基于DEA-Tobit兩階段法的東部地區商貿流通效率及影響因素分析

付 堯（吉林交通職業技術學院 長春 130012）

商貿流通效率及其研究現狀

（一）商貿流通效率內涵

商貿流通效率的內涵具有多個層次，其不僅反映了商品流轉過程中的投入與產出關系，還體現了商品流轉速率的大小。商品的流通時間、流通速度、流通費用能在一定程度上決定商貿流通效率的高低。總體來講，商貿流通效率是在已有流通成本條件下對最大化的商品流通產出的追求。

（二）商貿流通效率研究現狀

流通效率是流通業可持續發展的核心內容，流通效率的測度及影響因素把握是學術界重點關注的對象。對現有的流通效率測度文獻進行總結可知，我國流通業效率不高的問題突出。借助于DEA模型，邢小軍，周德群（2011）實證分析了117個樣本國家的農產品貿易效率，其指出較弱的流通能力造成了我國農產品國際貿易率的低下；孫劍（2011）通過構建12項農產品效率測度指標，利用因子分析法對我國農產品流通效率的演進進行分析，其研究表明未來農產品流通效率會在小范圍內出現波動。以往多項研究大多集中于單個服務業的發展，其在宏觀層面對商貿流通業發展進行研究的文獻還較為欠缺。上述研究現狀使得學者們在對商貿流通業的影響因素進行研究時多采用按區域劃分的方法。袁曉玲（2010）以地區為依據對國內29個省份進行劃分，其研究了區域經濟發展的效率及變化趨勢，并以此提出效率實現的具體策略。雖然上述文獻將區域作為樣本，并在分析數據時采用面板數據模型，有利于解決樣本容量不足的問題，并能夠準確把握區域經濟發展的各項影響因素，但這些研究的重點多集中于區域經濟發展差異，其對商貿流通業效率的研究較為欠缺。在有關商貿流通業的研究中，李飛（2005）構建了十多項流通效率測度指標，并采用德爾菲法與主成分分析法明確了各項指標的權重，并以此對影響我國商貿流通效率的各項因素進行了實證分析；李駿陽，余鵬（2009）同樣對流通效率測度指標體系進行構建，其通過因子分析法實證研究了我國的流通效率，從而指出我國商貿流通業演進具有先降后升的趨勢，最后從企業效率、市場供求以及增長方式三個角度對此趨勢予以解釋。但是，上述研究的主觀性較為明顯，其大多只對流通業的效率進行孤立測量，并未將貿易業及流通業之間的相關性考慮在內。因此，為了彌補以往研究的不足，本文對商貿流通業效率進行綜合把握，采用DEA模型對我國東部地區的商貿流通效率進行測度，之后利用Tobit模型分析了效率的影響因素，以期為政府制定相關決策提供一定的理論指導。

東部地區商貿流通效率的核算方法與數據

DEA-Tobit兩階段法可在我國東部地區商貿流通效率核算的基礎上進一步把握各項因素對效率產生的影響。該方法技術上的優點較多，在針對多投入多產出問題方面，DEA方法在進行核算時優勢明顯。同時，作為一種非參數估計方法，DEA能夠有效避免模型設定誤差的問題。而且，Tobit方法的采用還有利于克服效率分布的截取問題。

表1 我國東部商貿流通效率測算結果

圖1 東部各省市分階段效率值

（一）DEA模型

DEA是數據包絡的簡稱，其作為一種面板數據的非參數估計方法，能夠對具有多種投入與多種產出的決策單元進行測評。此種方法通過線性規劃進行具有效率的凸性生產前沿的構建，經過與前沿的比較對效率的高低予以識別。以規模報酬是否可變的不同假設為依據，DEA模型可劃分為以固定規模報酬為基礎的CCR模型與以可變規模報酬為基礎的BCC模型。其中，BCC模型具有分解CCR模型中綜合技術效率的功能。此外，DEA方法能夠從投入與產出兩個層面對效率的得分進行核算，即投入導向與產出導向模式。若假設規模報酬不變，兩種方法會得出相等的效率核算結果；若假設規模報酬可變，兩種方法的核算結果會有所不同。

假設DEA模型中的決策單元（DMU）數量為n，p、q分別為其投入、產出項。在第i個DMUi中，xi與yi分別表示投入與產出的列向量，X表示（p×n）的投入矩陣，Y表示（q×n）的產出矩陣，通過以下線性規劃，可以得出第i個DMU的綜合技術效率δi：

生產前沿受到了n1`λ=1的凸性限制，表示所做假定為規模報酬可變，故而通過以下線性規劃，可得出第i個DMU的純技術效率θi：

其中，λ為（n×1）的常數向量，代表的為計算低效率DMU位置的權重，通過這一權重，可以實現低效率DMU在生產前沿的映射。n1為n維單位向量。最后，每個決策單元DMU的規模效率可通過以下關系式計算得出：規模效率=綜合技術效率/純技術效率

（二）DEA-Tobit模型

由于不可控因素的不同會在很大程度上導致決策單元效率出現差異，因此需予以重視。在以往文獻中，學者多通過DEA-Tobit兩階段分析法對這一問題進行處理。在第一階段，可借助DEA模型對不同決策單元的效率得分進行測算；在第二階段，則需進行效率得分對各項不可控因素的回歸。當回歸模型將使用效率視作被解釋變量時，則會面對效率得分不大于0或大于1時的數據截取問題。在此情形下，有偏且不一致會成為普通最小二乘法（OLS）的估計結果。受限因變量模型即Tobit模型是對OLS估計造成的各項偏誤進行估計的可選模型。

（三）變量選取與數據來源

DEA模型在對決策單元的效率進行度量時主要以投入與產出為視角，因此選取投入與產出變量成為決定模型結果是否有效的關鍵。柯布-道格拉斯指出，在對產出產生影響的各項指標中，資本與勞動力最為基本，其同樣適用于我國商貿流通效率的測算。對于資本的測量，應采用永續盤存法進行，勞動力則應包括與商貿流通業有著密切關系的從事交通運輸與倉儲及郵電通信、批發與零售、住宿與餐飲工作的城鎮就業人員，并取三者之和。除此之外，本文研究過程中還將各類運輸路線長度囊括于對商貿流通效率進行測算的投入指標之中，同時將社會消費品零售總額囊括于產出指標中。對于影響商貿流通效率的因素，通過對已有研究文獻的總結可知，其主要有固定資產、產業結構、流通需求等。因此，本文以商貿流通的資本存量來表示固定資產，在實際的發展過程中，公路密度等其他因素也會在一定程度上影響商貿流通的效率，但考慮到此類因素密切相關于行業的資本存量，故對其予以剔除。城市化水平與對外開放程度可以對流通需求予以較好的反映，而產業結構及政府對經濟的干預則是經濟結構的主要評價指標。在對我國東部地區商貿流通效率及其影響因素進行實證分析前，需劃分該區域的子模塊，其分別為東北地區，包括內蒙古自治區東部、黑龍江、吉林、遼寧；華北地區，包括河北、北京、天津；華東地區，包括江蘇、浙江、安徽、江西、山東、上海；東南地區，包括廣東、海南、福建。本文所使用的各項數據均來自2005-2014年《中國統計年鑒》、各省市統計年鑒、各項文獻資料以及相關網站數據查詢。

我國東部商貿流通效率測算及影響因素實證分析

（一）效率測算

根據本文查詢的各項投入與產出數據，采用DEA方法測算我國東部地區的商貿流通效率，結果如表1所示。

表2 東部商貿流通影響因素模型變量統計描述

表3 東部商貿流通效率影響因素回歸結果

由表1可知，2005年我國東部商貿流通率為0.60，2014年為0.56，其水平有所下降但變化不大。從整體上來看，我國東部地區商貿流通率基本維持于0.55的水平之上，表明該區域的商貿流通水平一般偏上。由表1對其變化趨勢進行分析可知，近年來我國東部地區的商貿流通效率出現了一定程度的下滑，但下滑局面會逐漸得到控制，這有可能是因為近年來東部地區正經歷著經濟發展的轉型。另外，本文還對東部地區各子模塊中的不同省份的商貿流通效率進行了測算，并以2009年為界觀察不同時間段商貿流通率的變化，以把握時間對商貿流通業的不同影響，具體情況如圖1所示。

由圖1可知，在不同的時間段內，我國東部地區各省市的商貿流通率會存在一定差異性，其中，北京、天津、吉林、安徽、江蘇、河北、廣東以及福建8個地區的商貿流通效率呈現出上升的特征，且以北京、天津、河北、廣東較為明顯。而遼寧、上海、江蘇、山東、黑龍江、浙江、山西以及內蒙古8個地區的商貿流通效率則呈現出降低的特征，較為明顯的是內蒙古、黑龍江、遼寧、江蘇。

（二）影響因素分析

在影響因素分析之前，需要建立如下Tobit面板模型：

在上式中，open代表對外開放的強度；third代表產業結構，亦即第三產業在GDP中的比值；k代表商貿流通行業內的資本存量；gov代表政府干預經濟發展的強度，來源于地方財政支出與GDP的比值；marking是市場化指數（此指數是由經濟學家樊綱提出來的）；urban代表城市化率，通過城鎮化人口的比重對其予以表示。本文利用Eviews軟件進行面板數據模型的構建，并對上式中2005-2014年東部商貿流通效率的Tobit模型進行回歸分析，得到基本統計描述結果如表2所示。

由于在上述面板數據中存在橫截面與時間序列數據，因此需檢驗設定模型以得到有效的參數估計。本文使用Eviews軟件進行Hausman檢驗，若結果與預期不符，則需進行個體固定效應回歸模型的構建。除此之外，采用DEA模型進行計算所得出的效率值是一種相對效率，因此不同年份之間的效率并無差異，而先天性的因素亦會對效率值產生影響。綜合上述考慮，本文選取具有個體固定效應的面板數據回歸模型，并得出結果如表3所示。由表3可知，模型R2為83.45%，F值為1235.11，表明自相關與異方差問題均不存在，且除了政府干預經濟發展的強度Gov這一變量之外，其他解釋變量同時通過了5%的顯著水平檢驗，模型具有較好的估計。從表3所示回歸結果可知，在影響我國東部地區商貿流通效率的各項因素中，對外開放程度Open、產業結構Third以及市場化指數Marking最為重要，其影響系數分別達到了0.457、0.452與0.562。其中，對外開放程度、第三產業在GDP中的比值以及市場化指數分別每提高1%的水平，對應的東部地區商貿流通效率會提升0.457%、0.452%與0.562%。此外，城市化率Urban對我國東部地區的商貿流通效率也有著較大的影響，其影響系數達到了0.375，這意味著每當東部地區的城市化率提高1%的水平，對應的商貿流通效率會提升0.375%。同樣的，我國東部商貿流通效率同城市化率Urban之間具有正相關關系。由于政府干預經濟發展的強度Gov的系數并不顯著，表明我國東部地區政府的干預不會對當地商貿流通效率產生明顯的影響，究其原因，可能是政府在制定與實施財政措施時存在人力、物力、財力不足等問題。

結論

第一，從整體上來看，我國東部地區商貿流通效率基本維持于0.55的水平之上，其商貿流通水平在一般偏上；第二，近年來我國東部地區商貿流通效率出現了一定程度的下滑，但其下滑局面會逐漸得到控制；第三，在不同的時間段內，我國東部地區各省市的商貿流通效率會存在一定差異性，其中，北京、天津、吉林、安徽、江蘇、河北、廣東以及福建8個地區的商貿流通效率呈現上升之勢，遼寧、上海、江蘇、山東、黑龍江、浙江、山西以及內蒙古8個地區的商貿流通效率則呈現降低之勢；第四，在影響我國東部商貿流通效率的各項因素中，對外開放程度、產業結構以及市場化指數最為重要，三者每提高1%的水平，對應的商貿流通效率會提升0.457%、0.452%與0.562%；第五，城市化率對我國東部地區的商貿流通效率也有著較大的影響，其1%水平的提高會帶來0.375%的商貿流通效率提升；第六，政府的干預不會對東部地區商貿流通效率產生明顯的影響。