周 揚

?

基于鮑莫爾非均衡增長模型的工業(yè)部門與流通服務業(yè)部門關系變化

周 揚

在鮑莫爾非均衡增長模型的基礎上，引入流通和生產(chǎn)的需求互補特性假設，并將工業(yè)部門區(qū)分為生產(chǎn)職能部門和流通職能部門。利用面板固定效應模型和空間面板杜賓模型對2002-2013年的省份面板數(shù)據(jù)進行實證分析發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)和流通對流通環(huán)節(jié)就業(yè)占比和經(jīng)濟發(fā)展表現(xiàn)出木桶效應，流通環(huán)節(jié)就業(yè)占比的提高和經(jīng)濟發(fā)展速度的加快需要以流通環(huán)節(jié)勞動生產(chǎn)率增長速度的相對減緩為代價；另外，變量之間存在空間相關性，對流通環(huán)節(jié)就業(yè)占比而言，顯現(xiàn)出勞動力的區(qū)域溢出效應和流通環(huán)節(jié)勞動力的需求端跨區(qū)域傳導效應，對經(jīng)濟發(fā)展而言，則顯現(xiàn)出需求端的空間負向傳導效應和供給端的空間正向溢出效應。為此，宜進一步深化流通環(huán)節(jié)改革，提升市場化水平，實現(xiàn)流通環(huán)節(jié)的健康發(fā)展。

工業(yè)中生產(chǎn)職能與流通職能； 外部流通服務業(yè)部門； 鮑莫爾非均衡增長模型

一 引 言

隨著社會經(jīng)濟條件由原來的資源約束型經(jīng)濟、供給約束經(jīng)濟轉(zhuǎn)變?yōu)槭袌黾s束型經(jīng)濟、需求約束經(jīng)濟，消費者主權(quán)得以確立，流通業(yè)發(fā)展在經(jīng)濟中的基礎作用和重要作用越來越為學者們所認同(黃國雄，2005[1]；徐從才，2006[2])。同時，流通業(yè)作為服務業(yè)的組成部分，其發(fā)展演變也遵循著配第-克拉克定理，即服務業(yè)相對比重將隨經(jīng)濟發(fā)展水平提高而上升。流通產(chǎn)業(yè)的不斷發(fā)展，使得其內(nèi)部結(jié)構(gòu)得到優(yōu)化，流通各環(huán)節(jié)效率得到提高，流通資源與優(yōu)勢得到合理配置，但對于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變動中流通服務業(yè)比重上升將對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生什么樣的影響卻無定論。現(xiàn)有理論文獻對流通服務業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展之間的關系也因此分為兩條研究主線(孫淑紅，2014)[3]，其中一條圍繞經(jīng)濟制約論展開論述，即流通服務業(yè)發(fā)展會受到經(jīng)濟發(fā)展水平制約(Cundiff，1965[4]；Arndt，1972[5])，另一條圍繞流通作用論展開論述，即流通服務業(yè)發(fā)展會拉動經(jīng)濟發(fā)展(Holton，1953[6]；趙凱和宋則，2009[7])。但是這些理論文獻在進行分析時由于專注于流通服務業(yè)，因而忽視了其他各部門對流通服務業(yè)的影響，以及其他部門和流通服務業(yè)對于經(jīng)濟發(fā)展的交互影響。對此，本文擬借鑒鮑莫爾的非均衡增長模型探討分析工業(yè)發(fā)展和流通服務業(yè)發(fā)展對于經(jīng)濟發(fā)展的交互影響。

鮑莫爾(Baumol，1967)[8]通過構(gòu)造一個簡單而精煉的包含生產(chǎn)率復合增長率為零的“停滯部門”(Non-progressive Sector)和生產(chǎn)率復合增長率為r的“進步部門”(Progressive Sector)的非均衡增長模型，推演出：(1)停滯部門將吸納所有的勞動力，而進步部門就業(yè)將趨于零，同時停滯部門的產(chǎn)出單位勞動成本將隨時間無限制上升，而進步部門則保持不變；(2)在停滯部門需求彈性不高的情況下，停滯部門將面臨產(chǎn)出下降，甚至最終消失的趨勢；(3)在政府補助或者產(chǎn)品需求價格無彈性或收入有彈性的情況下，兩個部門的實際產(chǎn)出也有可能始終維持固定比例，但這也使得經(jīng)濟發(fā)展趨于停滯。需要注意的是，鮑莫爾本人并沒有明確地把進步部門-停滯部門和工業(yè)-服務業(yè)對應起來，并且強調(diào)，其“成本病模型”僅僅是兩部門不平衡發(fā)展的一個基礎性演示。但是，許多學者追隨這一論證，表示出對整個經(jīng)濟將停滯的擔憂。與此同時，富克斯(Fuchs，1968)[9]特別從服務業(yè)就業(yè)角度表述了基本同樣的觀點，在他看來，服務業(yè)相對于其他產(chǎn)業(yè)尤其是工業(yè)活動而言，因為具有較低的勞動生產(chǎn)率增長率，從而使得美國經(jīng)濟中服務業(yè)就業(yè)變得日益重要，兩者綜合形成了著名的 “鮑莫爾-富克斯假說 ”。

但也有許多學者表達了對“鮑莫爾-富克斯假說 ”的質(zhì)疑，指出：(1)由于服務業(yè)部門存在不可測度性，從而對服務業(yè)生產(chǎn)率和產(chǎn)出存在低估(Griliches，1994)[10]；(2)隨著服務業(yè)和工業(yè)之間的關系日益密切，服務業(yè)往往作為中間產(chǎn)品投入到制造業(yè)的發(fā)展過程中， 從而能把知識資本和人力資本引入到商品和服務的生產(chǎn)過程中， 進一步刺激制造業(yè)對服務業(yè)的需求，從而影響經(jīng)濟增長(Oulton，2001)[11]；(3)同時，也應注意到服務業(yè)并不是一個同質(zhì)活動的集合，其本身由不同生產(chǎn)率的行業(yè)組成， 有的行業(yè)生產(chǎn)率增長低或負增長， 但有的行業(yè)生產(chǎn)率增長甚至比工業(yè)部門還高(W?lfl，2003)[12]。

具體到流通服務業(yè)，本文認為其發(fā)展具有區(qū)別于其他服務業(yè)的自身特點，正如馬克思和恩格斯所揭示的：“生產(chǎn)和交換是兩種不同的職能。這兩種職能在每一瞬間都互相制約，并且相互影響，以致它們可以叫做經(jīng)濟曲線的橫坐標和縱坐標*《馬克思恩格斯選集》第3卷，186頁。”。一定的生產(chǎn)決定一定的交換(流通)，生產(chǎn)就其片面形式來說也決定于交換(流通)*《馬克思恩格斯選集》第2卷，102頁。，這些論斷深刻地揭示了生產(chǎn)和流通之間的互補關系，換言之，一方面，生產(chǎn)是流通得以發(fā)展的源泉，沒有生產(chǎn)的發(fā)展，流通將處于無米可炊的境地；另一方面，商品的生產(chǎn)其最終目的是為了將商品流通出去，特別是當社會分工越復雜、越細密時，需要流通的商品品種、數(shù)量也就越多，生產(chǎn)就越離不開流通。根據(jù)流通業(yè)與工業(yè)的緊密聯(lián)系，假設二者在消費者效用函數(shù)中表現(xiàn)為互補關系，這也是后文理論分析中用到的一個重要假設。另一個重要假設或可稱為現(xiàn)實觀察的是，流通職能并不是流通服務業(yè)所獨有，工業(yè)企業(yè)中也存在流通職能，突出反映在工業(yè)企業(yè)的銷售部門中，因此考慮流通業(yè)的發(fā)展也應考慮工業(yè)企業(yè)中的流通職能部門與外部流通業(yè)部門之間的替代關系?；谶@兩項假設，本文將研究視角從估計消費者的需求價格彈性和收入彈性來分析服務業(yè)的“成本病”問題，轉(zhuǎn)向從生產(chǎn)職能和流通職能以及兩者之間的緊密聯(lián)系來研究工業(yè)部門、流通服務業(yè)部門發(fā)展與“鮑莫爾-富克斯”假說之間的關系。

二 理論分析

(一)模型構(gòu)建

承前所述，本文對鮑莫爾的模型進行拓展。考慮經(jīng)濟體中存在兩個環(huán)節(jié)、三個部門：工業(yè)中的生產(chǎn)職能部門(部門1)、外部流通服務業(yè)部門(部門2)以及工業(yè)中的流通職能部門(部門3)，顧名思義，部門1代表生產(chǎn)環(huán)節(jié)，部門2和部門3代表流通環(huán)節(jié)，各部門的生產(chǎn)函數(shù)*使用“生產(chǎn)”函數(shù)這一名稱可能并不恰當，因為對于流通環(huán)節(jié)而言，其主要職能不是生產(chǎn)，所以似乎給生產(chǎn)職能部門指定一個生產(chǎn)函數(shù)名稱，給流通職能部門指定一個流通函數(shù)名稱更為合適，同樣的，下文中勞動“生產(chǎn)”率、“生產(chǎn)”技術(shù)等等指標也似乎應分別指定勞動生產(chǎn)率和勞動流通率以及生產(chǎn)技術(shù)和流通技術(shù)，但為了避免術(shù)語命名的混亂，在不引起誤解的前提下，我們?nèi)匀皇褂媒?jīng)濟學中已經(jīng)約定俗成的名稱。設為：

y1=A1L1er1t,y2=A2L2er2t,y3=A3L3er3t

(1)

三個部門在t時的產(chǎn)出y1、y2、y3取決于勞動投入L1、L2、L3，勞動生產(chǎn)率增長率r1、r2、r3和技術(shù)參數(shù)A1、A2、A3，總勞動力L=L1+L2+L3。每一消費者面臨的預算約束為：

p1y1+p2y2+p3y3≤w

(2)

生產(chǎn)與流通于消費者而言具有互補性，而外部流通與工業(yè)中的職能流通于消費者而言則具有替代性，因此，每一消費者的效用函數(shù)可表示為：

(3)

(4)

(5)

從供給角度來看，根據(jù)利潤最大化條件有：

w=A1p1er1t=A2p2er2t=A3p3er3t

(6)

從而，各個部門的相對價格為：

(7)

(8)

(9)

(10)

(11)

(12)

而均衡條件下經(jīng)濟體的單位總產(chǎn)出為：

(13)

代入式(7)和式(8)，取自然對數(shù)并對t求導，整理得人均產(chǎn)出的增長路徑為：

(14)

(二)模型結(jié)果探討分析

圖1中，為簡單明了地反映生產(chǎn)和流通對于經(jīng)濟發(fā)展的木桶效應，本文考慮其中一種情況，各個參數(shù)的關系如下：r1>0,r2=0,a=b,ρ=1，即流通環(huán)節(jié)的勞動生產(chǎn)率保持不變，而生產(chǎn)環(huán)節(jié)的勞動生產(chǎn)率水平一直增長，消費者對生產(chǎn)和流通的需求保持固定比例，擴張路徑因此可以用過原點的一條射線E1顯示。圖1中橫坐標為流通產(chǎn)出，縱軸為生產(chǎn)產(chǎn)出，Q1、Q2、Qn分別為不同生產(chǎn)環(huán)節(jié)勞動生產(chǎn)率下的生產(chǎn)可能性邊界曲線。由圖1可以發(fā)現(xiàn)，隨著生產(chǎn)環(huán)節(jié)勞動生產(chǎn)率的提高，生產(chǎn)可能性邊界曲線的斜率增大，生產(chǎn)環(huán)節(jié)勞動占比隨之減少，流通業(yè)勞動占比隨之增加，工業(yè)產(chǎn)出和流通業(yè)產(chǎn)出水平增加，同時經(jīng)濟總產(chǎn)出隨之增加，但經(jīng)濟總產(chǎn)出增長率趨于流通業(yè)產(chǎn)出增長率，即趨于零，因此經(jīng)濟總產(chǎn)出將收斂于一個固定值。本文傾向于以木桶效應來指代生產(chǎn)與流通對于經(jīng)濟發(fā)展的錯綜影響，而不是沿襲鮑莫爾模型簡單地將執(zhí)行流通職能的流通服務業(yè)設定為“成本病”行業(yè)。事實上，只要將圖1中的橫軸和縱軸對調(diào)，橫軸代表生產(chǎn)，其生產(chǎn)率保持不變，而縱軸表示流通業(yè)，此時假設其生產(chǎn)率水平一直增長，經(jīng)濟總產(chǎn)出增長率也會趨于零。

圖1中考慮了生產(chǎn)與流通對經(jīng)濟發(fā)展的木桶效應，但更多是從供給層面考慮，而圖2則同時考慮了需求層面的演變。在圖2中，仍然有r1>0,r2=0,ρ=1，但我們放寬了生產(chǎn)和流通之間需要保持固定比例這一條件，假設隨著經(jīng)濟發(fā)展程度的提高，消費者個性化需求越來越強烈，從而對流通環(huán)節(jié)的需求相對來說越來越高，表現(xiàn)在圖2中，即過原點那條擴張路徑e1的斜率越來小。這時，會發(fā)現(xiàn)木桶效應問題更加嚴重，經(jīng)濟增長速度將更快地降低為零。

圖1

圖2

(三)計量模型構(gòu)建

在上述關于流通環(huán)節(jié)就業(yè)占比以及人均產(chǎn)出增長路徑的理論分析基礎上，構(gòu)建計量模型檢驗生產(chǎn)和流通對于流通環(huán)節(jié)就業(yè)占比的影響，以及生產(chǎn)和流通對經(jīng)濟發(fā)展是否存在木桶效應，如果存在的話，短板是生產(chǎn)還是流通？

l=f(DR,T,RP,DR×T,DR×RP,ε)

(15)

類似地，構(gòu)建經(jīng)濟發(fā)展(用符號r表示)的計量模型，所不同的是根據(jù)式(14)，增加了流通環(huán)節(jié)勞動生產(chǎn)率的增長率r2(簡稱為流通效率增長率)，這一參數(shù)的增加是為了構(gòu)建模型中的關鍵解釋變量DR，其它變量構(gòu)造與上述類似，不再贅述。因此，模型計量表達式為：

r=f(r2,DR,T,RP,DR×T,DR×RP,ε)

(16)

三 實證檢驗

(一)數(shù)據(jù)來源與變量處理

本文中數(shù)據(jù)一部分來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，其它部分來源于《中國經(jīng)濟普查年鑒(2004)、(2008)》、《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒(2002-2012)》、《中國工業(yè)經(jīng)濟年鑒(2013、2014)》和《中國統(tǒng)計年鑒(2002-2014)》。最后在權(quán)衡數(shù)據(jù)來源可信度、統(tǒng)計口徑一致和數(shù)據(jù)廣度的基礎上整理出2001-2013年間29個省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)*西藏和海南因數(shù)據(jù)缺失嚴重而沒有包含在我們的統(tǒng)計之列。同時，由于勞動生產(chǎn)率的增長率計算涉及到滯后變量，因此，最后回歸方程中實際樣本期間是2002-2013年。。

根據(jù)前文分析，變量的處理涉及對工業(yè)中生產(chǎn)職能部門、工業(yè)中流通職能部門和外部流通部門勞動生產(chǎn)率的測算。外部流通部門數(shù)據(jù)來源于年主營業(yè)務收入2000萬元及以上的批發(fā)業(yè)和年主營業(yè)務收入500萬元及以上的零售業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)。工業(yè)中生產(chǎn)職能部門、工業(yè)中流通職能部門數(shù)據(jù)來源于各年各省份公布的限額以上工業(yè)數(shù)據(jù)，其中，為區(qū)分工業(yè)中生產(chǎn)職能產(chǎn)出和流通職能產(chǎn)出，本文根據(jù)工業(yè)部門內(nèi)部生產(chǎn)和流通的特點，通過審查會計科目的核算范圍，認為銷售費用(又稱為營業(yè)費用)可以用來衡量工業(yè)中流通職能部門的產(chǎn)出水平。銷售費用是指企業(yè)在銷售產(chǎn)品、自制半成品和業(yè)性勞務等過程中發(fā)生的各項費用以及專設銷售機構(gòu)的各項經(jīng)費。具體包括的項目內(nèi)容為：包裝費、運輸費、裝卸費、保險費、展覽費、廣告費、租賃費以及企業(yè)為銷售本企業(yè)產(chǎn)品而專設的銷售機構(gòu)的費用，如職工工資、福利費、差旅費、辦公費、折舊費、修理費、物料損耗和其他經(jīng)費等(朱巖，2004)[13]。從其核算內(nèi)容來看，和流通職能非常契合。2004-2008年的銷售費用這一科目，相應的《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》并沒有明確給出，但2004年和2008年的數(shù)據(jù)可以利用《中國經(jīng)濟普查年鑒》得到，其他年份的營業(yè)費用可利用《中國統(tǒng)計年鑒》中給出的成本費用利潤率間接推算出來，成本費用利潤率的計算公式：

成本費用利潤率=利潤總額/成本費用總額×100%

利潤總額是工業(yè)企業(yè)勞動者為社會創(chuàng)造的一部分剩余產(chǎn)品的貨幣表現(xiàn)。成本費用總額是指企業(yè)的產(chǎn)品銷售成本、產(chǎn)品銷售費用、管理費用和財務費用之和，即完全成本。所以根據(jù)成本費用利潤率、利潤總額和主營業(yè)務成本、管理費用和財務費用科目可間接推算出2005-2007年工業(yè)企業(yè)的銷售費用。

對于各個部門的產(chǎn)出數(shù)據(jù)，本文利用價格指數(shù)進行處理，其中流通部門的產(chǎn)出使用商品零售價格指數(shù)來進行平減，工業(yè)生產(chǎn)職能部門數(shù)據(jù)則使用工業(yè)品出廠價格指數(shù)進行平減。

模型中涉及到的變量描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計

從描述性統(tǒng)計結(jié)果來看，流通環(huán)節(jié)就業(yè)占比l的均值為0.235，最低值為0.068，最高值為0.937，波動幅度較大；非平衡增長率的平均值為0.06，說明從總體均值來看，2002-2013年間中國流通環(huán)節(jié)的勞動生產(chǎn)率增長率和生產(chǎn)環(huán)節(jié)的勞動生產(chǎn)率增長率大致相等，從這一角度來看，很難說流通職能部門必然屬于停滯部門，這也顯示孤立地使用“成本病”效應來指代流通對經(jīng)濟增長的影響并不恰當。另外，從相對勞動生產(chǎn)率RP的均值來看，流通環(huán)節(jié)勞動生產(chǎn)率比生產(chǎn)環(huán)節(jié)勞動生產(chǎn)率仍然略低一些。

(二)普通面板模型估計結(jié)果

由于使用的數(shù)據(jù)是面板數(shù)據(jù)，通常的計量分析需要在混合回歸、固定效應和隨機效應中進行選擇，通過F檢驗、Hausman檢驗、LM檢驗，根據(jù)“三角形法則”*如果將面板數(shù)據(jù)回歸中常用的三種模型——混合回歸模型、固定效應模型和隨機效應模型作為三個頂點，將模型篩選時用到的檢驗方法——F檢驗(在混合回歸模型和固定效應模型之間進行選擇)、豪斯曼(Hausman)檢驗(在固定效應模型和隨機效應模型之間進行選擇)和LM檢驗(在隨機效應模型和混合回歸模型之間進行選擇)作為三條邊的話，將構(gòu)成一個三角形，這一模型選擇過程也被形象地稱為“三角形法則”。，兩個方程均選用的是固定效應模型，同時考慮遺漏的固定效應，添加了年份虛擬變量，模型估計結(jié)果如表2所示：

表2 普通面板數(shù)據(jù)估計結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平顯著，下同。

至于經(jīng)濟發(fā)展方程，首先，根據(jù)前文關于交互項的處理方法，推得在非平衡增長率DR和相對勞動生產(chǎn)率RP這兩個變量的均值處，非平衡增長率DR對經(jīng)濟發(fā)展r的偏效應是-0.022，顯著為負，表明非平衡增長率越高，經(jīng)濟發(fā)展越慢，注意到DR是流通環(huán)節(jié)的生產(chǎn)率增長率r2和生產(chǎn)環(huán)節(jié)的生產(chǎn)率增長率r1之差，同時估計結(jié)果顯示，流通環(huán)節(jié)勞動生產(chǎn)率增長率r2前的系數(shù)是0.028，綜合來看，流通環(huán)節(jié)對經(jīng)濟發(fā)展的凈影響為0.006，生產(chǎn)環(huán)節(jié)對經(jīng)濟發(fā)展的凈影響為0.022，這也說明在2002-2013年間，生產(chǎn)和流通發(fā)展都有助于經(jīng)濟發(fā)展，但經(jīng)濟發(fā)展更依賴于生產(chǎn)部門的發(fā)展；與流通就業(yè)占比方程中類似，非平衡增長率DR的木桶效應也受到了消費者偏好結(jié)構(gòu)T的影響，但符號與之相反，對這一系數(shù)方向的理解似乎不太直觀，實際上這與理論模型中推測的方向是一致的。舉例來說，考慮兩個經(jīng)濟體1和2，同時生產(chǎn)相同的工業(yè)生產(chǎn)品，但經(jīng)濟體2消費者偏好更多的流通服務，這樣，只要流通服務的增長率為正，額外流通服務的增加自然也能夠促進經(jīng)濟發(fā)展；對相對勞動生產(chǎn)率RP交互效應的分析則剛好相反，其系數(shù)前面的符號為負，這是因為，當消費者偏好結(jié)構(gòu)不變時，如果經(jīng)濟體2的流通服務擁有更高的生產(chǎn)率，則意味著均衡中，經(jīng)濟體2的工業(yè)生產(chǎn)更少，自然也就降低了經(jīng)濟增長率。同時，在非平衡增長率DR均值處，消費者偏好結(jié)構(gòu)T對經(jīng)濟發(fā)展r的偏效應是-0.053，顯著為負，表明消費者流通需求越高，經(jīng)濟發(fā)展越慢，這是木桶效應的又一層體現(xiàn)。而在非平衡增長率DR均值處，相對勞動生產(chǎn)率RP對經(jīng)濟發(fā)展r的偏效應是0.010，顯著為正，表明流通環(huán)節(jié)勞動生產(chǎn)率相比于生產(chǎn)環(huán)節(jié)勞動生產(chǎn)率越高，經(jīng)濟發(fā)展越快，和前面流通環(huán)節(jié)就業(yè)占比方程相呼應，因為相對勞動生產(chǎn)率越高，則有越多的勞動力從事工業(yè)，從而推高了整個經(jīng)濟體的增長率。

(三)空間面板Durbin 模型估計結(jié)果

另外，考慮到各地區(qū)之間的資源流動在市場經(jīng)濟條件下是一種普遍現(xiàn)象，忽略空間相關會導致參數(shù)估計和推斷不可靠(才國偉和錢金保，2013)[15]。為此，借鑒空間面板計量的最新發(fā)展，構(gòu)建了同時包含空間滯后項和空間相關項的更穩(wěn)健的廣義空間模型，即空間面板Durbin模型(SpatialDurbinModel，SDM)。以流通環(huán)節(jié)就業(yè)占比方程為例，空間面板Durbin模型的方程形式如下：

l=f(Wl,X,WX,ε), X=(DR,T,RP,DR×T,DR×RP)

(17)

其中W為空間加權(quán)矩陣，采用文獻中最常用的地理鄰接矩陣，即如果用空間加權(quán)矩陣W中的元素wij表示各個地級市之間的空間關系，則當?shù)貐^(qū)i與地區(qū)j在地理上相鄰時令wij=1，反之令wij=0。

根據(jù)Hausman檢驗的結(jié)果，我們采用固定效應模型進行估計。參照針對空間和時間固定效應的聯(lián)合顯著性檢驗結(jié)果，模型中同時包含空間和時間固定效應。模型估計結(jié)果如表3所示：

(續(xù)上表)

變量流通環(huán)節(jié)就業(yè)占比方程系數(shù)標準差經(jīng)濟發(fā)展方程系數(shù)標準差RP-0205???00090013???0004T×DR-0118?00620079???0030RP×DR0093???0009-0013???0004Indirect r2-00320033DR0009?000400280028T-0066?0031-0055???0017RP-001300120014???0004T×DR001000080086??0037RP×DR-0008?0004-0014???0005Total r200120039DR-0086???0012-00100034T0674???0040-0108???0030RP-0218???00110027???0008T×DR-0108?00580165??0066RP×DR0085???0008-0027???0009rho-0089?00480560???0044YearFEYESYES觀測值348348

空間面板Durbin模型為我們提供了更為豐富的含義，從空間 Durbin 模型的估計結(jié)果來看，流通環(huán)節(jié)就業(yè)占比方程的空間自回歸系數(shù)ρ(rho)在10%水平上顯著為負，而經(jīng)濟發(fā)展方程的空間自回歸系數(shù)ρ(rho)在1%水平上顯著為正，說明普通面板模型顯著忽略了變量之間的空間相關性，引入空間模型是必要的。

模型報告了平均直接效應(Average Direct Effects)、平均間接效應(Average Indirect Effects)以及平均總效應(Average Total Effects)。平均直接效應表示的是同區(qū)域中某一自變量對本區(qū)域因變量的平均影響，平均間接效應(即自變量的空間溢出效應)表示的則是相鄰區(qū)域某一自變量對本區(qū)域因變量的平均影響。某自變量對因變量的平均總效應表示的則是所有區(qū)域某一自變量對某一區(qū)域因變量的平均影響，其也表現(xiàn)為平均直接效應與平均間接效應之和(陳強，2014)[16]。

對于流通環(huán)節(jié)就業(yè)占比方程而言，平均直接效應方面， 解釋變量系數(shù)的方向和顯著性水平與普通面板回歸的估計結(jié)果差別不大。平均間接效應方面，非平衡增長率DR前的系數(shù)顯著為正，說明周圍地區(qū)流通環(huán)節(jié)勞動生產(chǎn)率增長率相比于生產(chǎn)環(huán)節(jié)勞動增長率越高，本地區(qū)流通環(huán)節(jié)就業(yè)占比越高，顯現(xiàn)出勞動力的區(qū)域溢出效應，即木桶效應更明顯的地區(qū)使得流通環(huán)節(jié)勞動力流向相鄰地區(qū)，生產(chǎn)環(huán)節(jié)勞動力流出相鄰地區(qū)。但此時非平衡增長率DR和消費者偏好結(jié)構(gòu)T的交互效應不顯著，表明需求端對勞動力區(qū)域溢出效應的跨區(qū)域傳導影響不明顯，而非平衡增長率DR與相對勞動生產(chǎn)率RP的交互效應則顯著為負，說明流通環(huán)節(jié)勞動力的這一擴散效應隨著相鄰地區(qū)流通環(huán)節(jié)相對勞動生產(chǎn)率的提高而減弱。消費者偏好結(jié)構(gòu)T前面的系數(shù)顯著為負，表明周圍地區(qū)的消費者流通業(yè)需求越高，會使得本地區(qū)的流通環(huán)節(jié)就業(yè)占比下降，體現(xiàn)了需求端對流通環(huán)節(jié)勞動力的跨區(qū)域傳導效應。

對于經(jīng)濟發(fā)展方程而言，平均直接效應方面，解釋變量系數(shù)的方向和顯著性水平同樣與普通面板回歸的估計結(jié)果差別不大。平均間接效應方面，流通環(huán)節(jié)勞動生產(chǎn)率的增長率r2和非平衡增長率DR前的系數(shù)并不顯著，說明周圍地區(qū)這兩個變量對本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展影響不大，但其它變量前的系數(shù)方向和顯著性水平與直接效應并無二致，消費者偏好結(jié)構(gòu)T前面的系數(shù)顯著為負，表明相鄰區(qū)域的消費者流通需求越高，本地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展越慢，顯示出需求端的空間負向傳導效應(在保持其它變量不變的前提下，相鄰地區(qū)T更高，則意味著相鄰地區(qū)流通需求增加，吸引本地區(qū)勞動力涌出，降低了本地區(qū)經(jīng)濟增長速度)。非平衡增長率DR和消費者偏好結(jié)構(gòu)T的交互效應顯著為正，說明非平衡增長率DR減緩了消費者偏好結(jié)構(gòu)T引發(fā)的需求端空間負向傳導效應(即便相鄰地區(qū)流通需求增加，如果流通環(huán)節(jié)勞動生產(chǎn)率的增長率相對越高，所需的流通環(huán)節(jié)勞動力相對來說越少，減少了本地區(qū)勞動力流出數(shù)量)。相對勞動生產(chǎn)率RP前的系數(shù)顯著為正，說明周圍地區(qū)流通環(huán)節(jié)勞動生產(chǎn)率相對于生產(chǎn)環(huán)節(jié)勞動生產(chǎn)率而言越高，本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展越快，顯示出供給端要素層面的空間正向溢出效應(在保持其它變量不變的前提下，相鄰地區(qū)RP更高，則意味著相鄰地區(qū)流通環(huán)節(jié)勞動力需求更少，多余的勞動力涌入本地區(qū)，促進了經(jīng)濟增長)。而非平衡增長率DR與相對勞動生產(chǎn)率RP的交互效應則顯著為負，說明非平衡增長率DR也減弱了勞動生產(chǎn)率RP的供給端空間正向溢出效應(相鄰地區(qū)DR更高，流通環(huán)節(jié)勞動生產(chǎn)率的增長率相對越高，相鄰地區(qū)減少的流通環(huán)節(jié)勞動力需求會分流到其生產(chǎn)環(huán)節(jié)之中，減少了溢出到本地區(qū)的勞動力數(shù)量)。

四 結(jié)論與政策建議

鮑莫爾的非均衡增長模型使得經(jīng)濟學家對服務經(jīng)濟的發(fā)展持消極解讀態(tài)度，但事實上，對鮑莫爾非均衡增長模型的正確解讀是停滯部門的發(fā)展決定了經(jīng)濟增長的極限，為此，本文強調(diào)使用木桶效應來描述經(jīng)濟體中各個部門對經(jīng)濟發(fā)展的影響，分析服務業(yè)中的一個重要部門——流通服務業(yè)*服務業(yè)部門是一個異質(zhì)活動的集合，對服務業(yè)整體進行分析并不合適，因此需細分服務業(yè)部門，并作具體分析。，通過引入流通職能與生產(chǎn)職能之間的互補關系假設，重新推導了鮑莫爾非均衡增長模型。由于本文的理論模型并未預設流通職能部門是停滯部門，因此更為清晰地顯示了生產(chǎn)發(fā)展和流通發(fā)展對流通環(huán)節(jié)就業(yè)占比和經(jīng)濟發(fā)展的木桶效應。

鮑莫爾非均衡增長模型提出以后，大多數(shù)經(jīng)濟學家都認定服務業(yè)必然屬于滯后部門，流通服務業(yè)作為服務業(yè)中的一個重要部門，似乎也就歸到了停滯部門的行列之中，在鮑莫爾(1967)[3]的研究中，特別以零售業(yè)舉例說明，認為零售業(yè)因為受服務無法儲存和不可傳輸性質(zhì)的影響，無法形成持續(xù)而累積性的增長(Constant and Cumulative Increases)，但事實上，流通業(yè)的數(shù)次革命向經(jīng)濟學家展現(xiàn)出，通過百貨商店、超級市場、連鎖店、特許經(jīng)營、自動化和信息化等流通經(jīng)營技術(shù)(向欣，2000)[17]，流通業(yè)也能實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟和范圍經(jīng)濟，因此，本文也對利用2002-2013年數(shù)據(jù)對理論模型中提出的流通環(huán)節(jié)就業(yè)占比方程和經(jīng)濟發(fā)展方程分別進行檢驗時發(fā)現(xiàn)的結(jié)論“流通環(huán)節(jié)就業(yè)占比的提高和經(jīng)濟發(fā)展速度的加快需要以流通環(huán)節(jié)勞動生產(chǎn)率增長速度的相對減緩為代價”持謹慎解讀態(tài)度。

考慮到在理論分析中揭示出生產(chǎn)和流通對流通環(huán)節(jié)就業(yè)占比和經(jīng)濟發(fā)展的木桶效應，流通環(huán)節(jié)勞動生產(chǎn)率增長速度相對減緩的實證含義便十分清晰，即：使生產(chǎn)和流通發(fā)展程度相匹配，實現(xiàn)均衡協(xié)調(diào)發(fā)展，當流通環(huán)節(jié)發(fā)展速度更快時，也需要同時提高生產(chǎn)環(huán)節(jié)發(fā)展速度，改變中國工業(yè)生產(chǎn)部門過去很長時間內(nèi)采用的粗放型增長方式，協(xié)調(diào)融合生產(chǎn)和流通，改造傳統(tǒng)制造業(yè)，提高生產(chǎn)環(huán)節(jié)勞動生產(chǎn)率。同時，也需要認識到，目前中國流通環(huán)節(jié)勞動生產(chǎn)率指標的提高仍是以整個社會的流通成本提高為代價，行政壟斷、地方分割的存在造成了流通環(huán)節(jié)的虛假繁盛，大量的體制性成本通過價格被轉(zhuǎn)嫁給消費者，甚至作為流通環(huán)節(jié)的收益。為此應加快流通環(huán)節(jié)改革進程，提升市場化水平，實現(xiàn)流通環(huán)節(jié)的健康發(fā)展。

[1] 黃國雄. 論流通產(chǎn)業(yè)是基礎產(chǎn)業(yè)[J]. 財貿(mào)經(jīng)濟, 2005, (4): 61-65.

[2] 徐從才. 流通理論研究的比較綜合與創(chuàng)新[J]. 財貿(mào)經(jīng)濟, 2006, (4): 27-35.

[3] 孫淑紅. 流通發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展之間的辯證關系——基于發(fā)展中國家流通發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展關系的研究(1950-2012年)[J]. 中國流通經(jīng)濟, 2014, 28(7): 23-30.

[4] Cundiff, E. W.. Concepts in Comparative Retailing[J].JournalofMarketing, 1965, 29(1): 59-63.

[5] Arndt, J.. Temporal Lags in Comparative Retailing[J].JournalofMarketing, 1972, 36(4): 40.

[6] Holton, R. H.. Marketing Structure and Economic Development[J].TheQuarterlyJournalofEconomics, 1953, 67(3): 344-361.

[7] 趙凱, 宋則. 商貿(mào)流通服務業(yè)影響力及作用機理研究[J]. 財貿(mào)經(jīng)濟, 2009, (1): 102-108.

[8] Baumol, W. J.. Macroeconomics of Unbalanced Growth: The Anatomy of Urban Crisis[J].TheAmericanEconomicReview, 1967, 57(3): 415-426.

[9] Fuchs, V..TheServiceEconomy[M]. Massachusetts: National Bureau of Economic Research, 1968.

[10] Griliches, Z.. Productivity, R&D, and the Data Constraint[J].TheAmericanEconomicReview, 1994, 84(1): 1-23.

[11] Oulton, N.. Must the Growth Rate Decline Baumol’s Unbalanced Growth Revisited[J].OxfordEconomicPapers, 2001, 53(4): 605-627.

[12] W?lfl, A.. Productivity Growth in Services Industries: An Assessment of Recent Patterns and the Role of Measurement[J].InternationalProductivityMonitor, 2003, 8(1): 66-80.

[13] 朱巖. 企業(yè)銷售費用的會計控制[J]. 經(jīng)營與管理, 2004, (1): 42-43.

[14] (美)杰弗里·M.伍德里奇. 計量經(jīng)濟學導論: 現(xiàn)代觀點[M]. 北京: 中國人民大學出版社, 2003.

[15] 才國偉, 錢金保. 解析空間相關的來源: 理論模型與經(jīng)驗證據(jù)[J]. 經(jīng)濟學 (季刊), 2013, (2): 869-894.

[16] 陳強. 高級計量經(jīng)濟學及stata應用(第二版)[M]. 北京: 高等教育出版社, 2014.

[17] 向欣. 電子商務與流通革命[D]. 北京: 中國社會科學院, 2000.

[責任編輯:陳 林]

[DOI]10.14007/j.cnki.cjpl.2016.05.007

[引用方式]周揚. 基于鮑莫爾非均衡增長模型的工業(yè)部門與流通服務業(yè)部門關系變化[J]. 產(chǎn)經(jīng)評論, 2016, 7(5): 78-89.

Analysis on the Relationship Between the Industrial Sector and the Circulation Sector Based on the Baumol Unbalanced Growth Model

ZHOU Yang

Based on the Baumol unbalanced growth model, this paper introduces the demands complementary hypothesis of production and circulation, and divides the industrial sector into the production function department and circulation function department. Then the paper constructs the provincial panel data from 2002 to 2013. Using the fixed effect model and panel data spatial Durbin model, the empirical analysis finds out that there did exist cask effect for the production and circulation to circulation employment ratio and economic development. To speed up the circulation employment ratio and the economic development, it requires a relatively slower speed of the circulation labor productivity growth rate. In addition, there is spatial correlation between the variables, for the circulation employment ratio, there exists labor regional spillover effect and the circulation labor regional demand transmission effect, for the economic development, there exists negative spatial transmission effect of the demand side and positive spatial spillover effect of the supply side.

production function and circulation function in industry; external circulation service sector; Baumol unbalanced growth model

2016-04-13

周揚，中國人民大學商學院博士研究生，研究方向為流通經(jīng)濟學、商業(yè)集聚。

F710

A

1674-8298(2016)05-0078-12