流通業(yè)比重變化與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系分析

林潔+王平春

中圖分類(lèi)號(hào)：F061.5 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

內(nèi)容摘要：本文借助擴(kuò)展化的Solow模型，并引入我國(guó)各省級(jí)地區(qū)面板數(shù)據(jù)分析流通業(yè)占比變動(dòng)對(duì)各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展、生產(chǎn)率改善等方面造成的影響。初步研究結(jié)果顯示：首先，地區(qū)整體生產(chǎn)效率隨著流通業(yè)占比的下降不斷提升；其次，地區(qū)人均產(chǎn)出增長(zhǎng)速度隨著當(dāng)期流通業(yè)占比的下降而上升，但與上期流通業(yè)占比表現(xiàn)出明顯正向關(guān)系。流通業(yè)的產(chǎn)業(yè)占比變動(dòng)對(duì)地區(qū)人均年產(chǎn)出增速造成的凈效應(yīng)除了受地區(qū)整體生產(chǎn)效率的影響和限制外，還與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增速和增幅有很大關(guān)系。

關(guān)鍵詞：流通業(yè) 地區(qū)經(jīng)濟(jì) Solow模型

研究方法：擴(kuò)展的Solow模型

當(dāng)前，國(guó)內(nèi)實(shí)證研究領(lǐng)域?qū)α魍I(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的分析主要是以Feder（1983）興起、并經(jīng)Ram（1986）改進(jìn)的兩部門(mén)模型。在當(dāng)前已有的研究序列中，流通業(yè)往往作為一項(xiàng)獨(dú)立存在的生產(chǎn)要素，通過(guò)數(shù)據(jù)采集和分析，測(cè)算出其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接貢獻(xiàn)和間接貢獻(xiàn)。但研究采用的Feder-Ram模型主要分析和評(píng)價(jià)的是地區(qū)總產(chǎn)出的增長(zhǎng)速度，實(shí)際上掩蓋了地區(qū)增長(zhǎng)效率的變化。同時(shí)，Dunne et al.（2005）指出，F(xiàn)eder-Ram模型自身的設(shè)計(jì)存在一定的缺陷和不足。首先，F(xiàn)eder-Ram模型中的因變量，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，代表地區(qū)經(jīng)濟(jì)總體發(fā)展趨勢(shì)及社會(huì)收入情況，這必然對(duì)該地區(qū)流通業(yè)的發(fā)展帶來(lái)重大影響，但同時(shí)流通業(yè)增長(zhǎng)變動(dòng)是該模型中的關(guān)鍵自變量，這就造成該模型存在不可消除的內(nèi)生矛盾，并且這一矛盾并沒(méi)有在國(guó)內(nèi)以往的研究中得到重視和緩解。其次，F(xiàn)eder-Ram模型是典型的靜態(tài)分析模型，其設(shè)置的因變量和自變量并沒(méi)有考慮變動(dòng)情況，帶有嚴(yán)重的滯后性，這與傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論中倡導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)同樣受當(dāng)前基數(shù)影響的論斷相悖。經(jīng)典的Solow模型主要是預(yù)測(cè)各國(guó)歸因平衡增長(zhǎng)的路徑（Solow，1957），同時(shí)將要素邊際報(bào)酬遞減及知識(shí)在不同國(guó)家和地區(qū)間的擴(kuò)散和傳遞考慮在內(nèi)，由此得出了經(jīng)濟(jì)體中人均產(chǎn)出值增速與人均收入總額呈現(xiàn)明顯反向關(guān)系的結(jié)論，也就是所謂的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性。Mankiw et al.（1992）以及Barro，Sala-i-Martin（1992）等學(xué)者意識(shí)到該模型中的收斂性也就是經(jīng)濟(jì)體自身達(dá)到的一種相對(duì)平衡狀態(tài)，因此只有在影響其平衡狀態(tài)的各個(gè)要素在可控范圍內(nèi)才能分析這種收斂性，這種現(xiàn)象同時(shí)又被稱為“條件收斂”。最后，在Feder-Ram模型中，自變量中的因子具有極大相似性，因此該模型需要消除多重共線性矛盾。為了解決該模型的這一缺陷，本文以Dunne et al.（2005）提出的方法為基礎(chǔ)，采用更具經(jīng)濟(jì)學(xué)特征的Solow模型作為本文實(shí)證研究的工具和技術(shù)支撐。

依據(jù)新古典主義生產(chǎn)函數(shù)關(guān)系式，各個(gè)經(jīng)濟(jì)體的產(chǎn)出值可用下式表示：

Yt=Kαt[AtLt]1-α （1）

式（1）中，Y=總產(chǎn)出，K=資本存量，L=勞動(dòng)投入。而A則是廣泛意義上的技術(shù)進(jìn)步，也就是該地區(qū)整體生產(chǎn)效率的改善和提升，其中不僅包含技術(shù)、資源等要素的影響，同時(shí)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展制度及環(huán)境等要素緊密相關(guān)。作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的重要組成部分，流通業(yè)比重的變化預(yù)期會(huì)對(duì)總體生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著影響，本文假設(shè)流通業(yè)比重變化不對(duì)總體生產(chǎn)率產(chǎn)生水平增長(zhǎng)的影響，故而假設(shè)流通業(yè)占比m（D/Y）僅在水平方向上對(duì)A造成直接影響，那么式（1）中的A可用下式表示：

At=A0egtmθt （2）

式（2）中，A0取自經(jīng)濟(jì)體技術(shù)等級(jí)的期初值，g是引入的技術(shù)進(jìn)步率，θ代表流通業(yè)占比對(duì)經(jīng)濟(jì)體整體生產(chǎn)率影響的可變范圍。若實(shí)證研究過(guò)程中求得的θ<0，意味著流通業(yè)占比提高將會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)體整體生產(chǎn)率帶來(lái)負(fù)面影響。在此處設(shè)置K=K/AL，代表單個(gè)有效勞動(dòng)中所包含的平均資本量；設(shè)置Y=Y/AL，代表單個(gè)有效勞動(dòng)所需的平均產(chǎn)出值，由此式（1）的密集形式為：

Yt=Kαt （3）

在此，依據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化的索羅模型，定義s=外生的投資報(bào)酬率，n=外生的勞動(dòng)增長(zhǎng)率，d=既定的資本折舊率，由此可用式（4）描繪出資本積累的動(dòng)態(tài)化實(shí)現(xiàn)過(guò)程：

（4）

式（4）中，kt代表t時(shí)刻經(jīng)濟(jì)體k取得的增量。由此在相對(duì)平衡狀態(tài)下，單個(gè)有效勞動(dòng)所包含的資本量，即k可表示為：

（5）

式（5）等號(hào)右邊的算式又可以利用泰勒公式展開(kāi)得到：

（6）

同時(shí)，由于yt=kta，根據(jù)式（5）和式（6）知：

（7）

（8）

式（8）能夠顯示出相對(duì)穩(wěn)定狀態(tài)下，單個(gè)有效勞動(dòng)的產(chǎn)量變化過(guò)程。為了更合乎實(shí)證研究需要，可將其從t-1到t區(qū)間內(nèi)進(jìn)行積分，由此得到：

lnyt=ezlnyt-1+（1-ez）lny*，z≡（α-1）（g+n+d） （9）

根據(jù)式（2）、（7）和式（9），可以得到人均產(chǎn)出水平（Y/L）的增長(zhǎng)變化為：

（10）

mt-1是指前一時(shí)期流通業(yè)的整體占比。假設(shè)人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率數(shù)值較小時(shí)，可以表示經(jīng)濟(jì)體人均產(chǎn)出的增長(zhǎng)率，因而當(dāng)在實(shí)證研究中觀察到ez

上述模型將流通業(yè)占比與地區(qū)整體生產(chǎn)效率直接關(guān)聯(lián)在一起，由此既可以分析流通業(yè)在地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中做出的直接貢獻(xiàn)，同時(shí)還能夠得出其通過(guò)對(duì)其他經(jīng)濟(jì)部門(mén)的溢出效應(yīng)而實(shí)現(xiàn)的間接貢獻(xiàn)值。同時(shí)，為簡(jiǎn)便起見(jiàn)，上述模型采用了與標(biāo)準(zhǔn)化索羅模型一致的假設(shè)，即假定各地區(qū)技術(shù)進(jìn)步外生并且在觀察期內(nèi)保持相對(duì)穩(wěn)定?；谝陨霞俣ǎ敲从墒剑?）和（7）可知，在穩(wěn)定形態(tài)下，流通業(yè)占比并不會(huì)對(duì)單個(gè)有效勞動(dòng)的資本量及產(chǎn)出構(gòu)成影響，即對(duì)Solow模型中的經(jīng)濟(jì)體穩(wěn)定態(tài)勢(shì)不會(huì)產(chǎn)生影響；但從式（10）可知，流通業(yè)占比對(duì)地區(qū)整體生產(chǎn)率帶來(lái)較大影響，因此即使在穩(wěn)定態(tài)勢(shì)下，依然會(huì)對(duì)地區(qū)人均收入的增速帶來(lái)影響，即會(huì)影響穩(wěn)定態(tài)勢(shì)下地區(qū)經(jīng)濟(jì)體的動(dòng)態(tài)增長(zhǎng)趨勢(shì)。

本文實(shí)證研究選用的是各省際面板數(shù)據(jù)，因此在此將式（10）轉(zhuǎn)化為實(shí)證方程式：

（11）

式（11）中，t、i分別代表年度和地區(qū)標(biāo)識(shí)；由于各個(gè)省區(qū)的自然條件、氣候環(huán)境及技術(shù)資源等要素存在較大差異，因此，本模型中設(shè)置地區(qū)特征變量μi，來(lái)充分反映各個(gè)省區(qū)的固定效應(yīng)，且設(shè)定εit為隨機(jī)變量。

流通業(yè)占比、全要素生產(chǎn)率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系

（一）設(shè)定變量及參數(shù)值

本文的數(shù)據(jù)樣本來(lái)源于國(guó)研網(wǎng)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)和我國(guó)及各地區(qū)的統(tǒng)計(jì)年鑒，節(jié)選出1999-2014年我國(guó)大陸31個(gè)省市區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展數(shù)據(jù)。并對(duì)方程式（11）中所有相關(guān)變量進(jìn)行參數(shù)設(shè)定：其中Y代表當(dāng)年產(chǎn)出，將各省市區(qū)在1999-2014年實(shí)現(xiàn)的GDP折算為1998年不變價(jià)下的實(shí)際值；L代表投入的勞動(dòng)力要素，取值于各省市區(qū)在1999-2014年間本年與上一年末平均從業(yè)人口數(shù)；s代表資本投資率，取值于各省市區(qū)固定資產(chǎn)投資與GDP的比值；n代表勞動(dòng)增長(zhǎng)率，取值于各省市區(qū)勞動(dòng)力要素投入的年均增長(zhǎng)速度；m代表流通業(yè)占比，但當(dāng)前對(duì)于流通業(yè)的界定尚未達(dá)成統(tǒng)一認(rèn)識(shí)，本文所研究的流通業(yè)主要是狹義范圍內(nèi)的商品流通，即批發(fā)零售業(yè)，那么此處m取值于各省市區(qū)批發(fā)零售業(yè)與地區(qū)GDP的比值，所有相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

各地區(qū)的資本折舊率和技術(shù)進(jìn)步率不易取得，在國(guó)外研究過(guò)程中，通常定義g+d的值為0.05。而在國(guó)內(nèi)的區(qū)域性研究中，李子奈（2002）利用ChoW（1993）對(duì)我國(guó)在1978年的資本存量數(shù)據(jù)及C-D生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行計(jì)算和分析，最終提出了我國(guó)的技術(shù)進(jìn)步率為3.5%；并且隨后王志剛（2004）的研究結(jié)果基本保持一致，因此在本文中假定資本折舊率為5%，g+d的值為0.085，并且假定該數(shù)值保持不變。

（二）回歸結(jié)果

首先，將31個(gè)省市區(qū)在1999-2014年間的所有相關(guān)數(shù)據(jù)引入方程（11），并就此展開(kāi)相應(yīng)的回歸分析。其次，依據(jù)前文所述，1999-2008年全國(guó)流通業(yè)占比呈現(xiàn)出不斷下降趨勢(shì)，而在此之后直至2014年，流通業(yè)占比又出現(xiàn)了緩慢上升的態(tài)勢(shì)，因此，本文分別截取1999-2008年和2009-2014年兩個(gè)時(shí)間段的全國(guó)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行方程式（11）的實(shí)證分析，由此保證分析結(jié)果的穩(wěn)健性，回歸結(jié)果如表2所示。

依據(jù)表2的回歸分析數(shù)據(jù)可知：各個(gè)模型樣本中的ln（Yi，t-1/Li，t-1）項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)值，這意味著不考慮資本投資率、勞動(dòng)人口增長(zhǎng)、技術(shù)進(jìn)步以及流通業(yè)占比等要素的影響，人均產(chǎn)出水平與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增速之前呈現(xiàn)出明顯的反向關(guān)系，也就是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)普遍存在的收斂性。并且，對(duì)比樣本（2）和（3）中l(wèi)n（Yi，t/Li，t-1）項(xiàng)系數(shù)的大小可以看出，2009-2014年相比1999-2008年，全國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性的速度及幅度明顯要快很多。依據(jù)上述樣本模型在理論上的推導(dǎo)，界定ln（Yi，t/Li，t-1）系數(shù)為-（1-ez），其中z是由（a-1）（g+n+d）推算所得，并且1999-2008年、2009-2014年我國(guó)勞動(dòng)力年均增長(zhǎng)率分別為1.54%、2.17%，因此勞動(dòng)力增長(zhǎng)率n的提升會(huì)加快我國(guó)各地區(qū)后期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂速度。另外，雖然與現(xiàn)有文獻(xiàn)一致，本文假設(shè)我國(guó)經(jīng)濟(jì)技術(shù)進(jìn)步率在各時(shí)間段內(nèi)保持不變，但實(shí)際上伴隨著地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度加快，不同地區(qū)間技術(shù)傳遞和滲透的速度明顯加快，推動(dòng)了各地區(qū)尤其是欠發(fā)達(dá)地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步，因而進(jìn)一步加快了各地區(qū)向平衡增長(zhǎng)路徑的收斂速度。

模型樣本中[lnsit-ln（nit+g+d）]項(xiàng)充分顯示出資本要素投入對(duì)人均產(chǎn)出增長(zhǎng)作出的貢獻(xiàn)，依據(jù)最終的理論推導(dǎo)結(jié)果，該項(xiàng)的系數(shù)為（1-ez）a/（1-a），由經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂性和資本要素的產(chǎn)出彈性共同決定。由以上三個(gè)模型樣本的回歸分析結(jié)果可得，資本要素的密集程度與人均產(chǎn)出增長(zhǎng)之間呈現(xiàn)出明顯正相關(guān)關(guān)系，也就意味著要素投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了巨大的拉動(dòng)作用。同時(shí)，對(duì)比（2）和（3）中自變量回歸系數(shù)值可知，1999-2014年間，正是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展最具代表性的時(shí)期，各項(xiàng)要素投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)能力逐步放緩，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要依靠不再是資源消耗，而是逐步轉(zhuǎn)向技術(shù)和生產(chǎn)率。

三個(gè)模型樣本中l(wèi)nmit項(xiàng)的回歸結(jié)果均小于零，也就是流通業(yè)占比對(duì)地區(qū)總體生產(chǎn)率的影響彈性為負(fù)。這就意味著我國(guó)流通業(yè)的全要素生產(chǎn)率明顯低于其他行業(yè)的平均生產(chǎn)率。再考慮流通業(yè)對(duì)其他部門(mén)帶來(lái)的溢出效應(yīng)，流通業(yè)占比的提升也會(huì)導(dǎo)致整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)總體生產(chǎn)率的下降。同時(shí)由（2）、（3）模型樣本的回歸結(jié)果可以看出，與1999-2008年相比，2000-2014年流通業(yè)占比對(duì)我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)總體生產(chǎn)率的影響彈性要高出許多。如果假設(shè)溢出效應(yīng)在該時(shí)期保持不變，那么隨著時(shí)間的推進(jìn)，與其他部門(mén)相比，流通部門(mén)全要素生產(chǎn)率存在的差距將逐步擴(kuò)大。

總體而言，模型（1）的回歸結(jié)果顯示，1999-2014年流通業(yè)占比對(duì)我國(guó)整體生產(chǎn)率造成的影響彈性為-0.168。從不同時(shí)段看，1999-2008年，我國(guó)流通業(yè)占比由9.88%縮減到7.45%，每年平均遞減3.06%，并且依據(jù)模型（2）的回歸結(jié)果可以看出，該時(shí)期流通業(yè)占比對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)整體生產(chǎn)率的影響彈性為-0.135，那么隨著流通業(yè)占比的不斷下降，導(dǎo)致國(guó)民經(jīng)濟(jì)整體生產(chǎn)率實(shí)現(xiàn)了0.41%的年均增速，由此推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，這也就是理論學(xué)說(shuō)中所謂的“結(jié)構(gòu)紅利”。再看2000-2014年間，我國(guó)流通業(yè)占比由7.45%上升至8.81%，每年平均增長(zhǎng)2.94個(gè)百分點(diǎn)，依據(jù)模型（3）回歸結(jié)果可以看出，該時(shí)期流通業(yè)占比對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)整體生產(chǎn)率的影響彈性為-0.205，那么隨著流通業(yè)占比的提升，導(dǎo)致國(guó)民經(jīng)濟(jì)整體生產(chǎn)率每年下滑0.60%，由此對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)了極大的抑制作用，也就是理論學(xué)說(shuō)中所謂的“結(jié)構(gòu)負(fù)利”。

流通業(yè)占比依靠對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)整體生產(chǎn)率的影響，實(shí)現(xiàn)了對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的約束作用。依據(jù)表2的回歸分析結(jié)果，當(dāng)期流通業(yè)占比與人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率之間呈現(xiàn)明顯的反向關(guān)系，而上期流通業(yè)占比與本期的人均產(chǎn)出增長(zhǎng)間又存在明顯的正向關(guān)系，這與前文中理論推導(dǎo)結(jié)果相吻合。依據(jù)式（10）的回歸分析，如果本期和上期流通業(yè)占比的對(duì)數(shù)值同時(shí)增加1的情況下，人均產(chǎn)出增長(zhǎng)所實(shí)現(xiàn)的凈效應(yīng)為（θ-ezθ），其值同時(shí)取決于流通業(yè)占比對(duì)整體生產(chǎn)率的影響彈性和地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)表現(xiàn)出的收斂性，并且當(dāng)前者的絕對(duì)值越大時(shí)，意味著流通業(yè)占比對(duì)人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率產(chǎn)生的凈效應(yīng)越大。由表2中模型樣本（2）、（3）的回歸結(jié)果可知，1999-2008年間，將本期與上期流通業(yè)占比對(duì)數(shù)值同時(shí)調(diào)增一個(gè)單位，那么對(duì)我國(guó)人均產(chǎn)出年增率帶來(lái)的凈效應(yīng)為-0.025；而在2009-2014年，若采取與上一年度區(qū)間同樣的措施，所得出的人均產(chǎn)出年增率的凈效應(yīng)為-0.083。

（三）地區(qū)層面回歸結(jié)果

為了保證本文結(jié)果的穩(wěn)健性，分別運(yùn)用地區(qū)層面的數(shù)據(jù)對(duì)式（11）展開(kāi)相應(yīng)的回歸分析，最終結(jié)果如表3所示。表3中給出的分析結(jié)果驗(yàn)證了前述觀點(diǎn)的穩(wěn)健性。第一，東中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均呈現(xiàn)收斂性特點(diǎn)，隨著人均產(chǎn)出水平的提高，人均產(chǎn)出增速將會(huì)有所下降；第二，資源投入對(duì)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有明顯推動(dòng)作用；第三，我國(guó)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與當(dāng)期流通業(yè)占比表現(xiàn)出明顯的正向變動(dòng)關(guān)系，而與上期的流通業(yè)占比又存在明顯的反向變動(dòng)關(guān)系，流通業(yè)占比上升將會(huì)降低本地區(qū)總體生產(chǎn)率水平。同時(shí)，表3中（4）-（6）的回歸結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)的東中部地區(qū)的收斂速度要略快于西部地區(qū)。由于本文的研究重點(diǎn)放置在流通業(yè)占比與地區(qū)總體生產(chǎn)率及人均產(chǎn)出增速之間的關(guān)系上，因而并不對(duì)地區(qū)具體的收斂特征做深入檢驗(yàn)，在下文仍假設(shè)全國(guó)各地區(qū)在剔除各相關(guān)影響因素之后收斂于相同的穩(wěn)定狀態(tài)。

（四）結(jié)構(gòu)負(fù)利：模擬實(shí)驗(yàn)

經(jīng)模型分析發(fā)現(xiàn)，本期與上期流通業(yè)占比均對(duì)人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率帶來(lái)影響，因此為了更直觀的驗(yàn)證“結(jié)構(gòu)負(fù)利”，本文參照Knight（1996）的方法展開(kāi)相應(yīng)的模擬實(shí)驗(yàn)。圖1中，上圖顯示出流通業(yè)占比的三種不同變化曲線；其中，m1是從全國(guó)層面描繪流通業(yè)占比先下降后緩慢上升的變化曲線，數(shù)據(jù)來(lái)源于1999-2008年我國(guó)大陸31個(gè)省市區(qū)流通業(yè)的占比均值；m2模擬的變化曲線是以2008年為邊界，2008年之前的流通業(yè)占比曲線變動(dòng)與m1完全吻合，即與該時(shí)期全國(guó)實(shí)際流通業(yè)占比相等，但2008年之后假定該占比并沒(méi)有發(fā)生任何變化，保持2008年占比不動(dòng)；而m3所模擬變化曲線是2008年之前的流通業(yè)占比曲線變動(dòng)仍然與m1完全吻合，但2008年之后假定流通業(yè)占比保持1999-2008年間每年遞減3.06%的平穩(wěn)發(fā)展態(tài)勢(shì)。依照樣本（2）和（3）的回歸分析，通過(guò)全年整體平均投資率、人均產(chǎn)出能力、人口增速及流通業(yè)占比的三種不同變化曲線，就可以得出全國(guó)人均產(chǎn)出增產(chǎn)率的變動(dòng)曲線，也就是圖1中下圖標(biāo)注的增長(zhǎng)率1、增長(zhǎng)率2、增長(zhǎng)率3。

依據(jù)圖1中下圖的三條變化曲線可知，1999-2014年，我國(guó)人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率呈現(xiàn)由前期的逐步上升轉(zhuǎn)而直線下降的變化趨勢(shì)，說(shuō)明我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展開(kāi)始走向常態(tài)化發(fā)展時(shí)期，人均產(chǎn)出增速面臨相應(yīng)的下降局面，需要指出的是，由于圖1中坐標(biāo)軸的刻度相對(duì)較小，實(shí)際上我國(guó)的人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率在國(guó)際上看來(lái)依舊是非常樂(lè)觀的。并且，圖1中三條增長(zhǎng)率的變動(dòng)趨勢(shì)明顯存在相似性，對(duì)比增長(zhǎng)率1和2可知，若2008之后我國(guó)流通業(yè)占比保持不變，那么此后各年份的人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率就會(huì)表現(xiàn)出明顯的上升態(tài)勢(shì)。在2009-2014年期間，增長(zhǎng)率1和2的變化趨勢(shì)中所對(duì)應(yīng)的圖1中的人均產(chǎn)出平均增速分別為7.87%、9.23%，由此可見(jiàn)，流通業(yè)占比上升導(dǎo)致該期間人均產(chǎn)出占比年均下降速度為1.36%，這就呼應(yīng)了理論學(xué)說(shuō)中的“結(jié)構(gòu)負(fù)利”。對(duì)比增長(zhǎng)率1和3可知，若2008年之后我國(guó)流通業(yè)占比保持在1999-2008年間的比值不變，那么在2000-2014年我國(guó)實(shí)現(xiàn)的人均產(chǎn)出增速平均值為10.34個(gè)百分點(diǎn)，與實(shí)際值相比高出2.47%。在增長(zhǎng)率3演變路徑下，流通業(yè)占比變動(dòng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)的反而是“結(jié)構(gòu)紅利”，實(shí)現(xiàn)人均產(chǎn)出增長(zhǎng)1.10%。由此可見(jiàn)，所謂的“結(jié)構(gòu)負(fù)利”是由于流通業(yè)占比提高導(dǎo)致社會(huì)總體生產(chǎn)率下降，最終影響到人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率的下滑。

政策建議

其一，地方政府需要消除“重生產(chǎn)、輕流通”的意識(shí)，確定“流通力也是生產(chǎn)力”的意識(shí)，對(duì)地區(qū)流通體制進(jìn)行頂層設(shè)計(jì)，在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中真正確立流通業(yè)的基礎(chǔ)性和先導(dǎo)性地位。其二，除了進(jìn)一步完善市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制機(jī)制，維護(hù)良好的競(jìng)爭(zhēng)制度外，各級(jí)地方政府應(yīng)該繼續(xù)完善相應(yīng)配套服務(wù)，不斷提升市場(chǎng)綜合服務(wù)功能，建立健全流通業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施和物流體系，提高信息化水平，從而降低與商流相關(guān)的物流、信息流等成本。同時(shí)，地方政府應(yīng)當(dāng)注重本地區(qū)市場(chǎng)中介組織和市場(chǎng)平臺(tái)建設(shè)。其三，鼓勵(lì)流通業(yè)內(nèi)部采用新組織模式、新流程、新技術(shù)，一方面充分運(yùn)用客戶管理系統(tǒng)、庫(kù)存管理系統(tǒng)、電子商務(wù)等技術(shù)提高流通業(yè)內(nèi)部管理效率和銷(xiāo)售效率，另一方面注重推廣供應(yīng)鏈管理模式，加強(qiáng)供應(yīng)鏈中企業(yè)之間的相互協(xié)同，進(jìn)而提高供應(yīng)鏈效率和綜合流通效率。