郝倩 廖洪富

內(nèi)容摘要：本文以流通業(yè)空間集聚特征為基礎(chǔ)，研究了流通業(yè)集聚對地區(qū)經(jīng)濟增長的作用。結(jié)果表明：第一，我國流通業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平處于逐年提高的趨勢;第二，流通產(chǎn)業(yè)集聚水平和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展存在顯著的空間自相關(guān)性，即兩者變量都存在空間分布特征;第三，從全國范圍來看，流通產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長起到了顯著的促進作用，但空間溢出效應不明顯，即本地流通產(chǎn)業(yè)集聚對鄰域經(jīng)濟增長的作用不顯著;第四，中部地區(qū)和東部地區(qū)的經(jīng)濟增長具有顯著的空間溢出效應，而這一效應在西部地區(qū)不顯著;第五，我國中部地區(qū)的流通產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長起到了顯著的空間溢出效應，但這一效應在東部和西部地區(qū)不顯著。

關(guān)鍵詞：流通業(yè)集聚? ?區(qū)域經(jīng)濟增長? ?流通業(yè)發(fā)展? ?地級市面板數(shù)據(jù)

引言

隨著我國經(jīng)濟進入新常態(tài)，流通業(yè)對經(jīng)濟發(fā)展的帶動作用得到了廣泛重視，其成為區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型與經(jīng)濟發(fā)展的重要推動力，流通產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型和流通體制改革逐步釋放了流通業(yè)對實體經(jīng)濟的帶動作用，其展現(xiàn)了強大的產(chǎn)業(yè)先導性作用，發(fā)展流通業(yè)是我國打造流通強國的必經(jīng)之路（俞彤暉，2018）。黨的“十九大”報告提出，流通創(chuàng)新是我國新經(jīng)濟形態(tài)下經(jīng)濟發(fā)展的重要動力，加快流通產(chǎn)業(yè)升級是我國當下產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與轉(zhuǎn)型升級的重要舉措。早在2017年，我國流通業(yè)增加值已經(jīng)達到GDP比重的13.7%，其同比增長了0.8個百分點。然而，自改革開放以來，我國區(qū)域經(jīng)濟經(jīng)歷了長期發(fā)展不平衡的問題，這導致了我國流通業(yè)集聚存在空間差異。因此，有必要考察流通集聚的空間差異問題，并以此因地制宜的推動流通業(yè)聚集路徑與優(yōu)化結(jié)構(gòu)，進而發(fā)揮流通業(yè)集聚對我國區(qū)域經(jīng)濟的推動作用（黃雨婷，2017;吳萌，2018）。

文獻綜述

一直以來，區(qū)域經(jīng)濟增長是我國高度重視的發(fā)展問題，同時流通業(yè)的經(jīng)濟作用也被學界廣泛關(guān)注，其主要原因在于流通業(yè)能從多個角度對區(qū)域經(jīng)濟增長起到良性的推動作用（王敬齋，2017）。從目前已有的理論來看，流通業(yè)促進經(jīng)濟增長的機制主要來源于四個路徑，即推動技術(shù)進步、促進產(chǎn)業(yè)分工、集聚規(guī)模經(jīng)濟、優(yōu)化投資環(huán)境（白銀，2017;吳良德，2017）。與此同時，大量實證發(fā)現(xiàn)，流通業(yè)對區(qū)域經(jīng)濟增長起到了促進作用。其中，區(qū)域經(jīng)濟增長的內(nèi)涵是區(qū)域經(jīng)濟活動隨著時間變化而逐漸演進的過程，是從時間動態(tài)來考察經(jīng)濟活動的變化特征，而流通產(chǎn)業(yè)聚集度則是一個靜態(tài)指標，其反映了經(jīng)濟活動的一種空間狀態(tài)。新經(jīng)濟地理學派認為，產(chǎn)業(yè)集聚不僅會形成規(guī)模經(jīng)濟遞增效應，并且這種規(guī)模經(jīng)濟遞增將呈現(xiàn)一種自強化的特性，最終導致區(qū)域經(jīng)濟增長差距形成，使經(jīng)濟增長形成空間結(jié)構(gòu)（王東岳，2017）。

由此可得，盡管兩者指標定義具有動態(tài)和靜態(tài)的差別，但從經(jīng)濟活動實際情況來看，其都存在時間動態(tài)特征，即研究兩者的關(guān)系具有理論價值。另外，我國目前打造“流通強國”的戰(zhàn)略目標也迎合了我國經(jīng)濟進入“新常態(tài)”以及供給側(cè)改革的現(xiàn)實需要。不過，從現(xiàn)有的研究來看，對流通業(yè)集聚和區(qū)域經(jīng)濟增長關(guān)系的研究較少，同時對兩者的研究缺乏可靠的實證檢驗。因此，本文采用空間計量經(jīng)濟模型研究了流通業(yè)集聚和區(qū)域經(jīng)濟增長的空間關(guān)系，并考察了不同區(qū)域下二者關(guān)系的差異，以便能提出因地制宜的政策建議。

我國城市流通業(yè)聚集的空間特征分析

為計算我國城市流通業(yè)的空間聚集度，國內(nèi)外學者根據(jù)不同的研究需要采用過諸多不同的測度公式，其最常見的有基于物理學“熵”這一概念的區(qū)位熵指數(shù)，以及基于基尼指數(shù)概念的空間基尼指數(shù)，還有赫芬達爾指數(shù)（HHI）等。然而，上述測度方法都存在一定的缺陷，比如區(qū)位熵和基尼指數(shù)在測算聚集現(xiàn)象時忽略了企業(yè)規(guī)模帶來的影響，而HHI指數(shù)則依賴于現(xiàn)有市場上所有企業(yè)的數(shù)據(jù)，其在數(shù)據(jù)的可獲得性上存在較大難度。因此，經(jīng)比較本文選取空間基尼指數(shù)作為測度方法。本文通過空間基尼指數(shù)驗證我國中西部地區(qū)的流通業(yè)聚集是否存在空間結(jié)構(gòu)，如果存在則本文的研究前提成立，可繼續(xù)展開對流通業(yè)聚集和區(qū)域經(jīng)濟增長的研究。本文對全國流通業(yè)空間聚集度的測算公式如下：

在上述模型中，R代表了地區(qū)j流通業(yè)就業(yè)人數(shù)和全國流通就業(yè)人數(shù)的比值，X代表了地區(qū)j就業(yè)人數(shù)和全國就業(yè)人數(shù)的比重的比值;從結(jié)果來解釋，Gini數(shù)值越大，代表地區(qū)j的流通業(yè)產(chǎn)業(yè)聚集水平越高，Gini指數(shù)的取值范圍為0-1，0代表了全國流通業(yè)空間分布很平均，而1則代表空間分布都集中在一個地區(qū)，即非常不平均;在數(shù)據(jù)選取方面，本文采用了我國2005-2017年總共293個地級市面板數(shù)據(jù)作為研究樣本，數(shù)據(jù)來自我國各年度的《中國城市統(tǒng)計年鑒》，由于部分地級市的樣本數(shù)據(jù)存在缺失問題，故本文將數(shù)據(jù)缺失樣本剔除，得到285個地級市數(shù)據(jù)用于實證研究，總體計算結(jié)果如表1所示。

從基尼指數(shù)測算結(jié)果來看，自2005年以來我國流通業(yè)呈現(xiàn)了一定的空間聚集特征，同時這一集聚水平隨時間趨勢上升。經(jīng)比較可以發(fā)現(xiàn)，2012年后聚集程度規(guī)模為零售業(yè)>批發(fā)業(yè)>餐飲住宿業(yè)>物流業(yè)，這說明我國流通業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚效應越來越明顯，批發(fā)零售業(yè)的集聚水平越來越強，這符合了我國流通差距不斷擴大的現(xiàn)實需要。

我國流通業(yè)聚集的區(qū)域經(jīng)濟增長的空間效應研究

（一）模型基礎(chǔ)

流通業(yè)集聚的基尼指數(shù)分析證實了我國流通業(yè)聚集的客觀存在，對此本文將進一步考察流通業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響。本文采用以科布道格拉斯為基礎(chǔ)的生產(chǎn)函數(shù)模型來考察兩者的關(guān)系，具體如下：

在上述模型中，Y代表了地區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)值，A代表了地區(qū)全要素生產(chǎn)率，K代表了地區(qū)資本存量，L代表了地區(qū)勞動力存量，每個解釋變量對應的影響系數(shù)都代表了彈性系數(shù)。從理論機制上來看，流通業(yè)集聚水平對區(qū)域經(jīng)濟增長的機制在于其推動流通效率提升以優(yōu)化全要素生產(chǎn)率，進而帶動技術(shù)進步和產(chǎn)業(yè)升級，最終促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。由此可以認為，流通業(yè)集聚也對全要素生產(chǎn)率具有直接影響，其通過全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生間接影響。因此，本文提出全要素生產(chǎn)率的函數(shù)：

接下來，可進一步將全要素生產(chǎn)率的函數(shù)代入到生產(chǎn)函數(shù)模型，得到：

在上述模型中，考察了流通產(chǎn)業(yè)聚集水平對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響關(guān)系，具體來說是考察distri對LnY的影響系數(shù)。

（二）空間自相關(guān)性檢驗

空間自相關(guān)性檢驗是在空間計量模型研究之前應采用的計量工具，其中空間自相關(guān)問題最常采用的指數(shù)計算公式為Morans I，根據(jù)2005-2017年我國285個地級市樣本的流通業(yè)集聚水平和經(jīng)濟發(fā)展的Morans I測度，可以得出我國285個城市的流通業(yè)空間聚集指數(shù)，具體結(jié)果如表2所示。

據(jù)表2可得知，我國2005-2017年間的城市流通業(yè)集聚線下存在顯著的空間相關(guān)性，Morans I指數(shù)在0.104-0.194之間，其指數(shù)均值達到了0.1332，且在1%的顯著性水平上拒絕了流通業(yè)偏離隨機分布假設(shè)，這表明我國城市流通業(yè)集聚現(xiàn)象存在一定空間相關(guān)性。通過分析Morans I指數(shù)的趨勢可以看出，我國城市流通業(yè)整體呈現(xiàn)波動性增長趨勢，這說明我國流通業(yè)空間自相關(guān)水平處于逐年增長階段。

（三）計量經(jīng)濟模型分析

通過前文的研究可以得出，流通業(yè)集聚存在著空間相關(guān)性，本文進一步采用空間計量模型來考察兩者的相關(guān)性，本文在第一節(jié)的模型基礎(chǔ)上進一步引入空間溢出效應來考察兩者關(guān)系?？臻g計量模型包括空間滯后模型、空間誤差模型和空間杜賓模型，由于這三種模型各有優(yōu)劣，因此本文分別通過三種模型的來考察流通業(yè)集聚水平和區(qū)域經(jīng)濟增長的關(guān)系：

在上述模型中，Y代表了地區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)值，K代表了地區(qū)資本存量，L代表了地區(qū)勞動力存量，H代表了人力資本存量，而distri代表了流通業(yè)集聚水平。因考慮到價格水平差距，本文通過價格平減指數(shù)對名義數(shù)據(jù)進行調(diào)整。對于文中的空間矩陣計算，本文采用了地理鄰接距離來研究兩者的關(guān)系。

（四）實證研究

由于本文采用我國2005-2017年間285個地級市數(shù)據(jù)來考察流通業(yè)集聚和區(qū)域經(jīng)濟增長關(guān)系的空間效應，因此需采用空間計量模型來進行實證。本文采用的模型分別使用了空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM），然而模型的適用性還需進行進一步的分析。檢驗結(jié)果顯示，固定效應模型中穩(wěn)健LM-error的檢驗結(jié)果沒有通過5%的顯著性水平，而LM-Lag和穩(wěn)健LM-Lag則通過了5%的顯著性水平，同時LM-error和穩(wěn)健LM-error通過了5%的顯著性水平檢驗，這表明三種空間計量模型都有一定可取之處。

由表3數(shù)據(jù)可以得出，在多個計量回歸模型中流通集聚水平都對經(jīng)濟增長存在顯著的推動作用，其系數(shù)估計值都大于零，且通過了1%的顯著性水平檢驗。根據(jù)不同模型的系數(shù)大小，可以得出每當流通業(yè)集聚水平增加1%，其經(jīng)濟增長就會上升0.237-0.318個百分點;再分析其他控制變量可以得出，區(qū)域經(jīng)濟增長受勞動力和資本存量的影響，同時人力資本對經(jīng)濟增長的作用不顯著;SDM模型的研究結(jié)果顯示，鄰域地區(qū)勞動力和資本存量對本地經(jīng)濟增長起到了顯著負向效應，這是因為區(qū)域城市資本積累與勞動力增長存在虹吸效應，其過度吸引了周邊勞動力和資本，從而導致了周邊地區(qū)經(jīng)濟增速的下滑。

（五）分區(qū)域的實證研究

鑒于我國經(jīng)濟發(fā)展水平在東、中、西部地區(qū)存在差異，故本文進一步將地級市樣本分為東部、中部和西部地區(qū)，并對不同地區(qū)流通業(yè)集聚和經(jīng)濟增長的空間效應進行實證研究。我國東中西部空間計量模型的估計結(jié)果如表4所示。

由表4可以得出，在我國東部和中部地區(qū)其流通業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長起到了顯著的促進作用，而在西部地區(qū)這一促進作用沒有通過5%的顯著性水平檢驗，即不顯著。這說明我國東部和中部地區(qū)的流通業(yè)集聚已經(jīng)發(fā)揮規(guī)模報酬遞增效應，其流通業(yè)集聚和經(jīng)濟增長的關(guān)系良好，而西部地區(qū)由于流通業(yè)發(fā)展滯后，從而導致了兩者關(guān)系不顯著。另外，從空間效應來看，我國中部地區(qū)的流通業(yè)集聚對周邊地區(qū)經(jīng)濟增長起到了正向溢出效應，而東部和西部地區(qū)對周邊經(jīng)濟增長的作用不顯著。造成這種結(jié)果的原因在于，我國東部地區(qū)城市化水平過高，其發(fā)展出現(xiàn)了邊際效益遞減，而西部地區(qū)在發(fā)展水平上遠落后于其他兩個區(qū)域，其先天基礎(chǔ)差，很難實現(xiàn)快速發(fā)展。

研究總結(jié)

根據(jù)上述研究，本文得出以下結(jié)論：第一，我國流通業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚處于逐年提高的趨勢，但聚集程度存在零售業(yè)>批發(fā)業(yè)>餐飲住宿業(yè)>物流業(yè)的結(jié)構(gòu)性差異;第二，流通產(chǎn)業(yè)集聚水平和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展存在顯著的空間自相關(guān)性，這說明兩者變量都存在空間分布的特征;第三，從全國范圍來看，流通產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長起到了顯著的促進作用，但空間溢出效應則不明顯，即本地流通產(chǎn)業(yè)集聚對鄰域經(jīng)濟增長的作用不顯著;第四，我國中部地區(qū)和東部地區(qū)的經(jīng)濟增長具有顯著的空間溢出效應，而這一效應在西部地區(qū)不顯著;第五，我國中部地區(qū)的流通產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長起到了顯著空間溢出效應，但這一效應在東部和西部地區(qū)不顯著。

綜合上述結(jié)論，本文提出以下建議：第一，要加強流通業(yè)技術(shù)研發(fā)，通過技術(shù)進步帶動地區(qū)經(jīng)濟增長，并發(fā)揮技術(shù)進步和經(jīng)濟增長的空間溢出效應，從而促進區(qū)域產(chǎn)業(yè)的技術(shù)升級;第二，要消除區(qū)域間的流通產(chǎn)業(yè)壁壘，提高勞動力、人力資本和資金配置效率，通過發(fā)揮流通業(yè)發(fā)達區(qū)域的中心作用，引導周邊區(qū)域流通業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長，從而降低地區(qū)之間、城鄉(xiāng)之間的流通差距、提高流通一體化程度，最終實現(xiàn)區(qū)域流通輻射效應;第三，要加快我國西部地區(qū)的流通業(yè)發(fā)展，可通過政策傾斜和財政支持，引導資源向西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，并加強對西部地區(qū)流通業(yè)的科學布局，從而構(gòu)建現(xiàn)代化、專業(yè)性、差異化的流通集聚格局;第四，要引導我國東部流通業(yè)發(fā)達城市發(fā)揮輻射帶動效應，同時避免東部城市由于發(fā)展速度過快而對鄰域甚至全國范圍的資源產(chǎn)生的虹吸效應。同時要引導人力、資本和技術(shù)流向周邊區(qū)域，通過構(gòu)成大規(guī)模的區(qū)域流通集聚格局，發(fā)揮區(qū)域經(jīng)濟的互補協(xié)同發(fā)展效應。

參考文獻：

1.俞彤暉.流通產(chǎn)業(yè)集聚、地區(qū)經(jīng)濟效率與城鄉(xiāng)收入差距[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2018，35（4）

2.吳萌.FDI對我國商貿(mào)流通業(yè)集聚的影響——基于省級層面數(shù)據(jù)的分析[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2018（3）

3.黃雨婷.我國流通業(yè)外資進入的就業(yè)效應研究[J].財經(jīng)研究，2017（3）

4.王敬齋.供應鏈視角下商貿(mào)流通業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的作用研究[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2017（6）

5.白銀.區(qū)域產(chǎn)業(yè)升級中的商貿(mào)流通業(yè)集聚積極作用探討[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2017（19）

6.吳良德.商貿(mào)流通業(yè)集聚對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響研究[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2017（5）

7.王東岳.流通產(chǎn)業(yè)集群與流通經(jīng)濟增長的實證分析[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2017（7）