區(qū)域流通產(chǎn)業(yè)的空間依賴性及經(jīng)濟(jì)帶動作用研究

宋芬

中圖分類號：F724? ?文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

內(nèi)容摘要：隨著互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)展，流通產(chǎn)業(yè)融入了信息化技術(shù)，其發(fā)展方式向規(guī)模化、專業(yè)化和功能化轉(zhuǎn)變。區(qū)域流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展除了受到自身內(nèi)在因素的影響，周邊地區(qū)對其所產(chǎn)生的滲透作用也是重要因素之一。隨著經(jīng)濟(jì)全球化和區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展一體化進(jìn)程的不斷加深，流通產(chǎn)業(yè)所產(chǎn)生的空間集聚和經(jīng)濟(jì)帶動作用越來越明顯。對此，研究區(qū)域流通產(chǎn)業(yè)增長的作用和影響強(qiáng)度，不僅能加深對流通產(chǎn)業(yè)互動關(guān)系的深層次了解，還能促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。

關(guān)鍵詞：區(qū)域流通產(chǎn)業(yè)? ?空間依賴性? ?經(jīng)濟(jì)帶動作用

我國區(qū)域流通產(chǎn)業(yè)的空間分布特征

（一）區(qū)域流通產(chǎn)業(yè)規(guī)模不斷擴(kuò)大

自改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)得到了飛速發(fā)展。從消費(fèi)的角度看，1990-1999年，我國社會消費(fèi)品零售總額從8000億增長到3.5萬億，年均增長32%。2000-2017年間，我國社會消費(fèi)品零售總額從3.9萬億增長到了36.6萬億，年均增長46%。2017年我國社會消費(fèi)品零售總額達(dá)到了366262億元，同比增長10.2% ?，F(xiàn)階段，我國的社會消費(fèi)品零售總額已與美國持平（見圖1）。

（二）流通產(chǎn)業(yè)朝現(xiàn)代化方向發(fā)展

隨著網(wǎng)絡(luò)技術(shù)的應(yīng)用，電子商務(wù)逐漸普及，流通現(xiàn)代化的發(fā)展方式打破了傳統(tǒng)商業(yè)服務(wù)水平落后、經(jīng)濟(jì)模式單一、國有企業(yè)壟斷的局面。根據(jù)2016年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，我國網(wǎng)購規(guī)模已達(dá)到了7500億美元，占全球網(wǎng)購規(guī)模比重的40%以上。根據(jù)國家統(tǒng)計局布數(shù)據(jù)顯示，2017年我國網(wǎng)上零售額為54806億元，同比增長28%。目前，網(wǎng)購商品零售已經(jīng)占到社會消費(fèi)品總額的15%。

（三）區(qū)域流通產(chǎn)業(yè)的空間分布

我國東、中、西以及東北地區(qū)的流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平存在顯著的地區(qū)差異性?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)是流通業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)，從東部沿海地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)來看，其鐵路、公路、港口、機(jī)場、 電信等方面的建設(shè)狀況均優(yōu)于中部地區(qū)及西部內(nèi)陸地區(qū)。這也是中部地區(qū)和西部內(nèi)陸地區(qū)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度遠(yuǎn)低于東部地區(qū)的主要原因。此外，流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展還受人口數(shù)量和受教育水平兩個因素的影響。我國三大經(jīng)濟(jì)地區(qū)的受教育水平呈現(xiàn)出由東部向中部、西部地區(qū)遞減趨勢。東部沿海地區(qū)人口受教育水平普遍較高，其生活水平高，對商品流通的需求最為旺盛;中部地區(qū)次之，居民對流通商品需求居中;西部地區(qū)人口受教育水平相對不足，其收入水平較東部、中部地區(qū)低，其消費(fèi)觀念保守，對商品流通的需求最弱。

區(qū)域流通產(chǎn)業(yè)空間依賴性的實證分析

（一）變量選取

本文研究我國31個省域（除去港、澳、臺地區(qū)）的流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況。被解釋變量選取2005-2015年31個省市交通運(yùn)輸、倉儲和郵政業(yè)，批發(fā)和零售業(yè)、住宿和餐飲業(yè)的增加值之和代表流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平。因為地區(qū)人口差異，流通產(chǎn)業(yè)增加值這個指標(biāo)不具有代表性，因此本文選取“人均流通產(chǎn)業(yè)增加值”作為被解釋變量，用RJADV表示。解釋變量主要包括：城市化水平（URB）、對外開放程度（OPE）、流通產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資（FLX）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（THI）、政府干預(yù)（GOV）、基礎(chǔ)交通（DES），具體如表1所示。

（二）模型檢驗

考慮使用空間計量經(jīng)濟(jì)模型時，對于模型的選擇標(biāo)準(zhǔn)，一般可通過兩個拉格朗日乘子及穩(wěn)健的R-LMERR、R-LMLAG等統(tǒng)計量來實現(xiàn)。首先對普通面板模型進(jìn)行LM檢驗與ROBUSTLM檢驗估計，根據(jù)估計結(jié)果選擇模型種類（SLM模型或SEM模型）。若計算所得的檢驗統(tǒng)計量結(jié)果不顯著，則說明無需將模型中納入空間影響因素，采用普通面板模型即可;若LMLAG相比于LMERR具有更高的顯著性，并且R-LMLAG顯著而R-LMERR不顯著，則可以確定采用空間滯后模型更符合實際;如果LMERR相較于LMLAG具有更高的顯著性，并且R-LMERR顯著而R-LMLAG不顯著，則可以確定采用空間誤差模型更符合實際;若統(tǒng)計量均被拒絕，則可以考慮采用空間杜賓模型。采用上文設(shè)定的空間嵌套權(quán)重矩陣，將參數(shù)0變化范圍設(shè)為[0，1]，變化步長為0.1。分別將這些權(quán)重引入LM檢驗及Robust LM檢驗，根據(jù)檢驗結(jié)果判斷是否選用空間面板模型。在空間權(quán)重P取值不同的情況下，檢驗結(jié)果均表示空間杜賓模型比較合適。故采用所有權(quán)重對模型參數(shù)進(jìn)行估計，根據(jù)流通產(chǎn)業(yè)溢出效應(yīng)系數(shù)P的t統(tǒng)計量和模型回歸擬合優(yōu)度結(jié)果來確定P取值，回歸結(jié)果如表2所示。從表2結(jié)果可知，溢出效應(yīng)系數(shù)P的t統(tǒng)計量和模型回歸擬合優(yōu)度均持續(xù)增長后略有回落，當(dāng)P取得0.8時，P的t統(tǒng)計量和R平方都取得最大值，此時取值也較大。比較這些結(jié)果，可得出結(jié)論：當(dāng)供變化步長為0.1時，供取0.8，即經(jīng)濟(jì)距離因素占到80%比例、地理距離因素占到20%的比例時，可得到最優(yōu)空間權(quán)重矩陣。

本文借助MATLAB軟件的空間經(jīng)濟(jì)學(xué)工具箱，運(yùn)用極大似然估計方法，分別給出當(dāng)φ取0.8的空間權(quán)重下兩種形式的模型參數(shù)估計結(jié)果，結(jié)果如表3所示。由表3可知，空間個體固定效應(yīng)模型的擬合優(yōu)度值（0.9888）大于空間個體隨機(jī)效應(yīng)模型擬合優(yōu)度值（0.9591），空間個體固定效應(yīng)杜賓模型具有更高的擬合性。同樣，自然對數(shù)似然值的結(jié)果與擬合優(yōu)度一致，固定效應(yīng)模型的自然對數(shù)似然值大于隨機(jī)效應(yīng)模型。此外，Hausman檢驗的p值為0.000小于0.05，在5%的顯著性水平下拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型優(yōu)于固定效應(yīng)模型的原假設(shè)。故在建立空間杜賓模型時，采用空間個體固定效應(yīng)杜賓模型的效果較好。從實證結(jié)果可以看出，本文所選取的6個解釋變量與流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。城市化水平、對外開放程度、流通產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)均通過顯著性水平為1%的顯著性檢驗，政府干預(yù)和基礎(chǔ)設(shè)施情況通過10%顯著性水平檢驗。其中，城市化水平、對外開放程度、流通產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府干預(yù)的影響系數(shù)分別為0.7952、0.0611、0.0980、0.6509、0.1049、0.0445;在解釋變量的空間滯后項中，城市化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和基礎(chǔ)設(shè)施的空間滯后項系數(shù)分別為-1.7073、-0.0889、-0.0312，其系數(shù)均為負(fù)且通過顯著性檢驗，這表明相鄰省份的城市化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和基礎(chǔ)設(shè)施情況對本地區(qū)的流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平存在負(fù)向影響;對外開放程度、流通產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資和政府干預(yù)的空間滯后項系數(shù)分別為0.0985、0.0853、0.1329，系數(shù)為正，說明相鄰省份提高對外開放程度、流通產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資比重和政府干預(yù)對本地區(qū)流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有促進(jìn)作用。由此可得出以下結(jié)論：

第一，城市化對流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有明顯的促進(jìn)作用，城市化水平每提高1個百分點，將使人均流通產(chǎn)業(yè)增加值提高0.7952個百分點。這可能是因為，一個城市的發(fā)展會吸引人力資本、就業(yè)崗位的增加，城市化進(jìn)程的推進(jìn)會提高居民生活水平，從而促進(jìn)消費(fèi)、擴(kuò)大內(nèi)需，這有助于加快流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展步伐。

第二，對外開放程度每提高1個百分點，本地人均流通產(chǎn)業(yè)增加值會提高百分之0.0611。對外開放程度的提高有利于國家間的經(jīng)濟(jì)往來。另外，高度飽和的國內(nèi)市場己難以滿足國內(nèi)各大型流通企業(yè)的發(fā)展需要，對此這些企業(yè)必將向國外尋求新的市場空間，故對外開放程度將會對我國流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。

第三，流通產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資比重每提高1個百分點，人均流通產(chǎn)業(yè)增加值將提高0.0980個百分點。加大區(qū)域?qū)A(chǔ)交通、服務(wù)網(wǎng)點、存儲倉庫等資源的投入可降低流通消耗，從而使區(qū)域流通更加方便快捷。其滯后項影響系數(shù)為正，說明周邊區(qū)域行政部門對流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的投入會帶動本地區(qū)流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

第四，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的通過1%的顯著性檢驗，且影響系數(shù)為正。表示第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重每增加1%，當(dāng)?shù)厝司魍óa(chǎn)業(yè)增加值將會隨之提高0.6509個百分點。流通產(chǎn)業(yè)是一個勞動和資本密集型的產(chǎn)業(yè)，區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動會對流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生重要的影響。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動對人力資本、知識技術(shù)等生產(chǎn)要素的流通具有指向性，流通產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展與這些生產(chǎn)要素緊密相連。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的滯后項系數(shù)為負(fù)，主要是受第三產(chǎn)業(yè)整體發(fā)展水平的影響，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平與發(fā)展速度既可以促進(jìn)流通產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，也對流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展起到一定的制約作用。

第五，政府干預(yù)的系數(shù)值為正且通過顯著性檢驗，這表明加強(qiáng)政府干預(yù)對我國流通產(chǎn)業(yè)具有明顯的促進(jìn)作用。政府可為我國流通產(chǎn)業(yè)提供健康市場的環(huán)境，我國政府通過加強(qiáng)對流通產(chǎn)業(yè)的監(jiān)管可實現(xiàn)企業(yè)合理經(jīng)營和轉(zhuǎn)型升級。

第六，基礎(chǔ)交通設(shè)施情況影響系數(shù)為正且通過顯著性檢驗，說明良好的交通基礎(chǔ)設(shè)施情況能夠降低流通成本。加強(qiáng)對流通資源進(jìn)行整合，可使我國區(qū)域流通產(chǎn)業(yè)向生產(chǎn)集約化和經(jīng)營規(guī)?；较虬l(fā)展。交通基礎(chǔ)設(shè)施的空間滯后項系數(shù)為負(fù)，且通過顯著性檢驗，可能是因為交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善提高了周邊地區(qū)資本和勞動力的邊際產(chǎn)出，從而吸引了優(yōu)質(zhì)生產(chǎn)要素的流入，這使得經(jīng)濟(jì)資源在不同區(qū)域間重新分配，最終對本區(qū)域產(chǎn)生負(fù)向帶動作用。

（三）穩(wěn)健性檢驗

將鄰接空間權(quán)重、地理空間權(quán)重和經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重的估計結(jié)果與地理經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重對比可以看出，代表流通產(chǎn)業(yè)空間依賴性的系數(shù)估計值均為正數(shù)，且均通過了1%的顯著性水平檢驗，其與地理經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重的估計結(jié)果一致，這說明省份之間存在顯著為正的流通產(chǎn)業(yè)空間依賴性效應(yīng);城市化水平、對外開放程度、流通產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府干預(yù)以及基礎(chǔ)設(shè)施情況對流通產(chǎn)業(yè)的影響系數(shù)為正，與地理經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重的估計結(jié)果也是一致的，說明增加這幾項要素的投入能夠有效提高流通產(chǎn)業(yè)水平。這些解釋變量的空間滯后變量的符號方向與之前的估計結(jié)果一致;基于鄰接空間權(quán)重、地理空間權(quán)重和經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重的估計結(jié)果與基于地理經(jīng)濟(jì)距離的空間權(quán)重矩陣估計結(jié)果具有一致性，說明模型估計結(jié)果比較可靠。

研究結(jié)論

我國區(qū)域流通產(chǎn)業(yè)在空間上存在顯著的正向空間自相關(guān)，并有聚集分布的趨勢。本文利用探索性空間分析方法，得出我國2005-2015年人均流通產(chǎn)業(yè)全局空間自相關(guān)系數(shù)Morans I指數(shù)分別為：0.4124、0.4084、0.4101、0.4905、0.4267、0.4352、0.4375、0.4340、0.4177、0.4080、0.4124，其均通過了1%的顯著性檢驗，這充分表明了區(qū)域流通產(chǎn)業(yè)具有空間依賴性;局部空間自相關(guān)的結(jié)果顯示出“HH”類型的區(qū)域主要集中在環(huán)渤海、長三角與珠三角這些發(fā)展水平較高的地區(qū)，“LL”類型的區(qū)域主要集中在中部地區(qū)和絕大部分西部省份。區(qū)域流通產(chǎn)業(yè)空間依賴性和經(jīng)濟(jì)帶動作用的發(fā)揮除了地理鄰接性和地理空間距離之外，還有其他區(qū)域影響因素;此外，本文采用經(jīng)濟(jì)距離和地理距離加權(quán)的形式來定義空間權(quán)重，通過模型結(jié)果比較發(fā)現(xiàn)，當(dāng)經(jīng)濟(jì)距離因素占到80%的比例，地理距離占到20%的比例時，可得最優(yōu)的空間權(quán)重矩陣;區(qū)域流通產(chǎn)業(yè)空間杜賓模型的結(jié)果顯示，城市化水平、對外開放程度、流通產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府干預(yù)均對當(dāng)?shù)亓魍óa(chǎn)業(yè)具有顯著的影響;對外開放程度、流通產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資和政府干預(yù)對周邊地區(qū)具有顯著的正向影響，而城市化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及基礎(chǔ)交通對周邊地區(qū)具有顯著的負(fù)向影響。

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