中國省域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的時空格局分析

林 翊 陳俊濱

中國省域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的時空格局分析

林 翊 陳俊濱

基于2004-2013年中國大陸地區(qū)31個省份的人均流通產(chǎn)業(yè)增加值數(shù)據(jù)，運用探索性空間數(shù)據(jù)分析和空間面板數(shù)據(jù)模型，對中國省域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展格局的時空演變特征及其影響因素進行分析。結(jié)果顯示：(1)東部地區(qū)各省份流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的絕對差異在逐漸擴大，相對差異先縮小再增大，而中西部地區(qū)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的絕對差異和相對差異則是在保持平穩(wěn)中出現(xiàn)下降；(2)省域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有顯著的空間正相關(guān)關(guān)系，即在空間分布上具有集聚特征，而且這種集聚程度在觀察期內(nèi)有所增強；(3)局域空間相關(guān)性分析表明，中國省域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平同時存在空間上的依賴性和異質(zhì)性；(4)通過空間誤差模型對流通產(chǎn)業(yè)空間格局演變的影響因素進行計量分析發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化率和交通基礎(chǔ)設(shè)施水平對流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有顯著促進作用，其中城鎮(zhèn)化水平是流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的最大驅(qū)動因素,而人力資本水平對我國流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響效應(yīng)則尚未顯現(xiàn)。

流通產(chǎn)業(yè)； 中國省域； 時空演變； 探索性空間數(shù)據(jù)分析； 空間誤差模型

一 文獻綜述

流通產(chǎn)業(yè)是國民經(jīng)濟運行的基礎(chǔ)。2012年8月，國務(wù)院印發(fā)的《關(guān)于深化流通體制改革加快流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的意見》首次明確了流通產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中的基礎(chǔ)性和先導(dǎo)性地位，同時就加快推進流通產(chǎn)業(yè)改革發(fā)展提出了多項舉措。2015年5月，商務(wù)部又發(fā)布了“互聯(lián)網(wǎng)+流通”計劃，旨在加快流通產(chǎn)業(yè)與互聯(lián)網(wǎng)深度融合，推動流通產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。深入研究我國省域流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r對實現(xiàn)我國流通產(chǎn)業(yè)快速健康發(fā)展具有重要意義。

關(guān)于我國省域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)有文獻主要研究產(chǎn)業(yè)的區(qū)域差異及其影響因素，部分文獻涉及到區(qū)域間流通產(chǎn)業(yè)競爭力的評價與發(fā)展差異實證。在區(qū)域間流通產(chǎn)業(yè)競爭力評價的文獻中，樓文高等(2010)[1]基于一般競爭力評價指標(biāo)體系應(yīng)用投影追蹤建模技術(shù)對區(qū)域流通競爭力進行評價，分析了各區(qū)域流通競爭力的優(yōu)劣勢及其成長性，并據(jù)此提出提升區(qū)域流通業(yè)競爭力的措施和建議；季模模和孫敬水(2009)[2]基于1998-2005年中國省際數(shù)據(jù)，建立面板數(shù)據(jù)計量模型，重點剖析我國省域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距的影響因素，分析結(jié)果顯示城市化水平、市場化水平和對外開放程度對流通業(yè)的發(fā)展有著顯著作用，但這種影響效應(yīng)存在著區(qū)域差異性；任保平等(2011)[3]通過構(gòu)建評價區(qū)域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的指標(biāo)體系并基于因子分析法對我國31個省份的流通競爭力進行測評、排序和劃類，研究結(jié)果表明，我國流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在顯著的區(qū)域差距；曹振綱等(2011)[4]對我國商貿(mào)流通體系的區(qū)域發(fā)展現(xiàn)狀及發(fā)展動態(tài)進行了分析與評價，認(rèn)為社會、文化、政治及法律環(huán)境、城市化水平、市場化程度、對外開放程度等是引致商貿(mào)流通業(yè)區(qū)域差異的影響因素。

通過上述梳理發(fā)現(xiàn)，我國區(qū)域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展方面的研究成果多是基于定性描述或經(jīng)典的經(jīng)濟計量模型，而運用空間經(jīng)濟統(tǒng)計或計量方法進行研究的較少，主要有：尹濤(2010)[5]從空間分布模式、地理集中程度、地區(qū)專業(yè)化狀況以及產(chǎn)業(yè)地區(qū)關(guān)聯(lián)等四個方面對廣東省流通業(yè)的空間分布特征進行分析；于偉等(2012)[6]依托GIS技術(shù)解析北京市新型零售業(yè)的空間布局與集聚特征等。此外，時保國和張育林(2011)[7]指出，商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展是地理空間范圍內(nèi)各種因素綜合作用的結(jié)果，有必要從經(jīng)濟地理的視閾探尋我國商貿(mào)流通業(yè)的空間表征及其空間布局的影響因素，進而分析商貿(mào)流通業(yè)的未來發(fā)展趨勢。因此，本文主要通過探索性空間數(shù)據(jù)分析與空間計量模型相結(jié)合，對我國省域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展格局的時空演變特征及其影響因素進行探析，以期為區(qū)域間流通產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)和可持續(xù)發(fā)展提供一定的實證支持。

二 數(shù)據(jù)說明與研究方法

(一)數(shù)據(jù)說明

1.數(shù)據(jù)選取與處理

從狹義上看，流通產(chǎn)業(yè)增加值由批發(fā)業(yè)增加值、零售業(yè)增加值和餐飲業(yè)增加值構(gòu)成*在統(tǒng)計上，狹義流通產(chǎn)業(yè)包含批發(fā)業(yè)、零售業(yè)、餐飲業(yè)3個行業(yè)，因此流通產(chǎn)業(yè)增加值由批發(fā)業(yè)增加值、零售業(yè)增加值和餐飲業(yè)增加值構(gòu)成。，是流通產(chǎn)業(yè)在一定時期內(nèi)通過流通活動為社會提供的最終成果的貨幣表現(xiàn)。流通產(chǎn)業(yè)增加值是反映流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的核心指標(biāo)。

選取全國31個省、直轄市和自治區(qū)(不包含港澳臺)2004-2013年人均流通產(chǎn)業(yè)增加值作為研究分析數(shù)據(jù)，以此反映流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平，并以各省份作為基本空間單元對流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展差異及其空間格局演變進行研究*中國國家統(tǒng)計局關(guān)于三大地區(qū)的劃分：東部地區(qū)包括北京市、天津市、河北省、遼寧省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省和海南省(東部地區(qū)主要指中國大陸地區(qū)，統(tǒng)計數(shù)據(jù)不包括臺灣省)；中部地區(qū)包括山西省、吉林省、黑龍江省、安徽省、江西省、河南省、湖北省和湖南??；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古自治區(qū)、廣西壯族自治區(qū)、重慶市、四川省、貴州省、云南省、西藏自治區(qū)、陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)。詳見：http://data.stats.gov.cn/workspace/index?m=fsnd。。鑒于2004年前后執(zhí)行的國民經(jīng)濟行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)不同，2004-2013年缺乏關(guān)于批發(fā)、零售和餐飲業(yè)的增加值數(shù)據(jù)，此外還考慮到批發(fā)、零售業(yè)增加值是流通產(chǎn)業(yè)增加值的主要構(gòu)成部分，因此文中利用2004-2013年各省份批發(fā)和零售業(yè)的增加值作為流通產(chǎn)業(yè)增加值的替代數(shù)據(jù)進行研究。文中空間面板數(shù)據(jù)模型分析部分所選取的變量以及變量定義如表1所示，選取的相關(guān)數(shù)據(jù)若無特別說明則均來自《中國統(tǒng)計年鑒》(2005-2014)。選取數(shù)據(jù)的相關(guān)處理情況說明如下：

表1 面板數(shù)據(jù)變量定義

(1)通過相應(yīng)年份價格指數(shù)計算得到的平減指數(shù)對各省份的地區(qū)生產(chǎn)總值和流通產(chǎn)業(yè)增加值進行價格因素剔除，計算出各省份實際生產(chǎn)總值和實際增加值。流通產(chǎn)業(yè)增加值數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計局官網(wǎng)[8]。

(2)文中所使用的地理信息和矢量地圖，均由地理信息系統(tǒng)ArcGIS軟件生成，統(tǒng)計分析范圍不包含港澳臺地區(qū)?？臻g相關(guān)性分析以及空間面板數(shù)據(jù)回歸分別由GeoDa軟件和Matlab軟件實現(xiàn)。

(3)考慮到對數(shù)據(jù)進行對數(shù)變換不改變協(xié)整關(guān)系，但卻能在一定程度上消除數(shù)據(jù)可能存在的異方差問題，因此對原始數(shù)據(jù)進行自然對數(shù)變換，取對數(shù)后的變量仍用原符號表示。

2.空間權(quán)重設(shè)置

文中依據(jù)各省份的空間地理關(guān)系，運用ROOK相鄰方法構(gòu)建二階空間權(quán)重矩陣，以此矩陣反映空間擴散的過程，即用以說明流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響從鄰接區(qū)域向外擴散的過程。各省份如果地理上相鄰則權(quán)重賦值為1，否則賦值為0。對海南省的空間權(quán)重進行處理時，在生成的空間權(quán)重矩陣中將海南省與廣東省設(shè)置為鄰省。

(二)研究方法

1.標(biāo)準(zhǔn)差指數(shù)和變差指數(shù)

文中以省域人均流通產(chǎn)業(yè)增加值為變量，通過標(biāo)準(zhǔn)差指數(shù)和變差指數(shù)對省域流通產(chǎn)業(yè)的區(qū)域發(fā)展差異進行分析。標(biāo)準(zhǔn)差指數(shù)和變差指數(shù)可以反映區(qū)域間流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展絕對差異與相對差異的變化趨勢，標(biāo)準(zhǔn)差越大，表示絕對差異越大；變差越大，表示相對差異越大。

2.全域空間自相關(guān)分析

空間自相關(guān)是指區(qū)域之間變量或?qū)傩缘挠^測值存在潛在的空間依賴性。區(qū)域之間的經(jīng)濟地理行為普遍存在空間相關(guān)性，通過溢出效益和貿(mào)易、傳播以及其他社會行為的交互作用在地理上集聚(沈體雁等，2010)[9]。Tobler(1970)[10]將這種普遍存在的空間依賴性定義為“地理學(xué)第一定律”，即“地理事物或?qū)傩栽诳臻g分布上互為相關(guān)，而離的較近事物總比離的較遠的事物相關(guān)性要高”。

判斷區(qū)域之間流通產(chǎn)業(yè)是否存在空間相關(guān)性，可以通過全域Moran指數(shù)、全域Getis-Ord Gi*指數(shù)和全域Geary’s C系數(shù)進行檢驗。本文選取全域Moran指數(shù)對省域流通產(chǎn)業(yè)的空間自相關(guān)程度進行測算。在空間權(quán)重矩陣未標(biāo)準(zhǔn)化情況下，Moran指數(shù)I的計算公式如下：

(1)

式(1)中，N為區(qū)域總數(shù)，Yi和Yj分別為第i個區(qū)域和第j個區(qū)域流通產(chǎn)業(yè)人均實際增加值的觀測值；S2為Yi的方差；Wij為區(qū)域i和區(qū)域j之間的空間權(quán)重。Moran’s I的取值介于-1和1之間，且取值越接近于1則集聚程度越高。對于Moran指數(shù)，可以用標(biāo)準(zhǔn)化統(tǒng)計量Z來檢驗區(qū)域間是否存在空間自相關(guān)關(guān)系，Z的計算公式為：

(2)

式(2)中，若Z(I)值顯著為正，則表示各省份流通產(chǎn)業(yè)間存在正相關(guān)，這說明發(fā)展水平相似的省份集聚在一起；若Z(I)值顯著為負(fù)，則表示各省份流通產(chǎn)業(yè)存在負(fù)相關(guān)，說明發(fā)展水平相異的省份集聚在一起；若Z(I)值顯著為零，則表示流通產(chǎn)業(yè)是隨機分布而非集聚，說明不存在空間相關(guān)性。

3.局域空間自相關(guān)分析

進一步考察流通產(chǎn)業(yè)是否存在局域空間相關(guān)性，需借助局域Moran指數(shù)、Moran散點圖和LISA集聚圖來直觀地刻畫出各區(qū)域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的局域空間相互依賴性和空間異質(zhì)性特征。局域Moran指數(shù)的計算公式為：

(3)

式(3)中，Zi、Zj分別為第i個和第j個空間單元變量觀測值標(biāo)準(zhǔn)化值，Wij為空間權(quán)重矩陣的元素。

局域空間自相關(guān)分析通過Moran散點圖以(Wy，y)為坐標(biāo)軸，刻畫變量觀測值與滯后因子Wy間可視化的二維關(guān)系，此時，局域Moran指數(shù)可以看作是Wy對于y的線性回歸系數(shù)。Moran散點圖分4個象限，分別對應(yīng)于各區(qū)域與其鄰接區(qū)域間流通產(chǎn)業(yè)的4種集聚類型。需要說明的是，Moran散點圖中第一、第三象限代表正的空間相關(guān)性，第二、第四象限代表負(fù)的空間相關(guān)性。此外，LISA集聚地圖用不同顏色表示不同的空間集聚類型，并分別對應(yīng)于Moran散點圖中的4個象限，這樣能夠更直觀地展現(xiàn)流通產(chǎn)業(yè)空間集聚的特征。

4.空間經(jīng)濟計量模型

經(jīng)典的經(jīng)濟計量方法通常假定經(jīng)濟活動的區(qū)位要素在地理空間上存在均質(zhì)性特征，表現(xiàn)為經(jīng)濟變量之間獨立分布且誤差項同方差。上述假定使得回歸模型能夠很好地符合傳統(tǒng)的Gause-Markov定理，但這卻與現(xiàn)實經(jīng)濟體系各區(qū)域之間存在普遍、密切聯(lián)系以及各區(qū)域間資源、技術(shù)、勞動、資本等要素非均衡分布的現(xiàn)實情況不太吻合。隨著空間數(shù)據(jù)的不斷豐富以及空間計量模型的不斷完善，通過納入空間效應(yīng)的計量模型來綜合考察不同地理單元經(jīng)濟活動之間的空間依賴性和空間異質(zhì)性并進行定量分析，已經(jīng)成為區(qū)域經(jīng)濟研究中更為有效的分析方法。

三 中國省域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的特征分析

(一)省域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展演變的過程特征

1.區(qū)域間流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展特征

圖1 2004-2013年我國東、中、西部流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異

2.區(qū)域內(nèi)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展特征

(1)從標(biāo)準(zhǔn)差指數(shù)(見圖2)上看，東部地區(qū)人均流通產(chǎn)業(yè)增加值的標(biāo)準(zhǔn)差呈明顯的上升趨勢，說明東部地區(qū)各省份間流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的絕對差異在逐漸擴大，東部地區(qū)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平較高的省份已經(jīng)率先通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化等形式實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級并得到高于其他省份的發(fā)展增速。與此形成鮮明對比的是中西部地區(qū)的標(biāo)準(zhǔn)差指數(shù)，除2012-2013年出現(xiàn)陡然下降外基本上保持平穩(wěn)狀態(tài)，說明中西部地區(qū)各省份流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的絕對差異總體上變化不大。

圖2 2004-2013年東、中、西部流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的標(biāo)準(zhǔn)差指數(shù)、變差系數(shù)

(2)從變差系數(shù)(見圖2)上看，東部地區(qū)變差系數(shù)的變化趨勢呈“U”型，表現(xiàn)為先下降再上升的演變過程，這說明東部地區(qū)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的相對差異先減少再增大。中西部地區(qū)變差系數(shù)的演變趨勢與標(biāo)準(zhǔn)差指數(shù)基本一致，表現(xiàn)為緩慢下降的趨勢，且這一趨勢在西部地區(qū)表現(xiàn)得更為明顯。2012-2013年中西部地區(qū)的變差系數(shù)出現(xiàn)突變值，地區(qū)內(nèi)各省份間流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的相對差異大幅度減低，表現(xiàn)出各省份在較低水平上的趨同發(fā)展。

(二)省域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間演化特征

1.流通產(chǎn)業(yè)全域空間相關(guān)性分析

計算2004-2013年人均流通產(chǎn)業(yè)增加值的全域Moran’s I指數(shù)(見表2)，由計算結(jié)果可知2004-2013年Moran’s I指數(shù)均顯著為正，表明在觀察期內(nèi)省域流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有正的空間相關(guān)性，產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有明顯的集聚特征，并非隨機分布。Moran’s I指數(shù)的變化趨勢大致可以劃分為兩個階段：第一階段為2004-2008年，Moran指數(shù)大致呈上升趨勢，從2004年的0.2506增加到2008年的0.2967，表明該期間我國省域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間相關(guān)性增強，即相鄰省域的發(fā)展差異在減小、流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的集聚程度在提高；第二階段為2008-2013年，Moran指數(shù)出現(xiàn)小幅波動并逐步趨于平穩(wěn)，指數(shù)基本維持在0.29左右，表明該期間流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的集聚程度達到穩(wěn)定狀態(tài)。

表2 2004-2013年流通產(chǎn)業(yè)的全域Moran’s I值

2.流通產(chǎn)業(yè)局域空間相關(guān)性分析

表2中流通產(chǎn)業(yè)的全域Moran’s I值的檢驗結(jié)果表明中國流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展在整體上表現(xiàn)出顯著的空間相關(guān)性，但是全域Moran’s I值無法判斷流通產(chǎn)業(yè)的不同集聚模式，即無法識別哪些省份的流通產(chǎn)業(yè)在較高(低)的發(fā)展水平下集聚，也無法刻畫流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的局域空間相關(guān)性特征和局域空間地理集聚性。因此，文中通過2004-2013年的局域Moran散點圖和LISA集聚圖對中國流通產(chǎn)業(yè)的局域空間相關(guān)性進行分析。

從2004年的散點圖(見圖3)中可以看出，絕大部分的省份分布于第一象限和第三象限，表現(xiàn)出明顯的空間正相關(guān)關(guān)系。Moran散點圖將集聚類型劃分為以下4種：第一象限(HH)，代表高流通發(fā)展水平的省份被其它同樣是高流通發(fā)展水平的省份包圍；第二象限(LH)，代表低流通發(fā)展水平的省份被其他高流通發(fā)展水平的省份所包圍；第三象限(LL)，代表該象限內(nèi)的省份和它周圍的其他省份都是低流通發(fā)展水平的省份；第四象限(HL)，表明該象限內(nèi)的省份流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平高，而周圍其他省份流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平低。2004-2013年省域流通產(chǎn)業(yè)集聚相關(guān)模式的區(qū)域分布如表3所示。相比2004年，2013年除了湖北省從第四象限進入第三象限、天津市從第二象限進入第一象限、福建相反地從第一象限衰退至第二象限外，其余省份所屬的集聚模式?jīng)]有變化?？梢钥闯?，2004-2013年位于第一、三象限的省份占區(qū)域總數(shù)的比例從75%上升至77.42%，這些省份顯示出相似的空間關(guān)聯(lián)，即流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平相似的省份呈現(xiàn)集聚的特征。另外，散點圖還顯示了空間不穩(wěn)定性和非典型區(qū)域，表現(xiàn)為非相似值的空間關(guān)聯(lián)，這些省份分布于第二和第四象限。綜上分析可見，我國流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展在空間分布上同時存在依賴性和異質(zhì)性(吳玉鳴和李建霞，2008)[11]。

圖3 中國人均流通產(chǎn)業(yè)增加值的Moran散點圖(2004年、2013年)

表3 2004-2013年流通產(chǎn)業(yè)集聚的相關(guān)模式分布(2004年、2013年)

結(jié)合局域Moran散點圖的分析，從圖4的LISA集聚圖中可以看出2004-2013年我國省域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平在空間分布上具有集聚特征。其中，高流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平且2004年、2013年均顯著集聚的省份包括山東、上海、江蘇和浙江，這些省份均位于東部地區(qū)；低流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平且2004年、2013年均顯著集聚的省份包括四川、西藏、甘肅、青海、新疆，這些省份位于西部地區(qū)。

圖4 中國人均流通產(chǎn)業(yè)增加值的LISA集聚圖(2004年、2013年)

四 流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展省域差異的影響因素分析

1.模型選擇與檢驗

下面運用空間滯后模型(SLM)和空間誤差模型(SEM)來檢驗變量間的空間效應(yīng)。Lesage(2014)[12]根據(jù)對“空間依賴性”的不同設(shè)定給出了空間計量模型的具體形式：

(1)空間滯后模型?？臻g滯后模型探討經(jīng)濟變量在一個地區(qū)是否有擴散現(xiàn)象(溢出效應(yīng))，用于研究一個區(qū)域的經(jīng)濟受到其鄰近區(qū)域經(jīng)濟行為溢出影響的情形。其模型表達式為：

y=Xβ+ρWy+ε
ε～N(0,σ2In)

(4)

式中，X為的N×K外生變量矩陣，如經(jīng)濟增長、資源稟賦、交通和人口等因素；y為N×1的被解釋變量向量；W為N×N的空間權(quán)重矩陣；參數(shù)β反映了解釋變量對被解釋變量產(chǎn)生的影響；ρ為空間依賴系數(shù)，代表樣本觀測值空間依賴的強度；Wy被解釋變量的空間自相關(guān)項，反映空間距離對流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響；ε為滿足正態(tài)獨立同分布的隨機誤差向量。

將對流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展與各影響因素之間關(guān)系進行實證分析的空間滯后模型設(shè)定為：

Circuit=α+β1Pgdpit+…+β4Infrait+ρW*Circuit+uit

(5)

式中，α、β為回歸系數(shù)；被解釋變量Urbanit表示第i個省份第t年度的人均流通產(chǎn)業(yè)增加值，W*Circuit為被解釋變量的空間滯后項；εit為滿足正態(tài)分布的隨機誤差項。省略部分包括Urbanit、Hcit兩個解釋變量及其系數(shù)，式(7)同理。

(2)空間誤差模型?？臻g滯后模型主要用于研究區(qū)域之間的相互作用因所處的相對位置不同而產(chǎn)生差異的情形。其模型表達式為：

y=Xβ+ε
ε=λWε+u
u～N(0,σ2In)

(6)

式中，誤差項ε由空間自相關(guān)項Wε和滿足正態(tài)獨立同分布的隨機誤差向量u組成；λ是空間誤差自相關(guān)系數(shù)，衡量鄰接區(qū)域的變量觀測值y對本區(qū)域觀測值y的影響方向和程度。其余符號含義與式(4)相同。

用于對流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展與各影響因素之間關(guān)系進行實證分析的空間誤差模型設(shè)定為：

Circuit=α+β1Pgdpit+…+β4Infrait+λW*ε+uit

(7)

式中，W*ε為空間滯后誤差項；uit為滿足正態(tài)分布的隨機誤差項。

此外，為了判斷SLM模型和SEM模型哪個更適合用于對流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的研究，可以通過拉格朗日乘數(shù)形式的LM-Error、LM-Lag檢驗以及穩(wěn)健LM-Error、穩(wěn)健LM-Lag檢驗來實現(xiàn)空間依賴性檢驗并進行判別。文中借鑒Anselin和Florax(1995)[13]提出的判別準(zhǔn)則：如果在空間依賴性檢驗中發(fā)現(xiàn)LM-Lag較之LM-Error在統(tǒng)計上更加顯著，且穩(wěn)健LM-Lag顯著而穩(wěn)健LM-Error不顯著，則可以判斷適合的模型是空間滯后模型；反之，則可以判斷空間誤差模型是恰當(dāng)?shù)哪Ｐ?。除了擬合優(yōu)度R2檢驗，通常還可以通過自然對數(shù)似然函數(shù)值(Log likelihood)、似然比率(LR)、施瓦茨準(zhǔn)則(SC)和赤池信息準(zhǔn)則(AIC)等對模型進行選擇，對數(shù)似然值越大，SC、AIC越小則該模型的擬合效果越好。檢驗結(jié)果如表4所示，結(jié)果顯示：LM-Error比LM-Lag更顯著，且穩(wěn)健LM-Error顯著而穩(wěn)健LM-Lag不顯著，因此文中選擇空間誤差模型對流通產(chǎn)業(yè)及其解釋變量的影響效應(yīng)進行實證分析。

表4 空間依賴性檢驗結(jié)果

2.空間計量模型的實證結(jié)果

(1)不考慮空間效應(yīng)的回歸

首先，在不考慮空間效應(yīng)的情形下對流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展及其影響變量進行普通最小二乘估計(OLS)，得到表5中估計結(jié)果。

表5 普通最小二乘估計結(jié)果

從模型整體回歸的結(jié)果可見：解釋變量的估計值均至少在5%的水平下顯著，且經(jīng)濟發(fā)展水平(PGDP)、城鎮(zhèn)化率(URBAN)和交通基礎(chǔ)設(shè)施水平(INFRA)對流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有正向的促進作用，其影響程度分別為1.1354、0.3707和 0.0655，人力資本(HC)對流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有抑制效應(yīng)，其影響程度為-0.2818。R2=0.9442，擬合優(yōu)度良好。但是在估計結(jié)果中D.W=1.5079，說明在1%的顯著性水平下存在正自相關(guān)，可能是由于經(jīng)典線性回歸模型忽略了空間效應(yīng)而存在模型設(shè)定偏誤所導(dǎo)致(杜家廷，2014)[14]，因此需要進行空間面板數(shù)據(jù)模型檢驗。

(2)空間面板數(shù)據(jù)模型回歸

由于空間相關(guān)性和空間異質(zhì)性的存在，樣本不再滿足獨立同分布的經(jīng)典假設(shè)，普通最小二乘法估計空間模型可能導(dǎo)致模型回歸參數(shù)、空間參數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)誤差估計的不一致性(Lesage，2014)[12]。Anselin(1988)[15]建議采用極大似然法估計空間滯后模型和空間誤差模型的參數(shù)。文章利用Matlab軟件中Lesage(1999)所編寫的空間計量經(jīng)濟學(xué)模塊，采取極大似然法估計法對空間誤差模型進行擬合，得到各解釋變量對流通產(chǎn)業(yè)空間格局演變的影響效應(yīng)，結(jié)果如表6所示。

表6 空間誤差模型估計結(jié)果

從表6的回歸結(jié)果中可以看出，在時空固定效應(yīng)的情形下，空間誤差模型回歸結(jié)果的擬合優(yōu)度和對數(shù)自然函數(shù)估計值無論是相比于無固定、空間固定以及時間固定效應(yīng)模型的最大似然估計結(jié)果還是普通最小二乘估計法回歸結(jié)果均有所提高。上述結(jié)論說明，納入空間效應(yīng)的模型對流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的解釋能力優(yōu)于經(jīng)典模型，同時，應(yīng)該選擇時空固定效應(yīng)模型對流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素進行實證分析。

從時空固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果看出，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平(PGDP)、城鎮(zhèn)化率(URBAN)和交通基礎(chǔ)設(shè)施水平(INFRA)均在1%的顯著性水平下，對流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有正的影響效應(yīng)，其影響系數(shù)分別為0.2727、0.3538和0.0962。區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平每提高1個百分點，將使人均流通產(chǎn)業(yè)增加值提高0.2727個百分點，這是因為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平越高，對于流通產(chǎn)業(yè)而言就意味著存在越廣闊的潛在市場，這有利于流通企業(yè)擴大生產(chǎn)規(guī)模和實行精細(xì)化經(jīng)營。此外，經(jīng)濟越發(fā)達的區(qū)域，其商業(yè)、金融、資訊、科技等配套營商環(huán)境往往更為優(yōu)越，這也更有利于流通企業(yè)進行生產(chǎn)性經(jīng)營活動；城鎮(zhèn)化水平每提高1個百分點，將使人均流通產(chǎn)業(yè)增加值提高0.3538個百分點，這是因為城鎮(zhèn)化發(fā)展帶動的擴大內(nèi)需、促進消費以及增加就業(yè)等有助于流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。此外，城鎮(zhèn)化使得流通產(chǎn)業(yè)服務(wù)網(wǎng)點擴充加密，這對引導(dǎo)流通產(chǎn)業(yè)集聚和加快流通產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化起到推動作用(王水平，2012)[16]；交通基礎(chǔ)設(shè)施水平每提高1個百分點，將使人均流通產(chǎn)業(yè)增加值提高0.0962個百分點，這是因為便捷的交通運輸條件在鏈接城市流通網(wǎng)點、降低流通運營成本、加速流通資源整合以及推動流通產(chǎn)業(yè)集約生產(chǎn)和規(guī)模經(jīng)營等方面起到了至關(guān)重要的作用。

另一方面，人力資本(HC)對流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間影響效應(yīng)尚未顯現(xiàn)?，F(xiàn)代流通體系的構(gòu)建是一個科技、人才和創(chuàng)新的綜合發(fā)展戰(zhàn)略，需要大量流通高層次人才來支撐戰(zhàn)略的實施。一個人力資本水平高的區(qū)域才能滿足現(xiàn)代流通業(yè)對于各層次流通人才的需求。從目前發(fā)展?fàn)顟B(tài)上看，我國流通產(chǎn)業(yè)還未步入人力資本導(dǎo)向型的發(fā)展階段，即人力資本水平的提高尚未對流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展發(fā)揮應(yīng)有的促進作用。

五 結(jié)論與政策建議

本文首先通過探索性空間數(shù)據(jù)分析，以2004-2013年省域人均流通產(chǎn)業(yè)增加值為測度指標(biāo)，探索中國省域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的時空格局；其次，通過構(gòu)建空間誤差模型對我國流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素進行定量分析。研究結(jié)論如下：

(1)我國大陸地區(qū)省域流通產(chǎn)業(yè)從總體上看發(fā)展不均衡，東部地區(qū)發(fā)展水平最高，中部次之，西部地區(qū)發(fā)展水平最低。

(2)東部地區(qū)各省間流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的絕對差異在逐漸擴大，相對差異呈現(xiàn)先減少再增大的趨勢。西部地區(qū)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的絕對差異和相對差異則在保持平穩(wěn)中出現(xiàn)下降，表現(xiàn)為在較低水平下的趨同發(fā)展。

(3)在觀察期內(nèi)我國省域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在空間分布上的相關(guān)性，即在空間分布上具有集聚特征，流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平高的省份和發(fā)展水平低的省份在空間上都具有明顯的集聚特征，且在觀察期內(nèi)集聚程度有所增強。

(4)通過局域空間相關(guān)性分析發(fā)現(xiàn)，中國省域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展同時存在空間上的依賴性和異質(zhì)性，即省域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平呈現(xiàn)出不同的空間集聚模式。

(5)采用空間誤差模型對影響流通產(chǎn)業(yè)空間格局演變的因素進行分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化率和交通基礎(chǔ)設(shè)施水平提高均對省域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有顯著的促進作用；其中，城鎮(zhèn)化水平是流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的最大驅(qū)動因素，而人力資本水平對流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間影響效應(yīng)尚未顯現(xiàn)。

政策建議：今后我國宜從以下幾個方面著手來提高流通產(chǎn)業(yè)整體發(fā)展水平，促進省域流通產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展。第一、流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展存在顯著的區(qū)域差異性和相關(guān)性，因此在制定流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃時要充分考慮省域流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展特性，注重因地制宜，采取差異化發(fā)展戰(zhàn)略。同時，增進流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展跨區(qū)域協(xié)作，促進區(qū)域流通資源優(yōu)勢互補，形成良性互助、內(nèi)外聯(lián)動、共同發(fā)展的產(chǎn)業(yè)發(fā)展格局，進而縮小區(qū)域間流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距；第二、在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的背景下，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，穩(wěn)妥推進新型城鎮(zhèn)化，提升區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展和城鎮(zhèn)化的質(zhì)量和水平，以此發(fā)揮經(jīng)濟發(fā)展和城鎮(zhèn)化對流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的促進作用。同時，應(yīng)該重視西部地區(qū)交通等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的擴容升級，彌補西部地區(qū)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的“硬件”缺陷，使西部地區(qū)資源優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為流通經(jīng)濟發(fā)展優(yōu)勢；第三、優(yōu)化流通產(chǎn)業(yè)的組織結(jié)構(gòu)和技術(shù)結(jié)構(gòu)，促進產(chǎn)業(yè)集約化、專業(yè)化經(jīng)營。注重勞動者素質(zhì)提升，加大人力資本投入，使流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展從主要依靠物質(zhì)資本轉(zhuǎn)向注重人力資本。

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The Research on Spatial and Temporal Patterns of Chinese Provincial Circulation Industry Development

LIN Yi CHEN Jun-bin

The paper bases on the per added value of circulation industry of China’s 31 provinces during 2004-2013, using exploratory spatial data analysis and spatial econometric model to research provincial circulation industry’s spatial and temporal evolution characteristics and its influence factors. The study results indicate that: (1)The absolute difference of development level of circulation industry gradually expands in eastern region, and the relative difference first shrinks and then enlarges again. The absolute difference and relative difference in central and western regions are steady decline; (2)Provincial circulation industry development presents significant positive spatial correlation, that is, characteristics of agglomeration exist on the spatial distribution, and the degree of agglomeration reinforces during the observation period; (3)The local spatial correlation analysis and “hot spots” analysis have indicated that the level of provincial circulation industry development presents evident spatial heterogeneity patterns; (4)We quantitatively analyze the influence of factors on the spatial pattern evolution of circulation industry through the spatial error model and find out that: the urbanization rate and transportation infrastructure level have significant positive influence on industrial development, and urbanization is the primary driver, but the impacting effect of human capital level toward circulation industry development has not yet revealed.

circulation industry; China’s provinces; spatial and temporal evolution; exploratory spatial data analysis; Spatial Error Model

2015-09-28

教育部人文社科青年基金項目“制造業(yè)與物流業(yè)聯(lián)動發(fā)展的機理與模式研究——基于產(chǎn)業(yè)共生理論”(項目編號：12YJC630220，項目主持人：王珍珍)；國家社科基金青年項目“我國省域創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的效率評價與路徑選擇研究”(項目編號：14CJL001，項目主持人：王珍珍)。

林翊，經(jīng)濟學(xué)博士，福建師范大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院副教授，主要研究方向為產(chǎn)業(yè)組織與產(chǎn)業(yè)政策；陳俊濱，福建師范大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院碩士研究生，研究方向為流通經(jīng)濟。

F724

A

1674-8298(2015)06-0092-12

[責(zé)任編輯：莫 揚]

10.14007/j.cnki.cjpl.2015.06.009