產(chǎn)業(yè)結構調整、商貿流通業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系研究

解鵬程

內容摘要：本文基于2007-2014年273個城市的面板數(shù)據(jù)，構建包含產(chǎn)業(yè)結構調整、商貿流通業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長在內的面板門限模型和空間計量模型，實證分析產(chǎn)業(yè)結構高級化、合理化和商貿流通業(yè)及其交互項對經(jīng)濟增長的影響效應及空間溢出效應。結果發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結構高級化的經(jīng)濟增長效應存在單一閾值轉化效應，而產(chǎn)業(yè)結構合理化有利于經(jīng)濟增長。最后，基于實證結果提出相關政策建議。

關鍵詞：產(chǎn)業(yè)結構調整 商貿流通業(yè) 經(jīng)濟增長

引言與文獻綜述

基于人口紅利、外資引進和政府政策推動下的要素驅動型發(fā)展模式無法長期有效推動經(jīng)濟的持續(xù)增長。解決上述問題的核心在于提升全要素生產(chǎn)率，關鍵在于調整產(chǎn)業(yè)結構，降低流通環(huán)節(jié)的流通成本，本文基于此視角探究產(chǎn)業(yè)結構調整、商貿流通業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響效應。產(chǎn)業(yè)結構調整包含高級化和合理化（張彤等，2014）。根據(jù)其產(chǎn)業(yè)占比變化的區(qū)域來源可以分為地區(qū)內產(chǎn)業(yè)調整和地區(qū)間產(chǎn)業(yè)調整，因此在探究產(chǎn)業(yè)結構調整的經(jīng)濟增長效應時，勢必要考慮產(chǎn)業(yè)集聚性的影響。商貿流通業(yè)主要涵蓋生產(chǎn)環(huán)節(jié)與消費環(huán)節(jié)在內的批發(fā)、零售、運輸、餐飲等行業(yè)及服務于該行業(yè)的其他行業(yè)（趙凱和宋則，2009），屬于廠商與消費者之間的中間紐帶和連接橋梁，決定著產(chǎn)品進出市場的時間和效率水平。

有關產(chǎn)業(yè)結構調整與經(jīng)濟增長的研究較為豐富，基于差異化的研究方法、對象和數(shù)據(jù)，學者得出不同的研究結論。部分學者認為二者之間不存在顯著的關聯(lián)性，渠立權等（2013）認為產(chǎn)業(yè)結構調整對經(jīng)濟增長的貢獻率和當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展速度在2000-2011年沒有明顯的相關性，促進城市經(jīng)濟快速發(fā)展不能盲目依靠產(chǎn)業(yè)結構調整。但上述研究是以地區(qū)同質化為前提，忽略地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的非均衡性。于彬彬（2015）研究結論表明空間溢出效應是考察產(chǎn)業(yè)結構調整影響經(jīng)濟增長的重要因素。

有關商貿流通業(yè)與經(jīng)濟增長的研究較為豐富，但研究結論在影響行為、靜動態(tài)特征方面存在差異。費清和盧愛珍（2015）將商貿流通業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻區(qū)分為直接貢獻和間接貢獻兩種，同時提出針對性政策建議。李勝軍（2016）從產(chǎn)業(yè)體系的供需兩端分析我國商貿流通業(yè)在我國產(chǎn)業(yè)體系中的發(fā)展趨勢和商貿流通業(yè)對我國產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟的影響。

既有研究對于明晰產(chǎn)業(yè)結構調整、商貿流通業(yè)與經(jīng)濟增長的相關性具有一定的意義，但仍有改進空間。鮮有學者將產(chǎn)業(yè)結構調整、商貿流通業(yè)與經(jīng)濟增長納入同一研究框架；既有研究多集中于理論機制分析或簡單的時間序列實證分析；既有研究忽略地區(qū)之間的空間關聯(lián)效應。本文基于2007-2014年273個城市面板數(shù)據(jù)，構建面板門限模型、空間模型以探究產(chǎn)業(yè)結構調整和商貿流通業(yè)的經(jīng)濟增長效應，以為經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展提供政策建議。

理論機制分析與研究假說

（一）產(chǎn)業(yè)結構調整對經(jīng)濟增長的影響機制

產(chǎn)業(yè)結構調整包含三次產(chǎn)業(yè)比重逐步提升轉變及各產(chǎn)業(yè)結構占比的變動，即產(chǎn)業(yè)結構高級化和產(chǎn)業(yè)結構合理化的過程。其對經(jīng)濟增長的影響主要體現(xiàn)在第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)所占權重上，支柱產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的影響是不同的。參考鄢嫣（2013）的研究方法，主要分析農(nóng)業(yè)、工業(yè)和服務業(yè)對經(jīng)濟增長的影響機理。

其一，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)所占GDP比重一直處于最大時，表征地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展尚處于農(nóng)業(yè)發(fā)展時代，其工業(yè)化、信息化水平處于較低水平，若此時通過技術研發(fā)、勞動力要素和資本要素持續(xù)投入、開放政策積極引進外資，則可以有效提升地區(qū)工業(yè)化水平，致使農(nóng)業(yè)比重逐步降低，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重不斷提升，直至超越農(nóng)業(yè)產(chǎn)值所占比重。此時經(jīng)濟體發(fā)展進入工業(yè)化時代，產(chǎn)業(yè)結構高級化水平提升，顯著提升了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。

其二，隨著工業(yè)化技術水平和農(nóng)業(yè)技術水平的同步提升，農(nóng)村勞動力呈現(xiàn)明顯富余，大量轉向低附加值的建筑業(yè)、制造業(yè)。二元經(jīng)濟結構下的農(nóng)村勞動力以謀求在城鎮(zhèn)就業(yè)機會，城鎮(zhèn)公共資源增加了農(nóng)村轉移人員的落戶傾向。導致生產(chǎn)資源、醫(yī)療資源和公共交通資源的增加，直至服務業(yè)所占比重超過工業(yè)。該過程中產(chǎn)業(yè)結構高級化水平提升，而產(chǎn)業(yè)結構合理化則呈現(xiàn)時空差異性，其經(jīng)濟增長的影響不完全是正向促進，不合理的產(chǎn)業(yè)布局會造成企業(yè)尋租加劇，資源配置效率低效甚至逐步惡化。

但上述分析均是在地區(qū)同質性的前提下進行討論的，就我國而言，改革開放政策引致東南沿海地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展速度與質量遠高于中西部地區(qū)。東、中、西部的產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化的水平尚不統(tǒng)一，處于梯度分布現(xiàn)狀。在構建計量模型進行實證分析時，將地區(qū)間異質性考慮進去。地區(qū)異質性并不意味著地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展交流較為脆弱甚至是貿易壁壘較為嚴重，相反，在中央政府干預情形下，地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展可能存在顯著的空間外部效應，應考慮地區(qū)之間的空間外部性。但政府競爭視角下城市異質性和空間外部性對相鄰地區(qū)城市經(jīng)濟增長的影響具有兩面性，其綜合效應是不確定的，本文提出如下假說。

假說1：產(chǎn)業(yè)結構高級化對經(jīng)濟增長的影響存在門限效應，產(chǎn)業(yè)結構合理化有利于地區(qū)經(jīng)濟增長，但二者在地區(qū)之間存在空間溢出效應且影響結果不確定。

（二）商貿流通業(yè)對經(jīng)濟增長的影響機制

商貿流通業(yè)屬于連接廠商企業(yè)與消費者的中間橋梁，但存在諸多不同業(yè)態(tài)，比如批發(fā)、零售、住宿、旅游、餐飲及服務于上述行業(yè)的運輸業(yè)等，其對經(jīng)濟增長的影響可以分為直接效應和間接效應兩種。就直接效應而言，商貿流通業(yè)體現(xiàn)的是供求均衡，地區(qū)交通基礎設施建設、城鄉(xiāng)商貿市場的規(guī)劃等均直接增加就業(yè)水平，增加生產(chǎn)需求，直接提升地區(qū)生產(chǎn)總值。但上述所提及的促進效應大多數(shù)屬于水平效應，對經(jīng)濟增長的影響效應的持久性不足。但隨著互聯(lián)網(wǎng)信息技術的提升、人力資本存量的增加和居民消費偏好的轉變，均大幅提升消費者的消費需求，切實增強商貿物流業(yè)的供求能力，不斷提升城鄉(xiāng)之間的經(jīng)濟發(fā)展。就間接效應而言，主要體現(xiàn)在商貿流通業(yè)衍生產(chǎn)業(yè)的出現(xiàn)和地區(qū)間空間溢出效應兩個方面。社會分工的出現(xiàn)加速了商貿流通業(yè)行業(yè)的衍生效應，商貿流通業(yè)小類企業(yè)數(shù)量及工人從事環(huán)節(jié)的種類出現(xiàn)快速提升。時間成本的降低、物流體系的完善和監(jiān)管制度的從嚴均提升地區(qū)間物流貿易的交流與合作，地區(qū)與地區(qū)間的貿易由大范圍縮至小范圍，本文提出如下假說。endprint

假說2：商貿流通業(yè)有利于地區(qū)經(jīng)濟增長，且存在一定的空間溢出效應，但影響行為不確定。同時，產(chǎn)業(yè)結構調整可以通過調節(jié)商貿流通業(yè)的發(fā)展來促進地區(qū)經(jīng)濟增長。

研究設計

（一）模型設定

本文構建如下計量模型，經(jīng)濟增長（GIN）為被解釋變量；產(chǎn)業(yè)結構調整包含產(chǎn)業(yè)結構高級化（SSU）和產(chǎn)業(yè)結構合理化（SRE），商貿流通業(yè)（TRA）作為核心解釋變量；添加商貿流通業(yè)與產(chǎn)業(yè)結構調整的交叉項（SSU*TRA，SRE*TRA）。以勞動力要素投入量（LAB）、資本要素存量（CAP）作為控制變量，地區(qū)外商直接投資（FDI）進入模型作為控制變量。地區(qū)經(jīng)濟增長在時間維度層面具有潛在的滯后效應和傳承性，故添加經(jīng)濟增長的一階滯后項（GINt-1）作為解釋變量，得到如下計量模型（1）、模型（2）和模型（3）。式中，W為空間權重矩陣，本文將采用地理距離空間權重距離。

（1）

（2）

（3）

（二）變量說明與數(shù)據(jù)來源

本文采用《中國城市統(tǒng)計年鑒》所統(tǒng)計城市的面板數(shù)據(jù)，查詢數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)外商直接投資數(shù)據(jù)在2007年前部分城市缺失嚴重，故將研究時間維度設定為2007-2014?；跀?shù)據(jù)可得性，獲得273個地級城市面板數(shù)據(jù)。經(jīng)濟增長（GIN）采用各地區(qū)人均國內生產(chǎn)總值表示。產(chǎn)業(yè)結構合理化，參考干春暉等（2011）做法，采用修正后的泰爾指數(shù)測度，

（4）

測度所得產(chǎn)業(yè)結構合理化水平越小，則表示偏離均衡點的范圍約窄。采用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重表示產(chǎn)業(yè)結構高級化（SSU）。勞動力要素（LAB）采用各產(chǎn)業(yè)年末就業(yè)人數(shù)之和表示；資本要素（CAP）采用永續(xù)盤存法進行測度，Kt=Kt-1+（1-δ）It，其中折舊率參考單豪杰（2008）的做法；外商直接投資（FDI）采用地區(qū)實際使用外資額度表示，且采用各年份平均美元人民幣匯率進行折算。

實證結果分析

（一）門限效應分析

表1給出針對模型（1）的計量回歸結果，為進行對比分析，表1同時給出了最小二乘法（OLS）、面板固定效應（FE）、一階差分GMM、一階系統(tǒng)GMM四種估算方法的回歸結果，為方便分析分別采用模型1、模型2、模型3和模型4表示。據(jù)表1可知，四種模型估算結果存在高度一致性，但在假設檢驗統(tǒng)計顯著性方面存在不同。對比發(fā)現(xiàn)，模型2修正的擬合優(yōu)度高于模型1（0.7830>0.6674），而二者均忽略了經(jīng)濟增長變量的滯后效應，模型3和模型4將經(jīng)濟增長一階滯后項（LnGINt-1）納入其中，并采用GMM進行估算。就檢驗來看，Sargan檢驗值和AR（2）檢驗值表明模型工具變量不存在過度識別效應，且殘差變量不存在二階序列相關性，即模型設定是合理的。就回歸結果來看，LnGINt-1系數(shù)高度顯著為正，表明當期人均國內生產(chǎn)總值每提升1%，引致下期數(shù)值提升0.240%或者0.171%。主要是因為當期經(jīng)濟發(fā)展水平可為市場提供較為貼近和真實的預期，基于該預期市場主體規(guī)劃投資、消費所占比重及調整空間。理性經(jīng)濟人假設保證市場主體是高度趨利性的，可預期范圍的經(jīng)濟現(xiàn)狀必然會引致其增強生產(chǎn)要素的操控和產(chǎn)品供求均衡點的調節(jié)，以便放大自身利益和政府需求。LnSSU系數(shù)高度為正，同時LnSSU2系數(shù)高度為負且至少通過顯著性水平為10%的假設檢驗，符合假設1門限效應的說明，也即產(chǎn)業(yè)結構高級化（LnSSU）對經(jīng)濟增長的影響效應存在單門限效應。但不同模型所估算所得單一門限值是不同的，如模型1至模型4，分別為1.116、0.872、1.127、1.096。隨著第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的梯度上升，直至超越第二產(chǎn)業(yè)時，經(jīng)濟增長水平是增加的。但超越門限值之后，第三產(chǎn)業(yè)所依托的農(nóng)業(yè)、工業(yè)產(chǎn)品的需求能力達到上限，農(nóng)民此時增加農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量，企業(yè)此時提升生產(chǎn)能力均會產(chǎn)生過剩產(chǎn)能。產(chǎn)業(yè)結構合理化（LnSRE）系數(shù)高度為負，通過顯著性水平為1%的假設檢驗，表征產(chǎn)業(yè)結構合理化水平每提升1%，將使得人均GDP提升0.223%、0.022%、0.338%、0.564%（模型1、模型2、模型3、模型4），研究結果符合假說1。啟示政府不應在閾值范圍內單一的促進產(chǎn)業(yè)高級化的布局，還應注意三大產(chǎn)業(yè)之間的架構比重，從高級化和合理化兩方面同時入手。商貿流通業(yè)（LnTRA）系數(shù)高度顯著為正，符合假說2，表征商貿流通業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻是正向積極有效的，應繼續(xù)增強針對商貿流通業(yè)發(fā)展的投資或者利好政策導向。

（二）交互效應和空間溢出效應分析

表2給出產(chǎn)業(yè)結構調整與商貿流通業(yè)發(fā)展交互項對經(jīng)濟增長影響及其空間溢出效應的計量回歸結果，交互效應體現(xiàn)在模型5和模型6，空間溢出效應體現(xiàn)在模型7和模型8。據(jù)表可知就檢驗而言，Sargan檢驗和AR（2）檢驗表征模型5和模型6中工具變量使用合理，無過度識別效應，且不存在殘差的二階序列相關效應。首先分析交互效應，就估算結果而言，LnSSU系數(shù)為正，且通過顯著性水平為10%的假設檢驗，且LnSSU*LnTRA系數(shù)為正；LnSRE系數(shù)為負，但并未通過一定水平的假設檢驗，而LnSRE*LnTRA同樣為負且通過顯著性水平為10%的假設檢驗，研究結果符合假說2的交互項的正向經(jīng)濟增長效應。

就空間溢出效應而言，模型7給出空間自相關（SAR）估算結果，模型8給出空間杜賓模型（SDM）。估算之前采用莫蘭指數(shù)測度產(chǎn)業(yè)結構調整、商貿流通業(yè)和經(jīng)濟增長在地市之間的空間相關性，結果發(fā)現(xiàn)2007-2014年區(qū)間內三種變量的莫蘭指數(shù)均高度顯著為正，表征本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構調整、商貿流通業(yè)與經(jīng)濟增長的發(fā)展有利于相鄰地區(qū)的相關變量的發(fā)展。就估算結果而言，模型7和模型8中的空間相關性系數(shù)高度顯著為正，說明空間集聚效應明顯，空間模型采用合理。就估算結果來看，LnSSU和LnTRA系數(shù)顯著為正，且W*LnSSU、W*LnTRA系數(shù)同樣顯著為正，同時LnSRE系數(shù)為負但并未通過顯著性檢驗，W*LnSRE卻顯著為正。主要是因為本地區(qū)通過技術進步，不斷提升農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)和工業(yè)產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率，通過互聯(lián)網(wǎng)信息技術降低企業(yè)交易、個人交易之間的時間成本、交通成本，大幅促進第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展。而信息化水平提升存在較低的區(qū)域限制，地區(qū)之間信息共享、信息交流、信息傳播較為便捷，顯著促進相鄰地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。endprint

政策建議

（一）不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，拓展經(jīng)濟增長模式

研究表明產(chǎn)業(yè)結構高級化對經(jīng)濟增長的影響存在閾值轉換特征，單一持久性的促進產(chǎn)業(yè)結構升級不利于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。啟示地方政府應基于宏觀經(jīng)濟理論和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀有效測度產(chǎn)業(yè)結構高級化閾值。另外，產(chǎn)業(yè)結構合理化有利于地區(qū)經(jīng)濟增長，啟示政府在調節(jié)產(chǎn)業(yè)結構占比的同時，應注重行業(yè)協(xié)調發(fā)展的均衡性。產(chǎn)業(yè)結構調整的關鍵在于人力資本存量改善、交通基建設施建設、能源價格調整、能源供求市場化等，啟示政府分工中應注重協(xié)調均衡，拓展新的經(jīng)濟增長模式。

（二）統(tǒng)籌城鄉(xiāng)均衡發(fā)展，增強商貿體系建設

二元經(jīng)濟體制下城市經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展存在顯著的差異，農(nóng)村地區(qū)的發(fā)展在東部、中部和西部地區(qū)存在梯度性。東部地區(qū)受改革開放政策導向，外資企業(yè)入駐，經(jīng)濟發(fā)展水平較高，城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟體制逐步弱化，城市化水平較高。而中西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展較為緩慢，居民收入水平和城市化水平均偏低。農(nóng)村地區(qū)主要發(fā)展農(nóng)林牧漁業(yè)、旅游服務業(yè)等，工業(yè)占比較低，商貿流通業(yè)則是連接農(nóng)產(chǎn)品及其相關服務業(yè)與城市工業(yè)企業(yè)交易的生產(chǎn)鏈和供應鏈，差異化的城鄉(xiāng)水平需要健全完善的商貿市場和管理人員。

（三）加強區(qū)域交流合作，降低區(qū)域貿易壁壘

研究表明產(chǎn)業(yè)結構調整、商貿流通業(yè)與經(jīng)濟增長在地域層面存在空間正向促進效應。但受限于1994年之后中央政府和地方政府之間的財政分權、政治官員晉升指標的變動，均會加強地方政府之間的競爭，導致腐敗尋租滋生，地區(qū)之間貿易壁壘陡增，資源要素配置效率低下。而充分利用宏觀變量的空間外部性的前提是政府加強腐敗治理，進一步優(yōu)化中小企業(yè)在市場經(jīng)濟中發(fā)展地位及其對資源配置的作用。在經(jīng)濟調節(jié)的過程中應切實逐步推進區(qū)域之間的貿易交流、包含針對中央政府的經(jīng)濟發(fā)展策略及地方經(jīng)濟自身發(fā)展的戰(zhàn)略，比如地區(qū)之間交通設施的建設、金融發(fā)展體系的優(yōu)化。

參考文獻：

1.張彤，李涵，宋瑞超.產(chǎn)業(yè)結構調整與經(jīng)濟轉型下的產(chǎn)業(yè)現(xiàn)狀與展望[J].經(jīng)濟研究，2014（6）

2.趙凱，宋則.商貿流通業(yè)影響力及作用機理研究[J].財貿經(jīng)濟，2009（1）

3.渠立權，張慶利，陳潔.江蘇省產(chǎn)業(yè)結構調整對經(jīng)濟增長貢獻的空間分析[J].地域研究與開發(fā)，2013（1）

4.譚鑫，趙鑫鋮.產(chǎn)業(yè)結構調整對經(jīng)濟增長穩(wěn)定性影響分析——以云南省為例[J].資源開發(fā)與市場，2016（5）

5.于斌斌.產(chǎn)業(yè)結構調整與生產(chǎn)率提升的經(jīng)濟增長效應——基于中國城市動態(tài)空間面板模型的分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2015（12）

6.費清，盧愛珍.商貿流通業(yè)對經(jīng)濟增長貢獻的作用機理及優(yōu)化對策[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2015（12）

7.李勝軍.商貿流通業(yè)在我國產(chǎn)業(yè)體系中的動態(tài)角色分析[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2016（7）

8.鄢嫣.產(chǎn)業(yè)結構調整對我國經(jīng)濟增長的影響效應研究[D].江西財經(jīng)大學，2013

9.干春暉，鄭若谷，余典范.中國產(chǎn)業(yè)結構變遷對經(jīng)濟增長和波動的影響[J].經(jīng)濟研究，2011（5）

10.趙武.商貿流通業(yè)的經(jīng)濟增長效應及深化策略[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2016（13）

11.馬鐵成.我國商貿流通業(yè)對經(jīng)濟增長貢獻的區(qū)域對比[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2016（18）endprint