異質性視角下區(qū)域商貿流通效率與工業(yè)化、城鎮(zhèn)化關聯(lián)性實證研究

趙生光 薛小燕

（1、燕京理工學院國際商學院；2、華北科技學院管理學院 河北廊坊 065201）

引言

由于歷史原因，我國商貿流通產業(yè)起步晚，商貿流通業(yè)效率相對較低，此現(xiàn)象引起了學術界的關注，很多學者對此進行了深入研究。陳宇峰等（2015）構建了商貿流通效率評價體系，利用DEA方法對我國1997-2010年的商貿流通效率進行了評價分析，結果表明我國商貿流通業(yè)效率存在較大差異，東中西部地區(qū)呈現(xiàn)波浪態(tài)勢，東部地區(qū)水平最高，中部次之，西部最低。董譽文（2016）使用索洛余值法對我國省域商貿流通效率進行評價，他認為我國商貿流通增長呈現(xiàn)粗放式發(fā)展模式，日后應該向精細化發(fā)展，從而提升商貿流通效率。俞超等（2017）對我國省域商貿流通效率進行評價，隨后構建空間杜賓模型探究商貿流通產業(yè)的空間溢出效應，結果表明我國地區(qū)間商貿流通產業(yè)效率呈現(xiàn)較大差異，但是地區(qū)商貿流通產業(yè)發(fā)展具有明顯的空間溢出效應。已有研究使用的多為普通DEA評價方法，本文使用超效率DEA方法評價商貿流通效率，進而探究商貿流通效率與工業(yè)化、城鎮(zhèn)化關系，具有一定的創(chuàng)新性和必要性。

區(qū)域商貿流通效率測算及異質性分析

（一）商貿流通效率評價指標體系構建

當前官方公布的數(shù)據(jù)中并沒有統(tǒng)一的指標能夠對商貿流通效率進行評價，因此本文構建綜合評價體系，使用超效率評價方法對區(qū)域商貿流通效率進行評價，評價指標體系如圖1所示。

如圖1所示，本文基于投入—產出模型構建區(qū)域商貿流通效率評價指標體系，投入指標分別是地方財政支出、全社會固定資產投資、人均消費性支出、商貿流通業(yè)從業(yè)人數(shù)。地方財政支出是改善地方交通基建設施的重要方法；而全社會固定資產投資對于改善地區(qū)基礎設施具有顯著意義；人均消費性支出是影響地區(qū)商貿流通產業(yè)發(fā)展的重要因素；商貿流通產業(yè)從業(yè)人員是商貿流通產業(yè)發(fā)展的重要基礎力量。基于此，本文將這些指標作為商貿流通效率的投入指標。

產出指標分別是商貿流通產業(yè)總值、社會消費品零售總額、商品交易市場成交額。商貿流通產業(yè)總值是商貿流通效率最直接的體現(xiàn)，商貿流通效率提升必然帶來商貿流通產業(yè)產值提升；社會零售商品銷售總額是商貿流通產業(yè)發(fā)展水平的重要度量指標，因此可以反映商貿流通效率；商品交易市場成交額提升可以反映商貿流通效率水平。因此，本文將這些指標作為商貿流通效率的產出指標。

（二）區(qū)域商貿流通產業(yè)效率測算結果

SBM-DEA模型優(yōu)化了徑向DEA無法改進松弛性的問題，但是此模型得出的效率值最大為1，對于有效的DMU效率高低無法進一步區(qū)分。針對這個問題，本文使用超效率SBM模型，加入非期望產出的超效率SBM-DEA模型如公式（1）和（2）所示：

圖1 區(qū)域商貿流通效率評價體系

其中，ρ表示被評價DMU的效率值；λ為DMU的線性組合；s-、s+、sb-分別代表投入、期望產出、非期望產出的松弛變量；xik、yrk、btk分別為DMU的投入向量、期望產出向量以及非期望產出向量。

包含非期望產出的超效率SBM-DEA模型與其他DEA模型相比，有以下幾個優(yōu)勢：一是克服了傳統(tǒng)徑向DEA模型對無效率的測量沒有包含松弛變量的問題；二是克服了非超效率DEA模型無法對有效率單元進一步區(qū)分的障礙；三是區(qū)分了產出的屬性，為效率評價分析提供了方便。因此，本文在評價長江中游城市群時選擇了包含非期望產出的超效率SBM-DEA模型。

如表1所示，本文使用超效率DEA方法對我國30個地區(qū)的商貿流通效率進行評價分析。觀察30個地區(qū)商貿流通效率測算結果，可以得到以下幾點結論：其一，我國商貿流通效率逐步提升。2010年我國商貿流通效率為0.775，2011年商貿流通效率為0.783，2012年我國商貿流通效率為0.778，2013年商貿流通效率為0.799，2010-2013四年間我國商貿流通效率上升0.024；2014年商貿流通效率為0.818，2015年商貿流通效率為0.832，2016年商貿流通效率為0.868，2017年商貿流通效率為0.891，2014-2017四年間商貿流通效率上升0.073，相較之前商貿流通效率增幅明顯得到了提升。其二，省域之間商貿流通效率存在較大差異。2017年我國商貿流通效率值超過1的省份有北京（1.099）、上海（1.118）、江蘇（1.058）、浙江（1.002）、廣東（1.364），其中廣東效率值最高。而陜西（0.774）、甘肅（0.807）、青海（0.840）、寧夏（0.790）、新疆（0.803）等地商貿流通效率值相對較低，均沒有超出全國平均水平。其三，東中西三大地區(qū)商貿流通效率呈現(xiàn)明顯異質性，南北商貿流通效率分布不均衡。我國商貿流通效率值相對較高的地區(qū)均位于東部地區(qū)，分別是北京、上海、江蘇、廣東等地，而中西部地區(qū)商貿流通效率值相對較低，其中青海、寧夏、新疆等地為我國商貿效率值較低地區(qū)。從南北來看，北部地區(qū)的商貿流通效率值明顯低于南部地區(qū)，北部只有北京、天津的商貿流通效率值相對較高，而南部廣東、浙江、江蘇等地商貿流通效率較高，明顯領先全國。

商貿流通效率與工業(yè)化、城鎮(zhèn)化關聯(lián)性實證分析

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文的研究重點是商貿流通效率與工業(yè)化、城鎮(zhèn)化之間的關聯(lián)性，因此本文將上文測算的30個地區(qū)的商貿流通效率值作為被解釋變量，使用sl表示。將工業(yè)化、城鎮(zhèn)化作為核心解釋變量，工業(yè)化反映了一個國家（地區(qū)）的工業(yè)發(fā)展水平，多數(shù)學者使用年度工業(yè)產值作為衡量指標，但是本文的商貿流通效率值為測算的相對指標，使用絕對指標衡量工業(yè)化水平可能導致回歸系數(shù)偏大，而且絕對量指標存在規(guī)模效應?；诖?，本文使用年度工業(yè)產值與地區(qū)生產總值的比值衡量工業(yè)化水平，使用gy表示，根據(jù)國家統(tǒng)計局公開數(shù)據(jù)計算所得。城鎮(zhèn)化反映了一個國家（地區(qū)）城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，當前使用的度量指標相對統(tǒng)一，即使用地區(qū)常住人口中的城鎮(zhèn)人口除以總人口表示，使用cz表示，使用國家統(tǒng)計局公開數(shù)據(jù)計算所得。此外，參考已有文獻，本文選擇了以下幾個控制變量：經濟發(fā)展水平使用地區(qū)年度人均生產總值表示，為了避免可能存在的異方差性，進行了取對數(shù)處理，使用lnpgdp表示；對外開放水平使用地區(qū)進出口貿易總額表示，為避免異方差性，進行了對數(shù)化處理，使用lnopen表示；地區(qū)人口總量使用地區(qū)常住人口總量表示，對數(shù)化處理后使用lnpeo表示；地區(qū)固定資產投資總量，對數(shù)化處理后使用lntz表示；地區(qū)消費水平使用人均消費總額表示，對數(shù)化處理后使用lnxf表示。以上控制變量數(shù)據(jù)均來源于各省統(tǒng)計年鑒。

表1 2010-2017年區(qū)域商貿流通效率測算

表2 變量相關性分析

表3 固定效應結果

（二）變量相關性分析

對變量進行相關性分析，明確變量的相關性，同時檢驗變量之間是否存在多重共線性，結果如表2所示。

如表2所示，gy與sl之間的相關系數(shù)為0.254且在1%的水平上顯著，說明工業(yè)化與商貿流通效率之間為正相關關系。cz與sl之間的相關系數(shù)為0.304且在1%的水平上顯著，說明城鎮(zhèn)化與商貿流通效率之間為顯著的正相關關系，即我國城鎮(zhèn)化水平提升能夠有效促進我國商貿流通效率上升。lnpgdp與sl的相關系數(shù)為0.008且在10%的水平上顯著，說明地區(qū)經濟發(fā)展水平提升能夠有效促進商貿流通效率提升；lnopen與sl的相關系數(shù)為0.076，說明地區(qū)進出口貿易發(fā)展水平提升能夠促進商貿流通效率上升；lntz與sl的相關系數(shù)為0.057且在5%的水平上顯著，說明地區(qū)固定資產投資總額增長可以促進地區(qū)商貿流通效率上升；lnxf與sl之間的相關系數(shù)為0.316且在1%的水平上顯著，說明地區(qū)消費水平提升能夠有效促進商貿流通效率提升。

（三）回歸分析

本文的數(shù)據(jù)類型為面板數(shù)據(jù)，因此本文構建面板數(shù)據(jù)模型進行回歸分析，模型如方程（3）所示：

如方程（3）所示，sl為商貿流通效率；gy為工業(yè)化水平；cz是城鎮(zhèn)化水平；lnpgdp為經濟發(fā)展水平的對數(shù)形式；lnopen為進出口貿易的對數(shù)形式；lnpeo為常住人口總量的對數(shù)；lntz為固定資產投資的對數(shù)形式；lnxf為人均消費規(guī)模的對數(shù)形式。按照此方程，本文首先進行隨機效應回歸，隨后進行豪斯曼檢驗，豪斯曼檢驗值為23.198，p值為0.00，說明豪斯曼檢驗強烈推薦使用固定效應。因此，本文使用固定效應進行回歸分析，結果如表3所示。

如表3所示，gy與sl之間的相關系數(shù)為0.003，P值為0.000，說明工業(yè)化水平能夠有效促進地區(qū)商貿流通效率提升，具體而言就是地區(qū)工業(yè)化水平提升1個百分點，能夠帶動商貿流通效率上升0.003個百分點。cz與sl之間的相關系數(shù)為0.039，P值為0.032，說明城鎮(zhèn)化水平能夠有效促進地區(qū)商貿流通效率提升，具體而言就是地區(qū)城鎮(zhèn)化水平提升1個百分點，能夠帶動商貿流通效率上升0.039個百分點。lnpgdp與sl之間的相關系數(shù)為0.005，P值為0.000，說明經濟發(fā)展水平能夠有效促進地區(qū)商貿流通效率提升，具體而言就是地區(qū)經濟發(fā)展水平提升1個百分點，能夠帶動商貿流通效率上升0.005個百分點。lnopen與sl之間的相關系數(shù)為0.030，P值為0.000，說明地區(qū)進出口貿易水平能夠有效促進地區(qū)商貿流通效率提升，具體而言就是地區(qū)進出口貿易水平提升1個百分點，能夠帶動商貿流通效率上升0.030個百分點。lntz與sl之間的相關系數(shù)為0.183，P值為0.000，說明固定資產投資水平能夠有效促進地區(qū)商貿流通效率提升，具體而言就是地區(qū)固定資產投資水平提升1個百分點，能夠帶動商貿流通效率上升0.183個百分點。lnxf與sl之間的相關系數(shù)為0.224，P值為0.000，說明地區(qū)居民消費水平能夠有效促進地區(qū)商貿流通效率提升，具體而言就是地區(qū)居民消費水平提升1個百分點，能夠帶動商貿流通效率上升0.224個百分點。

結論與政策建議

我國商貿流通效率逐步提升，省域之間商貿流通效率存在較大差異，東中西三大地區(qū)商貿流通效率呈現(xiàn)明顯異質性，南北商貿流通效率分布不均衡。2017年我國商貿流通效率值超過1的省份有北京（1.099）、上海（1.118）、江蘇（1.058）、浙江（1.002）、廣東（1.364），其中廣東效率值最高。而陜西（0.774）、甘肅（0.807）、青海（0.840）、寧夏（0.790）、新疆（0.803）等地商貿流通效率值相對較低，均沒有超出全國平均水平。工業(yè)化水平能夠有效促進地區(qū)商貿流通效率提升，具體而言就是地區(qū)工業(yè)化水平提升1個百分點，能夠帶動商貿流通效率上升0.003個百分點。城鎮(zhèn)化水平能夠有效促進地區(qū)商貿流通效率提升，具體而言就是地區(qū)城鎮(zhèn)化水平提升1個百分點，能夠帶動商貿流通效率上升0.039個百分點。經濟發(fā)展水平、對外開放水平、常住人口總量、固定資產投資、居民消費水平能夠有效促進地區(qū)商貿流通效率提升。

建議：第一，提升地區(qū)工業(yè)化水平。工業(yè)化水平提升能夠有效促進地區(qū)商貿流通產業(yè)效率提升，為此各地區(qū)應該促進地區(qū)工業(yè)發(fā)展水平提升，進而帶動地區(qū)商貿流通產業(yè)效率值提升。第二，穩(wěn)步提升地區(qū)城鎮(zhèn)化水平。城鎮(zhèn)化水平與區(qū)域商貿流通效率之間為正相關關系，為此各地區(qū)應該加快城鎮(zhèn)化進程，促進商貿流通效率提升。第三，加大投資，縮小區(qū)域間商貿流通效率差異。我國30個地區(qū)之間商貿流通效率呈現(xiàn)較大差異，各地區(qū)應該加強對商貿流通產業(yè)的投資力度，逐步縮小地區(qū)間差異。