黃睿婷 王健

內(nèi)容摘要：本文利用我國1997-2015年省級面板數(shù)據(jù)，基于PVAR模型實證檢驗了商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新的影響，并利用脈沖響應方法分析了兩者之間的動態(tài)關(guān)系。結(jié)論表明，商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展顯著降低了地區(qū)全要素生產(chǎn)率標準差，從而提高了地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新。從動態(tài)效應來看，商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展提高企業(yè)創(chuàng)新的作用存在滯后期，在第5期之后，商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展才能夠起到提高企業(yè)創(chuàng)新的作用，且其提高企業(yè)創(chuàng)新的作用呈不斷遞增的趨勢。但是，商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展提高企業(yè)創(chuàng)新的作用偏小，主要在于地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)是否完善以及商貿(mào)流通業(yè)本身發(fā)展技術(shù)進步及效率是否提高。

關(guān)鍵詞：商貿(mào)流通業(yè) 企業(yè)創(chuàng)新 PVAR

引言及文獻綜述

創(chuàng)新能力提升是建設(shè)創(chuàng)新型國家的關(guān)鍵所在，也是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式適應經(jīng)濟新常態(tài)的動力源泉。當前我國企業(yè)創(chuàng)新能力還不足，面臨經(jīng)濟發(fā)展過程中的多重約束，因而提升企業(yè)創(chuàng)新能力對當前激發(fā)實體經(jīng)濟活力具有重要意義。在“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的時代背景下，提升企業(yè)創(chuàng)新能力顯得更為重要，大量文獻對我國企業(yè)創(chuàng)新能力的影響因素進行了研究。研究發(fā)現(xiàn)，對外直接投資（Yang et al. 2013；毛其淋和許家云，2014；李思慧和于津平，2016）、官員、政府行為及政治關(guān)聯(lián)（黨力等，2015；袁建國等，2015；陳德球等，2016；趙晶和孟維烜，2016；）、勞動力成本（Madsen and Damania，2001；林煒，2013）、產(chǎn)業(yè)政策（黎文靖和鄭曼妮，2016）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（周黎安和羅凱，2005；李丹蒙和夏立軍，2008；李春濤和宋敏，2010；吳延兵，2012；唐躍軍和左晶晶，2014；江軒宇，2016）以及要素市場扭曲與市場化進程（張杰等，2011；成力為和孫瑋，2012；戴魁早和劉友金，2016；白俊紅和卞元超，2016）都是影響企業(yè)創(chuàng)新能力的重要的因素。

但是，已有研究較少關(guān)注中國經(jīng)濟發(fā)展過程中快速發(fā)展的商貿(mào)流通業(yè)對企業(yè)創(chuàng)新的影響。商貿(mào)流通業(yè)規(guī)模和效率的提高將加快各類生產(chǎn)要素向城市流動和集聚的速度，并且能夠提高資源要素在企業(yè)區(qū)域間的配置效率。通過梳理既有文獻發(fā)現(xiàn)，目前學者主要從全要素生產(chǎn)率（汪艷，2017）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（李迎旭，2015）、消費（郭崇和李曉梅，2017）、就業(yè)（黃琴，2015）以及地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展（黃玥，2016）等角度研究商貿(mào)流通業(yè)對經(jīng)濟的的宏觀影響，但是還沒有文獻從實證的角度分析商貿(mào)流通業(yè)對企業(yè)創(chuàng)新的影響。因此，本文基于1997-2015年我國省級面板數(shù)據(jù)，利用PVAR模型研究商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新影響，以豐富關(guān)于商貿(mào)流通業(yè)對宏觀經(jīng)濟影響的研究。

模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

（一）模型建立

PVAR模型主要是基于面板數(shù)據(jù)進行分析，它不僅具有時間序列VAR模型的所有優(yōu)點，還具有面板數(shù)據(jù)獨有的優(yōu)勢，因而對分析本文的問題具有較大的可行性。PVAR模型事先假定模型中所有變量均為內(nèi)生變量，利用正交化的脈沖響應函數(shù)去識別模型中的一個變量對另一個變量沖擊的反應程度大小，從而分析變量間的互動關(guān)系。同時，PVAR模型由于其面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)特征，還可以對個體效應和時間效應進行識別，從而分析個體差異和截面異質(zhì)性的共同沖擊對模型系統(tǒng)的影響。在建立PVAR模型之前需要確定模型的滯后期，滯后期選擇是建立模型的基礎(chǔ)，直接決定了脈沖響應方差分解等結(jié)果的優(yōu)劣。為確定PVAR模型的滯后期，我們根據(jù)AIC、BIC、HQIC準則來作出最后選擇。如果上述三個準則2個及2個以上的值最小，則選擇該滯后期為最優(yōu)滯后期，上述準則檢驗的結(jié)果如表1所示。表1 滯后期選擇結(jié)果表明，在第2期的時候，AIC準則、BIC準則和HQIC準則均顯著拒絕原假設(shè)，表明2階滯后是較優(yōu)選擇，因此本文宜采用PVAR（2）模型。

（二）數(shù)據(jù)說明

本文主要變量包括商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展變量和企業(yè)創(chuàng)新變量。商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展變量用交通、運輸和倉儲業(yè)增加值與GDP的比值衡量，企業(yè)創(chuàng)新變量用省級層面大中型工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入衡量，為消除異方差的影響以上所有數(shù)據(jù)均取對數(shù)處理。本文面板數(shù)據(jù)樣本期間為1997-2015年的我國31個省份，商貿(mào)流通業(yè)指標數(shù)據(jù)來源于相應年份《中國統(tǒng)計年鑒》，企業(yè)創(chuàng)新數(shù)據(jù)來源于相應年份《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。變量統(tǒng)計性描述如表2所示。

實證結(jié)果分析

面板單位根檢驗。在進行正式的PVAR模型估計前需要檢驗各變量是否平穩(wěn)，如果變量是平穩(wěn)的則進行協(xié)整分析，如果變量是單整的則使用PVAR模型分析，因此本文需要驗證各變量是平穩(wěn)還是單整的?；贚LC和IPS準則聯(lián)合檢驗對變量的平穩(wěn)性進行檢驗，如果拒絕原假設(shè)則為平穩(wěn)，反之為不平穩(wěn)。表3結(jié)果表明，原始變量平穩(wěn)性檢驗是不顯著的，即變量為非平穩(wěn)變量。為此，需要進一步檢驗各變量是否是單整變量，本文使用上述兩個檢驗準則檢驗各變量是否為單整變量。檢驗結(jié)果表明，各變量顯著拒絕原假設(shè)，說明變量是平穩(wěn)的，即為一階單整的I（1）變量。因此，可以進行PVAR（2）模型分析。

格蘭杰因果檢驗。在前文分析的基礎(chǔ)上，本文進一步檢驗商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展和企業(yè)創(chuàng)新之間是否具有格蘭杰因果關(guān)系。因為各變量平穩(wěn)性檢驗結(jié)果表明是一階單整的，所以用PVAR模型進行分析不會產(chǎn)生偽回歸問題。根據(jù)前文滯后期選取規(guī)則，本文采用滯后二階分析格蘭杰因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示。結(jié)果表明，商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展與企業(yè)創(chuàng)新之間的因果關(guān)系檢驗在1%的顯著水平上拒絕原假設(shè)，即商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展是企業(yè)創(chuàng)新的格蘭杰原因。同時，企業(yè)創(chuàng)新與商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展之間的因果關(guān)系檢驗不顯著，即企業(yè)創(chuàng)新不是商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因。從而商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展和企業(yè)創(chuàng)新之間存在單向因果關(guān)系。經(jīng)過格蘭杰因果關(guān)系分析只能知道商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新具有影響，而并不能確定商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新影響的效應是正還是負、具體效應大小以及兩者間的動態(tài)變動關(guān)系。因此，需要利用PVAR模型進行進一步實證研究。

脈沖響應分析。圖1為地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新對商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展沖擊的脈沖響應圖，表示地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新在商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展情況下的變動情況，表5為各期商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新沖擊的脈沖響應值。從脈沖響應結(jié)果來看，第1期到第4期，地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新受商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的影響沒有明顯變動，脈沖響應值為0；第0期，商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新的影響為0；在第1期之后，商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新開始產(chǎn)生促進作用，且促進作用逐漸增加，一直持續(xù)到第5期；從第5期開始，商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展促進企業(yè)創(chuàng)新的作用開始遞減，因而商貿(mào)流通業(yè)促進企業(yè)創(chuàng)新的作用呈現(xiàn)先增加后遞減的倒“U”型趨勢。對這一結(jié)果的解釋在于，在企業(yè)發(fā)展初期，需要加快企業(yè)庫存的周轉(zhuǎn)以及新技術(shù)的傳播，這些都對降低企業(yè)成本和提高企業(yè)生產(chǎn)效率具有重要作用，且隨著庫存效率的提高以及新技術(shù)的迅速傳播，均可以顯著促進企業(yè)創(chuàng)新水平的提高。而且隨著企業(yè)經(jīng)營效率的提高，企業(yè)利潤水平也會隨之增長，因而會有更多的資金投入研發(fā)，創(chuàng)新水平也就增長了。在這其中，商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展可以顯著加快企業(yè)庫存周轉(zhuǎn)，同時也會加快新技術(shù)和新信息等要素在地區(qū)和企業(yè)間傳播。因而，商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展在企業(yè)發(fā)展初期對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用呈遞增特征，但是在企業(yè)發(fā)展后期，規(guī)模逐漸擴大，管理和組織上的制度問題開始顯現(xiàn)，這個時候變革企業(yè)制度和文化、降低企業(yè)制度性交易成本成為企業(yè)持續(xù)增長的核心，而這個時候商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展在這方面的作用較小，商貿(mào)流通業(yè)促進企業(yè)創(chuàng)新的作用開始遞減。

方差分解。方差分解提取的是每個隨機擾動對模型中的變量產(chǎn)生影響的相對重要性，本文利用面板模型的方差分解進一步說明商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新影響的解釋貢獻度。從表6結(jié)果來看，商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新的解釋貢獻度呈不斷遞增趨勢，但在16期之后保持穩(wěn)定。這一結(jié)果說明，商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展是能夠促進企業(yè)創(chuàng)新的，但促進企業(yè)創(chuàng)新的作用比較小。

結(jié)論

基于上述分析，本文認為：一方面，要加大支持力度促進商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展，為企業(yè)創(chuàng)新提供支持。商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展促進企業(yè)創(chuàng)新的作用發(fā)揮，主要在于加快企業(yè)人流、物流和技術(shù)信息流的流通，因此需要加快商貿(mào)流通領(lǐng)域技術(shù)革新，升級物流供應方式和打造新型供應鏈方式，為激發(fā)商貿(mào)流通業(yè)作用提供保障。另一方面，企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展更多需要制度保障，這也是商貿(mào)流通業(yè)促進企業(yè)創(chuàng)新作用遞減的原因。因此，在已有的制度框架下，發(fā)展商貿(mào)流通業(yè)質(zhì)量水平，促進商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展降低企業(yè)創(chuàng)新制度性交易成本的作用，為企業(yè)創(chuàng)新提供動力。

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