商貿流通業與對外貿易的動態關系探討

摘 要：在新發展格局下，商貿流通業作為加快國內外貿易往來、刺激經濟發展的重要行業，有促進國內貿易市場穩定、高質量發展的作用。文章針對商貿流通業與對外貿易之間的動態關系展開深入研究，介紹了中國商貿流通業現狀，并從理論角度探討了商貿流通業與對外貿易的關系，以及國內貿易的中介作用，最后針對研究內容展開實證分析，明確商貿流通業對對外貿易的影響，并提出了相應的發展建議。根據研究結果可知，兩者之間表現為格蘭杰因果關系，其中國內貿易起到了中介作用，商貿流通業的發展有效推動了對外貿易規模的進一步擴大。

關鍵詞：商貿流通；對外貿易；國內貿易

中圖分類號：F724;F752文獻標識碼：A文章編號：1005-6432（2024）18-0001-04

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2024.18.001

1 引言

經濟全球化背景下，我國提出了“一帶一路”倡議，極大地推動了國際多邊貿易合作，商貿流通業也得到了快速發展，整體對外貿易規模逐漸擴大，尤其近年來隨著互聯網信息技術水平的提高，我國網絡零售以及電子商務等流通業得到了飛速發展，商貿流通業也逐漸呈現出多元化、數字化和國際化的特點。與此同時，我國對外貿易總額逐年增長，2020年同比提升了1.9%，進口總額同比增加了4%，極大地促進了經濟發展。商貿流通與對外貿易之間存在著一定相關性，通過分析兩者的動態關系，能夠更好地了解兩者之間的關系以及動態影響機制，對于我國經濟發展有著重要意義。

2 中國商貿流通業現狀分析

2.1 商貿流通業總量

根據《中國統計年鑒》商貿流通業相關數據可知，近年來我國商貿流通業發展迅猛。從絕對值來看，商貿流通業的產出增加值呈逐年提高趨勢，其總量也隨之逐步擴大，相較于1998年，2020年的產出增加值增加了十幾倍，其增長速度雖然處于頻繁波動的狀態之下，但多為正值，這表明我國商貿流通業產出始終處于高速增長的狀態之下；從相對值角度進行分析，商貿流通業產值在GDP當中的占比始終相對穩定，但在第三產業當中的占比卻有所下滑，這說明我國產業結構處于不斷升級的狀態，各種新興產業的涌入，使商貿流通業的貢獻率逐漸下降。除此之外，從就業人數來看，商貿流通業在社會以及第三產業當中的就業人數占比處于逐年增加的狀態，表明該產業吸收了大量勞動力，商貿流通業多為勞動密集型行業[1]。

從要素投入方面來看，商貿流通業的勞動投入情況相對較為穩定，多年來始終處于穩定增長的狀態，尤其是批發零售和餐飲行業，增長趨勢更為明顯，相比之下，交通運輸、倉儲以及郵政等行業的勞動投入則有一定程度的下降，但就業人員增長率仍為正值。其主要原因在于，現代科技的發展，使此類行業的基礎設施建設水平逐漸提高，部分工作可由機械設備、自動化設備等取代傳統勞動力；從資本投入角度來看，批發零售、餐飲以及交通運輸、倉儲、郵政等行業的資本投入量逐年增長，而且增長速度相對較快，其中，交通運輸等行業的初始資本以及期間資本投入量都相對較高；從增長速度角度來看，批發零售和餐飲行業增長速度不如交通運輸等行業，但其增長率都相對較為穩定，整體商貿流通業資本投入增長率保持在20%以上。

從商貿流通業產出績效情況來看，雖然部分年份相比人均產出值可能會有所下降，人均產出增加值增長比率始終波動，但整體上來看，仍然處于增長態勢，而且整體上商貿流通業人均產出增加總量較大，這表明我國商貿流通業整體產出水平處于增長狀態。但2009年、2012年等部分年限的產值下降，表明我國商貿流通業仍然存在不穩定情況。

2.2 商貿流通業結構

近年來，隨著社會經濟、世界經濟形勢的轉變，商貿流通業結構升級十分明顯，批發零售、餐飲以及交通運輸等行業的總產值大幅度提升，而且批發零售與餐飲行業的總產值占比也得到了提升，這表明該行業在商貿流通業當中的重要性、作用都有所提高。相比之下，交通運輸等行業的總產值占比略有下降，這表明該行業的規模與整個商貿流通業的發展程度相比有所萎縮，但行業產值仍然處于上升狀態，究其原因在于近年來電子商務行業興起，帶動了交通運輸、倉儲等行業發展，但從整體上來看，交通運輸等行業對于商貿流通業的貢獻相對較小。深究之下不難發現，此類行業資本投入較高，而績效轉化能力相對較低，這表明商貿流通業內部結構存在不平衡的情況[2]。

根據上述分析可知，我國商貿流通業處于持續發展的狀態，而且跨境電商、智慧物流等，在商貿流通業當中起到了關鍵性作用，加快了商貿流通業產值的增長速率，有效拉動了經濟發展，促進了商貿流通業結構的不斷升級。但商貿流通業也存在內部結構不均衡、國際化水平不足、信息技術應用不深入等方面的問題。因此，加強對于商貿流通業的創新研究是十分有必要的。

3 基于國內貿易的商貿流通業與對外貿易關系理論分析

3.1 商貿流通業與對外貿易

商貿流通業能夠有效降低對外貿易成本，促進對外貿易總額增長。從對外貿易出口角度來看，商貿流通業在傳遞國內貿易以及對外貿易市場信息流通方面有著積極作用，進而幫助國內企業及時、準確地了解國際市場相關信息以及消費需求，并以此為基礎，調整出口商品的供應服務，進而更好地滿足國際市場需求，達到推動對外貿易出口的作用。從對外貿易進口角度來看，國內市場對于國外產品的需求量逐漸增加，尤其是在當前互聯網技術、新媒體行業蓬勃發展下，商貿流通業當中的跨境電商，有效推動了對外貿易進口，促使國內消費者更加廣泛、便捷地購買國際商品，享受多樣化服務，有效縮短了國際商品流動時間。除此之外，商貿流通業也極大地推動了各種原材料在國際市場當中的流動和交易，促使對外貿易進出口規模不斷擴大。

3.2 國內貿易的中介作用

新時期背景下，經濟發展更加強調其穩定性以及可持續性，為促使我國商務貿易在國內市場當中占有一席之地，就需要不斷深入挖掘國際市場實際需求，以此擴大國內市場貿易規模。與此同時，還應結合實際情況，著重完善相應信息流通渠道、構建完整供應鏈，以此完善市場配套，以通暢的生產、運輸、消費環節，提升進出口能力，為打通國外市場提供堅實支持，并達到以擴大內需刺激外需的效果，更好推動國內貿易以及對外貿易，有效化解復雜經濟環境下的挑戰，更好地應對市場機遇。基于此，在實際發展商貿流通業的過程中，應著重提高國內貿易交流效率，擴大國內市場，并以此推動國內市場與對外貿易信息交流，提升信息交流效率和規模，實現信息的良好和高效對接，為對外貿易的開展奠定良好基礎，提升我國對外貿易競爭力，不斷擴大國際市場占有率[3]。

4 商貿流通業與對外貿易動態關系的實證研究

4.1 實證設計

在實際展開兩者動態關系實證研究的過程中，需要結合現有文獻資料以及研究成果，基于商貿流通業實際特點，合理確定相應衡量指標，并從全面性角度展開質量評價，以此達到良好的分析效果。結合以往研究以及當前商貿流通業發展實際情況，文章選取貨物周轉量、網絡用戶以及快遞數量，結合因子分析法，測量我國商貿流通業發展情況，并將其作為自變量。基于商貿流通業自身特點，實際研究過程中，將貨物進出口總額作為因變量，并從總規模角度，對我國外貿能力以及發展水平進行測量。中介變量則結合商貿流通業、對外貿易以及國內貿易特點，選擇社會消費品零售總額指標，以此分析國內貿易情況。

此外，在控制變量的選擇上，外商投資選用了外商直接投資量；我國經濟發展指標選擇了國內生產總值；在科技創新指標方面，選擇了R&D人員全時當量。結合當前商貿流通業特點以及實際運行情況，外商投資額越高，企業經營發展過程中的理念和模式就越能夠與國際接軌，實際商品和服務的供應也能夠更好地符合國外市場需求，在出口貿易方面具有較強的優勢；國內生產總值則能夠在一定程度上反映國家經濟實力，當國內生產總值越高時，其自身實力越強，那么其對外貿易活動相對也會更多，對外貿易總額更高；對于科技創新情況而言，人員全時當量投入越多，表明該產業技術水平越高、創新能力也相對更強，因此其競爭實力也就相對更高，在市場當中的地位也就越穩固，有助于對外貿易總額的增長。

此次研究以我國2008年至2020年的商貿流通業數據情況為主要依據，數據來源于《中國統計年鑒》。在實際進行實證分析的過程中，使用ADF法檢驗指標數據的質量以及平穩性，并以此構建回歸模型、中介效應模型，展開計算分析。

其中，X表示自變量，為我國商貿流通業發展水平；Y表示因變量，為貨物進出口總額，即對外貿易規模；Z表示中介變量，為社會消費品零售總額，即國內貿易規模；C表示控制變量，為外商投資、國內生產總值以及人員全時當量；t表示年份；α為常數項；β、λ、ρ表示各變量待估系數；μ表示時間固定效應；γ表示隨機擾動項[4]。

4.2 統計分析

根據上述模型針對各年我國商貿流通業、對外貿易以及國內貿易等相關變量展開計算和統計，分別計算了因變量、自變量、中介變量以及控制變量的均值、標準差、最小值和最大值，得到如下結果：①因變量，對外貿易的均值為24.962，標準差為5.083，最小值為15.065，最大值為32.222；②自變量，商貿流通業發展水平，均值為0.123，標準差為0.924，最小值為-1.262，最大值為1.527；③中介變量，國內貿易，均值為26.123，標準差為10.246，最小值為112.099，最大值為40.802；④控制變量，外商投資、經濟發展以及科技創新的均值分別為1195.235、65.383、355.935，標準差分別為165.707、23.344、96.295，最小值分別為900.330、32.123、196.540，最大值分別為1443.693、100.878、523.450。根據上述計算結果可知，商貿流通業與對外貿易之間的標準差偏小，這說明在實際發展的過程中，兩者在時間上整體相對較為平穩，而控制變量的標準差均相對較大，其中外商投資最高，表明我國當前外商投資增長相對較為迅速，其次為科技創新，表明我國科技創新投入逐漸增多，而國內經濟發展則處于穩步增長的狀態。

在上述統計分析結果的基礎上，選用皮爾曼檢驗分析法，對自變量、因變量、中介變量以及控制變量之間的關系展開進一步分析，發現在1%顯著性水平下，上述變量當中的每兩個變量之間均具備正相關性，這也在一定程度上說明了商貿流通業的發展，能夠有效推動國內貿易以及對外貿易的發展，驗證了上述理論分析結果。

4.3 檢驗分析

4.3.1 因果關系檢驗分析

基于皮爾曼檢驗法對各變量之間相關性分析結果，進一步對商貿流通業與對外貿易之間促進作用的因果關系展開檢驗分析。因果檢驗分析過程中，采用了格蘭杰檢驗法，檢驗計算結果如下：①假設自變量商貿流通業發展水平，并非因變量對貿易發展的格蘭杰原因，統計量為3.625，概率值為0.093（10%顯著性水平）；②假設因變量，不是自變量商貿流通業發展水平的格蘭杰原因，統計量為11.625，概率值為0.009（1%顯著性水平）。上述檢驗分析結果表明，10%顯著性水平下，商貿流通業是對外貿易的格蘭杰原因；1%顯著性水平下，對外貿易也是商貿流通業的格蘭杰原因；即兩者之間互為因果，某一項內容的波動和發展會對另一項產生影響，能夠達到互相促進的效果[5]。

4.3.2 主效應檢驗分析

主效應檢驗分析是針對兩者互相影響的動態情況進行分析，對此，采用了OLS回歸模型，根據公式lnYt=α0+β0lnXt+λ0ilnCt+μt+γt，以及時間固定效應展開回歸分析，并進一步進行穩健性檢驗。根據計算結果可知，OSL模型以及穩健性檢驗模型回歸擬合結果相對較好，而且實際計算過程中發現，各變量之間的差異相對較小，這說明模型回歸結果較為穩健。結合上述模型可知，模型當中的系數在不同顯著水平下均為正數，這也說明了商貿流通業、外商投資等相關變量，在對外貿易發展過程中均具有積極作用；從系數大小方面展開分析，發現經濟發展情況對于對外貿易規模的影響相對較大，其次為商貿流通業發展水平。主效應檢驗分析結果也進一步說明了上述理論分析結果的可靠性，證實了商貿流通業發展對于對外貿易的積極作用。

4.3.3 中介效應檢驗分析

基于商貿流通業與對外貿易關系的回歸分析情況，進一步展開中介效應檢驗分析，用于驗證上述理論分析當中國內貿易的中介效應作用。在此過程中，主要分析公式為：①lnZt=α1+β1lnXt+λ1ilnCt+μt+γt；②lnYt=α2+β2lnXt+ρlnZt+λ2ilnCt+μt+γt。并在此基礎上，通過實踐固定效應進行回歸分析檢驗，以此分析國內貿易在商貿流通業以及對外貿易動態分析過程中的中介作用和影響效果，以此為兩者的和諧穩定發展提供良好策略支持，構建雙循環發展新格局。

根據OLS以及GMM模型回歸分析結果可知，擬合情況較好，而且各變量的正負性相同，數值差異不大，并且計算結果表明回歸分析穩健性較好，結果可信。得到的詳細分析結果如下：①當處于不同顯著水平時，商貿流通業發展對于國內貿易的發展有明顯的促進作用，而且控制變量當中的外商直接投資量、國內生產總值、R&D人員全時當量，對于國內貿易發展都具有正向推動作用；②在引入國內貿易作為控制變量之后，商貿流通業發展對于對外貿易影響仍然十分顯著，而且商貿流通業以國內貿易發展為中介，有效促進了對外貿易發展，國內貿易的中介效應得到有效發揮。此次研究結果證明了上述理論研究中，國內貿易在商貿流通業與對外貿易動態關系當中的中介作用。

4.3.4 穩健性檢驗分析

結合上述分析結果，通過GMM模型回歸分析，表明此次研究結果均具備較強的穩健性，滿足實證分析要求。在此基礎之上，通過更換變量的方式，進一步展開穩健性檢驗分析，以此確保實證研究結果的可靠性。對此，需將自變量因子，由商貿流通業發展水平轉變為批發零售、交通運輸產值總額，然后再按照上述分析流程，運用OLS模型、GMM模型以及中介效應模型展開計算分析。經分析，發現此次實證研究結果與首次研究結果相同，即各變量系數正負性以及大小差值等仍然具有相同規律。上述研究結果表明，商貿流通業穩健性分析結果并非偶然，實證結果具有較強的穩健性以及可靠性。

4.4 發展建議

根據上述實證分析研究結果可知，商貿流通業發展水平直接影響著對外貿易規模，并且兩者之間互為因果、相互作用，具有一定協同效應。而且在此過程中，國內貿易也發揮了中介作用，商貿流通業可通過國內貿易規模的擴大，推動對外貿易發展，此次研究結果有效證實了理論研究結果，并通過了穩健性檢驗。

基于上述分析結果，結合三者之間的動態關系，提出如下發展建議：①借助當前電子商務等行業的發展優勢，要推動商貿流通業結構升級和轉型發展，以此擴大對外貿易規模，達到提升流通效率的目標，以便于商貿流通業對于對外貿易的促進作用得到更好的發揮。②加強對于國內經濟情況的重視，著重推動內部經濟發展，提升經濟發展質量，一方面，應提高國內企業對于外商的吸引力，加大外商投資；另一方面，加大科技、人才等方面的投入力度，著重推動科技創新，以此不斷擴大對外貿易規模，并借助對外貿易與商貿流通業之間的相互作用，帶動商貿流通業發展。③基于兩者之間的關系，積極構建雙循環發展體系，幫助國內企業盡快打入國際市場，提高國際市場占有率，充分發揮對外貿易與商貿流通業之間相互促進的作用，以此形成新的經濟發展格局。④針對當前我國商貿流通業內部不平衡問題，構建城鎮化流通體系，建設綜合服務中心，同時加強政策支持，以此提升行業發展效率，推動其向著市場化方向進一步發展。⑤著重提高信息化水平，積極運用云計算、電子標簽、無人機、物聯網等先進技術，同時加快商貿服務業以及對外貿易的信息流通速率，促進商貿流通業實現現代化發展[6]。

5 結論

綜上所述，文章從理論分析和實證研究兩個方面入手，以我國2008年至2020年《中國統計年鑒》相關數據信息為主要依據，針對對外貿易與商貿流通業之間的關系展開探討，并進一步分析了其中國內貿易的中介作用。在此次分析的過程中采用了回歸分析法、格蘭杰分析法等，對商貿流通業發展水平、對外貿易、國內貿易、外商投資、科技創新以及經濟發展等因變量、自變量、中介變量和控制變量之間的相互關系展開了詳細分析和探討，證實了商貿流通業與對外貿易之間的相互關系和促進作用，以及國內貿易的中介效應。最終結合上述分析結果，提出了相應發展建議，包括加快產業結構升級轉型發展、加大科技投入、增加外商吸引力、構建城鎮化流通體系等，對于商貿流通業、對外貿易以及國內貿易發展均具有積極作用，有助于形成雙循環發展體系及新的經濟發展格局。

參考文獻：

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[6]廖秋敏，邱志萍，劉雪蓮.國際貿易對我國商貿流通業發展影響的實證研究——基于2004—2016年省級面板數據[J].商業經濟研究，2019（3）：127-129.

［作者簡介］田美娜（1983—），女，漢族，黑龍江大慶人，本科，助教，研究方向：中國對外貿易。