周永蓮

內(nèi)容摘要：隨著我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平的不斷提升，我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)入轉(zhuǎn)型期，但這一轉(zhuǎn)型過(guò)程存在一定的矛盾性，而這些矛盾在商貿(mào)流通領(lǐng)域尤為突出。對(duì)此，文章基于我國(guó)2000-2017年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)構(gòu)建了實(shí)證模型，并以此分析了市場(chǎng)化指數(shù)與商貿(mào)流通業(yè)份額之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。結(jié)果表明：區(qū)域內(nèi)部市場(chǎng)化水平與商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展水平高度正相關(guān)，政府應(yīng)通過(guò)加強(qiáng)區(qū)域市場(chǎng)化水平降低區(qū)域商貿(mào)流通水平的差異性，建立更為完善、高效的市場(chǎng)化結(jié)構(gòu)。

關(guān)鍵詞：市場(chǎng)化水平 ? 區(qū)域經(jīng)濟(jì) ? 商貿(mào)流通業(yè) ? 實(shí)證研究

引言

隨著我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平的不斷提升，我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)入轉(zhuǎn)型期，這一流程刺激了國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，但同樣也造成了諸多問(wèn)題。商貿(mào)流通業(yè)作為連接生產(chǎn)與消費(fèi)的重要環(huán)節(jié)，其市場(chǎng)化程度與國(guó)民經(jīng)濟(jì)活力相關(guān)。隨著市場(chǎng)化程度的加深，雖然其一方面能夠擴(kuò)大商貿(mào)流通業(yè)的市場(chǎng)、促進(jìn)市場(chǎng)活力，進(jìn)而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，但另一方面也可能引致過(guò)度激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，從而造成由同資本作用下產(chǎn)生的“低端鎖定”問(wèn)題。對(duì)此，賴(lài)先進(jìn)和王登禮（2017）認(rèn)為，我國(guó)區(qū)域產(chǎn)業(yè)的發(fā)展受到多種宏觀因素的影響和制約，其在實(shí)證研究中發(fā)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、對(duì)外開(kāi)放水平及城鎮(zhèn)化水平是主要的正向影響因素。由此可以看出，區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展與市場(chǎng)開(kāi)放關(guān)系緊密相連，兩者的關(guān)系仍需更多研究者進(jìn)行進(jìn)一步挖掘和探究。

文獻(xiàn)綜述

在國(guó)內(nèi)外研究中，針對(duì)商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的作用有多個(gè)角度的論述。仲偉周和陳晨（2018）建立了以人力資本為門(mén)限變量的門(mén)限回歸模型，實(shí)證分析了貿(mào)易開(kāi)放水平對(duì)以專(zhuān)利申請(qǐng)量為代表的區(qū)域創(chuàng)新的影響，其研究表明貿(mào)易開(kāi)放水平對(duì)專(zhuān)利申請(qǐng)量的影響存在顯著的人力資本門(mén)限效應(yīng)，同時(shí)其會(huì)制約區(qū)域內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變;夏偉華（2017）采用非徑向數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）的方法測(cè)度商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展效率，其研究發(fā)現(xiàn)，商貿(mào)流通業(yè)效率水平的提升存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)，即商貿(mào)流通業(yè)效率水平的提升對(duì)區(qū)域內(nèi)部的市場(chǎng)化發(fā)展有著顯著的正向影響作用;蘇俊華等（2017）在利用綜合指標(biāo)評(píng)價(jià)體系測(cè)度商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展水平的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了動(dòng)態(tài)面板計(jì)量模型，最終得出對(duì)外開(kāi)放水平是影響居民消費(fèi)支出的主要因素之一;蘇金玲（2017）測(cè)算了居民消費(fèi)對(duì)商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的影響，其認(rèn)為改革開(kāi)放帶來(lái)的居民消費(fèi)規(guī)模紅利以及消費(fèi)升級(jí)幫助了商貿(mào)流通業(yè)實(shí)現(xiàn)逆周期發(fā)展;石喜愛(ài)等（2017）分析了“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的作用，其研究發(fā)現(xiàn)“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)區(qū)域開(kāi)放程度產(chǎn)生了較強(qiáng)的影響，并在不同區(qū)域的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型中產(chǎn)生了異質(zhì)效果，產(chǎn)業(yè)推動(dòng)作用在我國(guó)呈現(xiàn)東部、中部、西部階梯式下降分布;章秀琴（2017）研究表明，外商直接投資促進(jìn)了外貿(mào)規(guī)模，進(jìn)而幫助區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，其對(duì)省級(jí)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了有利影響。上述研究均從不同側(cè)面說(shuō)明了市場(chǎng)化水平和商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的相關(guān)性，但尚未有文章直接對(duì)此問(wèn)題展開(kāi)研究，故本文分析了市場(chǎng)化水平與商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的關(guān)系，以探索商貿(mào)流通領(lǐng)域的發(fā)展前景。

面板模型及設(shè)定

（一）模型介紹

本文采用面板模式，面板模型包含變系數(shù)模型、變截距模型與混合系數(shù)回歸模型，其一般形式為：

（1）

公式（1）中，yit是因變量，xkit表示i區(qū)域t時(shí)間下的k個(gè)解釋變量，需注意的是，面板數(shù)據(jù)并不需要時(shí)間與區(qū)域數(shù)據(jù)的均等，βki則是對(duì)于k個(gè)變量的系數(shù)，各個(gè)面板模型的差別在于變量系數(shù)與截距項(xiàng)的設(shè)定。

（二）模型設(shè)定及假設(shè)

對(duì)于模型的設(shè)定需要遵循計(jì)量模型的信息準(zhǔn)則，需檢測(cè)兩種原假設(shè)：

H0：假定模型形式為變截距模型。

H1：假定模型形式為混合回歸模型。

對(duì)于兩個(gè)原假設(shè)的檢驗(yàn)分別需要觀察兩個(gè)F統(tǒng)計(jì)量：

（2）

公式（2）中，N代表橫截面的個(gè)數(shù)，T代表單一截面的時(shí)間序列長(zhǎng)度，S1、S2、S3分別代表變系數(shù)模型、變截距模型、混合回歸模型的回歸殘差平方和。

（三）變量設(shè)定及描述性統(tǒng)計(jì)

本文的被解釋變量是商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展水平，采用商貿(mào)流通業(yè)歷年的市場(chǎng)份額替代;解釋變量是市場(chǎng)化水平，采用樊綱（2018）所發(fā)布的《中國(guó)市場(chǎng)化報(bào)告》（2018）中的市場(chǎng)化指數(shù)進(jìn)行替代。控制變量包含人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人口總數(shù)、技術(shù)進(jìn)步三個(gè)控制變量。上述變量設(shè)定及方法如表1所示。根據(jù)各個(gè)變量的原始數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。本文首先需對(duì)模型中涉及到的各變量進(jìn)行一個(gè)簡(jiǎn)單的描述性統(tǒng)計(jì)分析，以為后文的模型驗(yàn)證奠定基礎(chǔ)。本文的數(shù)據(jù)處理軟件為 Stata 14，數(shù)據(jù)時(shí)間為2000-2017年，包含了我國(guó)除港澳臺(tái)地區(qū)31個(gè)省市區(qū)。

由表2可知，在2000-2017年期間，我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的平均水平較高，對(duì)外開(kāi)放程度均值為46.89，處于中低區(qū)間，兩個(gè)主要變量的標(biāo)準(zhǔn)差較大，說(shuō)明不同區(qū)域間的發(fā)展存在較大差異。

實(shí)證結(jié)果及分析

根據(jù)預(yù)先的單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，其主要變量均在5%的檢驗(yàn)水平上拒絕原假設(shè)，故認(rèn)為不存在單位根，據(jù)此，各個(gè)變量均為同階單整序列，滿(mǎn)足協(xié)整檢驗(yàn)要求;在協(xié)整檢驗(yàn)中，本文采用Kao-ADF方法進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)各個(gè)變量在5%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，即各個(gè)變量間存在協(xié)整關(guān)系，并在長(zhǎng)期存在均衡關(guān)系，故可以采用公式（1）展示回歸檢驗(yàn);本文利用公式（2）的F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)，可以估計(jì)本文所需的面板模型形式，通過(guò)固定效應(yīng)變系數(shù)模型、固定效應(yīng)變截距模型和混合回歸模型的F值檢驗(yàn)得出各個(gè)回歸模型的殘差平方和：S1=3.71×109，S2=2.47×1010，S1=3.66×1010，可知統(tǒng)計(jì)量 F2高于臨界值，在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)H1;進(jìn)一步檢驗(yàn)中，在5%的水平下拒絕原假設(shè)H0，因此采用固定效應(yīng)變系數(shù)模型對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合的效果最好，本文將31個(gè)省份分類(lèi)為中部、東部、西部，以避免變系數(shù)模型中截面成員較少的矛盾，擬合結(jié)果如表3所示。模型（2）中，本文采用了2006-2016年我國(guó)31個(gè)省級(jí)地區(qū)（不含港澳臺(tái)）的面板數(shù)據(jù)，總共341個(gè)樣本觀測(cè)值。表3中i和t分別代表省級(jí)區(qū)域和第t年。IS值即為公式（1）中求得的各區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)指數(shù)（見(jiàn)表1），α為截距項(xiàng)，β和γ是回歸參數(shù)，μ是隨個(gè)體變化的隨機(jī)變量，e是殘差值。

表3的回歸結(jié)果中，模型擬合水平為93.12%，調(diào)整后為91.31%，擬合程度較高，D.W檢驗(yàn)值接近2，擬合效果良好，由此可得東部、中部及西部的回歸方程：

從表3的實(shí)證結(jié)果和回歸方程可以得出如下三個(gè)結(jié)論：第一，區(qū)域內(nèi)的市場(chǎng)化水平可以有效促進(jìn)商貿(mào)流通業(yè)增長(zhǎng)，三個(gè)主要回歸方程的Open變量的系數(shù)均顯著為正，市場(chǎng)化水平的邊際效應(yīng)產(chǎn)生了東部>中部>西部的排序，市場(chǎng)化指數(shù)每提高1各單位，東部、中部、西部的商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展分別增加1.2327、0.8562和0.6308個(gè)單位;第二，區(qū)域開(kāi)放程度與影響效果具備一致性，東部、中部、西部本身的開(kāi)放程度不斷下降，而在推動(dòng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的路徑中，這一排序依然顯著，說(shuō)明開(kāi)放地區(qū)的進(jìn)一步市場(chǎng)化對(duì)產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生的效果更強(qiáng);第三，從解釋變量來(lái)看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展（GDP）和技術(shù)進(jìn)步（INV）均能有效促進(jìn)商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展，而人口（N）則明顯存在負(fù)相關(guān)性，作為更貼近于服務(wù)部門(mén)的商貿(mào)流通業(yè)，其產(chǎn)業(yè)密集型要求不高，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展和技術(shù)進(jìn)步的影響顯著性低于對(duì)外開(kāi)放。

結(jié)論

本文研究證明，區(qū)域內(nèi)部市場(chǎng)化水平與商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展水平呈高度正相關(guān)，同時(shí)透過(guò)市場(chǎng)化水平微觀機(jī)理與實(shí)證機(jī)制分析可以發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)化水平提升在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中具備典型的動(dòng)態(tài)延續(xù)特征。另外，隨著市場(chǎng)化水平提升投入的增多和經(jīng)濟(jì)發(fā)展強(qiáng)度的提升，市場(chǎng)化水平提升乘數(shù)的擴(kuò)散過(guò)程在不同區(qū)域并不是一致的。市場(chǎng)化水平提升擴(kuò)散受到傳播距離和傳播介質(zhì)的影響，這是由于市場(chǎng)化水平提升活動(dòng)總是在一定的組織制度中進(jìn)行，組織制度作為傳播介質(zhì)，會(huì)在市場(chǎng)化水平提升過(guò)程中產(chǎn)生變動(dòng)。一方面，商貿(mào)流通企業(yè)所進(jìn)行的市場(chǎng)化活動(dòng)提升會(huì)引起產(chǎn)品、渠道、管理等多個(gè)維度的變革，這勢(shì)必會(huì)影響商貿(mào)流通企業(yè)已有組織架構(gòu)。另一方面，市場(chǎng)化發(fā)展本身也包含了組織結(jié)構(gòu)維度的概率，商貿(mào)流通企業(yè)通過(guò)組織制度創(chuàng)新增強(qiáng)激勵(lì)、約束及協(xié)調(diào)機(jī)制，從而促進(jìn)了新技術(shù)的應(yīng)用與發(fā)展，進(jìn)而影響了其市場(chǎng)化水平的提升。

綜上所述，本文認(rèn)為市場(chǎng)化發(fā)展對(duì)商貿(mào)流通業(yè)的作用途徑如下：

首先，市場(chǎng)化水平提升在同質(zhì)性市場(chǎng)層面會(huì)形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)。市場(chǎng)化水平提升可以幫助商貿(mào)流通企業(yè)在降低原有成本的同時(shí)提高產(chǎn)出水平，從而推動(dòng)商貿(mào)流通企業(yè)擴(kuò)大規(guī)模以獲得遞增的規(guī)模效應(yīng)。而當(dāng)市場(chǎng)化水平發(fā)生變動(dòng)時(shí)，商貿(mào)流通企業(yè)可以通過(guò)擴(kuò)大生產(chǎn)技術(shù)性的邊界，實(shí)現(xiàn)相同生產(chǎn)規(guī)模下更優(yōu)的投入產(chǎn)出水平。

其次，市場(chǎng)化水平提升在互補(bǔ)性市場(chǎng)層面形成范圍經(jīng)濟(jì)。通過(guò)市場(chǎng)化水平提升，商貿(mào)流通企業(yè)能夠滿(mǎn)足多個(gè)互補(bǔ)性市場(chǎng)的需求，進(jìn)而優(yōu)化市場(chǎng)層面的服務(wù)架構(gòu)、實(shí)現(xiàn)單一服務(wù)向多個(gè)市場(chǎng)的跨越。對(duì)生產(chǎn)性商貿(mào)流通企業(yè)而言，由于資產(chǎn)專(zhuān)用性的瓶頸問(wèn)題，當(dāng)市場(chǎng)供需達(dá)成均衡后，其很難從單一產(chǎn)品上獲取超額利潤(rùn)。對(duì)此商貿(mào)流通企業(yè)可利用軟要素的共享性，從而使原有產(chǎn)品的生產(chǎn)資源突破資產(chǎn)專(zhuān)用性的束縛，使原有的生產(chǎn)資料服務(wù)于更廣泛的市場(chǎng)，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品價(jià)值的上升和成本的下降。故市場(chǎng)化水平的提升不僅能夠?qū)崿F(xiàn)產(chǎn)品應(yīng)用場(chǎng)景和利潤(rùn)水平的上升，還能夠通過(guò)新生產(chǎn)品類(lèi)別創(chuàng)造新型產(chǎn)業(yè)業(yè)態(tài)，從結(jié)構(gòu)層面促進(jìn)商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展。

最后，市場(chǎng)化水平提升在網(wǎng)絡(luò)性市場(chǎng)層面形成聯(lián)結(jié)經(jīng)濟(jì)（Economies of Connection）。在信息化時(shí)代，市場(chǎng)化水平的提升往往會(huì)形成建立在網(wǎng)絡(luò)市場(chǎng)層級(jí)之上的聯(lián)結(jié)經(jīng)濟(jì)。而隨著網(wǎng)絡(luò)市場(chǎng)帶來(lái)的零信息成本環(huán)境，市場(chǎng)化活動(dòng)所帶來(lái)的技術(shù)進(jìn)步越過(guò)了同質(zhì)性市場(chǎng)中壟斷競(jìng)爭(zhēng)的路徑，大量不同的市場(chǎng)主體通過(guò)信息網(wǎng)絡(luò)相互聯(lián)結(jié)，構(gòu)成一體化之中的內(nèi)部競(jìng)爭(zhēng)與協(xié)同市場(chǎng)。市場(chǎng)化水平提升所構(gòu)建的聯(lián)結(jié)經(jīng)濟(jì)，不僅幫助商貿(mào)流通企業(yè)降低了經(jīng)營(yíng)成本，還使得商貿(mào)流通企業(yè)能夠在廣泛的組織規(guī)模中更有效的享受市場(chǎng)化水平提升帶來(lái)的成果。

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