商貿流通業推動城市經濟發展的實證研究

呂波 黃惠

中圖分類號：F724? ?文獻標識碼：A

內容摘要：本文選取了全國、北京市、哈爾濱市和貴陽市四個具有代表性的區域和城市分析了商貿流通業對城市經濟發展的影響。通過對流通業的相關指標的研究表明，2014年以前為商貿流通業的發展鼎盛時期，不論是流通業增加值占GDP的比重還是流通業就業人數占總就業的比重都呈現快速上升趨勢，但2014年后則都呈現回落趨勢，說明近年來我國流通業發展已進入平穩發展時期。在定量分析中，本文利用協整分析與誤差修正模型，發現商貿流通業的發展依然能在長期內促進城市經濟的發展，短期內的非均衡狀態會被一定的調整力度拉回到長期均衡狀態;此外位于西部地區的貴陽市商貿流通業發展的拉動作用要比位于東、中部地區的北京市和哈爾濱市地區更大，這與東、中部流通業發展已進入平穩發展時期而西部地區流通業尚有更大的發展潛力相關。

關鍵詞：商貿流通業? ?城市經濟發展? ?誤差修正模型? ?協整分析

引言及文獻綜述

“城”表示人們聚集的場所，“市”則代表交換，城市經濟的發展就包含了由于商業交換活動而形成繁榮的聚集場所的過程。流通作為交換過程中的重要要素，從一開始就對城市經濟發揮著不可或缺的作用。進入工業化中后期，商貿流通業愈加成為城市經濟發展過程中的重要組成部分，流通業與城市經濟發展的關系更加緊密相連。流通業對城市經濟發展的作用主要體現在其先導性作用上，一方面流通業是企業乃至于整個產業的經濟發展基礎，影響市場需求預測，發達的流通業發展有利于擴大就業和促進消費（魏冬梅、賈月偉，2017）;另一方面，流通業作為生產和消費的中間環節，產品生產出來后要依靠流通環節來達到最終價值的“驚險跳躍”。在關聯作用上，流通業作為產業和企業之間的聯系紐帶，有利于促進分工深化，優化資源配置，給城市帶來聚集經濟效應（熊玲，2017）。

早在20世紀90年代，Yang and Robert（1994）就利用一般均衡模型對城市化、分工深化與交易效率進行了擴展，Arthur OSullivan（2002）則在分工的基礎上闡述了城市經濟發展與商貿流通業之間的互動關系，指出城市的存在是因為人們需要流通和交換。晏維龍等（2004）以中國1960-2001年流通業發展為研究對象，提出了流通業作為先導性行業的發展戰略。王德章、宋德軍（2007）和王春宇、仲深（2009）則都分別使用了誤差修正模型分析了流通業發展對城市經濟的影響。高峰（2016）通過揭示商貿流通業發展過程中的現狀及對城市經濟發展的影響，提出兩者是相互促進的關系，王東岳（2017）則通過產業集群分析了流通業在經濟發展過程中的聚集效應，表明了流通業發展對促進城市繁榮的作用。上述研究都從不同角度分析了流通業對城市經濟發展的影響，并逐漸確認了流通業作為先導性行業的戰略性地位，但是在上述分析中大多未能考慮到城市間的地區差異，且缺乏定性與定量研究的結合。本文因而對此做出了進一步的研究分析。

商貿流通業推動城市經濟發展的作用分析

商貿流通業不僅能推動社會經濟的有效增長，還能帶來就業崗位的增加和消費的增長，促進資本積累和技術進步，從而不斷擴大社會總供給，實現經濟的長期穩定增長。

（一）商貿流通業對城市經濟的直接影響

本文分別選取了具有代表性的北京市、哈爾濱市和貴陽市作為研究對象，對我國2010-2017年間人均社會消費品零售總額進行對比（見圖1）。可以看出，我國2010-2017年間人均社會消費品零售總額總體呈不斷上升趨勢，說明我國流通業發展狀態較好，但是后期增速有所放緩，尤其是東部和中部地區，表明我國流通業發展正進入平緩發展階段。地處東部地區的北京市人均社會消費品零售總額最高，位于西部地區的貴陽市人均社會消費品零售總額最低，這與我國東中西部地區的城市經濟發展水平是相符的。

商貿流通業對經濟的影響還可通過流通業生產總值在GDP中的比例來衡量。表1給出了我國2010-2017年間流通業增加值比重及趨勢變化。在2014年以前，流通業增加值在國內生產總值中的比例呈不斷上升趨勢，說明這一階段我國流通業呈現快速發展趨勢;2014 -2017年階段流通業增加值所占比重則略有下降，表明我國流通業的發展雖然仍然勢頭強勁，但長期看已經放緩。

（二）商貿流通業對社會就業的影響

社會就業關系到人們日常生活的基礎要求與條件，不僅對城市經濟發展具有重要意義，也關系到社會治安與和諧穩定。商貿流通業由于就業門檻較低，屬勞動密集型產業，一直被認為是促進就業增長的重要途徑（丁綺，2018）。表2為我國2010-2017年間商貿流通業就業人數指標。商貿流通業從業人數總體呈不斷上升趨勢，說明商貿流通業在吸納就業上起積極作用。在總從業人數占比中，2014年之前流通業從業人數占比不斷上升，2014年后則出現回落趨勢，這與前文流通業增加值在GDP中所占比例的發展趨勢是一致的。流通業發展趨勢的放緩在第三產業中顯現得更早一些。流通業從業人數占第三產業就業總人數比重在2013年達到了最高值，占比為8.089%，2013年后流通業從業人數占第三產業就業總人數比重就呈現不斷下降趨勢。種種指標表明，流通業的發展已經度過鼎盛的發展時期，發展規模與速度正逐步趨于平穩。

（三）商貿流通業與城市經濟發展的互動機制

流通業在城市經濟發展所必須的生產環節和消費環節過程中發揮“承上啟下”的作用，圖2給出了商貿流通業與城市經濟發展的互動關系。可以看出，在城市流通業較為發達的地區，隨著現代物流和電子商務的發展，通過消費品市場、生產資料市場和要素市場協調資源配置，城市流通業成為聯結城市各產業的紐帶，發揮著優化各產業之間關系的作用，進而帶動整個城市經濟、消費、就業的發展。而在市場化程度尚處于較低水平的城市和地區，流通行業的規模和發展方向則較大地受城市經濟發展的影響。

數據選取及計量模型

（一）數據選取及處理

為了探究商貿流通業對城市經濟發展的推動作用，本文結合全國平均水平，在東、中、西部地區分別選取了一個代表性城市進行研究，分別為全國、北京市、哈爾濱市和貴陽市。城市經濟發展水平用該城市GDP來刻畫，商貿流通業發展水平則選取了社會消費品零售總額和流通業就業人數共同表示。其中，流通業就業人數為流通業三大子行業（批發和零售業、住宿和餐飲業、交通郵政和倉儲業）的就業人數之和，數據來源主要為《中國城市統計年鑒（2010-2017）》和國家統計局。為了確保結果的穩健性，本文還對數據進行了如下處理：

由于各個城市存在人口數量上的差別，本文將城市GDP和社會消費品零售總額調整為人均國內生產總值和人均社會消費品零售總額;由于人均城市GDP（元）、人均社會消費品零售總額（元）和流通業就業人數（萬人）的變量單位并不相同，且存在人均指標和總量指標的差異，為了增加數據的可比性，本文采用無量綱化中均值化處理方法，對這三個指標進行標準化：

Xi的標準化=Xi/Xt? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （1）

其中，Xt為變量的平均值，i=1，2，3，…，N，采用此方法，不僅能消除數據中量綱和數量級的影響，還能保留不同變量間取值差異程度上的信息。

（二）模型構建

回歸模型：在前文數據處理的基礎上，在不考慮滯后影響的假設條件下，本文設置計量回歸模型為：

urpgdpi，t=ci+β1urpconi，t+β2urjbi，t+ui，t? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（2）

式（2）中，urpgdpi分別代表全國、北京市、哈爾濱市和貴陽市的人均GDP，urpconi和urjbi則分別表示它們的人均社會消費品零售總額和流通業就業人數，i=1，…，4（通過在東、中、西部地區各選一個代表性城市，i=1，…，4，分別代表全國、北京市、哈爾濱市和貴陽市）;ui，t為殘差項。在對式（2）進行基準回歸的基礎上，對殘差項ui，t進行單位根檢驗，如果結果顯示存在單位根，則拒絕urpgdpi，t、urpconi，t和urjbi，t之間存在協整關系，如果殘差項ui，t檢驗結果顯示為平穩的，則接受urpgdpi，t、urpconi，t和urjbi，t之間存在協整關系，且存在長期均衡。

誤差修正模型（ECM）。中國經濟的飛速增長使得在計量研究中多數宏觀經濟變量呈現非平穩性，利用協整及建立在協整關系基礎上的誤差修正模型則為研究非平穩變量間的動態關系奠定了理論基礎。為簡單起見，首先建立一個沒有因變量和自變量差分滯后項的模型。令ecmi，t=ui，t，ui，t為依據式（2）得到的協整方程殘差序列，最終構建誤差修正模型如下：

△urpgdpi，t=αi+δ1i△urpconi，t+δ2i△urjbi，t+δ3iecmt-1+εi，t? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（3）

i=1，…，4，分別表示全國、北京市、哈爾濱市和貴陽市;t=2010，2011，…，2017，εi，t是白噪音誤差項。

實證結果分析

（一）單位根檢驗

本文采用LLC檢驗方法對面板是否存在單位根進行了檢驗。在這種方法中，原假設為“存在單位根”，如果檢驗結果呈現顯著，則接受原假設，面板數據存在單位根，是非平穩的;否則面板數據是平穩的。根據表3中LLC檢驗結果可知，變量序列urpgdp、urpcon和urjb統計量的p值都大于5%，無法拒絕存在單位根的原假設，說明變量序列是非平穩的;在對變量一階差分進行平穩性檢驗的結果中則可看到，變量序列Δurpgdp、Δurpcon和Δurjb統計量的p值都小于5%，拒絕存在單位根的原假設。基于以上結果，可得出面板數據為一階單整。

（二）協整檢驗

從單位根檢驗結果中可知，變量序列urpgdp、urpcon和urjb為一階單整，說明變量之間可能存在協整關系。本文利用Engle-Granger兩步檢驗法對面板數據間的協整關系進行了檢驗。由表4的四個地區的殘差平穩性檢驗結果可以看出，四個地區的殘差項結果均是平穩的，拒絕存在單位根的原假設，說明在這四個地區中，人均國內生產總值、流通業就業人數和人均社會消費品零售總額間存在協整關系，說明商貿流通業的發展可在長期上對城市經濟發展水平產生影響。

從對式（2）的回歸結果可知，人均社會消費品零售總額正面促進城市經濟發展水平，人均社會消費品零售總額每增長一個百分點，將帶動全國GDP增長0.956個百分點，分別帶動北京市、哈爾濱市和貴陽市增長0.84、0.646和1.473個百分點。不難發現，地處西部地區的貴陽市的估計系數最大，說明人均社會消費品零售總額對城市經濟發展的拉動作用最大。從這可以看出，隨著流通業在東、中部地區的飛速發展，現在已經慢慢進入平穩發展階段，西部地區則發揮著以往積蓄的潛力，利用流通業起到引導城市經濟快速發展的作用。流通業就業人數對城市經濟發展的影響雖然為正，但普遍不顯著，僅在貴陽市通過了10%水平的顯著性檢驗，進一步說明西部地區繼東、中部地區后進入了流通業促進城市經濟發展的飛速階段。