供給側結構性改革背景下商貿流通業的引領性作用分析

李瑞紅

內容摘要：商貿流通業的主要功能在于降低交易成本，降成本同樣是當前供給側結構性改革的主要任務，流通市場著力于城鄉溝通、虛實互聯、產業傳遞及價值共創，是促進經濟發展的保障。為了考察供給側結構性改革背景下商貿流通業對經濟的引領性作用，文章采用2008-2017年省級層面數據進行量化研究。結果表明：產業結構優化與商貿流通業兩者對經濟增長均存在顯著拉動作用，但兩者的共同引領作用在不同區域顯示出一定的異質性。總的來看，產業結構優化與商貿流通業的引領性作用仍有較大提升空間，最后針對目前政策運行的特點，文章提出相關建議。

關鍵詞：供給側結構性改革 ? 商貿流通業 ? 引領作用

引言

隨著中國經濟增長速度從高速轉入中高速，傳統的粗放式增長模式已經難以為繼，解決經濟發展中遭遇的瓶頸，總體存在兩種思路：一是通過供給側結構性改革所提出“三去一降一補”進行產業結構優化;二是通過實行更高效的產品市場流通和價值共創。供給側結構性改革無疑是直指問題本質的解決措施，不僅改善原有產業和經濟結構，而且大幅提升了供給側的生產附加值，但同樣存在實施周期長、落實難度大及成效變動緩慢的問題。商貿流通業是引導經濟發展的先導性基礎產業，著力于城鄉消費市場溝通、虛擬現實市場互聯、產業鏈物質傳遞及產品價值鏈共創等方面，是降低市場溝通成本及產業聯動成本的主要環節，在經濟發展中具備重要作用。商貿流通業發展是實現“三去一降一補”中降成本的關鍵，在供給側結構性改革背景下，產業結構優化與商貿流通業發展間能否產生“化學反應”，是探究我國未來經濟發展的重點課題。

相關文獻綜述

通過梳理相關文獻可以發現，目前國內對商貿流通業的經濟引領作用已經達成了一定共識。丁俊發（2017）提出，我國經濟運行面臨突出矛盾和問題，根源在于重大結構性失衡。董譽文（2016）使用索洛余值法、DEA-Malmquist指數法測算了我國商貿流通業的增長方式轉換和效率。研究發現，現階段我國商貿流通業增長方式仍然是以要素積累為主的粗放型增長方式，具備資本、勞動雙驅動特征，并且全要素生產率全面顯著惡化。王曉娟（2017）認為，以供給側結構性改革為契機，推動我國現代零售業轉型升級已成為經濟新常態下的必然之選，通過商貿流通業改善產業結構成為當前我國經濟發展的核心內容。

但同樣需要注意的是，上述研究所關注的僅是商貿流通業和經濟增長之間的直接聯系，而沒有聯系政策背景作用進行深入分析，原因可能是供給側改革政策的相關數據較少，經濟作用難以量化。隨著供給側結構性改革在產業發展中的不斷深入，凸顯產業結構優化對經濟發展重要性的文獻開始出現，但相關研究仍然是從定性或描述統計角度出發進行分析。比如周開國等（2018）通過構建理論模型分析了從壟斷到完全競爭等一系列不同市場結構下，企業退出與進入市場的最優策略，且深入探討了政府與市場在其中的協同效應。田翠（2018）提出，商貿流通業定位為國民經濟的重要先導產業，良好行業環境氛圍的塑造及其對消費和投資的巨大牽引效應決定了該行業與國民經濟密不可分，并從理論視角對商貿流通業的引領作用進行了簡單分析。劉宇等（2016）以商貿強國視角對流通產業結構調整策略進行分析，文章同樣止于理論分析，而未從量化角度進行實證模擬。

本文將在商貿流通業研究中首次引入產業結構優化相關數據，并將商貿流通業與結構優化的交互項視為“引領效應”的量化項目，實證研究供給側結構性改革背景下商貿流通業的引領性作用。

變量選擇與模型構建

商貿流通業是一個交叉領域，學界對其界定存在理論上的分歧，廣義的商貿流通業側重于其在國民經濟部門發展中的需求端作用，數據限制性較高。根據商務部《流通產業改革發展綱要》中的描述，本文采用狹義商貿流通業的界定范圍，包含交通運輸業、倉儲和批發零售業、住宿業和餐飲業四個部門。

核心變量選擇上，被解釋變量為區域經濟發展水平（GDP），解釋變量為替代供給側結構性改革政策效應的結構優化水平（ST）和商貿流通業發展水平（INT）。由于需要考慮政策背景下產業發展的引領性作用，則需要進一步納入政策效應與產業效應的交互項。控制變量選擇上，由于生產要素的集聚被視為經濟增長的核心產物，可以把勞動、資本及技術這三類要素與物流成本要素共同作為企業發展的“四類利潤源”，為了減少模型中可能存在的共線性問題，應該盡可能降低基礎要素相關的控制變量。考慮到上述情況，本文選擇了與核心要素無關的城鎮化水平（URB）及市場化水平（MAR），兩者對區域經濟的集聚有著不可替代的作用，但沒有覆蓋基礎因素的相關作用。綜合上述變量選取情況，本文建立計量模型如下：

GDPit=α1STit+α2INTit+α3ST*INTit+β1URBit+β2MARit+εit ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（1）

其中，i代表對應區域，t代表年份;GDPit衡量i區域t年的人均生產總值; STit 代表產業結構優化水平，由三次產業占比表示;INTit為商貿流通業對應四個部門的增加值加總; URBit 代表對應區域的城鎮化水平;MARit代表對應區域的市場化水平。

實證分析

（一）數據來源及處理

供給側結構性改革概念提出時間較短，但實際上在2008年金融危機后，由于進出口部門的增長乏力，我國已經開始了內部產業結構優化過程，并著力于發展國內消費市場潛力，因此本文選取2008-2017年我國31個省市及自治區的面板數據。為了剔除價格效應的影響，以2008年的基期人均GDP水平對GDP指數進行折算，同時以2008年消費者物價指數對商貿流通業增加值進行折算，數據來源于對應年份的《中國統計年鑒》，部分缺失數據來自于各省統計局官網，為消除異方差問題，解釋變量和被解釋變量的替代指標均取對數。城鎮化水平指標采用年末城市人口在總人口中占比表示，市場化水平來自樊綱（2018）的《中國分省份市場化指數報告》。變量描述性統計如表1所示。

（二）實證過程及結果分析

本文采用面板數據進行研究，因而需要采用合適的計量模型以得出正確結論。由于時間長度限制，對短面板采用方差分析（ANOVA）和Hausman檢驗以選擇計量模型，ANOVA所得F統計值處于0.05的顯著性水平下，組內并未出現顯著差異;Hausman檢驗結果為53.10，對應p值為0.0000，故該面板適用于固定效應模型。為了保障統計結論的穩健性，本文進一步將供給側結構性改革背景下的商貿流通業發展分為東部、中部和西部三個區域，由于在區域分割后，數據結構從短面板變為方形面板，本文在固定效應模型的基礎上采用全面廣義二乘估計（FGLS）方法，該方法在考慮組內異方差和自相關情況下，納入周期分析過程，更適用于短面板分析。表2列示了固定效應模型回歸結果，表3列示了全面廣義二乘估計模型回歸結果。

由表2可以發現，采用固定效應進行擬合的模型顯著性較高，R-square均大于0.90;F檢驗結果表明模型整體回歸效果良好，說明采用固定效應模型較為合理。表3相較于表2，在分區域回歸上部分結果更顯著，對應的t值更大，說明方形面板中所采用的FGLS模型更具效率，模型回歸結果更為穩健。在結果分析中，本文將采用固定效應模型結果解釋全國層面的情況，采用FGLS模型結果解釋分區域回歸結果。

從全國范圍來看，商貿流通業發展和產業結構優化均對區域經濟增長產生顯著正向促進作用，商貿流通作用強度大于結構優化作用，兩者交互項同樣產生了明顯正向作用，但判決系數較小（0.1232），說明供給側結構性改革與商貿流通發展的結合水平較低，對經濟增長產生的實際效果相對輕微，仍具備較大空間進行改善。從經濟學角度來看，由于結構優化效應本身在當期產生的經濟導向作用并不明顯，更多存在于外部性層面，無法形成顯著的量變效應，更多通過內部疏導產業結構及經濟結構對經濟發展提供動力，因而造成了政策利好下商貿流通業引領作用較弱的情況。

從分區域結果來看，商貿流通發展效應呈現中部、東部、西部的排序，這是由于中部的商貿流通業區位優勢更強，在連接國內市場方面更加便利，東部依托河海運輸等可以建立沿海流通網絡，發展效應僅次于中部，而西部流通基礎設施較差，且地理環境復雜，商貿流通發展效應相對較低。產業結構優化呈現西部、東部、中部的排序，這是由于西部產業規劃較為薄弱，尚未形成固定產業分類，三次產業間變動情況較為頻繁，因而當第三產業比例上升時，對應優化所帶來的經濟發展能力較強，在短期內能夠產生較好作用，而東中部產業分配相對固化，產業結構變動幅度較小，所產生的影響較西部更低。兩種效應結合所產生的彈性排序為西部、東部、中部，彈性值為0.0825、0.0519和0.0334，說明在供給側結構性改革政策背景下，商貿流通業發展對于西部的引領作用最強，這是由于西部流通產業及產業結構規劃尚未成型，具備更強可塑性，依托于產業發展的可能性更高;東部產業結構和商貿流通業基礎更高，由結構優化可能引致的質量變動效果更強，商貿流通的傳導作用更明顯;中部商貿流通引領作用相對較低，原因可能在于中部區域仍處于一、二次產業引領的生產發展期，以商貿流通業為代表的三次產業發展在經濟總體發展中的促進效果難以體現。

結論及政策建議

本文為了從量化角度考察供給側結構性改革背景下商貿流通業對經濟的引領性作用，采用2008-2017年省級層面數據對結構性優化、商貿流通發展和區域經濟進行量化研究。結果表明：產業結構優化與商貿流通業兩者對經濟增長均存在顯著拉動作用，但兩者的共同引領作用在不同區域顯示出一定異質性，在西部的影響效果最強，可能是由于西部流通基礎設施建設較為薄弱，能夠在短期內形成流通量化引領;在東部的影響效果次之，這是由于東部流通產業規模較大，能夠在高總量基礎上形成流通質量優化;在中部的影響效果最差，這是由于中部正處于一、二次產業引導發展轉型期，三次產業引領的結構優化效果相對較低。要充分利用供給側結構性改革引領下的政策紅利，各級政府應根據其區位制定發展戰略，具體建議如下：

第一，強化流通基礎設施建設，尤其應加強西部區域的流通產業投資。各個區域的物流設施建設制約了產業發展的上限，并影響了商品市場的開放性與流通性，實現更利于消費者的流通服務，是擴大內部需求的基礎條件。作為實現商貿流通業發展的先導性投資，完善區域內部流通基礎設施建設，不僅能夠促進商貿流通發展，還能夠穩定區域內部市場。此外，由于西部流通基礎過于薄弱，盡可能的幫助西部區域進行流通設施建設，是均衡流通區域發展情況、形成多級市場聯動的重要手段。

第二，制定以商貿流通業為基礎的轉型發展策略，優化區域內三次產業結構。商貿流通業的主要目的是解決各個經濟主體在時間、空間上的錯位，一方面，商貿流通業能夠改善市場上的供需錯位關系，縮減產品供給需求錯位產生的摩擦成本，幫助消費者降低搜尋成本，在保持原有消費者剩余的同時提高生產廠商的邊際利潤;另一方面，通過完成區域內部產業結構聯通，可以利用商貿流通業的交易成本外部性幫助相關企業降低發展成本，并將產品擴散到更廣泛的市場上，發揮商貿流通所產生的網絡經濟效益。在制定區域產業轉型發展策略時，不能僅盯住產業本身產出，更應該考慮到商貿流通業的諸多外部性作用，以商貿流通業為引領，規劃最有效的區域產業優化戰略。

第三，以供給側結構性改革為契機，打破原有的行政管理制度，制定更簡約的行政審批手續，降低產業優化中的制度成本。降低流通成本的方法能夠在短期內實現市場交換邊際的上移，但在長期經濟體重新形成均衡后，效果會逐漸消退。突破制度成本的桎梏，離不開地方政府簡政放權的決心，在供給側結構性改革背景下，僅依靠降成本是無法完全實現真正的結構性改革的，更需要直接從制度上消滅病灶，降低企業發展中的行政風險，并實實在在地通過檢索審批、加快審核及政策紅利發放的配套措施，推動企業轉型優化，進而實現供給側結構性改革背景下商貿流通業的深度發展引領。

參考文獻：

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4.丁俊發.供給側結構性改革下流通業的先導作用[J].中國流通經濟，2017（2）

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