基于共生理論的商貿流通與區域經濟協同發展研究

周桂良，毛麗娜，張 蘭，葛夢瑤 ZHOU Guiliang, MAO Lina, ZHANG Lan, GE Mengyao

（淮陰工學院 交通工程學院，江蘇 淮安 223001）

(School of Transportation Engineering, Huaiyin Institute of Technology, Huaian 223001, China)

區域經濟發展水平是衡量地區經濟競爭力的重要指標，而商貿流通業作為區域經濟發展的支柱性產業之一，對于區域經濟的發展有著重要的推動作用，研究商貿流通與區域經濟的協同發展具有重要意義[1-2]。本文在分析商貿流通與區域經濟相互作用機制的基礎上，對不同區域商貿流通與區域經濟相互影響程度進行對比，分析總結商貿流通與區域經濟協同發展趨勢，并從經濟學共生理論角度為二者協同發展提出政策建議。

1 商貿流通與區域經濟協同發展現狀

近幾年我國商貿流通業發展呈現主體多元化、業態多樣化趨勢，流通規模也在不斷擴大，對就業消費等方面的促進作用不斷增強，但是由于區域貿易壁壘的存在，區域內商貿流通產業出現同質化現象，且缺乏專業化的管理模式導致流通增長能力弱，區域間商貿流通業也無法實現高水平的資源交換和共享[3-4]?，F階段我國實施區域經濟協調發展戰略，力求不斷解決我國經濟發展區域之間和區域內部之間的不平衡狀況，同時我國區域經濟發展還長期存在資源環境壓力大，城鄉之間發展差距大，不能充分發揮區域特色優勢等問題[5-8]。

2 商貿流通與區域經濟相互作用機制

商貿流通是區域經濟的一部分，2018 年商貿流通業全年實現增加值11.7 萬億元，占GDP 比重達到13%，商貿流通水平的提高對區域經濟的增長有重要推動作用[9-10]。商貿流通與區域經濟是相互促進、共榮共生的關系。繁榮的區域經濟為商貿流通的發展提供穩定的發展環境、充足的發展資金以及效率效益保障，而商貿流通業也可促進區域生產、消費、資源合理配置并加強區域間產業聯系，兩者相互關系如圖1 所示。

3 實證分析

商貿流通業是復合型產業，其行業的發展指標可以通過社會消費品零售總額來表示。本文以社會消費品零售總額增長率作為商貿流通的研究變量，以區域生產總值和城鎮居民消費水平增長率作為區域經濟的研究變量。在Stata 和Eviews 中利用PVAR 模型對全國、東部、中部和西部1993～2017 年數據進行分析，增長率計算公式以GDP增長率為例：當年GDP增長率= （當年GDP-上年GDP）/上年GDP。

（1） 單位根檢驗

本文選取LLC、ADF 和PP 檢驗標準對數據進行同方根和異方根檢驗。通過最后的檢驗結果（如表1 所示） 可知三個變量在1%的顯著性水平下拒絕原假設，故原序列是平穩的。

圖1 商貿流通與區域經濟相互關系圖

表1 單位根檢驗統計結果

（2） 確定最優滯后階數

后期的脈沖響應和方差分解對變量的滯后期十分敏感[11]。本文通過AIC、BIC 和HQIC 準則進行最佳滯后期的選擇，考慮到實際產出的滯后期是1～3 階，所以此處選擇最大滯后3 階。由結果（如表2 所示） 可知全國和西部地區最佳滯后期為3 階，東部和西部最佳滯后期為1 階。

表2 最佳滯后期統計結果

（3） 模型穩定性檢驗

PVAR 模型還需要滿足系統穩定的前提。由圖2 可見變量的三個根都包含在單位圓內，所以PVAR 模型的系統是穩定的，可以進行脈沖響應和方差分解。

（4） 格蘭杰因果檢驗

圖2 系統穩定性檢驗結果

格蘭杰因果檢驗方法主要用于判斷兩個變量在經濟意義上的關系，它是對是否存在因果關系的一種預測，只有存在因果關系時才滿足PVAR 模型的要求。由格蘭杰因果檢驗的結果（如表3 所示） 分析可知，四個樣本中GDP 增長率與社會消費品零售總額增長率均存在單向因果關系；除西部地區外，其它地區社會消費品零售總額增長率與城鎮居民消費水平增長率之間存在雙向因果關系；西部地區在1%的顯著性水平下城鎮居民消費水平增長率與商貿流通增長率存在單向因果關系。

表3 格蘭杰因果檢驗結果

（5） 脈沖響應分析

增長率的脈沖響應圖（如圖3 所示） 反映當一個變量受到沖擊時另外兩個變量對其沖擊反應的大小和變化趨勢。

當GDP 增長率受到一個標準差的沖擊后，東部和中部地區商貿流通增長率很快出現正向效應，在第一期達到最大值后便逐漸減弱，直至趨向于零。全國和西部地區商貿流通增長率在第一期達到最大值后在第二第三期降到最小，隨后平穩波動。四個地區的商貿流通增長率波動始終呈現正向效應。

當城鎮居民消費水平增長率受到沖擊后，東部和中部商貿流通增長率的變化趨勢大致相同，都是在第一期達到峰值，并且在到第二期期間急劇下降，隨后緩慢減弱直至趨向于零。全國范圍內商貿流通增長率的反應在第一期達到最大，后呈現波浪式下降，在第四期變為零，隨后又逐漸上升趨近于零。西部地區消費的增長對商貿流通的影響在第一期達到最大，隨后便緩慢下降，直至趨向于零。全國和西部地區商貿流通增長率反應出現短暫的負向效應，全國商貿流通增長率的波動幅度較大，西部地區較為平緩。

當商貿流通增長率受到沖擊時，各區域的區域GDP 增長率和城鎮居民消費水平增長率兩者之間的反應趨勢大致相同。全國、東部和中部對商貿流通增長率沖擊的反應都是正向反應，當期反應最大隨后逐漸下降趨向于零。西部地區商貿流通增長率受到沖擊后GDP 增長率較全國和東中部地區下降速度緩慢一些，但始終都是呈現正向效應。

當各變量自身受到沖擊時，各樣本商貿流通增長率和區域GDP 增長率當期反應最大，第一期急劇下降，隨后緩慢趨向于零。消費增長率對自身的反應當期最大，第一期急劇下降，隨后變為0，且除東部地區外所有樣本均出現負向效應。

圖3 全樣本脈沖響應圖

（6） 方差分解

方差分解反映各變量對沖擊的貢獻度，本文選取分析期數為1～10，分析結果（如圖4 所示） 顯示第十期時商貿流通、區域經濟與居民消費增長率的動態關系已達到均衡狀態，因此主要分析第十期方差分解結果。

圖4 方差分解結果

當商貿流通受到沖擊時，各樣本中商貿流通對其自身解釋力最強的是西部地區為86.2%，最小的是中部地區為79.0%。中部地區GDP 增長率對商貿流通增長率的解釋力最強為20.3%，最弱的是西部地區為13.6%。各樣本消費增長率對商貿流通增長率解釋力普遍偏低，中部為0.6%，全樣本為0.3%，東西部為0.2%。

當區域生產總值受到沖擊時，其對自身的解釋力最大為西部83.3%，最小為東部79.1%。商貿流通增長率對其貢獻都在16.5%以上，最大為東部20.8%。消費增長率對其解釋力普遍偏低，都為0.1%。

當城鎮居民消費水平受到沖擊后，東部地區受到自身影響最大為89.3%，中部最小為77.8%。中部地區商貿流通增長率對消費增長率解釋度最大為7.5%，西部最小為2.4%。區域生產總值對其貢獻度中部最大為14.7%，全國水平為10.8%，東部最小為5.7%。

脈沖響應和方差分解結果表明中部和西部商貿流通對與區域經濟的相互沖擊回應更強，東部發達地區反而最弱。由于中西部地區商貿流通尚不發達，在資源集聚的情況下商貿流通對于經濟的刺激作用比較顯著。而東部發達地區商貿流通已過了高速發展的階段，現處于平穩增長階段，故對經濟的刺激作用相對較弱。在對經濟的貢獻率上由于東部地區商貿 流通發展基礎好，對經濟增長的貢獻率較高，而中西部地區則相對較小。各變量的沖擊值是在當期或者第一期達到最大，表明商貿流通與區域經濟的相互作用在短期內效果更加顯著。

4 結 論

本文運用PVAR 模型完成了全國和東中西三個區域商貿流通及區域經濟的關系分析，結果發現中部和西部雖然商貿流通發展基礎較薄弱，但發展潛力較強，東部地區雖然商貿發展水平高，但已過了高速增長的時期，現處于平穩增長階段。從研究結果中可以看出商貿流通與區域經濟的協同共生發展應進行分類指導，對于中西部地區首先要提升共生單元的基礎發展實力，發揮區域特色，集聚優秀資源，加強跨界融合和一體化等共生模式的應用。同時政府也要出臺相應政策的支持，為協同發展提供穩定的共生發展環境。對于東部地區要對共生單元和共生環境進行優化，并促進共生發展模式的創新。本文對于商貿流通與區域經濟相互關系研究指標僅選取了宏觀變量，缺乏對于復雜要素的具體研究，僅為商貿流通與區域經濟協同發展研究提供參考。