雙重市場一體化下流通創(chuàng)新對工業(yè)集聚動態(tài)演變的效應與機制研究

丁震宇

（南京農(nóng)業(yè)大學， 江蘇 南京 210000）

0 引言

國內(nèi)市場規(guī)模的不斷擴大，不論是組建完整的國內(nèi)產(chǎn)業(yè)價值鏈還是嵌入全球價值鏈（Global Value Chain,GVC）中的部分產(chǎn)業(yè)價值鏈，均不可能由單獨的地區(qū)產(chǎn)業(yè)體系完成，只能基于各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)體系，通過地區(qū)間分工和地區(qū)間貿(mào)易實現(xiàn)各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)體系對接和價值鏈延伸而形成[1-3]。值得注意的是，在中國式財政分權(quán)和地區(qū)保護主義的背景下，造成了嚴重的國內(nèi)區(qū)域市場分割，例如地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同、資源錯配、過度集聚等非均衡現(xiàn)象。面對這一系列失衡問題，中央政府著重強調(diào)了市場在資源配置中的決定性作用，而市場化的推進離不開流通活動的支撐[7-9]。特別是在市場一體化的趨勢下，商品貿(mào)易及中間品貿(mào)易還存在一定程度的流通障礙，而包含組織、技術(shù)、制度的流通產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新是消除此障礙的主要路徑之一[10]。

國內(nèi)分工深化是中國工業(yè)集聚演變的內(nèi)生動力，而分工深化將產(chǎn)生大量的中間品和最終產(chǎn)品貿(mào)易，其中關(guān)鍵問題在于現(xiàn)有的國內(nèi)流通活動難以提供支撐，因此，在應對我國經(jīng)濟新常態(tài)過程中，流通創(chuàng)新是一項艱巨且長期的系統(tǒng)工程，對削弱國內(nèi)市場分割和推動中國工業(yè)集聚演變具有深遠的影響[11-13]。本文基于國內(nèi)分工理論和貿(mào)易成本理論，探討流通創(chuàng)新與中國工業(yè)集聚動態(tài)演變的效應，從商品和中間品雙重市場一體化的角度，考察流通創(chuàng)新對中國工業(yè)集聚動態(tài)演變的影響機制，并依據(jù)不同要素密集度分析效應和機制的異質(zhì)性。

1 計量模型、變量與數(shù)據(jù)說明

1.1 計量模型構(gòu)建

為了考察流通創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)集聚演變的影響，建立以下計量模型：

式中：i、t 分別為省份和年份；hhii，t為地區(qū)工業(yè)專業(yè)化集聚指數(shù)，用以反映地區(qū)工業(yè)集聚演變程度；tfpi，t為流通業(yè)全要素生產(chǎn)率，用以反映流通創(chuàng)新程度；controlji，t代表一系列控制變量，包含城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟服務化、工業(yè)結(jié)構(gòu)、外商依存度、經(jīng)濟開放度、政府干預；μi為地區(qū)個體效應；εi，t為隨機擾動項。

考慮到工業(yè)集聚可能存在經(jīng)濟慣性，在模型（1）中加入工業(yè)專業(yè)化集聚指數(shù)的一階滯后項，建立動態(tài)面板模型：

式中：hhii，t-1為工業(yè)專業(yè)化集聚指數(shù)hhii，t的一階滯后項。

市場一體化中介效應見圖1。

圖1 市場一體化中介效應分析

1.2 變量選取

1.2.1 被解釋變量

工業(yè)專業(yè)化集聚指數(shù)（hhi）。采用Glasser et al.[26]關(guān)于地區(qū)專業(yè)化指數(shù)的測算方法，計算公式如下：

式中：i、j、t 分別為省份、產(chǎn)業(yè)、年份；yi，j，t為i 省份j 產(chǎn)業(yè)在t 年的增加值；yi，t、yi，t、yt分別為i 省份在t 年的工業(yè)增加值、j 產(chǎn)業(yè)在t 年的全國增加值、t 年的全國工業(yè)增加值。該指數(shù)越大表明該省份的工業(yè)專業(yè)化程度越高。

1.2.2 解釋變量

流通創(chuàng)新（lntfpi，t）。流通創(chuàng)新主要包括組織、技術(shù)、制度等方面，最終還是體現(xiàn)在流通業(yè)效率的提高，借鑒丁寧[16]的做法，使用流通業(yè)全要素生產(chǎn)率作為流通創(chuàng)新的代理變量。針對宏觀層面的全要素生產(chǎn)率測算方法主要包含索洛余值法、DEA-Malmquist 指數(shù)法等，考慮到全要素生產(chǎn)率水平值測算方法的限制以及內(nèi)生性問題，使用系統(tǒng)GMM模型對索洛余值法測算全要素生產(chǎn)率水平值。

流通業(yè)投入采用流通業(yè)年末資本存量，借鑒胡宗彪、董譽文、柳思維等學者的相關(guān)研究[17-19]，采用永續(xù)盤存法進行估算，公式為：

式中：i 為省份；t 為年份；Ki，t和Ki，t-1分別為i 省份在t年和t-1 年的流通資本存量；Ii，t為i 省份t 年的流通業(yè)固定資產(chǎn)投資額；δ 為流通業(yè)資本折舊率?；炅魍I(yè)資本存量采用Kohli 方法估算，公式為：

式中：t0為基年；Kt0和It0分別代表基年流通業(yè)資本存量和基年流通業(yè)固定資產(chǎn)投資額；δ 和γ 分別代表流通業(yè)資本折舊率和觀察期內(nèi)流通業(yè)固定資產(chǎn)投資額年均增長率。張軍[20]通過計算建筑安裝工程、設備工器具、其他資產(chǎn)等三類資產(chǎn)壽命期的社會資產(chǎn)占比加權(quán)和，得到全社會固定資本形成總額的經(jīng)濟折舊率為9.6%，因此將流通業(yè)資本折舊率設為9.6%。

1.2.3 中介變量

市場一體化指數(shù)（insi，t）。采用Parsley and wei[21]的價格指數(shù)法測算得到，依據(jù)地區(qū)要素相對價格構(gòu)建要素市場分割指數(shù)，簡言之，通過地區(qū)之間要素價格的差異來衡量市場分割情況。其思想來源于“冰山成本”模型（Samuelson，1954），由于存在運輸成本、倉儲成本等損耗，要素在跨區(qū)域流動過程中價值會像冰川一樣融化掉一部分，從而部分完整地到達目的地，即地區(qū)間市場完全整合，沒有套利區(qū)間，相對價格pi/pj不必趨于1，因此，相對價格pi/pj只需在一個特定區(qū)間內(nèi)波動，則可以認為地區(qū)間市場是整合的[22]。

構(gòu)建三維（時間t、省份m、要素種類k）的面板數(shù)據(jù)，最終選擇2009—2020 年30 個省份的環(huán)比價格指數(shù)測算。

1.2.4 控制變量

經(jīng)濟開放度（open）。采用各省份進出口貿(mào)易總額占GDP 的比值衡量；外資依賴度（fdi）。采用各省份外商直接投資實際利用總額占GDP 的比值衡量；城鎮(zhèn)化指數(shù)（ur）。采用各省份年末城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎岛饬浚徽深A（gov）。采用各省份政府財政支出占GDP 的比值來衡量；經(jīng)濟服務化（es）。采用各省份第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 的比值來衡量；工業(yè)結(jié)構(gòu)（is）。借鑒徐德云[23]提出的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)衡量指標，即：IS=，式中，i 為按照不同要素密集度分類的工業(yè)行業(yè)，分別為資源密集型、勞動密集型、資本密集型，yi為各省份i 工業(yè)行業(yè)占工業(yè)增加值的比重；國有企業(yè)份額（state）。采用各省份國有及國有控股工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比值來衡量。

1.3 數(shù)據(jù)說明

本文使用的工業(yè)數(shù)據(jù)均來源于中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒，其中選取37 個二位碼工業(yè)行業(yè)測算工業(yè)專業(yè)化指數(shù)，其他經(jīng)濟數(shù)據(jù)均來源于中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒，且所有指標均以2005 年為基期進行價格平減。主要變量的描述性統(tǒng)計分析如表1 所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計分析

2 實證結(jié)果

考慮到工業(yè)集聚的經(jīng)濟慣性及動態(tài)面板模型的內(nèi)生性問題，使用兩步廣義系統(tǒng)矩估計方法（SYS-GMM）進行估計。整個實證檢驗分為三個部分，一是從全行業(yè)、資源密集型、勞動密集型、資本密集型等四類樣本對流通創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)集聚動態(tài)演變的效應進行實證檢驗，二是地方政府行為的調(diào)節(jié)效應實證檢驗，三是商品、中間品市場一體化的中介效應實證檢驗。

2.1 流通創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)集聚動態(tài)演變的效應實證檢驗

2.1.1 全行業(yè)效應分析

從表2 中模型1 的估計結(jié)果可以看出，AR（2）的結(jié)果說明模型1 的擾動項的差分但均不存在二階自相關(guān)，故接受估計模型中的擾動項無自相關(guān)的原假設。同時，Hansen 工具變量過度識別檢驗結(jié)果也顯示，在10%的顯著水平下，無法拒絕所有工具變量均有效的原假設，這證明了模型1 設定的合理性和工具變量的有效性。模型1 的系數(shù)估計結(jié)果顯示，工業(yè)專業(yè)化集聚滯后一期（hhii-1）的估計系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為正，這說明工業(yè)專業(yè)化集聚受到其自身前期的正向影響，具有循環(huán)累計效應。而流通創(chuàng)新（lntfp）的估計系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為負，反映流通創(chuàng)新顯著地降低了工業(yè)專業(yè)化集聚程度，原因可能在于商品的流通成本大于中間品的流通成本，周浩（2015）[24]提出區(qū)域間需求可達性即商品的流通成本會促使企業(yè)從“中心”向“外圍”擴散，而供給可達性即中間品的流通成本會促使企業(yè)從“外圍”向“中心”集聚，雖然流通創(chuàng)新極大降低了商品和中間品的流通成本，但是商品的流通成本還是大于中間品的流通成本，從而導致工業(yè)專業(yè)化集聚程度降低。

表2 流通創(chuàng)新與工業(yè)集聚動態(tài)演變的效應實證檢驗結(jié)果

從模型2 和模型3 的估計結(jié)果來看，hhii-1的估計系數(shù)分別為0.962 2 與0.782 9，而系統(tǒng)GMM的估計系數(shù)為0.955 3，正好介于0.962 2 與0.782 9 之間，說明工具變量的選擇并未對模型1 的估計結(jié)果產(chǎn)生較大的偏差，進一步驗證了模型1 的穩(wěn)健性。

2.1.2 分要素密集度的效應分析

不同要素密集度行業(yè)對生產(chǎn)要素的需求及商品市場的供給具有明顯的差異，導致流通成本的構(gòu)成產(chǎn)生結(jié)構(gòu)性差異，流通創(chuàng)新對工業(yè)專業(yè)化集聚可能出現(xiàn)異質(zhì)性效應。模型4、模型5 和模型6 的回歸結(jié)果顯示，勞動密集型和資本密集型的流通創(chuàng)新估計系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著為負，資源密集型的流通創(chuàng)新估計系數(shù)在5%的顯著性水平下顯著為正，反映在資源密集型行業(yè)中流通創(chuàng)新促進工業(yè)專業(yè)化集聚，而在勞動密集型行業(yè)和資本密集型行業(yè)中流通創(chuàng)新阻礙工業(yè)專業(yè)化集聚。從商品和中間品市場出發(fā)詳細分析流通成本結(jié)構(gòu)差異是如何影響流通創(chuàng)新對工業(yè)專業(yè)化集聚的效應。

2.2 雙重市場一體化的中介效應實證檢驗

在工業(yè)生產(chǎn)過程中，商品和中間品是流通業(yè)的生產(chǎn)主體，即流通創(chuàng)新的主要任務為整合商品和中間品市場，因此，流通創(chuàng)新可能通過商品和中間品雙重市場一體化來影響工業(yè)專業(yè)化集聚。由于表1 已經(jīng)報告了遞歸方程的第一步估計結(jié)果，在表2 中只報告第二步和第三步估計結(jié)果。通過AR（2）和Hansen 工具變量過度識別檢驗的檢驗結(jié)果表明表2 中所有模型的兩部系統(tǒng)GMM估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

2.2.1 全行業(yè)分析市場一體化的中介效應

表3 模型1 和模型2 結(jié)果顯示，流通創(chuàng)新對商品市場一體化和中間品市場一體化地估計系數(shù)分別在10%和1%的顯著性水平下為正，表明流通創(chuàng)新促進了商品市場一體化和中間品市場一體化的發(fā)展。從模型3 中可以看出，在全行業(yè)樣本中，商品市場一體化對工業(yè)專業(yè)化集聚地估計系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為正，而中間品一體化對工業(yè)專業(yè)化集聚的估計系數(shù)在5%的顯著性水平下顯著為負，說明商品一體化促進工業(yè)專業(yè)化集聚，而中間品市場一體化不利于工業(yè)專業(yè)化集聚，這間接驗證了周浩[25]的研究結(jié)論。同時商品市場一體化中介效應檢驗中流通創(chuàng)新的估計系數(shù)（值為-0.088 5）小于基準估計模型中的估計系數(shù)（-0.073 4），中間品市場一體化中介效應檢驗中流通創(chuàng)新的估計系數(shù)（值為-0.044 7）大于基準估計模型中的估計系數(shù)（-0.073 4），說明流通創(chuàng)新可以通過商品市場一體化和中間品市場一體化這兩個傳導機制，激勵工業(yè)專業(yè)化集聚和阻礙工業(yè)專業(yè)化集聚，這與上文的理論分析一致，從表4 中可以看出，商品市場一體化的正向中介效應小于中間市場一體化的負向中介效應，導致整體中介效應為負向，從而流通創(chuàng)新通過市場一體化對工業(yè)專業(yè)化集聚產(chǎn)生抑制效應。

表3 雙重市場一體化的中介效應檢驗結(jié)果

表4 市場一體化中介效應分析

2.2.2 分要素密集度分析市場一體化的中介效應

資源密集型行業(yè)樣本的估計結(jié)果顯示，商品市場一體化和中間品市場一體化的估計系數(shù)在1%的顯著性水平下分別顯著為正、負，商品市場一體化中介效應檢驗中流通創(chuàng)新的估計系數(shù)（值為0.003 2）小于基準估計模型中的估計系數(shù)（0.005 7），中間品市場一體化中介效應檢驗中流通創(chuàng)新的估計系數(shù)（值為0.006 4）大于基準估計模型中的估計系數(shù)（0.005 7），說明流通創(chuàng)新可以通過商品市場一體化和中間品市場一體化這兩個傳導機制，激勵工業(yè)專業(yè)化集聚和阻礙工業(yè)專業(yè)化集聚，從表4 中可以看出，商品市場一體化的正向中介效應大于中間市場一體化的負向向中介效應，導致整體中介效應為正向，從而流通創(chuàng)新通過市場一體化對工業(yè)專業(yè)化集聚產(chǎn)生提升效應。勞動密集型行業(yè)樣本的估計結(jié)果顯示，商品市場一體化和中間品市場一體化的估計系數(shù)在1%的顯著性水平下分別顯著為正，且商品市場一體化和中間品市場一體化中介效應檢驗中流通創(chuàng)新的估計系數(shù)（值分別為-0.236 7、-0.206 9）小于基準估計模型中的估計系數(shù)（-0.183 1），說明流通創(chuàng)新可以通過商品市場一體化和中間品市場一體化這兩個傳導機制，激勵工業(yè)專業(yè)化集聚，但總效用為負向影響，與中介效應存在差異。資本密集型行業(yè)樣本的估計結(jié)果顯示，商品市場一體化和中間品市場一體化的估計系數(shù)分別在10%和1%的顯著性水平下顯著為正、負，商品市場一體化中介效應檢驗中流通創(chuàng)新的估計系數(shù)（值為-0.124 5）小于基準估計模型中的估計系數(shù)（-0.122 9），中間品市場一體化中介效應檢驗中流通創(chuàng)新的估計系數(shù)（值為-0.103 8）大于基準估計模型中的估計系數(shù)（-0.122 9），說明流通創(chuàng)新可以通過商品市場一體化和中間品市場一體化這兩個傳導機制，激勵工業(yè)專業(yè)化集聚和阻礙工業(yè)專業(yè)化集聚，從表4中可以看出，商品市場一體化的正向中介效應小于中間市場一體化的負向中介效應，導致整體中介效應為負向，從而流通創(chuàng)新通過市場一體化對工業(yè)專業(yè)化集聚產(chǎn)生抑制效應。

3 結(jié)論與建議

從商品和中間品市場一體化雙重角度切入，綜合考慮顯性流通成本和影響流通成本，分析了流通創(chuàng)新對工業(yè)專業(yè)化集聚動態(tài)演變的影響和機制。利用2009—2020 年間30 個省份37 個工業(yè)行業(yè)進行了實證研究，實證研究顯示：流通創(chuàng)新會抑制工業(yè)專業(yè)化集聚，原因在于中間品市場一體化的負向向中介效應大于商品市場一體化的正向中介效應，整體中介效應表現(xiàn)為負效應，同時，因要素密集度特征不同而異；具體而言，資源密集型工業(yè)的雙重市場一體化為正向中介效應，勞動密集型工業(yè)的商品和中間品市場一體化均為正向中介效應，但由于過度集聚造成工業(yè)分散現(xiàn)象，資本密集型工業(yè)的雙重市場一體化為負向中介效應。

上述結(jié)論可以帶來以下啟示：

1）不同要素密集度行業(yè)對生產(chǎn)要素的需求及商品市場的供給具有明顯的差異，商品貿(mào)易與生產(chǎn)要素供給在工業(yè)區(qū)域間分工演變過程中具有互補性，因此在制度區(qū)域發(fā)展規(guī)劃和工業(yè)地理分布政策時需要綜合考慮各方面因素，發(fā)揮好各地區(qū)的比較優(yōu)勢。

2）在考慮運輸成本降低貿(mào)易壁壘的同時，需著重注意地方保護主義造成的制度約束，建立統(tǒng)一、整合的全流通市場，整合各區(qū)域產(chǎn)業(yè)體系，構(gòu)建現(xiàn)代國家價值鏈，對接全球價值鏈。

3）平衡好政府和市場之間的關(guān)系，既要“有效市場”，也要“有位政府”，保持資本、技術(shù)、勞動等要素的自由流動和最優(yōu)配置。