技術進步、產業創新與商貿流通產業現代化關聯性研究

安 然

（重慶大學公共管理學院 重慶 400044）

引言

商貿流通產業是我國的基礎性產業，在社會流通需求不斷增加、流通環境整體不斷改善的情況下，我國商貿流通業獲得了快速發展，其中城鎮地區的商貿流通產業發展最為迅速，2018年商貿流通產業的產值已經占據了我國經濟總量的20%左右（陳默、胡緒華，2019）。但不容忽視的是我國商貿流通產業發展中依然存在諸多問題，商貿流通產業信息化水平偏低、發展規劃不合理、商貿流通產業的生態化和法制化發展不足，都導致我國商貿流通產業現代化水平不高，亟需提升?？茖W技術是第一生產力，當前技術是推動我國商貿流通產業現代化水平提升的最重要動力，尤其是互聯網時代，將互聯網技術與商貿流通產業相結合，能夠推動商貿流通產業創新，加速商貿流通產業現代化水平（杜丹清、占智康，2018）。

文獻綜述

學術界有關技術進步、產業創新與商貿流通產業現代化水平的關聯性研究并不多，本文對這些文獻進行梳理，然后分為兩大類別：其一是技術與商貿流通產業發展的研究文獻。高峰（2018）利用我國1997-2015年省際面板數據構建PVAR模型，采用脈沖響應分析和方差分解的方法檢驗技術進步與商貿流通產業發展的關聯性，結果表明技術進步對商貿流通產業發展水平的影響頂峰在3期，之后技術進步對商貿流通產業發展的影響效應逐步降低。陳默等（2019）利用2004-2016年我國31個省市的面板數據，采用協整分析和面板分位數，探究技術與商貿流通產業關聯性，結果表明技術創新有效促進了商貿流通產業發展水平提升。其二是產業創新與商貿流通產業發展的研究文獻。楊靖三（2016）從我國商貿流通產業發展現狀入手，探究產業創新與商貿流通產業發展的關聯性，他認為產業創新有助于促進商貿流通市場體系完善，推動商貿流通業網絡平臺的構建和優化升級。高金潔（2018）對產業升級與商貿流通產業發展的關聯性進行理論分析，他認為產業結構升級會形成產業之間的集聚效應，能夠優化產業之間的關聯性和要素在產業之間的分配比例，進而促進商貿流通產業現代化水平提升?，F有研究多采用理論分析和實證分析的研究方法，但實證研究在商貿流通產業現代化發展水平上的度量質量和結論存在爭議，因此本文在此基礎上進行了改進研究。

技術進步、產業創新與商貿流通產業現代化關聯性實證分析

（一）變量選取與模型設定

VAR模型右端不能插入內生變量的當期值，此外還將當期關系隱藏在誤差項中，使我們不能清晰地探究內生變量當期值對被解釋變量的影響。商貿流通產業現代化與產業創新之間存在內生性，如果使用VAR模型會導致技術進步、產業創新與商貿流通產業現代化之間關聯性的實證結果存在誤差（董譽文、徐從才，2017），基于此，文章使用SVAR模型探究三者之間的關系。商貿流通產業現代化水平并沒有統一的度量指標，現代化水平的提升能夠提高商貿流通產業運行效率，運行效率的提高能夠促進商貿流通產業成本下降，因此文章使用商貿流通產業成本作為商貿流通產業現代化水平的度量指標，成本越低表示商貿流通產業現代化水平越高，2000-2018年商貿流通產業運行成本使用sm表示。技術進步使用商貿流通產業技術投資總額表示，使用rd表示，產業創新使用第三產業年度生產總值表示，使用sc表示。此外文章參考現有文獻選擇了相關的外生變量，經濟發展水平使用gdp表示，以上數據均來源于國家統計局。

由此，設置SVAR模型的簡化方程，如方程（1）所示：

式（1）中，ut代表結構式沖擊，表示復合式沖擊。在文章中A（L）主要指sm，B（L）表示沖擊條件，主要是指rd和sc，另外文章還添加了相關的外生沖擊變量gdp。

（二）變量ADF檢驗

SVAR模型是時間序列的常用模型之一，其先決條件是變量都是平穩的時間序列，因此需要對變量進行平穩性檢驗。文章使用ADF檢驗方法對sm、rd等變量進行平穩性檢驗，結果如表1所示。

如表1所示，sm的ADF值為-5.037，低于1%水平下的鄰界值-3.857，所以sm為平穩的時間序列。同理，rd的ADF值為-2.768，sc的ADF值為-3.440，也均低于1%水平下的臨界值，所以rd和sc也為平穩序列。gdp為平穩變量。

表1 變量ADF檢驗結果

表2 SVAR模型滯后期選擇

圖1 SVAR模型單位根

（三）模型最佳滯后期選擇

SVAR模型的擬合需要對模型最佳滯后期進行判斷，過長的滯后期會導致SVAR模型的精度下降，而過短的滯后期會導致SVAR模型的自由度不足（謝喬昕、宋良榮，2016）。因此，文章對SVAR模型的最佳滯后期進行檢驗，結果如表2所示。

如表2所示，滯后一期時AIC值和SC值分別為-21.621和-19.548。根據AIC準則和SC準則，當AIC值和SC值最小時，該滯后期為SVAR模型的最佳滯后期，所以文章將1期作為最佳滯后期。

（四）識別SVAR模型

本文的SVAR（-1）方程式如方程（2）所示：

式（2）中，Y為內生變量間的當前關系系數矩陣，C0為回歸系數矩陣，Fi為變量間滯后1階的系數矩陣，ut為隨機擾動項向量。

基于此，對SVAR（-1）模型進行穩健性檢驗，結果如圖1所示。SVAR模型必須要對其穩健性進行檢驗，只有AR根落于單位圓內的才是穩健的SVAR模型，如圖1所示SVAR模型的單位根均落于單位根內，所以文章設置的SVAR模型穩?。ㄚw霞，2014）。

（五）SVAR模型輸出結果

SVAR模型回歸結果如表3所示。C（1）至C（4）為回歸的常數項，C（5）至C（7）為rd、sc、gdp的回歸系數，C（8）至C（11）為sm（-1）、rd（-1）、sc（-1）、gdp（-1）的回歸系數。rd與sm之間的回歸系數為-0.067，且在1%的水平上顯著，說明技術水平進步能夠有效降低商貿流通產業運行成本，即技術進步能夠有效促進商貿流通產業現代化水平提升，具體而言就是技術進步一個單位，能夠促進商貿流通產業現代化水平提升0.067個單位。

sc與sm之間的回歸系數為-0.251，且在10%的水平上顯著，說明產業創新能夠有效降低商貿流通產業運行成本，即產業創新能夠有效促進商貿流通產業現代化水平提升，具體而言就是產業創新提升一個單位，能夠促進商貿流通產業現代化水平提升0.251個單位。gdp與sm之間的回歸系數為-0.078，且在5%的水平上顯著，說明經濟發展水平提升能夠有效降低商貿流通產業運行成本，即經濟發展水平提升能夠有效促進商貿流通產業現代化水平提升，具體而言就是經濟發展水平提升一個單位，能夠促進商貿流通產業現代化水平提升0.078個單位。

sm（-1）的回歸系數為0.691且在5%的水平上顯著，說明商貿流通產業成本具有滯后效應，當期的商貿流通產業運行成本會加劇下期的商貿流通產業運行成本。換言之，商貿流通產業現代化水平具有滯后效應，即當期的商貿流通產業現代化水平提升，能夠有效促進下期的商貿流通產業現代化水平提升。rd（-1）、sc（-1）、gdp（-1）的回歸系數分別為-0.414、-0.581、-0.675，均至少在10%的水平上顯著，說明技術進步、產業創新和經濟發展水平提升也具有滯后性，能夠有效降低商貿流通產業運行成本下降，即促進商貿流通產業現代化水平提升。

（六）脈沖響應

為驗證技術進步、產業創新對商貿流通產業現代化水平的沖擊作用，文章進行脈沖響應分析，結果如圖2所示。

可知，對商貿流通產業運行成本施加一個技術進步的正向沖擊，當期商貿流通產業運行成本會上升，因為技術進步依賴的是技術投資，當期的技術投資會在一定程度上加劇商貿流通產業運行成本。2期之后商貿流通產業運行成本會明顯下降，因為技術研發成果一旦應用于商貿流通產業運行上，能夠有效降低商貿流通產業運行成本，提升商貿流通產業現代化水平（詹浩勇，2014）。對商貿流通產業運行成本施加一個產業創新的正向沖擊，1-3期商貿流通產業運行成本會上升，因為產業創新需要長期的資本投入，長期的資本投入會加劇商貿流通產業運行成本。4期之后商貿流通產業運行成本會明顯下降，產業創新成果一旦得到應用，會產生規模效應，因而能夠有效降低商貿流通產業運行成本，提升商貿流通產業現代化水平（曾艷，2014）。

（七）方差分解

方差分解說明了rd、sc變量對sm變動的貢獻度，值越大表示貢獻度越大，結果如表4所示。

如表4所示，可知1期時商貿流通產業運行成本變動的主要影響因素是自身，技術進步、產業創新以及經濟發展水平對其影響較弱。而2期時，商貿流通產業運行成本變動的主要因素雖然仍是自身，但是技術進步、產業創新以及經濟發展對商貿流通產業運行成本的影響明顯上升，3-10期技術進步對商貿流通產業運行成本變動的貢獻度明顯提升，產業創新、經濟發展對商貿流通產業運行成本變動的貢獻度有所提升。說明技術進步、產業創新和經濟發展水平提升能夠促進商貿流通產業現代化水平提升（傅曉明，2013）。

表3 SVAR模型估計系數

圖2 脈沖響應分析

表4 方差分解結果

結論

本文運用四變量SVAR模型、脈沖響應函數和方差分解方法考察技術進步、產業創新與商貿流通產業現代化水平的關聯性，得出的結論如下：

第一，技術進步能夠有效促進商貿流通產業現代化水平提升，具體而言就是技術進步一個單位，能夠促進商貿流通產業現代化水平提升0.067個單位。產業創新能夠有效促進商貿流通產業現代化水平提升，具體而言就是產業創新提升一個單位，能夠促進商貿流通產業現代化水平提升0.251個單位。經濟發展水平提升能夠有效促進商貿流通產業現代化水平提升，具體而言就是經濟發展水平提升一個單位，能夠促進商貿流通產業現代化水平提升0.078個單位。技術進步、產業創新和經濟發展水平提升也具有滯后性，能夠有效降低商貿流通產業運行成本下降，即促進商貿流通產業現代化水平提升。

第二，脈沖響應分析表明，在技術進步的正向沖擊下，當期商貿流通產業運行成本會上升。因為技術進步依賴的是技術投資，當期的技術投資會在一定程度上加劇商貿流通產業運行成本。2期之后商貿流通產業運行成本會明顯下降，提升商貿流通產業現代化水平。產業創新的正向沖擊下，1-3期商貿流通產業運行成本會上升，因為產業創新需要長期的資本投入，長期的資本投入會加劇商貿流通產業運行成本。4期之后商貿流通產業運行成本會明顯下降，提升商貿流通產業現代化水平。

第三，方差分解表明當期商貿流通產業運行成本變動的主要影響因素是自身，2期后商貿流通產業運行成本變動的主要因素雖然仍是自身，但是技術進步、產業創新以及經濟發展對商貿流通產業運行成本的影響明顯上升（任保平，2012）。由此說明技術進步、產業創新和經濟發展水平提升能夠促進商貿流通產業現代化水平提升。

基于此，本文提出以下幾點政策建議，以期能夠對加速我國商貿流通產業現代化發展具有一定的啟示作用。

第一，擴大研發投入，加速技術提升。本文實證研究表明技術進步對商貿流通產業現代化水平提升具有明顯的促進作用。基于此，我國政府應該擴大對研發領域的投資，鼓勵高校、科研機構、企業進行技術研發，提升我國技術水平。同時，應該積極的引進國外先進技術，加快我國技術升級。第二，完善產業結構水平，加速產業創新升級。脈沖響應分析表明產業創新對中后期商貿產業現代化水平具有明顯的推動作用。為此，我國各級地方政府應該積極出臺相關政策鼓勵第三產業發展，淘汰落后產業，加速產業結構升級。在產業升級過程中必然會伴隨著產業創新，對于新興產業應該給予更大的土地、稅收扶持，鼓勵其發展壯大。

第三，鼓勵商貿流通產業發展，不斷提升其規模水平。商貿流通產業發展具有明顯的依賴效應，即當期的商貿流通產業發展水平對后期商貿流通產業發展水平具有顯著影響。因此，我國應該繼續鼓勵和支持地方商貿流通產業發展，完善其基礎設施水平，降低其運行成本，擴大商貿流通產業規模，充分發揮其規模優勢，促進商貿流通產業現代化水平提升。