共享經濟視角下我國商貿流通業的經濟影響效應—基于省際面板數據的分析

李萌昕

（山東大學 山東濟南 250061）

引言

進入21世紀以后，我國經濟得到較快發展，綜合國力得到顯著提升，然而最近幾年，我國經濟逐漸由高速發展轉向高質量發展，經濟發展速度趨緩。在這一背景下，共享經濟作為一種新興的經濟發展模式，逐漸在我國興起，并為廣大消費者所接受和認可。近一段時間，共享經濟在我國發展迅速，受到廣泛的關注。

共享經濟是一種以互聯網等信息技術為支撐，通過合理優化配置社會閑置資源，達到資源更有效利用的新經濟模式。當前，我國共享經濟得到明顯發展，經濟規模顯著提升。據國家信息中心發布的研究報告可知，2018年我國共享經濟的交易規模達到294.2億元，同比增幅達到41.6%。商貿流通業上接生產，下通消費，是整個供應鏈的重要組成部分和聯系紐帶，產業地位尤顯，它也是而且理所應當是共享經濟發展的重要著力點。而從商貿流通業自身發展視角，共享經濟模式的有效植入，也能更進一步刺激商貿流通業發展，進而也可能更加凸顯商貿流通業的經濟影響效應。在共享經濟視角下，我國商貿流通業將產生怎樣的經濟影響效應？下面將對此問題展開探究。

共享經濟發展水平的指標與衡量

（一）衡量方法及指標體系建立

借鑒邱海洋（2018）關于共享經濟發展水平的度量方法，構建共享經濟發展水平的評價指標體系，并采用MIMIC模型對共享經濟發展水平進行測算。MIMIC模型是一種結構方程模型，它在形式上包含結構模型和測量模型。結構模型用于檢驗潛在變量與原因變量的關系，模型為：

其中，η表示潛在變量，這里可表示為共享經濟，x表示潛在變量的原因變量，A為系數向量，用于描述原因變量對潛在變量影響的系數，u表示結構模型的誤差項。

測量模型由潛在變量和指標變量組成，模型為：

其中，y表示指標變量，反映為包含一定η信息的結果變量，B表示系數向量，用于描述潛在變量對指標變量的影響系數，v為測量模型的誤差項。

根據式（1）和（2），可以得到如下模型：

其中，G=AB為綜合系數矩陣，w為誤差項。

通過比較和篩選，最終確定了原因變量共包含7個方面，分別為：信息技術硬件支撐力度、信息化普及程度、城市基礎硬件設施條件、科技成果應用和轉化水平、公共交通建設發展水平、文化服務資源多元化水平、社會保障服務普及程度，分別用x1-x7表示。其中，信息技術硬件支撐力度是對共享經濟發展便捷性的一種衡量，信息技術支撐設施的完善，可以提高共享經濟參與的便利性，但由于統計指標不夠完善，本文選取每萬人擁有的寬帶端口數量進行衡量。信息化普及程度可以用來表征共享經濟參與主體的活躍度，信息化普及率越高，則共享經濟參與者的活躍性也越強，本文選取互聯網普及率來衡量信息化普及程度，即互聯網用戶數占地區總人口比重。城市基礎硬件設施是共享經濟的支撐要件，城市基礎硬件設施體系的健全是共享經濟能力提升的一個重要反映，本文選取人均城市道路面積作為具體指標。科技成果應用和轉化水平表征了共享經濟發展所需的技術能力，一般地，科技成果應用和轉化水平越高，則越有利于應用到共享經濟中去，本文選取科技研發投入R&D支出占地區生產總值的比重作為具體指標。公共交通建設條件為共享經濟發展提供了一定的便利，良好的交通環境有利于降低交易成本，更有利于共享經濟活動開展，本文選取每萬人擁有公共交通車輛作為具體指標。文化服務資源多元化水平的高低，在一定程度上衡量對共享經濟這種新型模式的認可與推行，本文選取每單位面積擁有文化文物機構數量作為具體指標。社會保障服務普及程度體現了互利互惠，是共享經濟的內在需求，本文選取城鄉居民養老保險普及率表示，即城鄉居民社會養老保險參保人數占地區常住人口比重。

指標變量從地區經濟增長和消費經濟增長兩個角度進行表征。共享經濟的發展，有利于推動催生更多的潛在交易需求，從而更加有利于經濟規模的提高。與此同時，共享經濟活動的開展，為社會提供更多的有效資源和福利，從而能夠更進一步刺激社會消費擴張。基于這兩點考慮，本文將經濟增長和消費增長作為指標變量。其中，經濟增長采用人均地區生產總值表示，消費增長采用城鄉居民人均消費支出表示。

（二）測算結果

選取我國大陸地區30個省級行政區（由于西藏自治區數據異常值較多，不計在樣本范圍）2012～2018年的面板數據作為樣本，數據取自國家統計局網站、中經網統計數據庫和各地統計年鑒。根據模型估計，最終剔除了沒有通過顯著性檢驗的原因變量x3和x7，得到MIMIC模型。經測算，得到2012～2018年30個地區的共享經濟發展指數，這里通過均值化處理，得到2012～2018年全國以及東、中、西三大區域內共享經濟發展指數，結果見表1所示。

根據測算結果可知，我國的共享經濟發展水平總體上是不斷提高的，2018年全國共享經濟發展指數為0.5078，較2012年的0.2835提高了79.15%，增長趨勢是比較明顯的。從三大區域共享經濟發展來看，也都表現出較為明顯的增長趨勢。其中，東部地區2018年共享經濟發展指數為0.5621，中部地區為0.4862，西部地區為0.4789，三大區域共享經濟發展指數分別較2012年增長了49.42%、87.59%和120.34%。東部地區共享經濟發展水平相對最高，但增長態勢西部地區更加明顯。

表1 全國及東、中、西三大區域內共享經濟發展指數

多重中介效應模型構建

（一）模型建立

本文采用多重中介效應模型進行實證分析，考慮到商貿流通業是依附于生產的生產性服務業，因此工業經濟的發展對商貿流通業產生重要的拉動作用。由此，選定經濟發展、商貿流通業發展、工業發展和共享經濟發展4個方面構建多重中介效應模型，形式如下：

多重中介效應模型由4個方程構成，式（4）即為關于經濟發展水平的綜合方程，式（5）為商貿流通業關于工業的方程，式（6）為商貿流通業關于共享經濟的方程，式（7）為工業關于共享經濟的方程。其中，變量PGDP表示經濟發展水平，SMLT表示商貿流通業發展水平，GY表示工業發展水平，GX表示共享經濟發展水平，KZ表示控制變量，即用于指代影響經濟發展的其他變量。a、b、c、d均為系數，ε為模型的估計誤差項。考慮到模型回歸精度，除了綜合方程以外，式（2）-（4）均納入相同的控制變量。

（二）指標選擇與數據樣本

在上面4個方程中，共享經濟發展水平GX即采用前面測算得到的共享經濟發展指數作為指標，其余變量的指標選擇如下：

經濟發展水平。基于指標的可得性，筆者以人均地區生產總值作為地區經濟發展水平的指標；商貿流通業發展水平。選取各地的商貿流通業增加值作為商貿流通業發展水平的指標。對于商貿流通業這一復合型產業，本文選取交通運輸、倉儲和郵政業，批發和零售業，住宿和餐飲業三大行業的增加值之和來代替商貿流通業增加值；工業發展水平。增加值僅反映剔除工業活動中間過程各項成本后的最終新增價值，而在工業促進商貿流通業增長的作用機制中，許多工業中間過程都是需要商貿流通業參與的。基于此，本文選取規模以上工業銷售收入作為工業發展水平的指標；控制變量。本文從三駕馬車的視角，選取3個變量：一是消費水平變量KZ1，用城鄉居民人均消費支出表示。限于數據口徑問題，2013年之前的消費支出數據以城鎮居民人消費支出和農村居民人均消費支出為基礎數據，分別通過城鎮人口和農村人口作為權重，加權平均得到城鄉居民人均消費支出的數據。二是投資水平變量KZ2，用人均全社會固定資產投資額表示。三是出口變量KZ3，用出口依存度指標數據，即為出口總額占地區生產總值的比重表示。

表2 多重中介效應模型回歸結果

本文仍以2012～2018年我國大陸地區30個省級行政區的面板數據作為樣本進行實證檢驗，涉及到的以上指標數據取自國家統計局網站、國研網統計數據庫和各地統計年鑒。考慮到人均地區生產總值、商貿流通業增加值、規模以上工業銷售收入、人均消費支出、人均固定資產投資這幾個數值較大，且存在量綱，為了提高模型回歸精度，對該指標數據作對數處理。

實證結果分析

首先對所有變量進行面板數據單位根檢驗，通過LLC、IPS和Fisher-ADF三種檢驗方法，發現所有的數據在二階差分之下都通過平穩性檢驗。于是，采用Bootstrap估計方法，對多重中介效應模型進行數據估計，結果如表2所示。

首先討論綜合方程，即因變量為PGDP的估計結果。商貿流通業變量SMLT的估計系數為0.3028，并且p值僅為0.0062 ＜ 0.01，即通過1%的顯著性檢驗。由此可以說明，從商貿流通業直接效應來說，每一個單位的商貿流通業增長，可以顯著地帶動我國總體經濟水平提高0.3028個單位。結合我國產業發展實際，商貿流通業作為一種復合型產業，其內部業態包括了物流業、批零貿易業和住宿餐飲業。其中，物流業的發展，一方面可以承接大量的資源要素流通，另一方面也通過暢通中間過程渠道，促進交易成本下降，提升交易效率。由此，物流業規模的擴張，可以促進經濟水平提高；批零貿易業以及住宿餐飲業的發展，為各類社會交易活動創造了更強的載體，通過優化流通渠道，促進供應鏈上下游環節的暢通，為各類經濟活動開展營造更加有利的環境，從而帶動宏觀經濟增長。總體來看，我國商貿流通業的發展，顯著釋放了經濟影響效應。

其次通過分析一系列中介效應變量對商貿流通業的影響，討論間接的經濟影響效應。與以往許多研究不同，本文采用了一種新的視角，即在經濟影響的傳導方向上，首先是觀察其他相關因素對商貿流通業的作用效應，然后根據商貿流通業的經濟影響效應，可得到商貿流通業借力這些相關因素，可以間接地產生多大程度的影響效應。所以說，本文的研究側重點，是將商貿流通業作為一種中介因素來對待。

本文重點分析共享經濟通過商貿流通業渠道作用于經濟發展的效應。由綜合方程可知，共享經濟變量的系數為02475，且p值為0.0177 ＜ 0.05，通過5%的顯著性檢驗。由此可知，共享經濟的發展，對我國宏觀經濟的增長具有顯著促進作用。共享經濟作為一種新型經濟模式，依托互聯網技術，將社會閑置的資源或者服務等供給給需求方使用，從而優化了整個社會的資源配置，從而為更多經濟活動的有效開展提供了可能和便利，進而有利于拉動經濟增長。根據第三個方程，共享經濟對商貿流通業的作用系數為0.1985，且通過5%的顯著性檢驗，即每一單位的共享經濟水平提升，可以帶來0.1985個單位的商貿流通業增長。由于商貿流通業的直接經濟影響系數為0.3028，因此基于共享經濟的貢獻，通過商貿流通業的中介渠道作用，可以額外地帶來0.0601個單位。根據第四個方程，每一單位的共享經濟水平提升，可以帶來0.3595個單位的工業水平提升。回到第二個方程，工業發展對商貿流通業的影響系數為0.4667，于是工業經濟通過共享經濟的渠道，可以額外對商貿流通業發展釋放0.1678個單位。再結合綜合方程，共享經濟通過工業渠道，再借助商貿流通業渠道的中介效應，可以額外地釋放0.0508個單位的經濟效應。

基于以上結果可知，我國商貿流通業的發展，一方面可以直接拉動我國宏觀經濟增長，即產生顯著的經濟影響效應，每一個單位的商貿流通業水平提升，可以直接拉動我國宏觀經濟水平提升0.3028個單位。另一方面，共享經濟的發展，也可以通過商貿流通業的作用路徑，釋放一定的經濟增長效應。這一作用路徑可以從兩個角度進行解釋，第一是共享經濟直接作用于商貿流通業發展，再依托商貿流通業的中介作用渠道，間接地促進宏觀經濟增長，綜合作用系數為0.0601；第二是共享經濟首先經工業的中間渠道，在通過工業影響商貿流通業的作用渠道，最后通過商貿流通業作用于宏觀經濟的渠道，間接地促進我國宏觀經濟水平的提高，這一綜合作用的系數值又為0.0508。綜上，我國商貿流通業的直接經濟影響效應系數為0.3028，而基于共享經濟的視角，借助商貿流通業的中介渠道角色，可以間接地釋放0.1109個單位的經濟影響效應。

研究總結與對策建議

（一）研究總結

本文以2012～2018年我國大陸地區30個省級行政單位數據作為樣本，首先采用MIMIC模型測算了我國共享經濟發展水平，然后采用多重中介效應模型實證分析了共享經濟下商貿流通業的經濟影響效應。基于實證，可得到以下結論：

我國共享經濟發展水平縱向提升趨勢顯現，而區域差異性也是較為顯著的。從2012～2018年，我國共享經濟發展指數有非常明顯的增長態勢，而東部、中部和西部三大區域共享經濟發展指數也都呈現出直線上升趨勢。相比之下，東部地區明顯高于中西部地區，而中部地區以微弱的優勢處于第二位。

我國商貿流通業的發展，不僅可以直接拉動宏觀經濟增長，還能借力共享經濟發展，扮演中介渠道角色，間接地產生經濟影響效應。由直接作用效應的結果，每一個單位的商貿流通業水平提升，可以直接拉動我國宏觀經濟水平提升0.3028個單位。根據中介效應結果，商貿流通業可以通過發揮中介渠道角色，借力共享經濟發展，間接地釋放0.1109個單位的經濟影響效應。

（二）對策

第一，高質高效發展共享經濟。據統計，未來幾年我國共享經濟還將保持30%以上的高速增長。為了有效增強共享經濟的貢獻力，如何在高速增長過程中確保共享經濟高質高效就顯得更加重要，為此，一方面應加快完善共享經濟方面的法律法規，另一方面也要鼓勵創新，引導更多的市場主體有效參與到共享經濟建設中。

第二，借力共享經濟高質量推動商貿流通業發展。商貿流通業作為緊密聯系消費群體的行業，與共享模式的關系也是非常緊密的。應進一步抓住共享經濟發展機遇，加快推動商貿流通業與共享經濟的融合發展，在物流、零售、住宿等業態領域有效融入共享模式，刺激商貿流通業形成新一輪的增長發力點。

第三，堅持區域一體化發展，東部引領，助力中西部地區共享經濟發展。要打破區域行政壁壘，實施更多的區域協同發展戰略，有效引導資源要素合理配置，特別是要發揮東部率先優勢，利用共享模式推動資源要素向中西部溢出，帶動共享經濟欠發達地區的發展。