范 曄 副教授 劉宇偉 教授
(1、江蘇工程職業(yè)技術(shù)學院 江蘇南通 226007;2、揚州大學商學院 江蘇揚州 225127)
當前,我國已進入經(jīng)濟增速換檔期,宏觀經(jīng)濟增速總體放緩,流通業(yè)增長也不斷趨緩,2018 年全國流通業(yè)實現(xiàn)增加值14.07 萬億元,同比增幅為9%,增幅較2017 年下降0.6 個百分點,較2010 年則下降了近10 個百分點,全國社會消費品零售總額的增長也不斷放緩。在新舊動能轉(zhuǎn)換的重要階段,如何有效推動流通業(yè)的發(fā)展,對加快暢通產(chǎn)銷渠道,加速釋放經(jīng)濟活力,助推宏觀經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展具有重要現(xiàn)實意義。
生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是包括交通運輸、批發(fā)零售、金融、商務(wù)服務(wù)、研發(fā)技術(shù)服務(wù)等在內(nèi)的復合型產(chǎn)業(yè),其發(fā)展關(guān)系到整個生產(chǎn)系統(tǒng)的效率,自然對流通業(yè)的發(fā)展帶來一定影響。從發(fā)展階段來看,我國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)已形成較大規(guī)模,發(fā)展也較為穩(wěn)定。結(jié)合GELLATLY 和BALDWIN(2000)的觀點,伴隨著生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)規(guī)模的壯大,其內(nèi)部種類也日漸豐富,產(chǎn)業(yè)的多樣化日益明顯,分工和專業(yè)化也不斷加深。據(jù)此,有必要探討我國生產(chǎn)性服務(wù)多樣化對流通業(yè)發(fā)展產(chǎn)生了何種影響。在這一研究主題下,筆者亦認為區(qū)位因素也是影響流通業(yè)發(fā)展的重要原因,特別是毗鄰地區(qū)的發(fā)展容易對本地經(jīng)濟發(fā)展帶來溢出,因此有必要納入地理毗鄰這一因素,借助空間計量經(jīng)濟模型分析框架,探討生產(chǎn)性服務(wù)多樣化、地理毗鄰與流通業(yè)發(fā)展之間的關(guān)系。
本文考慮地理毗鄰這一因素,即預期區(qū)域之間地理關(guān)系可能對流通業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生地理溢出,因此選用空間計量模型的框架進行實證分析。目前空間計量模型使用較多的類型有空間誤差模型SEM 和空間自相關(guān)模型SAR 兩種,其中空間誤差模型SEM 的基礎(chǔ)形式如下:
其中,變量Y為被解釋變量,X為解釋變量,β為影響系數(shù),ε表示由地理毗鄰帶來的空間誤差項,λ表示空間誤差系數(shù),μ則為剔除空間誤差項后存在的隨機誤差成分。
空間自相關(guān)模型SAR 的基礎(chǔ)形式如下:
其中,Y和X也分別為被解釋變量和解釋變量,ρ為空間滯后系數(shù),μ則為剔除空間滯后項后存在的隨機誤差成分。
本研究涉及的有關(guān)變量說明如下:
被解釋變量。流通業(yè)發(fā)展水平為被解釋變量,記為LT,本文選擇地方流通業(yè)增加值作為衡量指標。但流通業(yè)在統(tǒng)計中作為一個復合產(chǎn)業(yè),包括交通運輸倉儲和郵政業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、住宿和餐飲業(yè)三大類,因此將這三類行業(yè)的增加值加總,得到流通業(yè)增加值。
解釋變量。根據(jù)研究需要,本文主要解釋變量包括生產(chǎn)性服務(wù)多樣化和地理毗鄰兩個。其中,生產(chǎn)性服務(wù)多樣化記為DY,指標借鑒FRENKEN 和VERBURG(2007)的方法,對細分行業(yè)采用熵值法計算,具體在下文介紹。地理毗鄰通過隱性變量的形式體現(xiàn),主要通過空間矩陣的有關(guān)系數(shù)進行衡量。衡量空間矩陣時,借鑒多數(shù)學者的做法,以0-1 式的矩陣來表征。對矩陣W 中的任意元素wij,如果地區(qū)i 和j 在地理上是毗鄰的,那么定義wij值為1,否則,若兩者不毗鄰,則定義wij值為0。特別地,為消除“孤島效應(yīng)”,本文在此特別定義海南省與廣東、廣西兩地是毗鄰的。
控制變量包括以下幾個:第一,勞動力供給水平。記為LAB,采用流通業(yè)年末從業(yè)人員數(shù)量進行衡量。第二,資本水平。記為ZB,采用流通業(yè)全社會固定資產(chǎn)投資額進行衡量。勞動力和資本作為影響流通業(yè)發(fā)展的兩大要素,在統(tǒng)計勞動力和資本指標時,都通過對交通運輸倉儲和郵政業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、住宿和餐飲業(yè)三大行業(yè)的相應(yīng)指標加總計算得到。第三,制造業(yè)發(fā)展水平。選擇該變量主要是考慮到流通業(yè)在一定程度上是依附于生產(chǎn)制造的,考察制造業(yè)的發(fā)展對流通業(yè)發(fā)展的影響。記為ZY,采用地方第二產(chǎn)業(yè)增加值進行衡量。第四,城市化水平。選擇該變量是基于流通市場的繁榮受城市發(fā)展進程的影響,這里考察城市化對流通業(yè)發(fā)展的影響。記為CS,采用地區(qū)城市化率進行衡量,即地區(qū)城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎亍?/p>
基于以上變量,可以將SEM 模型和SAR 模型具體化。SEM 模型具體如下:
SAR 模型具體可表示如下:
其中,下標i指代地區(qū)橫截面,下標t指代時間,β0為常數(shù)項,β1~β5為相關(guān)變量對應(yīng)的影響系數(shù)。
假定生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)可以劃分為S 個大類部門,S 個部分又可細分為N 個小門類,為確保量綱一致,統(tǒng)一采用就業(yè)人員指標,因此S 個大類的就業(yè)比重就可以用小類部門的就業(yè)比重求和得到:
大類部門中的細分部門多樣化水平可如下計算:
大類部門之間的多樣化水平可如下計算:
于是,一個地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)多樣化水平指數(shù)可表示如下:
在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)門類選擇上,國家已印發(fā)了《生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)統(tǒng)計分類(2019)》,但由于本文所采用的數(shù)據(jù)年份在2019 年之前,因此結(jié)合《生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)統(tǒng)計分類(2015)》的門類劃分標準更妥。由于門類眾多,部分數(shù)據(jù)獲取不便,基于數(shù)據(jù)的可得性,本文選取了研發(fā)設(shè)計與其他技術(shù)服務(wù)、貨物運輸倉儲和郵政快遞服務(wù)、金融服務(wù)、生產(chǎn)性租賃服務(wù)、商務(wù)服務(wù)、批發(fā)經(jīng)紀代理服務(wù)這幾個大類,具體細分門類參見《生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)統(tǒng)計分類(2015)》。
基于數(shù)據(jù)的可獲得性,本文選取2011 ~2018 年我國31 個省市區(qū)(港澳臺地區(qū)除外)的宏觀面板數(shù)據(jù),檢驗生產(chǎn)性服務(wù)多樣化、地理毗鄰與流通業(yè)發(fā)展的關(guān)系。上述指標的數(shù)據(jù)來源于歷年各省、直轄市、自治區(qū)的地方統(tǒng)計官方網(wǎng)站、國研網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。實際數(shù)據(jù)處理時,對變量LT、LAB、ZB、ZY 都做對數(shù)化處理,一方面消除量綱,另一方面增強數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。
通過熵值法,測算各地2011 ~2018 年的生產(chǎn)性服務(wù)多樣化水平指數(shù)。限于篇幅,對各地生產(chǎn)性服務(wù)多樣化水平指數(shù)進行平均化處理,整理得到全國生產(chǎn)性服務(wù)多樣化水平指數(shù),并根據(jù)各地指數(shù)結(jié)果,計算全國面上的變異系數(shù),如表1 所示。
由表1 結(jié)果可知,全國面上的生產(chǎn)性服務(wù)多樣化水平總體上存在著隨年提升的態(tài)勢。其中,2018 年生產(chǎn)性服務(wù)多樣化水平指數(shù)為2.5018,同比提高了2.02%,較2011年提高了19.49%。由此可見,長期以來我國生產(chǎn)性服務(wù)的多元化發(fā)展是不斷顯現(xiàn)的。細究動態(tài)變化特征可知,2011 ~2018 年生產(chǎn)性服務(wù)多樣化水平指數(shù)出現(xiàn)了兩個拐點,其中2013 年是指數(shù)由上升轉(zhuǎn)向下降的拐點,2015 年是由下降轉(zhuǎn)向上升的拐點。從變異系數(shù)來看,數(shù)值總體上存在不斷提高的趨勢,這表明我國不同地區(qū)之間生產(chǎn)性服務(wù)多樣化水平的橫向差異有不斷增加的趨勢。
表1 我國生產(chǎn)性服務(wù)多樣化水平指數(shù)計算結(jié)果
表2 變量LT 和DY 的Moran’s I 指數(shù)
表3 空間計量模型(SEM 和SAR)回歸結(jié)果
1.空間自相關(guān)性檢驗。由Moran’s I 指數(shù)方法,重點檢驗被解釋變量LT 和解釋變量DY 的空間自相關(guān)性。采用GeoDA 軟件計算,得到兩個變量的Moran’s I 指數(shù),如表2 所示。由表2 的結(jié)果可以看到,2011-2018 年我國流通業(yè)發(fā)展水平LT 的Moran’s I 指數(shù)都是大于零的,且歷年都通過顯著性檢驗;生產(chǎn)性服務(wù)多樣化水平DY 雖然在2011 年和2012 年Moran’s I 指數(shù)不顯著,但是2013-2018 年的Moran’s I 指數(shù)都是大于零且顯著的。由此顯示,我國流通業(yè)發(fā)展以及生產(chǎn)性服務(wù)多樣化都因地理毗鄰而存在著較為明顯的正向集聚性。與此同時,可以發(fā)現(xiàn)兩個變量的Moran’s I 指數(shù)總體上都是有提升態(tài)勢的,即表明了流通業(yè)發(fā)展以及生產(chǎn)性服務(wù)多樣化的空間溢出性都在不斷增強。在此情況下,可以預期生產(chǎn)性服務(wù)多樣化對流通業(yè)發(fā)展的影響也受到地理毗鄰的空間溢出效應(yīng)。
2.空間計量模型回歸結(jié)果及分析。借助Matlab 軟件,分別采用SEM 模型和SAR 模型對樣本數(shù)據(jù)進行回歸,結(jié)果如表3 所示。
首先判斷相對更加合適的模型,空間誤差系數(shù)和空間滯后系數(shù)都是顯著的,Moran 指數(shù)為0.2983,且在1%的水平顯著,因此采用SEM 模型和SAR 模型都是必要的。對于SEM 模型,LM 值為4.9130,在1%水平顯著,R-LM 值為18.7623,在1%水平顯著,但SAR 模型的LM值和R-LM 值都明顯小于SEM 模型,因此認為選擇SEM模型更優(yōu)。
重點考察生產(chǎn)性服務(wù)多樣化和地理毗鄰對流通業(yè)發(fā)展的影響效應(yīng):生產(chǎn)性服務(wù)多樣化變量DY 的系數(shù)為0.3749,且在1%的水平顯著,從統(tǒng)計意義來看,生產(chǎn)性服務(wù)多樣化每提升1 個百分點,可以顯著帶動流通業(yè)規(guī)模增長0.3749 個百分點??傮w上,我國生產(chǎn)性服務(wù)多樣化對流通業(yè)發(fā)展的影響是比較明顯的。從當前我國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)多元化發(fā)展來看,金融業(yè)增加值增長9%,科學研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)增加值增長11%,在經(jīng)濟增速換擋期下這些行業(yè)都保持了較快增長,不同行業(yè)對流通業(yè)的發(fā)展又發(fā)揮了不同的作用,總體上對我國流通業(yè)的發(fā)展帶來了較為明顯的利好。例如,依托金融業(yè)增長,可以為流通企業(yè)主體的資金需求帶來較為有效的保障;依托科學研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)的較快增長,關(guān)聯(lián)的科技成果運用范圍內(nèi)的各類生產(chǎn)行業(yè),以及上游的科學儀器設(shè)備制造業(yè)等行業(yè)增長點也都得到一定釋放,這對于流通業(yè)規(guī)模的增長都是較為有利的。
空間誤差系數(shù)λ 值為0.3612,且在1%的水平顯著,說明了我國流通業(yè)規(guī)模在地理空間的毗鄰上客觀表現(xiàn)出較為顯著的空間依賴,并且這種空間依賴關(guān)系主要是經(jīng)過生產(chǎn)性服務(wù)多樣化和勞動力、資本、制造業(yè)發(fā)展等因素共同影響作用下的誤差沖擊,再由地理毗鄰進行空間傳遞而實現(xiàn)的。從統(tǒng)計意義上來看,λ 值可以衡量毗鄰地區(qū)觀測值的變化對本地觀測值的影響程度與方向。由此,若一個地區(qū)的毗鄰地區(qū)流通業(yè)規(guī)模增長1 個單位,將通過空間傳遞作用,促進本地區(qū)流通業(yè)規(guī)模同向變化0.3612個單位。該實證結(jié)果與前文流通業(yè)空間自相關(guān)性結(jié)果也是相符合的。
再來觀察幾個控制變量對流通業(yè)發(fā)展的影響效應(yīng):第一,勞動力供給水平變量。LAB 的系數(shù)值為0.7626,且在5%的水平顯著,從統(tǒng)計意義上看,流通業(yè)勞動力供給量每提升1 個百分點,可以顯著通過勞動投入產(chǎn)出效應(yīng),拉動流通業(yè)規(guī)模增長0.7626 個百分點。總體上,在我國流通業(yè)的增長中,勞動力要素的貢獻是非常顯著的。第二,資本水平變量。ZB 的系數(shù)值為0.5802,且在1%的水平顯著,從統(tǒng)計意義上看,流通業(yè)資本規(guī)模每提升1 個百分點,可以顯著通過資本產(chǎn)出效應(yīng),拉動流通業(yè)規(guī)模增長0.5802 個百分點。一方面,資本要素對流通業(yè)增長的貢獻是比較顯著的,另一方面,比較可知資本的影響系數(shù)小于勞動力的影響系數(shù),由此在一定程度上表明了我國流通業(yè)的增長方式仍是以勞動力推動為主的。第三,制造業(yè)發(fā)展水平變量。ZY 的系數(shù)值為1.5429,在1%的水平顯著,且數(shù)值較大。從統(tǒng)計意義上看,制造業(yè)規(guī)模每增長1 個百分點,可以顯著帶動流通業(yè)規(guī)模增長1.5429 個百分點。這一結(jié)果充分體現(xiàn)了我國流通業(yè)對制造業(yè)的依附性,上游生產(chǎn)供給的壯大,對下游流通活動的開展提供了重要的先決條件。第四,城市化水平變量。CS 的系數(shù)值為0.3573,且在5%的水平顯著。由此來看,城市化建設(shè)也是拉動流通業(yè)增長的重要因素。流通業(yè)作為連結(jié)末端消費的重要行業(yè),城市化進程帶來了商業(yè)設(shè)施的豐富化,從而為流通業(yè)的發(fā)展創(chuàng)造更加有利的條件。
本文采用空間計量經(jīng)濟模型,使用熵值法計算我國生產(chǎn)性服務(wù)多樣化水平,并實證檢驗了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)多樣化、地理毗鄰與流通業(yè)規(guī)模增長之間的關(guān)系。首先,根據(jù)生產(chǎn)性服務(wù)多樣化水平測算結(jié)果,雖然在2011 ~2018 年期間有明顯波動趨勢,但全國面上的生產(chǎn)性服務(wù)多樣化水平總體上是不斷提升的,同時不同地區(qū)之間生產(chǎn)性服務(wù)多樣化水平的差異也不斷明顯化。其次,根據(jù)空間自相關(guān)檢驗結(jié)果,我國各地的流通業(yè)規(guī)模和生產(chǎn)性服務(wù)多樣化水平都因地理毗鄰而存在著較為明顯的正向集聚性。再次,根據(jù)空間計量經(jīng)濟模型回歸結(jié)果來看,生產(chǎn)性服務(wù)多樣化發(fā)展與演變,對我國流通業(yè)規(guī)模增長具有顯著推動作用,同時流通業(yè)規(guī)模在地理空間的毗鄰上客觀表現(xiàn)出顯著空間依賴,即毗鄰地區(qū)流通業(yè)規(guī)模的增長,能通過空間傳遞效應(yīng),促進本地流通業(yè)增長。
本文的研究結(jié)論對流通業(yè)的戰(zhàn)略性發(fā)展具有一定的借鑒,筆者根據(jù)研究提出以下對策建議:第一,應(yīng)積極培育推進生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)朝多元化發(fā)展。僅從促進流通業(yè)發(fā)展的視角看,生產(chǎn)性服務(wù)多樣化發(fā)展釋放的作用也是顯著的。因此要圍繞我國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的門類和時代需求趨勢,明確重點培育導向,有針對性地引導生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展,從而為流通業(yè)發(fā)展提供更多增長驅(qū)動力。第二,應(yīng)主動推進區(qū)域協(xié)同一體化發(fā)展。地理毗鄰的客觀條件,是流通業(yè)增長的一個因素,這也表明了地方與地方之間應(yīng)利用好地理先天條件,加快推進區(qū)域協(xié)同發(fā)展,特別是落實推進“一帶一路”倡議及長江經(jīng)濟帶、京津冀協(xié)同、長三角一體化等戰(zhàn)略,探索地方商貿(mào)合作、交通設(shè)施一體化等發(fā)展路徑,破解區(qū)域壁壘,從而為流通業(yè)的發(fā)展營造有利環(huán)境。第三,應(yīng)積極推進流通業(yè)內(nèi)生式發(fā)展。勞動力和資本是流通業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵要素,在新舊動能轉(zhuǎn)換的新時期,流通業(yè)的發(fā)展需要有更高質(zhì)量的勞動力和資本等要素供給,因此流通業(yè)企業(yè)自身也要注重內(nèi)涵式發(fā)展,積極學習借鑒先進經(jīng)營管理方式,并加大有效資本投入,為流通業(yè)的發(fā)展賦予更多動能。