商貿流通業發展與區域消費市場規模
——基于雙重門檻模型的實證分析

黃 銳

（安徽工商職業學院，合肥 230000）

隨著改革開放的不斷深化，區域經濟發展的不平衡問題日益突出，受制于經濟發展的不平衡情況，我國商貿流通主體水平和區域市場消費水平差異不斷拉大。從消費的地理空間分布看，基本形成了東部、中部、西部的階梯式分布。消費是決定國際經濟發展的三大馬車之一，發展的不均衡問題深入發展的肌理與骨髓之中，導致我國的消費生態面臨極大壓力。在決勝全面建成小康社會的背景下，解決發展的不均衡問題是關鍵，如何打贏這場輸不起、等不起、沒退路的硬仗，首先需要對區域市場消費差異進行深入的分析。

商貿流通業是發展的先行產業，在激活發展要素、市場和主體方面具有不可替代的作用。通過發展商貿流通產業，可以促進區域資源要素間的無障礙流通，激發流通發展的新動能。消費市場作為解決社會最終需求的終端，商貿流通業的集中可以直接優化地區消費結構，改善商品與服務結構，進而牽引供給結構出現合理的調整，從而有利于區域經濟由分散向集約發展成更為整體的大市場。需要注意的是，我國區域經濟發展差異較大，不同經濟市場中的商貿流通業發展水平并不一致，商貿流通業的消費結構優化作用可能在不同區域中產生差異，形成以經濟水平為“門檻值”的非線性作用系統。因此，需要結合我國不同經濟區域的實際發展情況，在門檻模型的基礎上展開研究。可以認為，在當前的發展背景下對商貿流通主體與區域消費進行綜合研究，才能夠辨析今后一段時期內我國全面建設小康社會的路徑。

一 文獻綜述

商貿流通業的高水平發展能夠擴大區域消費市場的規模，這是供給規模和需求規模同步擴大并相互作用而形成的經濟市場規律。但由于不同地區經濟基礎本身存在較大的差異，商貿流通業的作用效果可能無法完全發揮。因此，研究商貿流通業發展對區域消費市場發展的經濟效應，主要是側重于研究不同經濟水平如何作用于商貿流通業發展與市場規模的擴張過程。

商貿流通業作為市場供給側的核心產業，具有疏通市場經濟、實現商品轉換的重要作用，進而能夠影響需求端的消費市場規模。倪暢的研究針對農村商貿流通環節與消費市場的關系進行了分析，發現不同農村區域間存在顯著的區域異質化特征，且具備一定的非線性效應。[1]張婷為深入研究商貿流通業發展對京津冀地區經濟發展的影響效應，采用面板數據研究商貿流通業、交通基礎設施建設等指標對區域經濟發展的影響，認為商貿流通業發展與區域經濟間具備非線性關系。[2]付園在商貿流通與人力資本關系的研究中同樣發現了兩者的非線性關系，文章構建了人力資本對商貿流通業影響的門檻效應模型檢驗兩者的門檻效應，并認為高人力資本對商貿流通業具有顯著促進作用，并且在高經濟發展水平地區最為明顯。[3]

但是，由于商貿流通業的產業作用僅僅能夠發生于供給側，因此在擴展消費市場規模的過程中會受到其他經濟變量的影響，供給側與需求側的相互結合過程中，會出現諸多非線性效應。例如羅棟的研究中，分析了商貿流通主體發展對貧困治理的門檻效應。研究發現，金融、流通是降低貧困的主線活動，減貧效應呈現非線性關系，縣域消費市場規模對農村金融減貧具有明顯的門檻效應。[4]張旭波的研究構建了消費升級、金融支持與商貿流通業三者關系的門檻模型，發現在金融支持背景下，消費升級與商貿流通業存在顯著非線性關系，城市與農村消費升級對商貿流通業均具有顯著促進作用；同等金融支持力度下，農村消費升級對商貿流通業的促進作用更強。[5]

綜上所述，可以發現商貿流通業發展對區域消費市場規模的促進作用存在一定的模糊性，現有研究盡管已經指出了商貿流通業發展能夠從供給角度實現市場規模的擴張，但由于不同地區本身的經濟基礎并不一致，商貿流通業與市場的發展聯系很可能受到潛在的非線性因素的影響。鑒于此，本文結合中國的實際情況，并采用中國31個省、直轄市、自治區2009-2016年的年度平衡面板數據，考察潛在的非線性情形，基于雙重門檻模型，考察我國商貿流通業對區域消費市場發展的經濟非線性效應。

本文其余部分的結構安排如下：第二部分主要說明雙重門檻模型的設置；第三部分為模型實證的結果及分析；最后為結論部分。

二 實證方法與數據

（一）模型設定

針對區域商貿流通主體展開研究，本文將聯系區域流通水平和消費市場規模進行實證分析。通過門檻模型將不同流通水平的主體進行分類，進而判別商貿流通主體對區域市場消費影響的門檻效應。基礎面板模型構造如下：

公式（1）中，下標i代表省份，t代表相應年份，樣本時間跨度為2009年至2016年。被解釋變量為市場消費規模（Consumption，縮寫為Cons，%）；解釋變量為商貿流通業主體規模（Commercial circulation，縮寫為C，%）。Xi是控制變量，控制變量是可能影響消費市場規模，但在一段時間內并不會發生變動的量，包括市場開放水平（open，%）、資本水平（inv，%）和金融結構水平（fin，%）。

公式（1）為不考慮“門檻效應”的商貿流通業發展與消費市場規模的作用模型，以往的研究中多采用分組檢驗和交叉檢驗的方法來考察不同地區中這一作用的強弱情況。遺憾的是，受分組標準的制約，采用分組檢驗（例如分為中部、東部、西部三個組別）的方法并不能有效辨析不同區域經濟實體的非線性影響，且采用交叉檢驗（例如采用市場規模與GDP的交互項作為解釋變量）的方法也不能有效驗證商貿流通發展因經濟水平提升而產生的經濟區制轉換過程。

Hansen發展的非動態面板門檻面板模型則可以很好的彌補前兩種方法的不足，該模型的門檻設定方法是通過建立解釋變量和被解釋變量外的閾值變量，進而實現對樣本的基礎分類。[6]由于商貿流通業發展屬于典型的供給側結構轉換，在作用于消費市場這一需求側因素的過程中，會因為消費市場所存在的區域經濟實體而產生不同的作用效果。考慮各個區域經濟實體的經濟發展水平，即GDP（單位：萬億）的作用，能夠有效地分辨出各個經濟實體的非線性作用，因此本文在此將GDP作為門檻變量。這一考慮在類似研究中也有所體現，張婷的研究表明，我國不同GDP水平城市的商貿流通業發展情況并不一致[2]，因此采用GDP作為門檻具有實證上的合理性。本文在模型（2）的基礎上，將流通區域的GDP設定為門檻值，并構建“雙重門檻”模型：

（二）模型估計

進行門檻分析，關鍵需要解決好兩個方面的問題：一是聯合估計門檻值（γ1和γ2）和斜率值（α1、α2和α3）；二是門檻效應的相關檢驗（門檻效應的顯著性和門檻估計值的真實性）。在實踐中，實現雙重門檻模型，首先要從單門檻模型著手，由公式（2）可以建立單門檻模型（3）：

由此估計出門檻值和斜率值的前提下，可以進一步分析門檻效應的顯著性，其目的是分析以門檻值分類得到的多組樣本模型的估計參數是否顯著不同。首先，分別構建單門檻和雙門檻條件下的零假設（

當確定參數變量存在明顯的“門檻效應”時，還需要檢驗其門檻值的真實性。對此可以分別構建單一門檻模型和雙重門檻模型的零駕駛和其對應的LR統計量：

雖然LR估計量的分布情況依然是非標準的，但是Hansen[6]的研究中提供了可以計算該拒絕域的一個估計公式，滿足時，拒絕原假設，其中，a即為研究所需的門檻效應的顯著性水平。

三 實證結果與分析

（一）實證結果

本文的實證檢測均在Stata 14.0軟件環境下運行。首先進行門檻效應的檢驗，從表1可以看出，以GDP作為門檻變量時，單一門檻效應在5%的顯著性水平下顯著，雙重門檻效應在1%的顯著性水平下顯著，而多門檻效應檢驗不顯著，因此本文采用雙重門檻模型進行分析。

表1 門檻效果自抽樣檢驗

門檻效應檢驗后，需要針對雙重門檻模型的門檻值估計結果進行估計和檢驗，表2報告了以GDP作為門檻變量條件下的95%置信區間。由表3可見，以GDP作為門檻值時，門檻1和門檻2的估計值分別為1.0932和5.2718，似然比值接近于0。同時，門檻1估計值在（1.0392，1.1037）區間內和門檻2估計值在（5.2912，5.2123）區間內時，似然比值小于5%顯著性水平下的臨界值，即在原假設接受域內，兩個門檻值都與實際門檻值相等。

表2 門檻值估計結果

在門檻和門檻估計出來以后，可以對雙重門檻模型進行參數估計，結果如表3所示。

表3 以GDP作為門檻條件下雙重門檻模型參數估計結果

（二）結果分析

從表3所示的雙重門檻回歸結果來看，以GDP作為門檻條件時，在經濟基礎較差的區域中，商貿流通業發展對區域消費市場規模的影響系數顯著為正，說明經濟基礎較差的區域中市場發展相對滯后，以流通業途徑實現市場規模擴張具備可行性。對經濟基礎較好的地區而言，商貿流通業對區域消費市場規模的促進作用顯著為正，但系數大小低于經濟基礎較低的地區。該結果說明兩個問題：第一，良好的經濟實體水平有助于實現市場規模的擴張，能夠幫助商貿流通業從供給側傳導至需求側，從而實現商貿流通作用下的市場增長；第二，較差的經濟實體水平更需要商貿流通發展的助力，商貿流通產業發展的作用能夠在經濟較差的區域中顯現出更大的作用，這說明良好的流通情況是促進市場發展的核心動力，需要以流通產業為載體，促使區域消費市場的進一步轉型。此外，經濟基礎適中的區域中，商貿流通業發展與區域消費市場的作用并不明顯，這也證明了經濟發展中端的經濟實體，其產業結構、消費市場和經濟結構均處在未定型階段，三者的模糊關系表明供給側結構與需求側結構的相互不適應，因此需要多方著手，多管齊下，從產業、市場和經濟三個角度實現共同突破，從而完善區域的經濟結構。

四 結論及政策啟示

商貿流通主體與區域消費市場間的非線性關系是由來已久的問題。本文在充分考慮我國不同省份經濟社會發展差異的基礎上，放棄了傳統研究中“分組結構”的主觀做法，借鑒“門檻回歸”技術為代表的非線性計量經濟手段，采用我國2009～2016年的省級面板數據，構建門檻回歸模型，以GDP為門檻變量，全面實證商貿流通產業發展與區域消費市場規模兩個變量的非線性關系。研究發現，區域消費市場規模的擴張不僅受到商貿流通產業的促進，還在很大程度上受到經濟實體水平的制約。在經濟水平相對較高和較低的區域中，商貿流通發展的消費市場促進效應具有明顯的顯著性，這是由于高經濟水平區域的經濟實體能夠有效助力商貿流通業的發展成果向市場推進，低經濟水平區域的經濟實體迫切需要商貿流通業對市場的梳理和聯通作用。但在經濟適中的區域，由于產業、市場和經濟的相互不適應，導致商貿流通業發展的作用難以被社會共享。因此，本文得出以下兩點政策啟示：

第一，對經濟區位較差的地區而言，其對應商貿流通設施建設滯后，整體流通水平較差，當商貿流通主體有所發展時，對消費市場的疏導及溝通會產生一個極大的外部沖擊，從而引起區域市場消費的快速上升。經濟區位較強的地區，其基礎設施、管理措施及流通水平相對較高，流通產業的發展具有較強的規模效應，對于壓縮消費市場成本有至關重要的作用，故極易產生促進作用。經濟區位適中的區域，其“流通—消費”平衡尚未達成，此時盲目擴大流通主體規模不僅不會對形成規模經濟產生積極影響，還會造成現有的脆弱經濟平衡迅速崩潰，從而降低消費者福利。商貿流通主體的門檻效應制約著我國消費市場的均衡發展。

第二，針對商貿流通主體和區域市場消費間的門檻效應問題，應該通過解決區域經濟不均衡來化解商貿流通發展不平衡的情況，進而促進我國居民消費市場的發展。隨著我國居民消費能力和可支配收入的不斷上升，我國居民對高質量產品的需求不斷增加，對消費升級狀態下服務產品的需求不斷增加，對全面建成小康社會的意愿不斷提升。因此，政府應該充分把握消費市場的發展特征，盡快縮小區域間發展的差距，推動商貿流通主體對消費市場發展的引領作用，讓商貿流通業在全面建設小康社會中貢獻應有的力量。