流通產(chǎn)業(yè)區(qū)域收斂的路徑與特征研究

朱艷 龍云飛

內(nèi)容摘要：本文開拓性地提出流通產(chǎn)業(yè)區(qū)域收斂這一命題，結(jié)合理論與實踐探討了流通產(chǎn)業(yè)區(qū)域收斂的路徑與特征，首先從時間和空間角度分析了流通產(chǎn)業(yè)區(qū)域收斂路徑，繼而在測度流通產(chǎn)業(yè)區(qū)域發(fā)展水平的基礎(chǔ)上對流通產(chǎn)業(yè)區(qū)域收斂進行實證檢驗，以期為我國流通產(chǎn)業(yè)的健康快速發(fā)展起到理論參考作用。

關(guān)鍵詞：流通產(chǎn)業(yè) 區(qū)域收斂 特征 路徑

流通產(chǎn)業(yè)區(qū)域收斂路徑分析

（一）流通產(chǎn)業(yè)的時間收斂路徑

圖1是流通產(chǎn)業(yè)在核心區(qū)與邊緣區(qū)的變化軌跡，在t0-t1的時間段內(nèi)，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展尚處起步階段，經(jīng)濟體之間的流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展較為均衡，此時曲線AB緩慢增長。t1-t2時期內(nèi)，核心區(qū)固有的區(qū)位、資源、交通優(yōu)勢推動流通產(chǎn)業(yè)進一步發(fā)展，隨之產(chǎn)業(yè)的外溢效應(yīng)較強，曲線BC快速上升。而邊緣區(qū)由于各方面資源落后，抑制了流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，曲線BC則加速下降。進入到t2-t3階段，核心區(qū)的流通產(chǎn)業(yè)的先導(dǎo)作用更加突出，雖然資源繼續(xù)向核心區(qū)集聚，但資本邊際收益遞減趨勢開始顯現(xiàn)，因此CD曲線增長速度減緩。此外，核心區(qū)相關(guān)成本逐步抬升，產(chǎn)業(yè)擴散發(fā)展的需求越來越強，流通產(chǎn)業(yè)邊緣區(qū)資金收入下跌速度減慢，表現(xiàn)為CD曲線下降速度減慢。達到t3后，在邊際收益持續(xù)遞減的作用下，同時由于核心區(qū)的流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展趨于飽和，資源向核心區(qū)集聚效應(yīng)開始減弱，表現(xiàn)為D后的曲線下降；而為了降低成本同時為了擴展市場，核心區(qū)向邊緣區(qū)的要素資源流動加強，邊緣地區(qū)的流通產(chǎn)業(yè)增速快于核心區(qū)，從長遠來看，兩個區(qū)域的發(fā)展水平差距逐漸縮小。

（二）流通產(chǎn)業(yè)的空間收斂路徑

在起始階段，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展剛剛起步，區(qū)域內(nèi)部各經(jīng)濟體之間的狀態(tài)類似，形成如圖2中的1階段的空間均勻分布態(tài)勢。進入第2階段，隨著經(jīng)濟發(fā)展逐漸形成輻射力較強的核心區(qū)，核心區(qū)集聚效應(yīng)使得外圍地區(qū)的生產(chǎn)要素源源不斷流入，此時極化效應(yīng)強于擴散效應(yīng)，因此也分化出了核心區(qū)與邊緣區(qū)。此階段流通產(chǎn)業(yè)的區(qū)域發(fā)展水平差距逐漸擴大。進入到3階段，經(jīng)濟發(fā)達程度進一步提升，分工日益細化，在原單一核心區(qū)的帶動之下，周邊二級、三級中心區(qū)開始出現(xiàn)。流通產(chǎn)業(yè)相關(guān)要素資源繼續(xù)保持從邊緣區(qū)向中心區(qū)的流入。然而在核心區(qū)投資邊際收益遞減的作用之下，流通產(chǎn)業(yè)向核心區(qū)發(fā)展的速度開始下降，部分開始轉(zhuǎn)向周邊的二級、三級中心區(qū)。當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展邁向第4階段，原二級、三級中心區(qū)經(jīng)濟增速優(yōu)勢明顯，其潛在優(yōu)勢逐漸轉(zhuǎn)為現(xiàn)實優(yōu)勢，發(fā)展水平顯著提升，不斷縮小與核心區(qū)的發(fā)展水平差距，區(qū)域內(nèi)各經(jīng)濟體之間由此形成相互依賴、互相聯(lián)系、相對均衡的格局，從而表現(xiàn)出流通產(chǎn)業(yè)的區(qū)域收斂特征。

流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平區(qū)域測度

（一）測度指標構(gòu)建和方法選擇

基于測度要素分析及搭建指標體系的一般原則，本研究構(gòu)建如下流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平測度指標體系，見表1所示。本研究采用以降維為核心的現(xiàn)代計量經(jīng)濟學(xué)及統(tǒng)計方法——因子分析法來避免指標相關(guān)性帶來的信息交叉與重復(fù)，提高測度的準確性。具體操作及計算詳見下文因子分析實證。

（二）數(shù)據(jù)來源

流通產(chǎn)業(yè)包括批發(fā)業(yè)、零售業(yè)及物流業(yè)，其中物流業(yè)主要考察其構(gòu)成主體交通運輸、倉儲郵政業(yè)（排除客運）。為保證統(tǒng)一的統(tǒng)計口徑以便于后文對比分析，本文數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局公布的《中國統(tǒng)計年鑒》（2001-2016），測度2001-2016年16年間流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平。

（三）因子分析實證

1.數(shù)據(jù)處理。本研究采用較為常用的正態(tài)標準化方法，用每個原始數(shù)據(jù)減去該指標的均值再除以其標準差，得出的標準化數(shù)據(jù)。

2.KMO和Bartlett檢驗。本文的檢驗結(jié)果得出：KMO值為0.708，大于0.6；Bartlett檢驗中P值接近0，拒絕原假設(shè)，相關(guān)系數(shù)矩陣不是單位矩陣。由此證明，選取指標和樣本數(shù)據(jù)適合做因子分析。

3.綜合因子提取。采用主成分分析法，依據(jù)特征值大于0.9的原則從碎石圖（見圖3）中選擇綜合因子，共提取3個綜合因子，可解釋原變量72.9%的信息，并得出了因子方差的解釋情況（篇幅所限，綜合因子解釋情況未列出）。

4.因子載荷矩陣。因子載荷矩陣充分呈現(xiàn)出原始指標與綜合指標的相關(guān)系數(shù)，綜合指標對所對應(yīng)的原指標解釋程度越強，載荷系數(shù)越大。為便于解釋，本文采用方差最大正交旋轉(zhuǎn)對因子載荷矩陣進行旋轉(zhuǎn)。由因子載荷矩陣可得，綜合指標F1在X1、X2、X3、X4、X9、X12、X13的原指標上構(gòu)成較高載荷，這些指標直接反映了流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展規(guī)模，因此把F1稱之為產(chǎn)業(yè)規(guī)模指數(shù)。F2在X5、X6、X7、X8的原指標上構(gòu)成較高載荷，這些指標主要體現(xiàn)流通產(chǎn)業(yè)的效率水平，因此把F2稱之為產(chǎn)業(yè)效率指數(shù)；F3在X10、X11的原指標上構(gòu)成較高載荷，這些指標從經(jīng)濟貢獻、就業(yè)貢獻兩個方面集中說明流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展貢獻度，因此把F3稱之為產(chǎn)業(yè)貢獻指數(shù)。

5.因子得分系數(shù)矩陣。在SPSS中直接對因子載荷系數(shù)保存為變量進行回歸分析，可得出各因子得分系數(shù)矩陣，從而將因子得分系數(shù)矩陣與原始變量標準化數(shù)據(jù)矩陣相乘可得出各省份流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平得分（由于篇幅所限，因子得分系數(shù)矩陣未列出）。

6.流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平測度體系構(gòu)建。因子得分系數(shù)矩陣將每個綜合因子與本文設(shè)定的13個原始指標建立明確的線性數(shù)量關(guān)系，即：

由綜合因子得分的計算工具可知，這一關(guān)系具體由綜合因子計算模型表示：

同上，A為綜合指標計算模型中原始指標的系數(shù)矩陣，即轉(zhuǎn)置后的因子得分系數(shù)矩陣。

基于綜合指標計算結(jié)果，利用加權(quán)平均原理，便可形成流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平測度的綜合指標。通過計算得出的權(quán)重可有效避免主觀隨意性，以每一綜合指標所能反映的原始信息比重作為權(quán)重確定的基礎(chǔ)，F(xiàn)1、F2、F3所對應(yīng)的權(quán)重分別為46.592%、18.157%、8.177%。流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平（F）與三大綜合指標之間的數(shù)量關(guān)系如下：

最終形成流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平測度模型：

其中A為轉(zhuǎn)置后的因子得分系數(shù)矩陣。

將無量綱標準化處理后的原始指標數(shù)據(jù)代入流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平測度模型，可得2015年我國31個省（自治區(qū)、直轄市）流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的綜合得分與排名?？傮w來看，綜合發(fā)展水平排位最高的省份為廣東、山東、江蘇、浙江及上海，排位最低的省份為海南、新疆、寧夏、青海、西藏，從東部到西部呈現(xiàn)出一定地域分化特征。規(guī)模指數(shù)方面，占據(jù)前列的區(qū)域基本屬于地區(qū)經(jīng)濟總量大省，區(qū)域經(jīng)濟水平與區(qū)域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平關(guān)系密切。效率指數(shù)方面，上海、北京、天津、重慶四個直轄市處于首位，流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展效益水平較高。貢獻指數(shù)方面，規(guī)模水平較高的江蘇、浙江兩省貢獻程度相對較低，這與區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)可能相關(guān)。

流通產(chǎn)業(yè)區(qū)域收斂特征分析

（一）流通產(chǎn)業(yè)區(qū)域收斂的實證檢驗——參數(shù)估計

1.σ收斂。如前文所述，經(jīng)濟收斂中一般用變異系數(shù)（CV）來檢驗σ收斂的存在性，如下所示，yi為第i個地區(qū)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平指標（指數(shù)化后的綜合得分），y為平均值，若在一段時期內(nèi)存在CVt+1

2002-2016年全國及分地區(qū)的變異系數(shù)計算結(jié)果見圖4所示，樣本考察期內(nèi)我國及四大地區(qū)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的變異系數(shù)隨時間變化有起有伏，均未出現(xiàn)持續(xù)下降，且變異系數(shù)的期末值高于期初值。分階段來看，全國流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平在2005-2008年之間出現(xiàn)了遞減趨勢，一段時間內(nèi)存在σ收斂。分地區(qū)來看，四大地區(qū)內(nèi)差距的變化都低于全國水平，說明地區(qū)間的差距高于地區(qū)內(nèi)差距。其中，東部的區(qū)域相對差距較大，其次為東北部及西部，中部地區(qū)最小。東部地區(qū)的變異系數(shù)走勢與全國最為接近，中部地區(qū)則最為平緩并在2002-2007年間出現(xiàn)σ收斂。從變異系數(shù)變化的整體來看，我國及四大地區(qū)流通產(chǎn)業(yè)σ收斂不存在，但σ收斂不存在并不能排除β收斂及俱樂部收斂，從而，仍需進行深入檢驗。

2.β收斂。參照Barro & Sala-I-Martin（1991）的研究成果，本文對絕對β收斂及條件β收斂的檢驗方程進行拓展，拓展的思路是用流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指數(shù)增長率替換人均收入水平增長率，用流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指數(shù)期初水平替換人均收入期初水平，建立如下的回歸方程：

如式（2）所示，F(xiàn)it為i地區(qū)期初的流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指數(shù)，F(xiàn)iT為i地區(qū)T時期的流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指數(shù)，△F為流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合指數(shù)的平均增長率，Xi為i地區(qū)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的其他影響因素，α為截距項，ε為隨機擾動項。收斂性主要取決于β，若β<0且顯著，說明流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的增長率與期初水平成反比，即絕對β收斂成立，反之則絕對β收斂不存在。若φ顯著，則存在條件β收斂，說明收斂依賴于影響因素的改變。依據(jù)β估計值，可計算穩(wěn)態(tài)值F0及收斂速度ω，計算公式如下：

運用Statal2.0對2001-2016年間我國31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平綜合指數(shù)增長率（指數(shù)化處理后）與期初產(chǎn)業(yè)水平進行橫截面回歸分析，回歸結(jié)果如表2所示。由此可得， ΔF=-0.0014+0.0166ln（Fit）?；貧w結(jié)果顯示，回歸方程通過F檢驗且在1%的顯著性水平上顯著，說明我國流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的增長率與區(qū)域初始水平之間存在顯著的回歸關(guān)系。調(diào)整后的R2為0.5089，說明方程擬合程度較好，具有較強解釋力。其中，β>0且顯著，表明2001-2016年我國流通產(chǎn)業(yè)區(qū)域發(fā)展不存在絕對β收斂，各區(qū)域的流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平并不會自行發(fā)生收斂，區(qū)域異質(zhì)性因素的影響始終存在。

繼而本文引入?yún)^(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平作為控制變量，用以檢驗流通產(chǎn)業(yè)的條件β收斂。ln GDP為2001年（期初）我國各省區(qū)的人均GDP，該變量代表了樣本期內(nèi)流通產(chǎn)業(yè)各地區(qū)的初始條件，采用式（3）的回歸方程，得到結(jié)果，加入ln GDP后，ln（Fit）系數(shù)為負且顯著，即β<0并顯著。回歸方程的擬合程度為0.6128，對比之前有所提高。因而可以認為，流通產(chǎn)業(yè)的區(qū)域發(fā)展存在條件β收斂，收斂速度大致為0.2%（篇幅所限，β收斂回歸結(jié)果未列出）。

3.俱樂部收斂。在全國流通產(chǎn)業(yè)區(qū)域收斂的檢驗之上，本文按照四大地區(qū)的劃分方式對流通產(chǎn)業(yè)的區(qū)域收斂性特征進行考察。由回歸結(jié)果可知，四大區(qū)域的收斂性存在差異。東部及東北部地區(qū)ln（Fit）系數(shù)為負但只在10%的顯著性水平上顯著，模型的擬合優(yōu)度較低，基本可視為不存在絕對β收斂。中西部的回歸方程擬合程度較好且ln（Fit）系數(shù)顯著為負，說明兩個區(qū)域內(nèi)部存在β收斂。同上，加入ln GDP后，東部及東北部地區(qū)回歸模型的擬合程度均有所上升，ln（Fit）系數(shù)為負并且顯著性提高，表明這兩個地區(qū)存在條件β收斂。值得注意的是，ln GDP在中部、西部的條件收斂檢驗中并不顯著，說明期初的經(jīng)濟條件對這兩個區(qū)域內(nèi)的流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平差距影響不大。雖然四大區(qū)域都顯示出俱樂部收斂，但收斂程度有所區(qū)別，中部及西部的俱樂部收斂趨勢強于東部和東北部。

（二）流通產(chǎn)業(yè)區(qū)域收斂的實證檢驗——非參數(shù)估計

參數(shù)的截面估計方法考察的是流通產(chǎn)業(yè)整體的收斂趨勢，但無法體現(xiàn)其中的過程特點，因而本文接下來運用非參數(shù)的動態(tài)分布模型（核密度估計）從時間維度對差距變化特征進行全面分析。

從2001-2016年我國省域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平核密度估計圖的來看，我國流通產(chǎn)業(yè)極化發(fā)展的格局始終存在，省域間的發(fā)展水平一直呈現(xiàn)明顯的俱樂部收斂態(tài)勢，中高水平的省區(qū)差距變化多于低水平省區(qū)。為了具體分析年份之間的變化，避免曲線過于密集導(dǎo)致無法判斷走勢，本文以2003、2007、2010三個時間作為劃分結(jié)點，分別觀察估計圖的分布情況。如圖5所示，2003年峰值略高于2000年，波峰寬度略有收窄，右偏度變寬，說明我國省域流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平尤其是中低等水平與高等水平地區(qū)的差距在減小。圖6顯示，2003-2005年流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平分布曲線波峰變高、寬度變窄，區(qū)域差距明顯下降；但2007年左波峰峰值降低，波峰數(shù)量增加，區(qū)域差距開始擴大，中等水平地區(qū)的俱樂部收斂態(tài)勢增強。如圖7所示，2007-2009年我國流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展中低等水平的省區(qū)差距變化較小，2009年高等水平省區(qū)的差距分化尤為明顯，高等水平地區(qū)的俱樂部收斂趨勢增強。至2010年，分布曲線左波峰峰值回落、峰度變寬，區(qū)域差距有所擴大。由圖8可知，2012年流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的分布曲線變窄，雙峰分布趨勢顯著，高等水平地區(qū)增加。2014之后分布曲線波峰寬度增加，中等水平地區(qū)差距拉大，部分中等水平地區(qū)向高水平地區(qū)收斂。

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