論市場準入制度變化對商貿流通業的影響

曲理萍

內容摘要：從1978年到2018年，我國改革開放進程走過了四十年風雨，也為國民經濟發展創造了巨大的成就，而市場準入制度則為經濟發展提供了動力。放松準入制度可以引導更多企業進入行業，在為行業提供更多活力的同時也會降低集中度水平，但其在商貿流通領域是否有效仍是值得探討的話題。本文收集1992-2018年我國省級面板數據，實證分析市場制度開放水平對商貿流通發展的影響關系，實證結果發現：市場準入制度的放松能夠顯著促進商貿流通業發展，且影響效果在西部地區更為顯著。因此，為更好提升我國商貿流通業發展水平，一定要站在提高市場開放水平的高度，推動產業內部的改革。

關鍵詞：改革開放 ? 市場準入 ? 商貿流通業 ? 實證研究

引言

我國1978年實行改革開放以來，取得了連續40年的經濟增長奇跡，我國的國民經濟刺激著產業發展，在商貿流通領域，市場化有效促進了商貿流通水平的上升。需要注意的是，市場開放的背后伴隨著市場準入制度的變遷，作為國際貿易中所圍繞的重要標準——“市場準入”，不僅衡量了我國改革開放的水平，也成為關乎企業發展的重要命題。放松市場準入條件，能夠降低商貿流通企業的制度成本，加強市場活力。但過度放松的市場準入制度也可能會涉及敏感領域，導致外資對某些行業的“低端化鎖定”，減少我國企業的商貿流通國際競爭力。

商貿流通作為連接生產與消費的重要環節，政府的政策制度將顯著影響其發展水平。一方面，商貿流通業的發展需要開放的市場，政府主導的制度可能會降低企業運行效率，產生尋租現象，進而出現政府投資主體的“擠出效應”;另一方面，商貿流通業發展離不開政策的支持，由于商貿流通服務關切我國的信息、物流及跨境外包等服務，政府的審慎監管會保障國內企業的發展效率，相關企業也需要對應的資金支持。研究市場準入開放程度與商貿流通業發展，不僅能夠反映我國商貿流通行業開放的水平，還能夠觀察商貿流通改革開放的方向。

文獻綜述

隨著世界各國之間流通領域經濟貿易活動的日益頻繁，商貿流通業已經成為了國際貿易的重要支點。現有研究已經發現，不同國家間的市場標準差異會影響商貿流通業的國際交流。祝合良和葉萌（2017）針對標準化對我國商貿流通業國際競爭力的影響進行了實證研究，其研究發現，短期內商貿流通業標準化水平提高對其國際競爭力提升具有促進作用，長期內商貿流通業國際競爭力對其標準化水平提升需求作用明顯。由于我國改革開放進程中，市場準入標準不斷靠近國際水平，我國的市場準入標準的改善，有助于提升商貿流通發展水平。周梁（2016）從政府干預角度證實了上述研究結論，認為政府政策干預對我國本土商貿流通產業競爭力變化具有重要作用。但沈文捷（2018）的研究則提出了新的看法，其研究通過收集1996-2015年我國省級面板數據，實證檢驗了政府干預對商貿流通發展的影響關系，結果發現整體上政府干預對商貿流通沒有顯著影響，但研究也發現，政策的作用具備較強的區域異質特征。總體來看，我國的政府政策及準入標準毋庸置疑會對產業發展產生影響，但尚未達成一致的研究結論。

在市場準入標準的角度，目前的研究更多聚焦于其他行業。以銀行業為例，白仲林等（2018）采用多重Nash均衡研究了銀行業市場準入制度改革對銀行市場進入決策機制的影響，并檢驗了銀行間差異化競爭戰略的實施成效。其研究發現，我國銀行業準入制度放松顯著推動了市場進入決策機制升級。在服務業的研究中，倪鵬途和陸銘（2016）從城市層面市場結構研究對創業的影響，結果發現：國企占比高對創業活動存在顯著抑制作用，而這一負面影響在服務業（特別是消費性服務業）中表現得更為明顯，放寬市場準入，尤其是在服務業放寬市場準入，才能形成“大眾創業”的政策環境。回到商貿流通業內部，對于市場標準建設的討論較少，趙武（2016）認為，通過商貿流通業發展推動我國制度變化和經濟發展，是產業發展的必要流程。本文將首次從市場準入角度探究市場開放與商貿流通業發展的聯系，并進行具體的實證檢驗。

模型設定與變量選取

（一）模型設定

為了實證檢驗市場準入開放水平對商貿流通業的發展影響，本文構建了如下模型：

公式（1）中，下標i和t分別代表第i個省處于第t年時的數據，ε是模型的隨機擾動項。被解釋變量T是商貿流通業發展的衡量指標，解釋變量Open是市場準入制度開放程度的衡量指標，變量X是一系列區域內部可能影響產業發展的控制變量矩陣，包括投資率（inv）、金融規模（inf）、消費水平（cpi）、教育水平（edu）、就業水平（une）。

（二）變量選取

被解釋變量：商貿流通業發展水平（T）。由于商貿流通業這一概念較為寬泛，在定義上也有廣義與狹義兩個層次，廣義的商貿流通市場包含社會消費品零售市場、生產資料市場及進出口物流市場。由于本文的商貿流通業發展水平更關注改革開放四十年來我國區域內部的商貿流通能力，因此采用社會消費品零售總額占各省GDP的比重進行衡量。

解釋變量：市場準入制度開放水平（Open）。在制度的變動上，很難從單一可度量指標進行衡量，本文借鑒陳文剛（2016）文章中的相關做法構建了專用的區域市場開放指數，該方法建立在霍克曼（Hoekman）和馬特奧（Mattoo）的貿易服務自由分值思想之上，霍克曼對于市場的開放程度進行“頻度分析”，從市場準入協議中的“無限制”、“有保留的承諾”、“不作承諾”三種描述進行賦值，分別為1、0.5和0。而本文的研究時間長度更長（改革開放以來），賦值層次上更加細化，則根據制度措施進一步細化為0.1、0.2，…，1.0的十個層級。其次，本文需要構建產業開放度指標M：

公式（2）中M衡量了產業的開放度，o/b是開放/約束因子或該行業承諾的自由化分值，W為權重，由于商貿流通業是包含多個子行業的結合性行業，進而將公式（2）變動為：

公式（3）中，T為商貿流通業子部門數目，為了使得該開放度能夠符合市場準入制度的承諾“頻度”，將開放度與賦值進行結合，從而計算我國商貿流通業市場標準層面的開放水平：

由于市場準入制度包涵“市場準入”機制和“最惠國”機制，故在公式（4）中，Mma為市場準入制度指數，Mnt為國民待遇指數，N為M部門做出承諾的各個子部門數目，T為M部門保護的子部門數目，Wmai為M部門的子部門i在各種市場準入條件下各種自由度的權重，Wnti為M部門子部門i在不同國民待遇下各種自由度的權重，（o/b）mai是市場準入條件下的開放/約束因子，（o/b）nti是國民待遇條件下開放/約束因子。對1978-2018年市場準入制度開放水平進行計算后，結果如圖1所示。

由于本文計算所得指數處于[0，1]區間，為了使得計算結果更顯著，本文將指數乘以100處理。由圖1可以看到，我國商貿流通業在改革開放的四十年來，市場開放水平經歷了快速上升的過程。整體來看，我國商貿流通業市場準入制度開放的水平在1992年后經歷了快速增長的過程，并于2005年后趨于平滑。

控制變量：本文采用的控制變量包括投資率（inv），采用各省固定資產投資增長率表征;金融規模（fin），采用各省商業銀行的貸款總額與GDP的比值表征;消費水平（cpi），采用各省人均可支配收入表征;教育水平（edu），采用各省高等教育在校人員與總人口比值進行表征;就業水平（une），用各省登記就業人口與總人口比值進行表征。

由于1992年前部分數據缺失嚴重，基于數據可得性問題，本文采用1992-2018年我國31個省市的統計數據進行計算，1992年是我國改革開放的重要節點，從圖1的計算可以看出，自1992年后我國準入制度的開放性開始大幅上升。本文的數據來自《中國統計年鑒》，部分數據來源于各省統計局網站，變量的描述性統計如表1所示。

實證結果分析

（一）基礎檢驗

對于上述面板數據，本文首先采用豪斯曼檢驗（Hausman）檢驗其個體效應水平，結果拒絕零假設并接受備擇假設，解釋變量與個體效應相關，應采用固定效應模型，從而將原始數據代入模型（1）中，檢驗結果如表2所示。

固定效應檢驗結果顯示，從整體而言，市場準入制度的開放度上升，有效促進了我國商貿流通業的發展，兩者在1%的顯著性下具備正關聯。具體而言，我國商貿流通業的行業制度開放水平每上升1%，商貿流通業發展水平將提升1.45%。控制變量中，區域消費水平與就業水平均顯著提升了產業發展，這一結果在其他的研究中亦可得到證實。

（二）區域異質性檢驗

由于不同地區的經濟基礎并不一致，為了進一步發掘市場準入制度的影響，本文將全國31個省市分為東部、中部、西部三個經濟區域，并進行了分區域檢驗，結果如表3所示。

區域異質性檢驗結果顯示，在三大經濟區域內兩個核心變量間均具備顯著的聯系，即市場準入制度的開放度上升，有效促進了我國商貿流通業的發展，兩者在1%的顯著性下具備正關聯。具體而言，我國商貿流通業的行業制度開放的正向影響呈現出西部、中部、東部的階梯式影響分布，本文猜測可能的一個原因是，由于我國的總體市場開放性呈現東部、中部、西部的階梯式分布，西部的市場開放基礎較差，且由于地理條件限制，對外貿易的阻礙較大，一旦市場準入條件放松，西部地區具有典型的“綠地特征”，大量外部資金會介入并對西部的商貿流通業建設產生影響，進而產生更為顯著的扶持作用。

政策建議

通過以上實證檢驗，本文發現我國市場準入制度的限制降低可以促進商貿流通業的發展，本文建議應通過以下幾方面，進一步推動改革開放發展，促進產業水平上升：

第一，根據本文的計算，我國商貿流通行業在市場準入方面的限制已顯著減少。我國十八屆三中全會確立了市場在資源配置中的決定性作用，進一步說明了我國在商貿流通領域推動改革開放的決心，隨著我國市場準入制度的改進，近年來我國商貿流通業的國際地位顯著提升，但仍需放寬外資在股權比例、經營范圍、注冊資本等方面的限制，鼓勵外資進入，通過資本結構的變動提升市場競爭水平，利用外資的“鯰魚效應”加強市場活力。在行業的發展總體規范中，應該遵循自由化原則，貫徹透明度原則，創造更好的行業發展環境。

第二，當前我國商貿流通行業仍未完全開放，需要進一步提升行業開放水平。根據本文計算，截止2018年，我國商貿流通行業市場開放水平達到77.142%，仍未突破80%的關鍵節點，這一情況的產生主要是由于2012年以前，我國在快遞業務市場嚴格限制外資進入，在開發市場準入條件后，仍在運輸和通信領域施加諸多限制，使得外資企業發展無法達到預期，國內快遞市場一直處于雜亂無章的競爭環境，也影響了商貿流通業總體產業的市場發展。因此，應充分發揮市場配置資源的主導地位，推進相關行業的市場體制改革。

第三，在降低市場準入門檻的同時，還需加強政府的事后監管。過高的市場準入門檻會減少市場中的商業貿易往來，降低市場準入條件能夠吸引更多企業進入市場，但也會使得許多不良資本介入。政府降低市場準入標準并不意味著政府不干預市場交易，加強事后監督就是為了保障行業的可持續發展，監督生產與交易流程，對流通過程進行嚴格把關，對不符合標準的企業實施嚴格的清除機制，保障市場的可持續發展。

參考文獻：

1.祝合良，葉萌.標準化對我國商貿流通業國際競爭力影響實證研究[J].中國流通經濟，2017（5）

2.沈文捷.政府干預對我國商貿流通業影響的實證分析[J].商業經濟研究，2018（1）

3.周梁.政府干預對我國本土商貿流通產業競爭力提升的作用路徑[J].商業經濟研究，2016（3）

4.白仲林，杜陽，王雅蘭.準入制度改革、同業競爭與銀行業市場進入決策機制升級[J].統計研究，2018（35）

5.趙武.商貿流通業的經濟增長效應及深化策略[J].商業經濟研究，2016（13）

6.陳文剛.我國商貿流通業自主品牌培育發展策略分析[J].商業經濟研究，2016（11）

7.倪鵬途，陸銘.市場準入與“大眾創業”：基于微觀數據的經驗研究[J].世界經濟，2016，39（4）