雙重市場一體化下流通創新對工業集聚動態演變的效應與機制研究

丁震宇

（南京農業大學， 江蘇 南京 210000）

0 引言

國內市場規模的不斷擴大，不論是組建完整的國內產業價值鏈還是嵌入全球價值鏈（Global Value Chain,GVC）中的部分產業價值鏈，均不可能由單獨的地區產業體系完成，只能基于各地區的產業體系，通過地區間分工和地區間貿易實現各地區的產業體系對接和價值鏈延伸而形成[1-3]。值得注意的是，在中國式財政分權和地區保護主義的背景下，造成了嚴重的國內區域市場分割，例如地區產業結構趨同、資源錯配、過度集聚等非均衡現象。面對這一系列失衡問題，中央政府著重強調了市場在資源配置中的決定性作用，而市場化的推進離不開流通活動的支撐[7-9]。特別是在市場一體化的趨勢下，商品貿易及中間品貿易還存在一定程度的流通障礙，而包含組織、技術、制度的流通產業創新是消除此障礙的主要路徑之一[10]。

國內分工深化是中國工業集聚演變的內生動力，而分工深化將產生大量的中間品和最終產品貿易，其中關鍵問題在于現有的國內流通活動難以提供支撐，因此，在應對我國經濟新常態過程中，流通創新是一項艱巨且長期的系統工程，對削弱國內市場分割和推動中國工業集聚演變具有深遠的影響[11-13]。本文基于國內分工理論和貿易成本理論，探討流通創新與中國工業集聚動態演變的效應，從商品和中間品雙重市場一體化的角度，考察流通創新對中國工業集聚動態演變的影響機制，并依據不同要素密集度分析效應和機制的異質性。

1 計量模型、變量與數據說明

1.1 計量模型構建

為了考察流通創新對產業集聚演變的影響，建立以下計量模型：

式中：i、t 分別為省份和年份；hhii，t為地區工業專業化集聚指數，用以反映地區工業集聚演變程度；tfpi，t為流通業全要素生產率，用以反映流通創新程度；controlji，t代表一系列控制變量，包含城鎮化、經濟服務化、工業結構、外商依存度、經濟開放度、政府干預；μi為地區個體效應；εi，t為隨機擾動項。

考慮到工業集聚可能存在經濟慣性，在模型（1）中加入工業專業化集聚指數的一階滯后項，建立動態面板模型：

式中：hhii，t-1為工業專業化集聚指數hhii，t的一階滯后項。

市場一體化中介效應見圖1。

圖1 市場一體化中介效應分析

1.2 變量選取

1.2.1 被解釋變量

工業專業化集聚指數（hhi）。采用Glasser et al.[26]關于地區專業化指數的測算方法，計算公式如下：

式中：i、j、t 分別為省份、產業、年份；yi，j，t為i 省份j 產業在t 年的增加值；yi，t、yi，t、yt分別為i 省份在t 年的工業增加值、j 產業在t 年的全國增加值、t 年的全國工業增加值。該指數越大表明該省份的工業專業化程度越高。

1.2.2 解釋變量

流通創新（lntfpi，t）。流通創新主要包括組織、技術、制度等方面，最終還是體現在流通業效率的提高，借鑒丁寧[16]的做法，使用流通業全要素生產率作為流通創新的代理變量。針對宏觀層面的全要素生產率測算方法主要包含索洛余值法、DEA-Malmquist 指數法等，考慮到全要素生產率水平值測算方法的限制以及內生性問題，使用系統GMM模型對索洛余值法測算全要素生產率水平值。

流通業投入采用流通業年末資本存量，借鑒胡宗彪、董譽文、柳思維等學者的相關研究[17-19]，采用永續盤存法進行估算，公式為：

式中：i 為省份；t 為年份；Ki，t和Ki，t-1分別為i 省份在t年和t-1 年的流通資本存量；Ii，t為i 省份t 年的流通業固定資產投資額；δ 為流通業資本折舊率。基年流通業資本存量采用Kohli 方法估算，公式為：

式中：t0為基年；Kt0和It0分別代表基年流通業資本存量和基年流通業固定資產投資額；δ 和γ 分別代表流通業資本折舊率和觀察期內流通業固定資產投資額年均增長率。張軍[20]通過計算建筑安裝工程、設備工器具、其他資產等三類資產壽命期的社會資產占比加權和，得到全社會固定資本形成總額的經濟折舊率為9.6%，因此將流通業資本折舊率設為9.6%。

1.2.3 中介變量

市場一體化指數（insi，t）。采用Parsley and wei[21]的價格指數法測算得到，依據地區要素相對價格構建要素市場分割指數，簡言之，通過地區之間要素價格的差異來衡量市場分割情況。其思想來源于“冰山成本”模型（Samuelson，1954），由于存在運輸成本、倉儲成本等損耗，要素在跨區域流動過程中價值會像冰川一樣融化掉一部分，從而部分完整地到達目的地，即地區間市場完全整合，沒有套利區間，相對價格pi/pj不必趨于1，因此，相對價格pi/pj只需在一個特定區間內波動，則可以認為地區間市場是整合的[22]。

構建三維（時間t、省份m、要素種類k）的面板數據，最終選擇2009—2020 年30 個省份的環比價格指數測算。

1.2.4 控制變量

經濟開放度（open）。采用各省份進出口貿易總額占GDP 的比值衡量；外資依賴度（fdi）。采用各省份外商直接投資實際利用總額占GDP 的比值衡量；城鎮化指數（ur）。采用各省份年末城鎮人口占總人口的比值衡量；政府干預（gov）。采用各省份政府財政支出占GDP 的比值來衡量；經濟服務化（es）。采用各省份第三產業增加值占GDP 的比值來衡量；工業結構（is）。借鑒徐德云[23]提出的產業結構衡量指標，即：IS=，式中，i 為按照不同要素密集度分類的工業行業，分別為資源密集型、勞動密集型、資本密集型，yi為各省份i 工業行業占工業增加值的比重；國有企業份額（state）。采用各省份國有及國有控股工業企業總產值占工業總產值的比值來衡量。

1.3 數據說明

本文使用的工業數據均來源于中國工業經濟統計年鑒，其中選取37 個二位碼工業行業測算工業專業化指數，其他經濟數據均來源于中國工業經濟統計年鑒，且所有指標均以2005 年為基期進行價格平減。主要變量的描述性統計分析如表1 所示。

表1 主要變量的描述性統計分析

2 實證結果

考慮到工業集聚的經濟慣性及動態面板模型的內生性問題，使用兩步廣義系統矩估計方法（SYS-GMM）進行估計。整個實證檢驗分為三個部分，一是從全行業、資源密集型、勞動密集型、資本密集型等四類樣本對流通創新與產業集聚動態演變的效應進行實證檢驗，二是地方政府行為的調節效應實證檢驗，三是商品、中間品市場一體化的中介效應實證檢驗。

2.1 流通創新與產業集聚動態演變的效應實證檢驗

2.1.1 全行業效應分析

從表2 中模型1 的估計結果可以看出，AR（2）的結果說明模型1 的擾動項的差分但均不存在二階自相關，故接受估計模型中的擾動項無自相關的原假設。同時，Hansen 工具變量過度識別檢驗結果也顯示，在10%的顯著水平下，無法拒絕所有工具變量均有效的原假設，這證明了模型1 設定的合理性和工具變量的有效性。模型1 的系數估計結果顯示，工業專業化集聚滯后一期（hhii-1）的估計系數在1%的顯著性水平下顯著為正，這說明工業專業化集聚受到其自身前期的正向影響，具有循環累計效應。而流通創新（lntfp）的估計系數在1%的顯著性水平下顯著為負，反映流通創新顯著地降低了工業專業化集聚程度，原因可能在于商品的流通成本大于中間品的流通成本，周浩（2015）[24]提出區域間需求可達性即商品的流通成本會促使企業從“中心”向“外圍”擴散，而供給可達性即中間品的流通成本會促使企業從“外圍”向“中心”集聚，雖然流通創新極大降低了商品和中間品的流通成本，但是商品的流通成本還是大于中間品的流通成本，從而導致工業專業化集聚程度降低。

表2 流通創新與工業集聚動態演變的效應實證檢驗結果

從模型2 和模型3 的估計結果來看，hhii-1的估計系數分別為0.962 2 與0.782 9，而系統GMM的估計系數為0.955 3，正好介于0.962 2 與0.782 9 之間，說明工具變量的選擇并未對模型1 的估計結果產生較大的偏差，進一步驗證了模型1 的穩健性。

2.1.2 分要素密集度的效應分析

不同要素密集度行業對生產要素的需求及商品市場的供給具有明顯的差異，導致流通成本的構成產生結構性差異，流通創新對工業專業化集聚可能出現異質性效應。模型4、模型5 和模型6 的回歸結果顯示，勞動密集型和資本密集型的流通創新估計系數均在1%的顯著性水平下顯著為負，資源密集型的流通創新估計系數在5%的顯著性水平下顯著為正，反映在資源密集型行業中流通創新促進工業專業化集聚，而在勞動密集型行業和資本密集型行業中流通創新阻礙工業專業化集聚。從商品和中間品市場出發詳細分析流通成本結構差異是如何影響流通創新對工業專業化集聚的效應。

2.2 雙重市場一體化的中介效應實證檢驗

在工業生產過程中，商品和中間品是流通業的生產主體，即流通創新的主要任務為整合商品和中間品市場，因此，流通創新可能通過商品和中間品雙重市場一體化來影響工業專業化集聚。由于表1 已經報告了遞歸方程的第一步估計結果，在表2 中只報告第二步和第三步估計結果。通過AR（2）和Hansen 工具變量過度識別檢驗的檢驗結果表明表2 中所有模型的兩部系統GMM估計結果是穩健的。

2.2.1 全行業分析市場一體化的中介效應

表3 模型1 和模型2 結果顯示，流通創新對商品市場一體化和中間品市場一體化地估計系數分別在10%和1%的顯著性水平下為正，表明流通創新促進了商品市場一體化和中間品市場一體化的發展。從模型3 中可以看出，在全行業樣本中，商品市場一體化對工業專業化集聚地估計系數在1%的顯著性水平下顯著為正，而中間品一體化對工業專業化集聚的估計系數在5%的顯著性水平下顯著為負，說明商品一體化促進工業專業化集聚，而中間品市場一體化不利于工業專業化集聚，這間接驗證了周浩[25]的研究結論。同時商品市場一體化中介效應檢驗中流通創新的估計系數（值為-0.088 5）小于基準估計模型中的估計系數（-0.073 4），中間品市場一體化中介效應檢驗中流通創新的估計系數（值為-0.044 7）大于基準估計模型中的估計系數（-0.073 4），說明流通創新可以通過商品市場一體化和中間品市場一體化這兩個傳導機制，激勵工業專業化集聚和阻礙工業專業化集聚，這與上文的理論分析一致，從表4 中可以看出，商品市場一體化的正向中介效應小于中間市場一體化的負向中介效應，導致整體中介效應為負向，從而流通創新通過市場一體化對工業專業化集聚產生抑制效應。

表3 雙重市場一體化的中介效應檢驗結果

表4 市場一體化中介效應分析

2.2.2 分要素密集度分析市場一體化的中介效應

資源密集型行業樣本的估計結果顯示，商品市場一體化和中間品市場一體化的估計系數在1%的顯著性水平下分別顯著為正、負，商品市場一體化中介效應檢驗中流通創新的估計系數（值為0.003 2）小于基準估計模型中的估計系數（0.005 7），中間品市場一體化中介效應檢驗中流通創新的估計系數（值為0.006 4）大于基準估計模型中的估計系數（0.005 7），說明流通創新可以通過商品市場一體化和中間品市場一體化這兩個傳導機制，激勵工業專業化集聚和阻礙工業專業化集聚，從表4 中可以看出，商品市場一體化的正向中介效應大于中間市場一體化的負向向中介效應，導致整體中介效應為正向，從而流通創新通過市場一體化對工業專業化集聚產生提升效應。勞動密集型行業樣本的估計結果顯示，商品市場一體化和中間品市場一體化的估計系數在1%的顯著性水平下分別顯著為正，且商品市場一體化和中間品市場一體化中介效應檢驗中流通創新的估計系數（值分別為-0.236 7、-0.206 9）小于基準估計模型中的估計系數（-0.183 1），說明流通創新可以通過商品市場一體化和中間品市場一體化這兩個傳導機制，激勵工業專業化集聚，但總效用為負向影響，與中介效應存在差異。資本密集型行業樣本的估計結果顯示，商品市場一體化和中間品市場一體化的估計系數分別在10%和1%的顯著性水平下顯著為正、負，商品市場一體化中介效應檢驗中流通創新的估計系數（值為-0.124 5）小于基準估計模型中的估計系數（-0.122 9），中間品市場一體化中介效應檢驗中流通創新的估計系數（值為-0.103 8）大于基準估計模型中的估計系數（-0.122 9），說明流通創新可以通過商品市場一體化和中間品市場一體化這兩個傳導機制，激勵工業專業化集聚和阻礙工業專業化集聚，從表4中可以看出，商品市場一體化的正向中介效應小于中間市場一體化的負向中介效應，導致整體中介效應為負向，從而流通創新通過市場一體化對工業專業化集聚產生抑制效應。

3 結論與建議

從商品和中間品市場一體化雙重角度切入，綜合考慮顯性流通成本和影響流通成本，分析了流通創新對工業專業化集聚動態演變的影響和機制。利用2009—2020 年間30 個省份37 個工業行業進行了實證研究，實證研究顯示：流通創新會抑制工業專業化集聚，原因在于中間品市場一體化的負向向中介效應大于商品市場一體化的正向中介效應，整體中介效應表現為負效應，同時，因要素密集度特征不同而異；具體而言，資源密集型工業的雙重市場一體化為正向中介效應，勞動密集型工業的商品和中間品市場一體化均為正向中介效應，但由于過度集聚造成工業分散現象，資本密集型工業的雙重市場一體化為負向中介效應。

上述結論可以帶來以下啟示：

1）不同要素密集度行業對生產要素的需求及商品市場的供給具有明顯的差異，商品貿易與生產要素供給在工業區域間分工演變過程中具有互補性，因此在制度區域發展規劃和工業地理分布政策時需要綜合考慮各方面因素，發揮好各地區的比較優勢。

2）在考慮運輸成本降低貿易壁壘的同時，需著重注意地方保護主義造成的制度約束，建立統一、整合的全流通市場，整合各區域產業體系，構建現代國家價值鏈，對接全球價值鏈。

3）平衡好政府和市場之間的關系，既要“有效市場”，也要“有位政府”，保持資本、技術、勞動等要素的自由流動和最優配置。