李貴賞

中圖分類號：F062.9? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

內(nèi)容摘要：流通產(chǎn)業(yè)是現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的重要組成，轉(zhuǎn)變流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式，推動流通產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級，是我國經(jīng)濟社會發(fā)展過程中的一項重要任務(wù)。本文選擇我國在2000-2017年流通行業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)作為分析樣本，通過構(gòu)建回歸方程對流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的影響因素進(jìn)行分析。結(jié)果表明：消費品銷售總額（K1）、商品市場交易總額（K3）、消費者消費水平（K4）的回歸系數(shù)分別為0.2063、1.6251和1.9905，即該三個指標(biāo)對流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變具有正面影響;流通業(yè)就業(yè)人員占比（K8）和流通業(yè)增加值占比（K9）指標(biāo)的回歸系數(shù)分別為0.1367、0.4031，這反映出我國流通產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變具有促進(jìn)作用;城鄉(xiāng)人口比例K18等可持續(xù)發(fā)展指標(biāo)能夠促進(jìn)我國流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變。

關(guān)鍵詞：流通產(chǎn)業(yè)? ?發(fā)展方式轉(zhuǎn)變? ?全要素生產(chǎn)率

近年來，我國經(jīng)濟發(fā)展取得了舉世矚目的成績，經(jīng)濟模式和市場結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級初見成效。同時，第三產(chǎn)業(yè)對我國社會經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)度逐漸超過第二產(chǎn)業(yè)，成為推動我國經(jīng)濟發(fā)展的主體產(chǎn)業(yè)。其中，流通服務(wù)體系作為我國服務(wù)行業(yè)的主要組成部分，對完善消費結(jié)構(gòu)和提高消費者生活水平具有重要意義。2018年1-9月，郵政行業(yè)業(yè)務(wù)收入達(dá)到5673.4億元，同比增長20.9%，全國快遞服務(wù)企業(yè)業(yè)務(wù)量累計完成347.4億件，同比增長26.8%。然而，流通經(jīng)濟發(fā)展不均衡、可持續(xù)性差等突出問題始終制約著我國流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，故推動流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，以消除制約流通經(jīng)濟發(fā)展的不利因素至關(guān)重要。眾多研究學(xué)者對流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變進(jìn)行了多方面的分析，孫赫強（2017）等人對流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變路徑進(jìn)行了分析，認(rèn)為流通產(chǎn)業(yè)主要的轉(zhuǎn)變路徑為互聯(lián)網(wǎng)、經(jīng)營模式創(chuàng)新;杜倩（2019）探討了流通產(chǎn)業(yè)升級與高質(zhì)量發(fā)展的互動關(guān)系，發(fā)現(xiàn)流通產(chǎn)業(yè)升級對提高商品質(zhì)量和行業(yè)信譽度具有積極作用。鑒于此，本文在總結(jié)已有文獻(xiàn)研究結(jié)論的基礎(chǔ)上，選取我國在2000-2017年間流通產(chǎn)業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)作為研究樣本，通過建立實證模型對影響流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的因素進(jìn)行分析，旨在為我國流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變提供理論支撐。

樣本數(shù)據(jù)

（一）樣本數(shù)據(jù)說明

流通產(chǎn)業(yè)是我國經(jīng)濟發(fā)展體系中的重要組成部分，本文基于流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變內(nèi)涵，設(shè)定表1所示的分析指標(biāo)。

本文數(shù)據(jù)樣本均來自2000-2017年《中國統(tǒng)計年鑒》。本文通過對數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行整理，得出以下描述統(tǒng)計量，分析結(jié)果如表2所示。

根據(jù)表2分析結(jié)果可以得出，在2000-2017年期間，我國流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變水平在各項指標(biāo)上表現(xiàn)得非常不均衡，這主要是由于我國流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變受到了歷史經(jīng)濟發(fā)展模式和市場環(huán)境等方面因素制約。故我國需要消除抑制流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)變的不良因素，推動流通產(chǎn)業(yè)的進(jìn)一步發(fā)展。

（二）公共因子提取

本文采用SPSS 18.0分析變量間的偏相關(guān)，通過KMO檢驗對因子分析效果進(jìn)行評價。如表3和表4所示，本文所選模型的KMO值為0.9173，大于0.7，所以本文所選模型的因子分析效果良好。其次，本文進(jìn)一步采取巴特利球型檢驗法對各數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗，以明確數(shù)據(jù)指標(biāo)進(jìn)行因子分析的可行性。通過檢驗得出，巴特利檢驗近似卡方值為165.5271，P值為0.000，說明相關(guān)系數(shù)矩陣與單位矩陣間具有較大的差異性，適合進(jìn)行因子分析。

（三）公共因子歸類分析

本文通過kaiser標(biāo)準(zhǔn)化正交法，對數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行6次迭代，最終得到旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣。將各指標(biāo)根據(jù)最高載荷提煉出3個公共因子：F1、F2、F3，具體結(jié)果如表5所示。

基于表5分析結(jié)果可知，公共因子F1在消費品銷售總額、消費者消費水平、流通業(yè)繳稅額占比、商場交易額占比、高校學(xué)生占比、科研資金投入、流通業(yè)技術(shù)培訓(xùn)人數(shù)等指標(biāo)上的載荷較大，故將F1設(shè)為流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的“綜合型因子”。公共因子F2在批零業(yè)庫存率、流通業(yè)資產(chǎn)投入占比、城鎮(zhèn)人口比例三個指標(biāo)上存在較大的因子載荷，所以將F2設(shè)為流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的“速度型因子”。公共因子F3在流通業(yè)增加值對工業(yè)產(chǎn)值貢獻(xiàn)度、流通業(yè)增加值占第三產(chǎn)業(yè)比重這兩個指標(biāo)上具有較大的因子載荷和解釋能力，故本文將F3設(shè)定為流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的“貢獻(xiàn)型因子”。

模型構(gòu)建

本文將流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的影響因素歸結(jié)為三個公共因子F1、F2、F3，將其設(shè)定為解釋變量，而全要素生產(chǎn)率為被解釋變量，構(gòu)建回歸方程：

TFP=U+β1F1t+β2F2t+β3F3t+εt? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （1）

式（1）中，β1、β2、β3分別為對應(yīng)變量的回歸系數(shù)，U表示常數(shù)項，εt為隨機誤差項。

實證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

本文對各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，如果變量之間表現(xiàn)出了不平穩(wěn)性，則需要繼續(xù)對各數(shù)據(jù)變量間是否存在長期協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗。在此，通過ADF單位根檢驗對各指標(biāo)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，具體檢驗結(jié)果如表6所示。

通過表6中的ADF檢驗結(jié)果能夠得出，原始序列在10%顯著水平條件下接受原假設(shè)，說明原始序列均為非平穩(wěn)序列，在一階差分處理后，原始序列在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說明原始序列為一階單整序列。

（二）回歸分析

利用最小二乘法對計量模型進(jìn)行分析，所構(gòu)建的回歸模型如下：

TFPt=12.9175+2.7213F1+2.0886F2+0.7385F3

t=（58.07428）（13.06372）（9.714425）（3.402392）

調(diào)整后卡方=0.957093，F(xiàn)=85.37178

通過模型能夠得出，各變量和回歸模型均通過顯著性檢驗。基于DW值判斷，模型在5%顯著水平下不具有自相關(guān)性。

本文又對各指標(biāo)進(jìn)行殘差A(yù)DF檢驗，檢驗結(jié)果如表7所示。通過表7結(jié)果能夠得出，殘差序列在1%的顯著性水平下均通過檢驗，說明變量之間均存在協(xié)整關(guān)系。

基于以上分析可知，F(xiàn)1、F2、F3對我國流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變均存在顯著影響。具體而言，F(xiàn)1每提高1個單位，TFP就隨之提高2.7213個單位;F2每提高一個單位，TFP就會提高2.0886個單位;F3每提升一個單位，TFP就會隨之提升0.7385個單位。本文基于各因子的得分系數(shù)矩陣，得出如下回歸方程：

F1=0.082K1+0.078K2+0.071K3+0.089K4+0.080K5+…+0.031K19+0.073K20+0.079K21? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （2）

F2=-0.023K1+0.003K2+0.051K3-0.028K4+0.035K5+…+0.093K19-0.012K20-0.093K21? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （3）

F3=0.089K1-0.035K2-0.169K3+0.055K4+0.053K5+…-0.072K19+0.075K20+0.218K21? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（4）

本文為進(jìn)一步分析流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的影響因素，將方程（1）中的解釋變量代入到方程（2）、（3）、（4）中，得出如下回歸方程：

TFPt=12.9175+0.2063K1+0.1733K2+1.6251K3+1.9905K4+0.2105K5+0.2263K6+0.4915K7+0.1367K8+0.4031K9-0.1805K10-0.3341K11-0.0617K12+0.1755K13-0.4228K14+0.0819K15+0.1422K16-0.3515K17+0.2966K18+0.9015K19+0.2036K20+0.1752K21

根據(jù)回歸方程可以得出：

K10、K11、K12、K14和K17，這5個指標(biāo)的回歸系數(shù)均為負(fù)值，即對我國流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變起到了負(fù)面影響，其余變量的回歸系數(shù)均為正值，說明這些指標(biāo)對流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變具有正面影響。

K1、K3和K4三個指標(biāo)的回歸系數(shù)比較大，分別為0.2063、1.6251和1.9905，即該三個指標(biāo)對流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變具有正面影響。

在K8、K9、K10、K11和K12五個指標(biāo)中，僅有K8指標(biāo)和K9指標(biāo)的回歸系數(shù)比較大，分別為0.1367和0.4031，說明流通產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對我國流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變具有顯著影響。

在K13、K14、K15、K16和K17這五個指標(biāo)中，只有K13和K16指標(biāo)的回歸系數(shù)比較大，分別為0.1755和0.1422，這反映出流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的成效與經(jīng)濟效益間存在緊密的關(guān)聯(lián)性。但是K17的回歸系數(shù)為負(fù)，這表明流通成本對我國流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變具有抑制作用。

K18、K19、K20、K21這四個指標(biāo)的回歸系數(shù)均為正，且數(shù)值較大，這表明市場環(huán)境對我國流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變具有顯著影響。同時也反映出，提高流通行業(yè)就業(yè)人員的職業(yè)素養(yǎng)和技能，對流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變具有正面作用。

結(jié)論與建議

基于實證研究結(jié)果，得出以下結(jié)論：消費品銷售總額K1、商品市場交易總額K3和消費者消費水平K4的回歸系數(shù)分別為0.2063、1.6251和1.9905，說明該三個指標(biāo)對流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變具有正向作用;流通業(yè)就業(yè)人員占比K8和流通業(yè)增加值占比K9指標(biāo)的回歸系數(shù)分別為0.1367和0.4031，說明流通產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對我國流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變具有促進(jìn)作用;流通業(yè)增加值對工業(yè)產(chǎn)值貢獻(xiàn)度K10、流通業(yè)增加值占第三產(chǎn)業(yè)比重K11等指標(biāo)阻礙了我國流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變;K13和K16指標(biāo)的回歸系數(shù)分別為0.1755和0.1422，說明流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的成效與經(jīng)濟效益間存在緊密的關(guān)聯(lián)性;K18、K19、K20、K21這四個指標(biāo)的回歸系數(shù)均為正值，說明市場環(huán)境對我國流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變具有正面影響。

基于實證研究結(jié)果，提出以下發(fā)展建議：第一，積極推進(jìn)流通產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級，提高商業(yè)資源的利用率，讓行業(yè)的稀缺經(jīng)濟資源得到合理分配，提高流通行業(yè)轉(zhuǎn)型升級的自我調(diào)節(jié)能力;第二，推動城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化發(fā)展，激發(fā)農(nóng)村地區(qū)的流通業(yè)發(fā)展?jié)摿?，實現(xiàn)城市帶動農(nóng)村、農(nóng)村補給城市的流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式，進(jìn)而促進(jìn)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變;第三，增加流通行業(yè)的技術(shù)人才培養(yǎng)數(shù)量，提高流通行業(yè)就業(yè)人員的職業(yè)素養(yǎng)和技能，為流通產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級提供人力和技術(shù)保障;第四，提升流通企業(yè)準(zhǔn)入門檻，同時以商業(yè)立法的方式明確流通企業(yè)的準(zhǔn)入門檻，確保未達(dá)到最低門檻的流通企業(yè)無法進(jìn)入市場，從而促進(jìn)流通企業(yè)整體素質(zhì)與效率的提高，在為流通企業(yè)營造良好的競爭環(huán)境的同時，保證消費者的權(quán)益不受損害。

參考文獻(xiàn)：

1.趙霞.我國流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式創(chuàng)新與轉(zhuǎn)變—基于綠色流通視角[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2018（15）

2.田偉.高質(zhì)量發(fā)展背景下關(guān)于我國流通產(chǎn)業(yè)升級的思考[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2019（2）

3.艾麥提江·阿布都哈力克，卓乘風(fēng)，鄧峰.我國“一帶一路”沿線商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)專業(yè)化與經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變—基于城市化調(diào)節(jié)效應(yīng)的研究[J].商業(yè)研究，2017（10）

4.俞彤暉.流通產(chǎn)業(yè)集聚水平對城鄉(xiāng)收入差距影響的實證研究—基于省際動態(tài)面板數(shù)據(jù)的系統(tǒng)GMM分析[J].經(jīng)濟縱橫，2018，393（8）

5.孫赫強，榮楠楠.我國商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變路徑分析[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2017（6）

6.杜倩.流通產(chǎn)業(yè)升級與高質(zhì)量發(fā)展的互動關(guān)系研究[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2019（6）

7.姚淑穎.產(chǎn)業(yè)鏈整合視角下我國流通產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新與轉(zhuǎn)變[J].全國流通經(jīng)濟，2018（10）