基于市場(chǎng)潛能視角的流通產(chǎn)業(yè)空間溢出研究

朱曉莉 付仲義

內(nèi)容摘要：本文基于2000-2016年流通經(jīng)濟(jì)的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，以省會(huì)城市地理距離為切入點(diǎn)，引入市場(chǎng)潛能變量對(duì)流通產(chǎn)業(yè)的空間溢出進(jìn)行實(shí)證研究?？臻g誤差模型的非時(shí)間變量固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果顯示，流通經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)潛能對(duì)空間溢出效應(yīng)的影響因子為0.521，高于資本和勞動(dòng)力等其他投入要素的產(chǎn)出效應(yīng)；空間強(qiáng)度系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)說明相鄰地區(qū)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的溢出彼此關(guān)聯(lián)。流通產(chǎn)業(yè)的空間溢出效應(yīng)與地理距離變化的估計(jì)結(jié)果顯示，空間溢出效應(yīng)與省會(huì)城市直線距離的增加成反比，在200公里以內(nèi)最為明顯，超過1000公里不再產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性溢出效應(yīng)；隨機(jī)誤差項(xiàng)系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)說明相鄰地區(qū)流通產(chǎn)業(yè)間接溢出效應(yīng)不存在地理距離意義上的關(guān)聯(lián)。

關(guān)鍵詞：流通產(chǎn)業(yè) 空間溢出 市場(chǎng)潛能 地理距離

引言

隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變，近年來流通經(jīng)濟(jì)在國(guó)家和地方政府政策引導(dǎo)下發(fā)展十分迅速。截至2016年底，流通經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值高達(dá)108733.8億元，占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值比例高達(dá)15.9%，占第三產(chǎn)業(yè)總值31.6%，已經(jīng)成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，且流通經(jīng)濟(jì)發(fā)展中生產(chǎn)要素的跨地區(qū)低成本流動(dòng)已經(jīng)弱化或消除了區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貿(mào)易性壁壘，流通經(jīng)濟(jì)的市場(chǎng)一體化發(fā)展趨勢(shì)更加明確（顏銀根等，2014）。從我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展格局來看，全國(guó)總體梯度空間發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施導(dǎo)致地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡，形成東部沿海 “隆起”、中西部?jī)?nèi)陸地區(qū) “塌陷”的空間格局，而地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平通過交通運(yùn)輸、居民收入、批發(fā)零售及貨物周轉(zhuǎn)等諸多因素對(duì)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生深刻影響，最直接體現(xiàn)是地區(qū)流通經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模的巨大差異。截至2015年底，東部地區(qū)流通經(jīng)濟(jì)占GDP比重高達(dá)23.8%，中部地區(qū)比重為16.9%，而西部地區(qū)比重僅為12.4%，相當(dāng)于東部流通經(jīng)濟(jì)比重的一半。我國(guó)東中西三大區(qū)域流通經(jīng)濟(jì)發(fā)展及產(chǎn)值比重與各區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展總水平存在一致性，與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展各種影響因素密切相關(guān)，是相互促進(jìn)和影響的一體化發(fā)展機(jī)制。從發(fā)展進(jìn)程來看，東部地區(qū)流通經(jīng)濟(jì)自2000年至今穩(wěn)步增長(zhǎng)，保持了良好的持續(xù)上升態(tài)勢(shì)；2000-2011年中部地區(qū)保持低速增長(zhǎng)，2012年和2013年有所回落，2014-2016年增速較快；西部地區(qū)2011年之前增長(zhǎng)十分緩慢，自2012年開始出現(xiàn)快速增長(zhǎng)，追趕效應(yīng)突出。

流通經(jīng)濟(jì)區(qū)域發(fā)展不平衡及空間溢出現(xiàn)象已被眾多學(xué)者所關(guān)注。從現(xiàn)有文獻(xiàn)看，陳俊濱對(duì)我國(guó)流通經(jīng)濟(jì)空間特征進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，通過空間滯后模型測(cè)算發(fā)現(xiàn)我國(guó)三大區(qū)域流通經(jīng)濟(jì)存在一定的空間相互影響作用；傅元海重點(diǎn)考察了內(nèi)陸地區(qū)與沿海地區(qū)在流通經(jīng)濟(jì)發(fā)展上的空間特征問題，研究發(fā)現(xiàn)流通經(jīng)濟(jì)從沿海向內(nèi)陸的空間發(fā)展上存在顯著溢出效應(yīng)；白茹對(duì)流通經(jīng)濟(jì)空間特征模型進(jìn)行了虛擬變量的引入創(chuàng)新，通過構(gòu)建地區(qū)流通經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)態(tài)模型測(cè)算三大區(qū)域流通經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相互影響，研究發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)對(duì)中部地區(qū)和西部地區(qū)發(fā)展存在正向影響，而其他地區(qū)間影響效果微弱。此外，林興家、張莉和來文珍等學(xué)者也從三大區(qū)域或者六大經(jīng)濟(jì)區(qū)域（東南、長(zhǎng)江流域、黃河流域、東北、西北、西南）等角度展開相應(yīng)研究。梳理現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，對(duì)流通經(jīng)濟(jì)空間溢出的實(shí)證分析鮮有涉及空間地理變量，而根據(jù)“地理學(xué)第一定律”中空間效應(yīng)與地理距離的不可分割性觀點(diǎn)，流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的溢出效應(yīng)必然受到地理距離的不同程度影響。此外，我國(guó)大陸有31個(gè)省市地區(qū)，縣域城市更是高達(dá)2800多個(gè)，眾多相關(guān)研究文獻(xiàn)的分析維度仍是“三大”或“六大”經(jīng)濟(jì)區(qū)域。有鑒于此，本文借鑒潘文卿（2012）和王雪輝（2016）等關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)溢出效應(yīng)的研究思路，從流通經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)需求角度引入建立在地理距離上的市場(chǎng)潛能變量作為考察溢出效應(yīng)唯一指標(biāo)的方法，實(shí)證分析區(qū)域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間溢出問題。

空間誤差計(jì)量模型設(shè)定

（一）理論模型設(shè)定

根據(jù)古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論和新增長(zhǎng)理論，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展是依賴資本、勞動(dòng)和技術(shù)等生產(chǎn)要素的持續(xù)性投入，而新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論提出的區(qū)域性空間集聚外部效應(yīng)認(rèn)為地區(qū)內(nèi)市場(chǎng)潛能可以從供需循環(huán)角度對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)行極化衡量?？梢钥闯?，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)聯(lián)性是通過發(fā)達(dá)地區(qū)對(duì)周邊地區(qū)的潛在需求來不斷增強(qiáng)和拓寬經(jīng)濟(jì)體量的維度，這種需求包含經(jīng)濟(jì)發(fā)展要素中的資本、勞動(dòng)力和技術(shù)等，發(fā)達(dá)地區(qū)的潛在需求即為市場(chǎng)潛能。根據(jù)新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)和薩繆爾森的“冰山成本”思想，本文首先構(gòu)建區(qū)域人均流通經(jīng)濟(jì)空間外部性影響模型：，其中，Y消費(fèi)支出指數(shù)，ωr表示勞動(dòng)力價(jià)格指數(shù)，P表示價(jià)格指數(shù)，r與s表示地區(qū)，e-α（δ-1）dsα表示地區(qū)間流通成本，σ為產(chǎn)品間替代彈性，α為單位距離流通成本。根據(jù)外部性模型，引入人均流通經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值為地區(qū)市場(chǎng)潛能的溢出效應(yīng)變量，其中市場(chǎng)潛能變量根據(jù)研究數(shù)據(jù)的可得性選取Harris（1954）提出的 “市場(chǎng)潛能函數(shù)”作為考察指標(biāo)，計(jì)算公式為。此外，根據(jù)新地理經(jīng)濟(jì)學(xué)理論和古典經(jīng)濟(jì)學(xué)增長(zhǎng)理論，分別把勞動(dòng)、資本和技術(shù)等生產(chǎn)要素引入空間計(jì)量模型，構(gòu)建流通經(jīng)濟(jì)區(qū)域增長(zhǎng)模型如下：

（1）

其中，Y代表流通經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值，K代表人均固定資產(chǎn)投資，DKL代表人力資本變化，KL表示高學(xué)歷人口比重，DL表示勞動(dòng)力投入變化，d表示不同省會(huì)之間的地理距離。

（二）計(jì)量模型設(shè)定

式（1）的面板數(shù)據(jù)模型需要進(jìn)一步滿足隨機(jī)誤差項(xiàng)的經(jīng)典Gauss 假設(shè)，為確定估計(jì)結(jié)果的無偏一致性，本文對(duì)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間溢出分析需要對(duì)市場(chǎng)潛能的個(gè)體效應(yīng)與時(shí)間效應(yīng)進(jìn)行一致性判斷，確定固定效應(yīng)回歸或隨機(jī)效應(yīng)回歸。此外，基于對(duì)地理空間上的流通經(jīng)濟(jì)溢出測(cè)算需求，模型需要充分考慮隨機(jī)誤差項(xiàng)的分布形態(tài)，即充分考慮地理空間依賴信息的影響。本文構(gòu)建的流通經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)潛能引入省會(huì)城市的直線歐氏距離來衡量空間依賴問題，但仍存在影響區(qū)域流通經(jīng)濟(jì)發(fā)展的其他空間相關(guān)性因素，具體體現(xiàn)在式（1）中隨機(jī)誤差選項(xiàng)的空間相關(guān)性問題上。綜上考慮，進(jìn)一步將式（1）轉(zhuǎn)化為空間誤差模型進(jìn)行實(shí)證分析：

yt=xtβ+αt+δt+μt，μt=λWμt+εt，εt～N（0，δ2In） （2）

其中，yt是空間矩陣列向量，xt為空間誤差模型矩陣，元素列向量分別用式（1）中的、、DKLrt、DLrt和drt表示，個(gè)體效應(yīng)的隨機(jī)向量為αt，固定效應(yīng)的隨機(jī)向量為δt，列向量分別為μt和εt。根據(jù)空間誤差面板數(shù)據(jù)模型（2），測(cè)算出的空間相關(guān)強(qiáng)度參數(shù)用λ表示，空間自相關(guān)權(quán)矩陣為W，模型選擇R軟件與Matlab軟件，采用極大似然法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。

流通產(chǎn)業(yè)的空間溢出效應(yīng)實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來源

本文實(shí)證分析的數(shù)據(jù)時(shí)間樣本選擇為2000-2016年，空間跨度為31個(gè)省會(huì)城市（含直轄市）。變量方面，流通經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值、勞動(dòng)力人口等數(shù)據(jù)來源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》和各級(jí)地方政府統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站；公路里程及貨物周轉(zhuǎn)量數(shù)據(jù)來自于《中國(guó)交通年鑒》；省會(huì)城市的歐氏直線距離根據(jù)國(guó)家測(cè)繪局的基礎(chǔ)地理信息系統(tǒng)進(jìn)行整理（1∶400萬）；固定資產(chǎn)投資根據(jù)張軍（2004）提出的投資平減進(jìn)行計(jì)算。

（二）模型估計(jì)

空間計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果。要對(duì)基于基本面板數(shù)據(jù)模型構(gòu)建的空間誤差面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行無偏估計(jì)，首先要進(jìn)行固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)判斷。基本面板數(shù)據(jù)模型分別從固定效應(yīng)LSDV估計(jì)和隨機(jī)效應(yīng)GLS估計(jì)對(duì)流通經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)行非空間因素估計(jì)，并通過Hausman 檢驗(yàn)和Baltagi檢驗(yàn)對(duì)基本面板數(shù)據(jù)模型的隨機(jī)效應(yīng)方法和是否存在時(shí)間效應(yīng)進(jìn)行估算，具體結(jié)果如表1所示。

可以看出，基本面板數(shù)據(jù)模型的固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)都驗(yàn)證了勞動(dòng)力（0.499，0.592）和資本要素（0.115，0.180）對(duì)流通產(chǎn)業(yè)的空間溢出起到重要推動(dòng)作用，其估計(jì)參數(shù)均通過了1%顯著性水平下的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)；人力資本變動(dòng)參數(shù)的概率值（0.052，0.085）未通過檢驗(yàn)；省會(huì)城市的空間距離對(duì)流通產(chǎn)業(yè)的影響在隨機(jī)效應(yīng)下顯示微弱負(fù)向影響，而在固定效應(yīng)下沒有顯示；區(qū)域流通經(jīng)濟(jì)的市場(chǎng)潛能影響效果在固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型下均顯示顯著正向效應(yīng)，與新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)增長(zhǎng)理論和新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論的分析保持一致性，且空間溢出效應(yīng)的參數(shù)值（0.327，0.525）已經(jīng)超過了勞動(dòng)力要素彈性，略低于固定資產(chǎn)投資估計(jì)參數(shù)。

流通經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的流通屬性決定各地區(qū)域流通經(jīng)濟(jì)不是孤立個(gè)體，相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展必然存在一定的空間相關(guān)特征，空間溢出效應(yīng)導(dǎo)致區(qū)域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在地理位置上的集群現(xiàn)象。引入市場(chǎng)潛能變量的空間非時(shí)間變量的固定效應(yīng)ML估計(jì)顯示，勞動(dòng)力和資本要素對(duì)流通經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用仍然十分顯著，估計(jì)參數(shù)均通過了1%顯著性水平下的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，人力資本變動(dòng)的估計(jì)參數(shù)通過了5%顯著性水平下的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，但效果微弱，市場(chǎng)潛能對(duì)流通產(chǎn)業(yè)的空間溢出超過了資本和勞動(dòng)力彈性值。引入時(shí)間變量的固定效應(yīng)ML估計(jì)進(jìn)一步強(qiáng)化了空間誤差面板數(shù)據(jù)模型的穩(wěn)健性，估算的勞動(dòng)力、資本、人力資本變動(dòng)和空間溢出效應(yīng)等變量參數(shù)基本與非時(shí)間變量的固定效應(yīng)ML估計(jì)保持一致。

對(duì)比基本面板數(shù)據(jù)模型和空間誤差數(shù)據(jù)面板模型可以看出，空間誤差模型估計(jì)結(jié)果在調(diào)整后的R2和對(duì)數(shù)似然函數(shù)值上均有顯著提高，因此空間誤差模型的估計(jì)更為穩(wěn)健。此外，在引入時(shí)間變量后的空間誤差模型估計(jì)結(jié)果上，時(shí)間效應(yīng)不顯著，且兩次ML估計(jì)結(jié)果并未出現(xiàn)較大波動(dòng)，因此本文選擇空間誤差數(shù)據(jù)面板模型的非時(shí)間變量固定效應(yīng)ML估計(jì)為最終結(jié)果，即流通經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)潛能對(duì)增長(zhǎng)空間溢出的影響因子為0.521，表示各地區(qū)流通經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)潛能每增長(zhǎng)1%，促進(jìn)流通產(chǎn)業(yè)的空間溢出增加0.521%，市場(chǎng)潛能的影響效果超過其他投入要素的增長(zhǎng)效應(yīng)，其原因是地區(qū)流通經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)的外部關(guān)聯(lián)效應(yīng)促進(jìn)了地區(qū)流通經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平。此外，空間誤差模型的空間強(qiáng)度參數(shù) 值通過了顯著性檢驗(yàn)，反映出相鄰區(qū)域流通經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的隨機(jī)沖擊存在彼此關(guān)聯(lián)性，即地區(qū)流通經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)要素對(duì)其他地區(qū)流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展存在擴(kuò)散效應(yīng)。

地理距離考察下的空間溢出估計(jì)。根據(jù)空間誤差面板模型的實(shí)證分析可以看出，市場(chǎng)潛能對(duì)流通產(chǎn)業(yè)空間溢出的促進(jìn)效應(yīng)十分顯著，而地理距離與市場(chǎng)潛能存在密切關(guān)聯(lián)性，因此有必要以地理距離為范疇對(duì)區(qū)域流通產(chǎn)業(yè)的空間溢出效應(yīng)進(jìn)行進(jìn)一步實(shí)證分析，具體結(jié)果如表2所示。

從表2可以看出，空間溢出效應(yīng)隨著省會(huì)城市直線距離的增加而遞減，直線距離在200公里以內(nèi)的溢出效應(yīng)為0.387，直線距離在200-400公里范圍內(nèi)的溢出效應(yīng)為0.326，當(dāng)直線距離大于1000公里時(shí)的空間溢出效應(yīng)僅為0.124，且未通過5%顯著性水平下的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，充分證明區(qū)域流通產(chǎn)業(yè)的空間溢出效應(yīng)與地理距離成反比，且超過1000公里距離將不再產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的直接空間溢出效應(yīng)。從隨機(jī)誤差項(xiàng)的參數(shù)估計(jì)看出，區(qū)域流通產(chǎn)業(yè)的間接空間溢出效應(yīng)與省會(huì)城市空間距離未出現(xiàn)反向比例關(guān)系，且估計(jì)參數(shù)均通過了1%顯著性水平下的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，反映出區(qū)域流通經(jīng)濟(jì)之間的隨機(jī)誤差效應(yīng)在影響彼此經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)不受區(qū)域地理距離因素的影響。

結(jié)論

我國(guó)流通經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的背后存在顯著區(qū)域性差異，本文以空間地理距離為切入點(diǎn)，從流通經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)需求角度引入市場(chǎng)潛能變量作為考察溢出效應(yīng)的方法，實(shí)證分析區(qū)域流通產(chǎn)業(yè)的空間溢出問題?；诳臻g計(jì)量模型的估計(jì)結(jié)果顯示，空間誤差模型檢驗(yàn)較基本面板數(shù)據(jù)模型檢驗(yàn)更為穩(wěn)健，空間誤差模型中引入時(shí)間虛擬變量的固定效應(yīng)ML估計(jì)強(qiáng)化了模型穩(wěn)健性，但估計(jì)變量參數(shù)變化不大，非時(shí)間變量固定效應(yīng)ML估計(jì)得出流通經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)潛能對(duì)增長(zhǎng)空間溢出的影響因子為0.521，影響效果超過其他投入要素的溢出效應(yīng)，通過顯著性檢驗(yàn)的空間強(qiáng)度系數(shù)說明相鄰地區(qū)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間溢出彼此關(guān)聯(lián)，相互之間存在隨機(jī)沖擊的擴(kuò)散效應(yīng)。

流通產(chǎn)業(yè)空間溢出隨地理距離的變化估計(jì)結(jié)果顯示，空間溢出隨省會(huì)城市直線距離的增加而遞減，溢出效應(yīng)與空間距離成反比，且超過1000公里地理距離不再產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的直接空間溢出效應(yīng)；隨機(jī)誤差項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)反映出區(qū)域流通經(jīng)濟(jì)的間接空間溢出效應(yīng)與地理距離未出現(xiàn)反向比例關(guān)系，說明相鄰地區(qū)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的間接空間溢出效應(yīng)不存在地理距離意義上的關(guān)聯(lián)。

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7.楊凡，杜德斌，林曉.中國(guó)省域創(chuàng)新產(chǎn)出的空間格局與空間溢出效應(yīng)研究[J].軟科學(xué)，2016（10）

8.李敬，陳澍，萬廣華，付陳梅.中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間關(guān)聯(lián)及其解釋—基于網(wǎng)絡(luò)分析方法[J].經(jīng)濟(jì)研究，2014（11）

9.俞超，任陽(yáng)軍.我國(guó)流通業(yè)效率的空間溢出效應(yīng)研究[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2017（7）

10.董亞寧.交通基礎(chǔ)設(shè)施、空間溢出與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)—基于我國(guó)省級(jí)層面的實(shí)證研究[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2016（2）