民的消費習慣，居民逐漸開始嘗試調整消費-投資比例，也開始逐漸采用信用消費等方式進行預先消費，商貿流通業帶來的諸多變化幫助企業運營效率和體系上都產生了一定優化。

商貿流通力的對產業結構轉型的先導作用

（一）變量說明

根據徐永峰等（2015）的文章中的相關研究，商貿流通業的增長可以視為在統一的商貿流通力推動下產生的，該研究中將總體指標分解為三個角度。

第一，產業集中力指標。產業集中力是產業集中的表現，也是經濟結構的層級變動指標，產業導向首先會對區域內居民的消費水平產生正面影響，從市場消費的潛力角度增加需求，進而由于需求的變動，產業結構產生適應性變化。其次會加強區域內的商品規模水平，由于商品價格的差異，規模的增大過程中各種商品需求的變動水平不一致，進而產生結構性變化。根據上述分析，產業集中力可以由居民消費指數（CPI）、億元以上商品種類數、區域內商場數量（規模以上）和總貿易規模（集市貿易總額）四個變量進行加權求得。

第二，產業傳導力。產業傳導力是比例指標的集合，反映了商貿流通業內各種產業占比的上升趨勢，進而反映了三次產業變動過程。由于零售庫存的下降，產品運轉速度有較大的提升，城鄉貿易成交額的提升則表明國內市場消費水平的上升，批發與零售業的總體進步則是商貿流通業內部機制變動的核心指標?？偟膩碚f，產業傳導力由庫存額比批發零售業銷售額（%）、城鄉貿易成交額占貿易總額（%）、批發與零售業份額占GDP比值（%）和限額以上批發零售業利潤增長率（%）組成，其中庫存額占比為逆指標，需要歸一化。

第三，產業推動力。產業推動力則集中于產業結構的宏觀方向，是市場運作表現良好的指標集合。本文采用了社會消費品零售額總體增長率（%）、居民人均可支配收入增長率（%）及全要素生產力（Malmquist指數，%）進行擬合得出產業推動力的水平。

此外，本研究還需要區域內的經濟結構變動指標，該指標是商貿流通能力所產生的核心解釋變量。已有文獻中對于經濟結構的衡量，往往從產業集中和外部性角度出發，常用的包括赫芬達爾指數（Herfindahl Index，HI）、勒納指數（Lerner Index，LI）、經濟多元化經營單元數（也稱“魯梅爾特數”，Rumelt）等方法。本文立足于經濟結構的產業層級變動，因此從三次產業變化的角度建立經濟結構升級指數，該指數結合了產業集中度的相關理論，計算方法如下：

式（1）中，IS表示經濟結構升級的水平，該指數代表了各個層次（m=1，2，3）產業在總產值中的占比，當IS的數值越高，則表明該地區約傾向于高層次產業結構，其經濟結構越好。

（二）模型構建

商貿流通理論認為商貿流通業之所以是經濟發展的導向型產業，是因為單一產業的發展能夠拉動整體產業結構的變動。因此，本文假定產業結構是商貿流通業發展、結構及推動能力的函數：

在函數（2）中，本文將產業結構進行了分解，其水平取決于商貿流通業的產業集中力（cd）、產業傳導力（cs）和產業推動力（cp），這三種力量則在上文的指標構建中進行了說明，從而可以將模型設定為：

對數化處理函數后，i代表了各個區域內商貿流通發展對產業結構轉型的推動作用，上述模型中，本文需要關注的α2的值，該系數代表了各個區域內商貿流通業的產業傳導力作用，該變量體現了不同區域內的商貿流通業先導水平的大小，該系數的顯著性則證明了產業結構轉型與商貿流通業發展的關系。

本文的數據時間為2010-2017年，數據均來源于國家統計局及各省統計年鑒，各個變量的計算方法在上文已經釋出，同時對各個變量進行了歸一化處理，以消除變量計算口徑問題。

（三）實證結果

該回歸本文采用了Eviews 8.0軟件，本文首先計算了全國層面數據間關系，以觀察模型的擬合水平，調整后模型的判決系數R2的值為85.5%，說明模型解釋能力較強，能夠有效衡量商貿流通先導作用與產業結構升級之間的線性關系，進一步對模型進行方差分析，輔助判定變量間的線性關系，判定結果如表1所示。

由表1可見，常數項F值為21.082，大于該F臨界值的概率為0.000，在1%的顯著性水平下仍為顯著，拒絕原假設“回歸系數為0”，說明方程（3）中核心變量間的線性關系得以確認，進而可以采用各省數據進行分樣本回歸，表2中展示了不同地區的回歸系數。

結論

本文利用商貿流通業發展所產生的三種動力，從理論角度梳理了商貿流通力對產業結構轉型的作用，并采用回歸模型分析了產業傳導力和產業結構優化的關系，采用了我國2010-2017年8個統計期的數據對兩者的作用進行了實證分析，根據本文的實證結果，可以得到三個結論：

第一，我國的商貿流通業增長具備顯著的產業先導作用。根據本文的模型擬合分析，商貿流通業先導作用的貢獻度達到了85.5%，這一結果也與商貿流通業發展特征有關。由于商貿流通業具備顯著的產業中介作用，其自身發展的集中性和推動性在我國產業結構轉型路徑中體現的并不明顯，而在不同產業結構變動的傳導過程中起到了至關重要的作用，本文的理論研究中也提出了，商貿流通業能夠促進國民經濟發展、推動產業鏈整合及促進居民消費和市場融合，產業發展數據與本文的分析結論高度吻合，證實了商貿流通業獨特的產業先導機制的存在。

第二，商貿流通業先導作用在除西藏、青海、廣西、海南外的27個省呈現顯著效果。根據表2的回歸結果，傳導力與產業結構優化在我國31個省份的影響系數均為正數，最大為北京市的3.122，最小為青海省的0.226，但由于模型顯著性問題，這一作用在部分省份體現并不明顯，本文認為這是由于相應省份的產業結構均衡性上不具備普遍性，例如海南和廣西，主要依賴于旅游業的發展，因此在產業結構優化上較為模糊，第三產業的變動幅度較小。西藏和青海省的問題在于三次結構分類上較為模糊，處于產業建設的初級階段，在產業分化上與其他省份有較大差別。但上述回歸結果說明，商貿流通業在我國絕大多數地區能夠有效推動產業結構的轉變，這一先導特征在國家層面具備正向一致性。

第三，通過推動商貿流通業發展，能夠有效促進我國產業結構優化進程。商品市場的突破性發展源于商貿流通業的不斷更新改革，無論從市場表現，還是產業結構上，商貿流通業持續的基礎設施投入和縱向發展都成為了推動國民經濟發展的有效助力，總的來看，商貿流通發展對于我國產業結構轉變有極大的促進作用。我國商貿流通業仍然保持了巨大的發展動能。得益于整體經濟宏觀層面的大幅提升，商貿流通業對全社會的需求層次和需求規模都有巨幅的促進。同時，大量的資本進入商貿流通領域，幫助產業鏈間實現了快速融合和發展。

參考文獻：

1.解鵬程.產業結構調整、商貿流通業發展與經濟增長的關系研究[J].商業經濟研究，2018（2）

2.胡軍偉.產業結構視閾下我國現代商貿流通產業優化路徑[J].商業經濟研究，2016（19）

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