中國商貿業發展的空間差異及其影響因素研究

謝守紅, 洪 歌

(浙江師范大學 經濟與管理學院,浙江 金華 321004)

引 言

商貿業是商品交換的發達形式,自20世紀80年代以來,中國商貿業迅速發展,實現了從計劃經濟時代以供銷合作社為主體的商貿流通模式到多種渠道融合的現代商貿流通體系的跨越。商貿業是第三產業的重要組成部分,扮演著將生產和消費聯結起來的中介角色,是國民經濟的先導產業和基礎產業。[1]商貿業鏈接工農、城鄉、地區之間的生產和消費,在促進工農業發展、增加人們就業、提升城鄉居民生活水平等方面發揮著越來越重要的作用,對轉變經濟發展方式、優化經濟結構、提升經濟水平以及推動城市化進程均有重要戰略意義。[2]

在中國商貿業高速發展過程中,一些發展問題也隨之凸顯,其中區域發展不均衡是備受關注的問題之一。[3]國外商貿業的含義和統計口徑與國內存有差異,其研究成果也較少,相關的研究主要集中在商業物流與區域經濟發展的關系、[4]美國零售業集群范式、[5]跨國零售商的地方化、[6]跨國零售業的經濟效應、[7]零售業重組與消費者選擇[8]等方面。國內學者對商貿業發展空間差異的研究日益關注,如任保平等(2011)曾構建指標體系,對全國31個省份商貿業發展狀況進行比較研究,發現我國商貿業發展呈現明顯的區域差異,并指出地區分工、地理區位、市場環境、工業化與城市化水平是造成差異的主要原因。[9]胡蓮(2017)分析了我國商貿業取得的階段性成果和所存在的問題,探討了商貿業影響經濟發展的內在機理,并指出商貿業發展存在發展存量和發展速度結構性失調現象。[10]高燕等(2021)研究發現,我國商貿業發展存在明顯地區差異,其中東部地區發展較好,而中西部地區相對落后。[11]曹穎等(2021)關注到了我國商貿流通業發展非均衡現象,認為這種不均衡現象長期存在,但有協同向好的趨勢。[12]

在關注商貿業發展區域差異的同時,學者們對造成區域差異的影響因素也進行了深入研究。如董譽文(2016)分析了資本增長、勞動增長和技術進步對商貿業發展的貢獻,指出不同發展階段的驅動因素是有差別的,但資本驅動的貢獻率一直較高。[13]王紀霞等(2019)研究了城市化對商貿業區域差異的影響,指出我國商貿業與城市化之間是相互促進的,可通過提高城市化水平促進商貿業的發展。[14]賈曉燕(2016)對造成我國商貿業發展地區差異的影響因素進行了分析,指出經濟政策、法律法規、社會文化、市場環境、社會開放程度、互聯網技術水平是主要影響因素;[15]學者解鵬程(2017)、楊丹(2016)也發表了類似觀點。[16-17]縱觀已有研究,影響商貿業發展的主要因素大體可歸納為經濟發展水平、城市化水平、資本和勞動要素投入水平、信息和技術發展水平、對外開放水平等。

當前學界雖然已不乏對我國商貿業發展空間差異的研究,但研究的豐度和廣度仍有提升空間,在實證分析上也不夠系統,尤其缺乏從區域差異視角對我國商貿業發展空間差異及其影響因素的定量研究。基于此,本文采用2005—2020年全國31個省份的面板數據,系統地分析了我國商貿業發展的空間差異,并探究了形成這種空間差異的影響因素。本文的邊際貢獻主要有兩點:一是從區域差異視角系統地闡釋了我國商貿業發展的空間差異;二是采用了2005—2020年的面板數據,運用空間杜賓模型分析了影響商貿業空間差異的主要因素,充分考慮了直接效應和空間溢出效應,為相關研究提供了更有力的實證支撐。

一、中國商貿業發展的總體格局和空間差異

(一)中國商貿業發展總體格局

改革開放以來,中國商貿業發展整體呈穩步上升態勢。1978年的批發和零售業增加值僅為242.37億元,2020年的批發和零售業增加值達95 686.06億元,按可比價格算增長了50余倍。從批發和零售業占第三產業的比重來看,1978年占比6.6%,2020年占比9.4%。[18]雖然中國商貿業整體發展態勢向好,但省份之間的發展差異卻有擴大趨勢。2002年我國對國民經濟行業分類做了調整和重新劃分,故本文選取2002年以后的批發和零售業增加值來分析中國商貿業的發展趨勢,分東部地區、中部地區、西部地區繪制折線圖(見圖1)進行比較。可以發現,全國以及區域商貿業發展均呈穩步上升的態勢,但是東部地區、中部地區、西部地區的增速存在明顯差異。自2005年開始,東部地區發展明顯快于中西部地區,且發展差距不斷拉大。

圖1 中國商貿業發展趨勢

中國商貿業整體增長迅速,但也存在顯著的空間差異。為直觀反映中國商貿業發展的空間格局,選取2020年的批發和零售業增加值進行統計分析,相關數據來源于《中國統計年鑒》。結果顯示(見表1),2020年中國批發和零售業增加值最大的省份為江蘇,達11 108.67億元,增加值最小的省份為西藏,僅為100.23億元。東部地區均值為5 280.35億元,顯著高于全國均值3 066.07億元,其中有6個省份高于全國均值,在11個省份中占比54.54%;中部地區均值低于全國水平,僅3個省份高于全國均值,在8個省份中占比37.50%;西部地區均值顯著低于全國水平,僅四川省高于全國均值,在12個省份中占比8.33%。總體上我國商貿業發展“東強西弱”的格局明顯,東部地區商貿業發展水平遠高于全國平均水平;中部地區商貿業發展水平整體落后于全國平均水平,但明顯強于西部地區;西部地區除了四川省商貿業發展水平較高外,其他省份的商貿業發展水平都很低。

表1 2020年中國商貿業發展總體格局

(二)中國商貿業發展的空間差異

1.運用泰爾指數分析中國商貿業發展的空間差異

(1)

其中,Yij為i地區j省份的零售總額,Yi為i地區的零售總額,Y為全國的零售總額;Pij為i地區j省份批發零售業的從業人口,Pi為i地區的從業人口,P為全國的從業人口。泰爾指數又可被分解為區域內差異TWR和區域間差異TBR,相關公式為:

(2)

(3)

圖2顯示了中國商貿業發展的總體差異,可以看出2005—2008年中國商貿業發展的總體差異有所減小,2009—2017年中國商貿業發展的總體差異擴大明顯,2018年后又顯著降低。區域內差異具體表現為2009—2018年擴大顯著,2018年之后明顯減小;區域間差異表現為2005—2009年緩慢減小,2009—2014年顯著上升,達到最大值,之后則穩步下降,2019年達到最低值后再次回升。從差異貢獻率來看,2005—2015年區域內差異和區域間差異貢獻率相近,而2015年之后,區域間差異貢獻率持續減小,區域內差異貢獻率持續增加,逐漸成為主要的差異來源。

圖2 中國商貿業發展空間差異

為進一步分析東部地區、中部地區、西部地區商貿業發展區域內差異的具體表現,繪制折線圖(見圖3)。結果顯示,2011—2017年東部地區和中部地區區域內差異在波動中上升,尤其是中部地區2013年后穩步上升;東部地區區域內差異雖然一直較大,但2017年后呈下滑趨勢;西部地區區域內差異各年份波動較大,但2005—2020年整體變化較小。原因可能在于東部地區一些具有商貿業發展優勢的省份前期發展迅速,導致差異增大,但后期通過一些后發展省份的追趕,區域內差異又趨于減小;中部地區2013年以前因為商貿業整體發展水平不高,區域內差異較小,2013年后有些省份發展迅速,導致區域內差異逐步擴大;西部地區因為商貿業整體發展較為落后,多數省份發展水平低且趨勢接近,但個別省份發展較為領先,就導致了內部差異波動大的現象。

圖3 中國東部地區、中部地區、西部地區商貿業發展內部差異

2.運用核密度估計分析中國商貿業發展的空間差異

泰爾指數能反映商貿業發展的空間差異及其構成,而核密度曲線則可以通過其形態特征來刻畫商貿業發展的空間分布狀況、延展性、極化特征以及空間演進規律。

核密度估計是一種非參數檢驗方法,常被用來研究分布差異的問題,在經濟學、地理學中均被廣泛使用。其估計函數式為:

(4)

其中,f(xt)表示第t年觀測值的密度函數;n表示觀測地區個數;h表示帶寬,一般帶寬越小其精度越高;K為核密度函數,常用的核密度函數形式有高斯核函數、三角核函數等。本研究選取高斯核函數,具體函數式為:

(5)

核密度分布圖主要通過分布位置、分布形態來反映分布特征,其中曲線波峰的高度和寬度能反映空間差異大小,波峰數量能反映極化程度,拖尾長度則可反映地區內省份間的差異。

圖4結果顯示,全國層面上核密度分布曲線整體右移明顯,但移動速度有所減緩,表明我國商貿業發展整體水平在不斷提升,但增速有所放緩。主峰分布態勢顯示,我國商貿業發展主峰高度逐年降低,寬度逐年增長,反映出我國商貿業發展的絕對差異有所擴大,空間不平衡現象愈加明顯。延展性變化顯示,曲線右拖尾逐年增長,反映出我國商貿業發展區域間差異呈擴大態勢。極化趨勢顯示,2005年我國商貿業發展多極化態勢明顯,之后多極化現象逐年減弱。

圖4 中國商貿業發展的核密度估計曲線

地區層面上,東部地區商貿業發展整體態勢與全國較為接近,各年份曲線右移明顯,移速減緩,即東部地區商貿業發展整體水平逐年提升,但增速有所放緩。東部地區商貿業發展主峰高度各年間下降明顯,寬度逐年增加,表明絕對差異呈擴大態勢,主要原因在于長三角地區和廣東等省份商貿業發展具有領先優勢,而其他較為落后的省份雖然商貿業發展水平也在提高,但體量和增速均遠遠落后。以廣東和海南為例,2005年廣東的批發和零售業增加值為2 222.7億元,海南為91.7億元;2020年廣東為10 634.9億元,海南為653.3億元,[18]雖然兩者均有增長,但絕對差距在顯著擴大。與此同時,曲線右拖尾也在逐年延長,表明東部地區區域內差異也在持續擴大,與泰爾指數反映出的態勢相吻合,但東部地區商貿業發展多極化現象不明顯,均表現為單峰形態。

中部地區各年份曲線同樣右移明顯,峰值逐漸降低,但速度均快于東部,反映出隨著商貿業發展整體水平的快速提升,中部地區區域內差異也在迅速擴大。2005年中部地區呈兩極化形態,之后向多極化轉變,2010年和2015年均呈多極化形態,2020年極化特征轉為不明顯。延展性特征顯示,中部地區區域內的差異在逐年擴張,2020年曲線趨近于水平且寬度遠高于之前。結合中部地區各省份商貿業發展情況,得出的原因是,2005年左右河南省和湖北省商貿業發展較為領先,與中部其他省份拉開明顯差距,之后由于其他省份均在發展,且增長速度存在差異,開始向多極化趨勢過渡,到2020年,中部地區各省份之間的增加值分布已非常分散。

西部地區發展態勢兼有東部地區和中部地區的特點。就曲線右移速度和峰值降低速度而言,西部地區與東部地區更為接近;就拖尾延展性和極化特征而言,則與中部地區更為接近。西部地區商貿業發展極化趨勢不斷下降,省份之間的差異呈擴大趨勢。

二、中國商貿業發展的空間集聚特征

(一)分析方法

地理學第一定律指出,任何經濟單元在空間的分布上是互相存在關聯的,且距離越近聯系越緊密。探索性空間數據分析法(ESDA)是用來探究空間相關性的常用方法,其中全局Moran’sI(下文用I表示)指數能夠檢驗經濟主體是否存在空間上的相關性,主要公式為:

(6)

局部空間相關性分析可以進一步分析空間上局部的集聚或離散效應,彌補全局自相關分析檢驗時的不足。對于單個空間單元,其計算公式為:

(7)

(二)分析結果

1.全局空間相關性分析

為分析中國各省份商貿業在空間上的分布是否存在相關性,筆者首先測算了2005—2020年全國商貿業發展的全局莫蘭指數,采用矩陣為空間鄰接矩陣(見表2)。結果顯示,2005—2020年,全局莫蘭指數整體呈上升趨勢,由2005年的0.18增長至2020年的0.31,且各年份P值均小于0.05,在95%置信水平下通過顯著性檢驗,反映出我國商貿業發展存在顯著的空間集聚特征,且集聚態勢日益明顯。

表2 中國商貿業集聚水平全局莫蘭測算

2.局部空間相關性分析

全局Moran’sI指數反映出我國商貿業發展存在明顯空間集聚性,為揭示局部空間特征,需進一步運用局部空間自相關分析。選取2005年和2020年的數據繪制莫蘭散點圖進行對比分析(見圖5),并將圖中內容進行整理得到表3。結果顯示,2020年與2005年相比,一、三象限省份數量更加密集,反映出空間集聚性的增強。2005年位于“H-H”集聚區間省份數量為6個,2020年為8個,整體變化較為穩定,多為東部沿海省份,變動明顯的是河北由“H-H”集聚區下降至“L-L”集聚區間,而安徽、湖南由“L-H”集聚區間躍遷至“H-H”集聚區間。2005年“L-H”集聚區間和“H-L”集聚區間的省份分別為6個和5個,2020年僅有3個和2個,除安徽、湖南外均向“L-L”集聚區間轉移。2005年和2020年“L-L”集聚區間的省份數量分別為14個和18個,分別占比45%、58%,這也印證了我國商貿業整體發展水平不高的現狀。

圖5 中國商貿業發展局部莫蘭散點圖

表3 中國商貿業發展集聚水平分類

不難發現,10多年間我國商貿業發展空間集聚特征非常明顯。2005年到2020年東部沿海地區省份始終維持著領先優勢,這與沿海地區改革開放以來經濟發展的全面領先密不可分;靠近沿海的中部省份與東部沿海省份形成強強集聚的趨勢,可能原因是東部沿海省份本身商貿業高度發展,具備先發優勢與良好的發展基礎,在維持發展優勢的同時能通過溢出效應發揮作用。西部地區商貿業發展整體較弱且變化較小,因西部地區本來就缺乏區位優勢,外加經濟水平、產業基礎、交通設施也相對落后,導致其難以實現趕超。整體來看,全國商貿業發展空間格局表現出由“分布式集聚”向“極化式集聚”轉變的趨勢。

三、中國商貿業發展空間差異的影響因素

(一)模型設定

前文揭示了中國商貿業發展存在明顯的空間集聚特征,傳統的回歸分析難以反映地理空間上的聯系,因此采用空間計量模型進行回歸分析。空間杜賓模型是常用的揭示自變量對因變量空間作用的一種空間計量模型,同時考慮了空間滯后性和隨機誤差項。這一特征有助于全面分析中國商貿業發展空間差異的影響因素。具體計算公式如下:

(8)

其中,Yit為被解釋變量,表示t年第i省份商貿業發展水平;Yjt表示t年i省份鄰近的第j省份商貿業發展水平;ρ表示本省份商貿業發展對鄰近省份空間溢出效應的方向和強度,是空間滯后項系數;Wij是空間權重矩陣;σ為解釋變量的空間效應系數;μi、δt分別表示空間固定效應和時間固定效應;εit為隨機誤差項。

(二)變量選擇和數據說明

影響商貿業發展的潛在因素有經濟發展水平、城鎮化水平、人口數量、政府支出水平、對外開放水平、交通運輸水平等多個方面。據此,本文從以上維度選取指標進行回歸分析,具體指標選取如下:(1)商貿業發展主要與第二產業、第三產業發展關聯密切,故選取第二產業增加值(Second)、第三產業增加值(Third)來反映經濟發展水平;(2)投資活動是經濟發展的主要動力之一,對商貿業發展也有重要的促進作用,故選取固定資產投資(Fund)來反映政府對商貿業支出水平;(3)對外開放有助于商品的國際流動,直接影響到商貿業的發展,故選取境內目的地和貨源地進出口總額(Open)來反映地區的對外開放程度;(4)交通水平與商貿業發展有著直接關系,發達的交通條件能提升商貿產品運輸的便捷性,降低運輸成本,故選取人均等級公路里程(Transport)來反映交通運輸水平;(5)城市化水平一般與地區產業集聚水平、人口集聚水平息息相關,是商貿業發展的重要因素之一,而城鎮化率(Urban)是反映地區城市化水平最主要的指標,故選取城鎮化率來反映城鎮化水平;(6)人口數量越多,意味著消費人口與勞動力也越多,關系到商貿業銷售和生產兩個重點環節,故選取常住人口數(People)來反映人口數量。

文中批發和零售業增加值與從業人員等數據,選取范圍為2005—2020年全國31個省份,所有數據均來自于國家統計局,由EPS數據庫獲取。我國商貿業發展空間差異影響因素分析所采用的數據大部分來自《中國統計年鑒》,少量數據來自《中國城市統計年鑒》以及各省級統計年鑒、統計公報。產值數據以2010年為基期進行平減處理,所有指標均取對數。具體變量和指標的描述統計見表4。

表4 變量定義與描述性統計

(三)模型檢驗與回歸結果

表5顯示了相關檢驗結果。首先通過LM統計量方法進行了相關性檢驗,結果顯示,中國商貿業發展存在顯著的空間相關性,可采用空間杜賓模型進行回歸分析。之后通過LR檢驗判斷空間杜賓模型是否可以退化為空間滯后模型和空間誤差模型,結果顯示,P值均為0,且在1%的水平上顯著,因此空間杜賓模型無法退化為空間滯后模型和空間誤差模型。同時,通過Hausman檢驗選擇使用固定效應模型還是隨機效應模型,結果顯示,固定效應模型是最佳選擇。此外,針對地區固定效應、時間固定效應以及雙向固定效應的選擇問題,本文分別對三種效應下的空間杜賓模型進行回歸估計,結果見表6。比較三種效應的擬合優度可知,時間固定效應下值最大,為0.948,故選用時間固定效應下的空間杜賓模型。從回歸結果來看,第二產業增加值、第三產業增加值、固定資產投資、交通水平、城市化水平和人口數量均在不同顯著性水平下對經濟增長產生影響。

表5 相關檢驗結果

表6 三種固定效應下空間杜賓模型回歸結果

運用偏微分方法對時間固定效應下的空間杜賓模型空間效應進行分解,分析不同變量對商貿業發展的作用方式,結果見表7。由效應分解可知:(1)第二產業增加值對中國商貿業發展的總效應為負,其中直接效應不顯著,間接效應為負,表明第二產業對本地區商貿業發展影響不明顯,但會抑制周邊地區商貿業發展;第三產業增加值對商貿業發展的直接效應和間接效應均為正,其中總效應系數達到1.200,直接效應和間接效應系數分別為0.687和0.513,均在1%水平下顯著,也就是說,第三產業增加值每增長1個百分點,將引起本地區商貿業產值增長0.687個百分點,引起周邊地區商貿業產值增加0.513個百分點,表明第三產業是商貿業發展的主要動力,并且能通過空間溢出效應帶動周邊省份發展,而第二產業對本地區商貿業的發展影響較小,反而可能會吸收鄰近地區的資源,抑制鄰近地區商貿業發展。(2)固定資產投資總效應系數為正,其中直接效應系數和間接效應系數均為正,表明固定資產投資不僅能通過直接效應帶動本地區商貿業發展,還能通過空間溢出效應帶動周邊地區發展。(3)對外開放水平直接效應和間接效應均為正,但系數較小,表明對外開放水平是商貿業發展的動力之一,但并非重要影響因素。(4)交通水平總效應系數為0.281,其中直接效應系數為0.223,在1%的顯著性水平下通過檢驗,間接效應不顯著,反映出交通運輸是商貿業發展的重要影響因素之一,能對本地區商貿業發展產生重要影響,但不能影響周邊地區商貿業發展。(5)城市化水平估計結果的直接效應和空間溢出效應均為正,均在1%的水平下顯著,表明城市化能為本地區商貿業發展提供動力,也能帶動周邊地區商貿業發展,因為城市化水平越高意味著更多人口和經濟活動的集聚,有利于本地區商貿業的發展,也會吸引周邊地區與本地區從事商貿活動,從而帶動周邊地區商貿業發展。(6)人口的直接效應和間接效應均在1%的水平下為正,其中直接效應系數為0.015,間接效應系數為0.011,人口越多越能吸引經濟活動的集聚,能為商貿業銷售提供更大的市場,此外也能為商貿業發展提供更多的勞動力資源,促進商貿業發展,而且商貿業從業人員會在地區之間流動,從而通過空間溢出效應帶動周邊地區商貿業發展。

表7 空間杜賓模型空間效應分解

結論和啟示

本文運用泰爾指數、核密度估計和探索性空間數據分析法,系統分析了我國商貿業發展的空間差異,并采用2005—2020年全國省級面板數據進行空間計量分析,探討了商貿業發展的影響因素,得出如下結論。

第一,中國商貿業發展存在顯著的空間差異,具體表現為區域間差異和區域內差異共存,其中區域內差異有逐年擴大的趨勢,是空間差異的主要來源。區域內差異以中部地區擴大最為明顯,東部地區雖有擴大,但近年來呈下滑態勢,西部地區則圍繞均值波動。

第二,核密度估計分析反映出中國商貿業增長態勢穩定,但增速有所放緩;空間差異在逐年擴大,但絕對差異有所降低,整體單極化趨勢減弱。

第三,中國商貿業發展在地理空間上表現出較強的空間集聚性,具體形式為東部地區省份“H-H”集聚日益增強,中西部地區省份“L-L”集聚區范圍擴大,整體上向“極化式集聚”態勢演變。

第四,影響商貿業發展的主要因素有固定資產投資、第三產業發展水平、交通水平、城市化率和人口數量,其中固定資產投資、第三產業發展水平、城市化率和人口數量均能通過直接效應和間接效應帶動本地區和周邊地區商貿業發展;交通水平能影響本地區商貿業發展但對周邊地區影響較小;對外開放水平雖然能通過直接和間接效應影響商貿業發展,但影響程度較小。

通過研究,本文得到如下政策啟示:我國商貿業發展存在明顯空間差異,且空間差異有擴大趨勢。但同時也應注意到,我國商貿業發展一直在穩步提升,所以應理性看待商貿業發展的空間差異問題,并非存在空間差異就一定是不利的,也有可能是資源流向了最有效率的地區,反而提高了整體商貿業發展效率。實證分析表明,影響商貿業發展的因素是多方面的,我國地域遼闊,東部地區、中部地區、西部地區的經濟水平,產業基礎,資源稟賦,消費能力,基礎設施等各方面均存在差異。因此,各地區應因地制宜,發揮自身優勢,大力發展經濟,促進農貿結合、工貿結合,完善交通基礎設施建設,加快城市化進程,擴大對外開放,促進商貿業發展。同時,商貿業發展也會受到鄰近地區的影響,要充分發揮和利用周邊地區的空間溢出效應,加強區域合作,打破地區分割,建設統一大市場,促進各地區商貿業的協同發展。