周雙燕

內容摘要：本文利用省級面板數(shù)據(jù)實證檢驗了城鎮(zhèn)化影響商貿流通業(yè)發(fā)展的技術創(chuàng)新門檻效應。結論表明，城鎮(zhèn)化與商貿流通業(yè)發(fā)展之間存在非線性關系，兩者關系受到技術創(chuàng)新水平的影響，城鎮(zhèn)化影響商貿流通業(yè)的作用存在技術創(chuàng)新門檻。當技術創(chuàng)新水平較低時，城鎮(zhèn)化并不能促進商貿流通業(yè)發(fā)展，只有當技術創(chuàng)新水平較高時，城鎮(zhèn)化才能顯著促進商貿流通業(yè)發(fā)展，且技術創(chuàng)新水平越高，城鎮(zhèn)化促進商貿流通業(yè)發(fā)展的作用越強。

關鍵詞：城鎮(zhèn)化 商貿流通業(yè) 技術創(chuàng)新

引言

隨著中國城鎮(zhèn)化水平的逐步提高，城市經濟對區(qū)域經濟增長和人民生活水平的改善作用越來越強。其中，城市區(qū)域產生的大量需求直接引致商貿流通業(yè)這一基礎服務業(yè)的迅速發(fā)展。因此，有必要研究城鎮(zhèn)化過程中快速發(fā)展的商貿流通業(yè)，以及城鎮(zhèn)化對商貿流通業(yè)發(fā)展的影響。進一步地，由于城鎮(zhèn)化過程中伴隨著城市技術創(chuàng)新水平的不斷升級，技術創(chuàng)新水平的提升直接促進城鎮(zhèn)化水平的提高。是否技術創(chuàng)新水平會影響城鎮(zhèn)化對商貿流通業(yè)的作用呢？本文利用多種識別方法，主要分析城鎮(zhèn)化影響商貿流通業(yè)發(fā)展的技術創(chuàng)新門檻效應。

模型設定與數(shù)據(jù)說明

（一）交互項模型

由于城鎮(zhèn)化對商貿流通業(yè)發(fā)展的影響并不是單純的線性關系，城鎮(zhèn)化的作用有可能受到技術創(chuàng)新水平的影響呈現(xiàn)非線性關系。因此，為了識別這一非線性關系，本文利用交互項模型進行檢驗，具體模型如下：

wlit=γi+β0urbit+β1urbit×innoit+Xit+εit

當使用交互項模型時，交互項系數(shù)如果顯著，則說明存在交互影響，兩個變量之間存在非線性關系，因此，這一模型中系數(shù)β1是關注的重點。

（二）面板門檻模型

在交互項模型的基礎上，本文進一步利用面板門檻模型檢驗上述非線性關系的穩(wěn)健性，具體模型設定如下：

wlit=γi+β0urbit+β1urbitI（innoit≤χ）+β2urb2itI（innoit>χ）+εit

在這一模型中，urb為獨立解釋變量，inno為相關解釋變量，I（·）為指示函數(shù)，表示當門檻變量值超過某個門限值時，模型相關變量的變化關系。被解釋變量wlit為商貿流通業(yè)發(fā)展支出占GDP的比重，門限變量inno為技術創(chuàng)新變量，Xit為一系列控制變量，包括金融發(fā)展（fe）、產業(yè)結構（strf）、基礎設施（inf）、對外開放（open）、財政支出（cz）和外商直接投資（wz）。

（三）數(shù)據(jù)說明

商貿流通業(yè)發(fā)展為本文的被解釋變量，基于文獻通用做法，本文用商貿流通業(yè)增加值占GDP的比重衡量。核心解釋變量為城鎮(zhèn)化，以城鎮(zhèn)人口占年末總人口的比重衡量。技術創(chuàng)新變量為本文的門限變量，用人均專利授權數(shù)表示。其他控制變量包括：產業(yè)結構、基礎設施、對外開放、財政支出和外商直接投資。本文數(shù)據(jù)主要來自1997-2017年《中國統(tǒng)計年鑒》，包含30個省1998-2016年的時間區(qū)間，表1為主要變量描述性統(tǒng)計。

實證結果及分析

（一）分組回歸分析

本文的思路在于識別不同技術創(chuàng)新水平下城鎮(zhèn)化影響商貿流通業(yè)發(fā)展的差異，利用分組回歸方法可以達到這一目的。同時，分組回歸方法也可以初步識別非線性關系是否存在，當不同組別城鎮(zhèn)化影響商貿流通業(yè)發(fā)展的作用存在較大差異時，可以初步判斷非線性關系可能存在。表2表明，低技術創(chuàng)新水平下，城鎮(zhèn)化對商貿流通業(yè)發(fā)展具有不顯著負向影響；中等技術創(chuàng)新水平下，城鎮(zhèn)化不顯著促進了商貿流通業(yè)發(fā)展；而當技術創(chuàng)新水平處于較高水平時，城鎮(zhèn)化顯著促進了商貿流通業(yè)發(fā)展。這一結果表明，在不同技術創(chuàng)新水平下，城鎮(zhèn)化影響商貿流通業(yè)發(fā)展的作用存在顯著差異，初步表明存在非線性關系，下文將進一步利用交互項模型識別這一關系。

（二）交互項模型回歸

分組回歸有助于理解城鎮(zhèn)化與商貿流通業(yè)發(fā)展之間的非線性關系，但交互項模型可以作為分組回歸的進一步補充。因此在分組回歸的基礎上，利用交互項模型進一步驗證非線性關系。表3結果表明，所有模型交互項系數(shù)均顯著為正，說明城鎮(zhèn)化與技術創(chuàng)新之間確實存在交互影響，實證結果無論利用OLS模型、固定效應還是隨機效應，交互項效應均存在。因此，本文初步證明城鎮(zhèn)化與商貿流通業(yè)發(fā)展之間的關系確實受到技術創(chuàng)新的調節(jié)作用。

（三）分地區(qū)回歸

上述模型回歸有助于整體理解城鎮(zhèn)化與技術創(chuàng)新的交互效應，但仍然不能發(fā)現(xiàn)不同區(qū)域內部這一關系的差異，因此需要對分地區(qū)進行回歸。為此，本文在交互項模型的基礎上，對東中西分地區(qū)分別進行交互項回歸。表4結果表明，不同地區(qū)交互項系數(shù)均顯著為正，表明不同區(qū)域之間均存在交互效應，從而進一步驗證了整體回歸結果。

（四）門檻模型回歸

門檻值檢驗。上述兩種模型還只是粗略驗證城鎮(zhèn)化與商貿流通業(yè)發(fā)展之間的非線性關系，但還不清楚城鎮(zhèn)化與技術創(chuàng)新的交互影響如何突變。因此，面板門檻模型為解決這一問題提供了機會。面板門檻模型的原理是基于Boootstrap方法搜索具體產生變化的門檻值，然后基于這一門檻值分析在不同節(jié)點下的效應差異。表5結果發(fā)現(xiàn)：全樣本中門檻值分別為-1.076、0.252、2.260，東部地區(qū)門檻值分別為1.586和2.278，中部地區(qū)門檻值分別為-0.558和0.340，西部地區(qū)門檻值檢驗結果均不顯著，表明不存在門檻值。

門檻回歸。表6結果表明，從全樣本來看，當技術創(chuàng)新處于較低水平時，城鎮(zhèn)化抑制了商貿流通業(yè)發(fā)展；當技術創(chuàng)新水平高于第一個門檻值低于第二個門檻值時，城鎮(zhèn)化開始不顯著促進商貿流通業(yè)發(fā)展；當技術創(chuàng)新跨越第二個門檻值和第三個門檻值時，城鎮(zhèn)化開始顯著促進商貿流通業(yè)發(fā)展，且隨著技術創(chuàng)新水平的提高，城鎮(zhèn)化促進商貿流通業(yè)發(fā)展的作用越強。東中部地區(qū)回歸結果同樣表明，低技術創(chuàng)新水平下城鎮(zhèn)化影響商貿流通業(yè)發(fā)展的作用均不顯著，當技術創(chuàng)新水平較高時，城鎮(zhèn)化才能顯著促進商貿流通業(yè)發(fā)展，且技術創(chuàng)新會逐漸強化城鎮(zhèn)化促進商貿流通業(yè)發(fā)展的作用。對于這一結果，本文認為技術創(chuàng)新不僅可以提高城鎮(zhèn)化水平，擴大城鎮(zhèn)消費市場，從而創(chuàng)造對商貿流通業(yè)的需求，刺激商貿流通業(yè)發(fā)展，還可以直接通過對商貿流通業(yè)行業(yè)相關技術的創(chuàng)新，實現(xiàn)行業(yè)自身發(fā)展進步。因此，技術創(chuàng)新至關重要。當技術創(chuàng)新水平不高時，也意味著城市化發(fā)展缺乏足夠動力，城市消費需求也難以實現(xiàn)升級，商貿流通業(yè)賴以發(fā)展的資本、勞動力和技術等要素也不能相應配套，導致商貿流通業(yè)發(fā)展不足。

結論

城鎮(zhèn)化通過集聚要素和擴大消費規(guī)模影響商貿流通業(yè)發(fā)展，但受到技術創(chuàng)新的調節(jié)，本文利用面板門檻模型驗證這一結論。研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化并不是直線型影響商貿流通業(yè)發(fā)展，技術創(chuàng)新的發(fā)展會交互影響城鎮(zhèn)化對商貿流通業(yè)發(fā)展的作用。技術創(chuàng)新水平較低時，城鎮(zhèn)化將不再能夠促進商貿流通業(yè)發(fā)展；而技術創(chuàng)新超越一定門檻值時，城鎮(zhèn)化將發(fā)揮顯著促進商貿流通業(yè)發(fā)展的作用。

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