我國商品流通效率區(qū)域性差異的實證分析—基于隨機前沿方法

■ 李楊超 博士生（首都經(jīng)濟貿(mào)易大學經(jīng)濟學院 北京 100070）

引言

作為服務(wù)業(yè)重要組成部門的流通業(yè)在我國生產(chǎn)和消費中一直發(fā)揮著橋梁和紐帶作用，特別是改革開放以后，我國經(jīng)濟進入飛速發(fā)展期，1978-2012年GDP年均增長率達到9.8%，社會物質(zhì)財富急劇增長，商品供求狀況由賣方市場轉(zhuǎn)變成買方市場，流通業(yè)在國民經(jīng)濟中的作用日益顯現(xiàn)。然而目前我國流通業(yè)發(fā)展還存在很多問題，最突出的問題是商品流通效率較低，技術(shù)效率不高，因此如何提高商品流通效率是我國流通業(yè)今后發(fā)展的重要課題。而衡量商品流通運行質(zhì)量的一個最重要的指標是商品的流通效率，即利用有限的資源投入獲得最大的商品流通產(chǎn)出，以滿足企業(yè)和個人的生產(chǎn)，生活需求，增進社會福利。

目前關(guān)于商品流通效率的研究，洪濤（2012）從流通者，生產(chǎn)者，消費者，社會公共角度探討流通效率評價體系，并從理論上和實踐上論述了流通效率問題。李駿陽（2009）建立了周轉(zhuǎn)率、規(guī)模性、效益性三大類流通效率測度指標體系，運用因子分析法對我國商品流通效率進行了實證分析。歐陽小迅（2011）通過構(gòu)建非參數(shù)生產(chǎn)前沿面函數(shù)，對我國各地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品流通效率進行測算，分析了影響農(nóng)產(chǎn)品流通效率的影響因素。

綜合上述研究可以發(fā)現(xiàn)，商品流通效率的研究多數(shù)是建立評價體系指標，從生產(chǎn)率角度研究商品流通效率文獻還很少。運用非參數(shù)生產(chǎn)前沿面函數(shù)能夠客觀定量分析商品流通效率，但是沒有考慮隨機因素對于產(chǎn)出的影響，并且不能提供參數(shù)統(tǒng)計性質(zhì)描述和檢驗值，可信度較弱。采用計量經(jīng)濟學方法的隨機前沿模型有較強的政策傾向，可以用來評價政策實施效果。

本文采用隨機前沿模型實證分析我國東、中、西部三個地區(qū)商品流通效率的區(qū)域性差異，比較不同地區(qū)技術(shù)效率對商品流通效率影響程度和差別，進一步分析其中內(nèi)在原因，這有利于今后提高我國商品流通效率。

研究方法與模型框架

新古典生產(chǎn)理論通常不考慮企業(yè)的無效性長期存在，因為如果一個企業(yè)不有效運行的話，最終將會被淘汰出市場，所以長期來看，市場中的企業(yè)都是有效率的，然而這個結(jié)論只適用于理想的完全競爭市場?，F(xiàn)實中，市場不可能做到這一點，企業(yè)的無效性是長期存在的。Aigner，Lovell，and Schmidt（1977）以及Meeusen and van den Broeck（1977）提出了隨機前沿模型（Stochastic Frontier Analysis，SFA），基本思想是在一般的生產(chǎn)函數(shù)隨機變量中引入一個非正的變量，用這個變量來描述無效性的大小。SFA模型要解決的問題是度量N個決策單元T期的技術(shù)效率。每個決策單元都有M種投入和一種產(chǎn)出。SFA模型能夠運用省級各年的面板數(shù)據(jù)進行分析，模型的具體表達式為：

表1 2001-2012年我國東中西部地區(qū)各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2 生產(chǎn)函數(shù)及技術(shù)變化形式的統(tǒng)計檢驗

其中σv2、σu2、β、η、γ為待估計參數(shù)，上述模型中，yit為第i個決策單元第t期的實際產(chǎn)出，f（xit，β）為某產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)，vit為隨機擾動項，表示隨機因素對于產(chǎn)出的影響，假設(shè)vit服從N（0，σv2）正態(tài)分布，uit為技術(shù)無效率項，它由δ（t）和ui兩部分構(gòu)成，假設(shè)uit服從N（mit，σu2）截斷正態(tài)分布，mit被定義為：

式6中zit為各種流通基礎(chǔ)設(shè)施，市場化程度，人力資本技術(shù)無效項影響因素，p表示技術(shù)無效項的個數(shù)，ψ為待估計的參數(shù)。

vit與uit相互獨立。δ（t）表示技術(shù)效率隨時間的變化。通過估計出η 符號就能夠判斷決策單元技術(shù)效率的變化趨勢。η＞0，δ（t）為時間t的減函數(shù)，表明隨著時間增加，技術(shù)效率遞增。εit=vit-uit為合成誤差項，由于εit的期望值小于零，所以不能采用OLS法估計各參數(shù)值，而是求出εit的概率密度函數(shù)后，用極大似然估計方法求出參數(shù)值。通過γ 的取值大小可以判定是否適合用SFA模型，γ介于0到1之間。當γ趨近于0時，表明隨機擾動項vit對εit起支配作用，技術(shù)無效率項uit幾乎不起作用。此時用最小二乘法就可以分析。當γ趨近于1時，技術(shù)無效率項uit對εit起支配作用，此時也沒有必要用隨機前沿模型。所以對γ是否為0進行極大似然比檢驗是必要的，檢驗統(tǒng)計量服從混合卡方分布。

隨機前沿模型生產(chǎn)函數(shù)f（xit，β）通常采用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，兩邊取對數(shù)就變成：

其中β0，βK，βL為待估計參數(shù)。

Battese，Coelli（1995）提出了具有轉(zhuǎn)移對數(shù)形式，可采用時間變化和截面數(shù)據(jù)的隨機前沿模型，其表達式為：

雖然轉(zhuǎn)移對數(shù)形式的生產(chǎn)函數(shù)為Cobb-Douglas函數(shù)的特殊形式，且考慮了資本和勞動力交叉作用，但是這并不意味著選擇轉(zhuǎn)移對數(shù)形式最優(yōu)。應(yīng)該進行統(tǒng)計檢驗決定采用具體那種生產(chǎn)函數(shù)形式。檢驗統(tǒng)計量表達式為：

其中L（H0）和L（H1）為零假設(shè)H0和備擇假設(shè)H1條件下對數(shù)似然函數(shù)值，通常認為檢驗統(tǒng)計量LR近似服從混合χ2分布，自由度為待檢驗參數(shù)個數(shù)。如果LR統(tǒng)計量超過單邊廣義似然比檢驗臨界值，則拒絕零假設(shè)，否則接受零假設(shè)。Kodde 和Palm（1986）的研究給出了各自由度對應(yīng)的單邊廣義似然比檢驗臨界值。

選擇隨機前沿模型優(yōu)點是顯而易見的，首先，選擇隨機前沿模型而非確定前沿模型能夠避免將各地區(qū)的商品流通效率的外生隨機誤差帶入到技術(shù)無效函數(shù)中，從而所測定的技術(shù)效率更接近真實值。

數(shù)據(jù)選取及說明

本文選擇2001-2012年30個省份的數(shù)據(jù)作為面板數(shù)據(jù)，沒有將西藏選作樣本數(shù)據(jù)是因為存在一些數(shù)據(jù)缺失。本文將規(guī)模以上批發(fā)企業(yè)和零售企業(yè)商品銷售總額作為各地區(qū)商品流通產(chǎn)出總量，將規(guī)模以上批發(fā)企業(yè)和零售企業(yè)年末固定資本存量和從業(yè)人數(shù)作為資源投入要素。其中其余年份的商品銷售額和固定資本存量均已按照2001年不變價格進行了調(diào)整，數(shù)據(jù)分別來源于中國統(tǒng)計年鑒（2002-2013），中國商品交易市場統(tǒng)計年鑒（2002-2013）。

等式（6）中技術(shù)無效函數(shù)變量z的選取，即影響商品流通效率的特別的因素，包括以下變量：

物流基礎(chǔ)設(shè)施：各地區(qū)人均鐵路，公路，水路總長度。鐵路、公路、水路作為最基本的流通設(shè)施，其數(shù)量的多少會影響商品流通效率。

流通基礎(chǔ)設(shè)施：各地區(qū)人均商品零售市場和批發(fā)市場的攤位數(shù)。商品零售市場和批發(fā)市場能夠滿足消費者日常生活需求以及為企業(yè)的生產(chǎn)提供必備的原材料。

流通通信設(shè)施：各地區(qū)人均電話和移動電話個數(shù)，商品流通離不開通信設(shè)施。

流通信息化設(shè)施：各地區(qū)人均互聯(lián)網(wǎng)覆蓋率。電子商務(wù)快速發(fā)展已經(jīng)表明了網(wǎng)絡(luò)對于商品流通的促進作用。

人力資本：各地區(qū)就業(yè)人員的平均受教育年限。流通業(yè)作為我國服務(wù)業(yè)的重要分部門，人力資本因素也會影響到商品流通效率，人力資本的具體的計算方法以2001-2012年各省就業(yè)人員受教育程度所占的百分比為權(quán)重乘以受教育年限進行加權(quán)平均。受教育年限規(guī)定為：不識字為0年，小學為6年，初中為9年，中?；蚋咧袨?2年，大專以上為16年。

市場化程度。流通業(yè)作為直接面對消費者的產(chǎn)業(yè)，它的持續(xù)增長與人口密度息息相關(guān)。市場化程度較高的地區(qū)能夠通過吸引國內(nèi)資本，外資和人才聚集，從而增加該地區(qū)人口密度來間接促進流通業(yè)的發(fā)展，而且較高的市場化程度也有利于流通企業(yè)在該地區(qū)聚集，從而促進競爭，迫使該地區(qū)相對落后的國有流通企業(yè)進行改制，整體上提高了該地區(qū)流通企業(yè)技術(shù)效率，所以不同地區(qū)市場化程度高低會影響商品流通效率。本文的研究采用非國有經(jīng)濟從業(yè)人數(shù)占總從業(yè)人數(shù)的比重作為市場化程度的指標。

本文各變量的描述性統(tǒng)計值如表1所示。

實證分析結(jié)果

（一）生產(chǎn)函數(shù)及技術(shù)變化形式的選擇

本文使用極大似然比檢驗對我國東、中、西部地區(qū)的商品流通生產(chǎn)函數(shù)及技術(shù)變化形式進行選擇。計算LR統(tǒng)計量得到的檢驗結(jié)果如表2所示。通過表2可以看出東部地區(qū)應(yīng)該采用等式（8）形式的完整轉(zhuǎn)移對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)，中部和西部地區(qū)應(yīng)該采用中性技術(shù)變化（βtK＝βtL＝0）形式的轉(zhuǎn)移對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)。

（二）隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)的估計結(jié)果

利用Fontier4.1軟件對我國東、中、西部地區(qū)隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)和技術(shù)無效函數(shù)進行極大似然估計，在此所用的生產(chǎn)函數(shù)形式是前面檢驗所選擇的，估計結(jié)果如表3所示。東部地區(qū)模型中的γ值為0.62687，并通過了1%水平的顯著性檢驗，說明技術(shù)無效項對于合成誤差貢獻率達到62.687%；中部地區(qū)模型中的γ值為0.17928，通過了1%水平的顯著性檢驗，技術(shù)無效項對于合成誤差貢獻率達到17.928%，這意味著東部比中部地區(qū)技術(shù)無效項在分析商品流通效率中起的作用更大。然而，西部地區(qū)運用隨機前沿模型得到的γ值僅為0.01871，說明運用技術(shù)無效分析不顯著。

在前沿生產(chǎn)函數(shù)中，東部和中部地區(qū)勞動力系數(shù)為正，說明2001-2012年東部和中部地區(qū)，流通業(yè)的發(fā)展主要依靠勞動力投入。而西部地區(qū)資本系數(shù)為正，表明在這段時間內(nèi)西部地區(qū)流通業(yè)發(fā)展主要靠資本投入。東部地區(qū)資本和勞動力交叉項系數(shù)為正，說明通過技術(shù)進步能夠促進資本和勞動力資源的合理配置，進而增加產(chǎn)出。要促進東部地區(qū)商品流通效率的提高，需要從依靠勞動力大量的投入轉(zhuǎn)為通過技術(shù)進步促進生產(chǎn)要素合理利用的路徑上來。東部地區(qū)時間和資本的交叉項系數(shù)為負，時間和勞動力的交叉項系數(shù)基本趨近于0，這也進一步說明了東部地區(qū)商品流通效率的提升依賴于技術(shù)進步改善資源配置。中部地區(qū)資本和勞動力交叉項系數(shù)不顯著，說明中部地區(qū)流通效率的提升在一段時期內(nèi)主要依賴于勞動力投入的增加和適量的資本投入，技術(shù)進步合理配置資源對于流通效率的提升不起作用。西部地區(qū)資本和勞動力交叉項系數(shù)為負，說明技術(shù)進步改善資源配置無法提升商品流通效率。即在一段時期內(nèi)提高西部地區(qū)商品流通效率主要靠增加資本投入。

表3 2001-2012年我國東中西部地區(qū)商品流通前沿函數(shù)與技術(shù)無效函數(shù)估計結(jié)果

從時間系數(shù)可以看出，我國東、中、西部三個地區(qū)商品流通效率增長速率顯著，都超過了20%的年均增長率。東部地區(qū)商品流通速率分別高于中西部地區(qū)4.27%、4.53%。三個地區(qū)商品流通效率提升可能源于信息技術(shù)在流通領(lǐng)域的廣泛應(yīng)用提高了商品流通效率。

技術(shù)無效函數(shù)中，東部地區(qū)流通基礎(chǔ)設(shè)施、流通通信設(shè)施、流通信息化設(shè)施項的系數(shù)都為負，說明這三類流通設(shè)施對商品流通效率起到了正向作用。但是，流通基礎(chǔ)設(shè)施項系數(shù)基本趨近于0，這說明了這段時間內(nèi)東部地區(qū)零售和批發(fā)市場數(shù)量對改善商品流通效率作用甚微。中部地區(qū)流通基礎(chǔ)設(shè)施統(tǒng)計上不顯著，說明中部地區(qū)商品交易市場對商品流通效率提高作用較小，而流通通信設(shè)施和流通信息化設(shè)施在中部提升商品流通效率程度更高。西部地區(qū)流通信息化設(shè)施對商品流通效率提升起主要作用。中西部物流基礎(chǔ)設(shè)施系數(shù)都趨近于0，這也從側(cè)面說明了我國物流基礎(chǔ)設(shè)施數(shù)量缺乏。

另外勞動力素質(zhì)和市場化程度項系數(shù)，東部地區(qū)這兩項系數(shù)符號為負，表明較高的勞動力素質(zhì)和市場化程度帶動了商品流通效率提升。中西部這兩個項系數(shù)為正，說明中西部勞動力素質(zhì)和市場化程度越高越不利于商品流通效率提高。這可能是因為東部商品流通技術(shù)進步程度高于中西部，由于信息技術(shù)廣泛應(yīng)用提升了商品流通效率，流通業(yè)由勞動密集型產(chǎn)業(yè)逐漸向資本、技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變。所以東部流通業(yè)對高素質(zhì)人力資本有較高需求，而中西部由于地理位置，政府政策方面的原因，流通領(lǐng)域的市場化改革一直落后于東部地區(qū)，流通業(yè)發(fā)展還處于依靠低成本勞動力投入階段，對高素質(zhì)勞動力需求很小。這突出表現(xiàn)在中西部地區(qū)流通企業(yè)聚集度很低，外資和高素質(zhì)人才很少流入。流通業(yè)發(fā)展主要依靠政府的政策性投入，所以國有企業(yè)占比重較高。從表3可以看出，以非國有企業(yè)員工數(shù)占總就業(yè)人數(shù)比重的市場化程度指標，中西部均值落后于東部地區(qū)。中西部國有企業(yè)在政府預(yù)算軟約束條件下，商品流通主要依靠資本投入和勞動力數(shù)量的擴張實現(xiàn)增長，通過優(yōu)化資本和勞動力配置卻不利于商品流通效率提高，這可以從中、西部地區(qū)負的勞動力和資本交互項系數(shù)看出。所以較高素質(zhì)的人力資本在該地區(qū)對于商品流通效率提高作用微小。另外，中西部地區(qū)流通企業(yè)聚集程度較低，企業(yè)間也就缺乏競爭，不利于企業(yè)競爭力提高。企業(yè)聚集度較低妨礙了學習效應(yīng)的形成，不利于先進流通技術(shù)和管理經(jīng)驗在企業(yè)間擴散，流通業(yè)態(tài)創(chuàng)新難，企業(yè)運行始終處于低效率狀態(tài)下。由于吸引外資和高素質(zhì)人才較難，所以先進的流通技術(shù)無法得到應(yīng)用。中西部地區(qū)國有企業(yè)占比重高，國有企業(yè)本身流動性較差，所以政府在改善流通基礎(chǔ)設(shè)施方面表現(xiàn)也就不夠，從表3可以看出，除了物流基礎(chǔ)設(shè)施水平以外，其他三個流通指標，中西部地區(qū)遠低于東部地區(qū)，這也就降低了外來企業(yè)進入的積極性。另外，中西部地區(qū)在流通企業(yè)間合同保護，流通業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭和產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策，市場化運行規(guī)范，政府行政公開，經(jīng)濟單位間誠信，行業(yè)協(xié)會作用等方面都遠落后于東部地區(qū)。中西部地區(qū)較低的市場化程度不利于商品流通效率提高。

在技術(shù)無效函數(shù)中，三個地區(qū)時間趨勢系數(shù)均為正。但是中西部地區(qū)不顯著，說明這段時間內(nèi)東部商品流通技術(shù)效率呈下降的趨勢。這可能與東部市場規(guī)模較大，流通企業(yè)數(shù)目增長較快，市場集中度降低，企業(yè)間競爭加劇同時，可能存在的無序競爭降低了商品流通的技術(shù)效率。如表3所示。

（三）技術(shù)效率估計結(jié)果

根據(jù)隨機前沿模型得到的各省歷年的商品流通技術(shù)效率數(shù)值，就全國總體而言，商品流通效率偏低，2001-2012年平均值為0.5264，說明流通業(yè)現(xiàn)有生產(chǎn)要素還未得到最優(yōu)配置，技術(shù)效率還有很大的提升空間。2008年以前，商品流通效率呈現(xiàn)逐年下降趨勢，2001年為0.578，2008年下降到0.497，2008年以后商品流通效率上升，2010年上升到0.549，2011年以后流通效率又開始下降。2012年下降到0.508。從區(qū)域來看，東部地區(qū)商品流通效率顯著高于中西部地區(qū)，2001-2012年，東部地區(qū)商品流通效率均值為0.7446，而中西部分別為0.3825，0.4129，東部地區(qū)穩(wěn)居全國之首，并呈現(xiàn)歷年增長趨勢，從2001年的0.712上升到2012年的0.770。年均增長0.68%，而中西部地區(qū)歷年遞減，2001年中西部地區(qū)分別為0.480，0.516，2012年下降到0.329，0.377。年均分別降低2.62%，2.24%。三大地區(qū)商品流通效率的差距逐漸擴大。

結(jié)論及建議

本文實證分析了我國不同區(qū)域商品流通效率失衡的狀況。通過隨機前沿模型，使用2001-2012年30個省份的面板數(shù)據(jù)對東、中、西部地區(qū)前沿生產(chǎn)函數(shù)和技術(shù)無效函數(shù)中包含的影響因素進行了實證檢驗。結(jié)果表明，三個地區(qū)商品流通效率存在顯著差異源于技術(shù)效率的不同。通過統(tǒng)計檢驗發(fā)現(xiàn)，三個地區(qū)物流基礎(chǔ)設(shè)施、流通基礎(chǔ)設(shè)施、流通通信設(shè)施以及流通信息化設(shè)施不同程度影響商品流通技術(shù)效率。并且人力資本和市場化程度的差別也是導(dǎo)致商品流通效率區(qū)域性失衡的重要因素。

鑒于商品流通技術(shù)效率不同是造成商品流通效率區(qū)域性差異的主要因素，所以為了縮小這種差異，統(tǒng)籌流通業(yè)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，中、西部地區(qū)應(yīng)加強和完善物流基礎(chǔ)設(shè)施、流通基礎(chǔ)設(shè)施、流通通信基礎(chǔ)設(shè)施和流通信息化設(shè)施建設(shè)。全面推進市場化改革，完善制度設(shè)施，吸引國內(nèi)外資本和高素質(zhì)勞動力進入流通業(yè)，激勵流通企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新，不斷縮小與東部地區(qū)技術(shù)效率差異，提高商品流通效率。

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