施新平 副教授

（常州工業(yè)職業(yè)技術學院 江蘇常州 213164）

引言

商貿流通產業(yè)是國民經濟的基礎性產業(yè)，其發(fā)展對國民經濟發(fā)展具有重要意義。當前隨著互聯(lián)網技術發(fā)展，電子商務興起，推動商貿流通產業(yè)增長方式轉變。在此背景下，學術界對商貿流通產業(yè)增長方式轉變進行深入研究。周梁（2016）探究了政府干預對商貿流通產業(yè)增長方式轉變的影響，認為在中國特色社會主義市場經濟條件下政府對商貿流通市場的干預能夠有效促進商貿流通產業(yè)增長方式轉變和結構優(yōu)化升級。孫赫強等（2017）認為商貿流通產業(yè)在國民經濟增長中扮演重要角色，對商貿流通產業(yè)增長方式的路徑進行深入研究，結果表明當前互聯(lián)網技能水平的提升在一定程度上促進商貿流通產業(yè)優(yōu)化升級。已有研究多采用實證分析方法對商貿流通產業(yè)增長方式轉變進行研究，但是很少采用面板數(shù)據(jù)進行研究，本文利用面板數(shù)據(jù)模型進行理論與實證分析，具有一定創(chuàng)新性。

理論分析

產業(yè)增長主要驅動要素轉變是產業(yè)增長方式轉變的前提。根據(jù)驅動要素貢獻大小及變化情況，本文將產業(yè)增長方式轉變劃分為勞動驅動、資本驅動、技術驅動。產業(yè)增長方式轉變往往不是單要素驅動的結果，而是勞動、資本、技術三大要素綜合驅動的結果。本文重點探究商貿流通產業(yè)增長方式轉變，根據(jù)商貿流通產業(yè)的定義，本文將批發(fā)和零售業(yè)作為商貿流通產業(yè)的代表性行業(yè)，根據(jù)柯布-道格拉斯生產函數(shù)，并分別對其進行不變要素彈性和可變要素彈性估計，采用索洛余值法測算商貿流通產業(yè)增長方式轉變要素貢獻率?？虏?道格拉斯生產函數(shù)如下：

其中，A為技術投入水平，L為勞動投入，K為資本投入，α、β分別為勞動、資本投入的彈性系數(shù)。對方程（1）兩邊同時取對數(shù)得到：

對方程（2）兩邊同時微分，可得：

在實際測算中使用一階差分代替微分：

令：

m為剩余法計算得到的商貿流通產業(yè)增長方式轉化系數(shù)。對方程（5）進行變化，同時除以Y可得：

商貿流通產業(yè)增長方式轉變是技術、勞動、資本三種要素共同驅動的結果，由此本文分別構建技術、勞動、資本貢獻率方程：

考慮到商貿流通產業(yè)偏向勞動密集和資本密集型產出，對技術水平的依賴性較弱，在下文分析中僅重點分析勞動和資本方面的商貿流通產業(yè)增長方式轉變。

實證分析

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

將商貿流通產業(yè)增長作為被解釋變量。根據(jù)商貿流通產業(yè)的定義，其主要涵蓋批發(fā)、零售、住宿、餐飲等行業(yè)，因此本文使用批發(fā)零售業(yè)增加值作為被解釋變量，增加值上升表示商貿流通產業(yè)增長迅速，使用Y1表示。為了保證回歸結果穩(wěn)健，本文分別選取批發(fā)和零售業(yè)資本投入、批發(fā)和零售業(yè)從業(yè)人員數(shù)量作為被解釋變量，分別使用Y2和Y3表示。人才是一個行業(yè)發(fā)展的基礎，因此人力資本狀況對商貿流通產業(yè)發(fā)展具有重要影響，本文將人力資本作為解釋變量，使用地區(qū)人均受教育年限表示，人均受教育年限越高，則該地區(qū)人力資本水平越高，使用edu表示；市場化水平影響地區(qū)商業(yè)發(fā)展，使用mar表示；城鎮(zhèn)化水平影響地區(qū)基礎設施狀態(tài)，使用city表示；使用熵值法測算各地區(qū)批發(fā)、零售產業(yè)區(qū)位熵，使用qw表示；對外貿易發(fā)展會影響地區(qū)經濟發(fā)展，進而影響商貿流通產業(yè)發(fā)展，使用外貿依賴程度表示，以進出口貿易額占GDP比重衡量，使用open表示；外商直接投資會影響地區(qū)投資力度，使用fdi表示；政府投資影響地區(qū)基礎設施建設，進而影響商貿流通產業(yè)發(fā)展，以政府財政支出占GDP比重衡量，使用zf表示；商貿流通產業(yè)基礎設施，使用人均鐵路里程表示，使用lt表示。此外，將年份作為虛擬變量。上述數(shù)據(jù)時間跨度為2002-2017年，數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局和各省統(tǒng)計年鑒。

（二）變量描述性統(tǒng)計分析及平穩(wěn)性檢驗

對變量進行描述性統(tǒng)計分析，結果如表1所示。為避免模型可能存在的異方差性，本文對Y1、Y2、Y3、edu、lt進行了對數(shù)化處理，對變量進行平穩(wěn)性檢驗，結果如表2所示。

如表2所示，本文分別使用LLC檢驗、IPS檢驗、ADF檢驗、PP檢驗對lnY1、lnY2、lnY3、lnedu、mar、city、qw、open、lnfdi、zf、lnlt的平穩(wěn)性進行檢驗，結果表明 lnY1、lnY2、lnY3、lnedu、mar、city、qw、open、lnfdi、zf、lnlt均為平穩(wěn)變量，因此可以直接構建回歸模型，無需擔心偽回歸問題。

（三）相關性分析

對lnedu、mar等變量與lnY1、lnY2、lnY3進行相關性檢驗，結果如表3所示。

如表3所示，lnedu與lnY1、lnY2、lnY3之間的相關系數(shù)分別為0.742、0.780、0.128，且均在1%的水平上顯著。說明人力資本與商貿流通產業(yè)增長方式轉變之間為正相關關系，相關性系數(shù)較大，說明人力資本水平對商貿流通產業(yè)增長方式轉變具有重要影響；mar與lnY1、lnY2、lnY3之間的相關系數(shù)分別為0.011、0.031、0.022，說明市場化水平與商貿流通產業(yè)增長方式轉變之間為正相關關系，相關系數(shù)較小且不顯著，說明市場化水平對商貿流通產業(yè)增長方式轉變并沒有顯著影響；city與lnY1、lnY2、lnY3之間的相關系數(shù)分別為0.219、0.206、0.175，且至少在5%的水平上顯著，說明城鎮(zhèn)化水平與商貿流通產業(yè)增長方式轉變之間為正相關關系；qw與lnY1、lnY2、lnY3之間的相關系數(shù)分別為0.348、0.120、0.080，說明產業(yè)集聚水平與商貿流通產業(yè)增長方式轉變之間為正相關關系；open與lnY1、lnY2、lnY3之間的相關系數(shù)分別為0.099、0.034、0.115，說明對外貿易依賴水平與商貿流通產業(yè)增長方式轉變之間為正相關關系；lnfdi與 lnY1、lnY2、lnY3之間的相關系數(shù)分別為0.353、0.231、0.099，說明外資依賴水平與商貿流通產業(yè)增長方式轉變之間為正相關關系；zf與lnY1、lnY2、lnY3之間的相關系數(shù)分別為0.607、0.371、0.067，說明政府投資水平與商貿流通產業(yè)增長方式轉變之間為正相關關系；lnlt與lnY1、lnY2、lnY3之間的相關系數(shù)分別為0.074、0.154、0.037，說明商貿流通業(yè)基礎設施水平與商貿流通產業(yè)增長方式轉變之間為正相關關系。

表1 變量描述性統(tǒng)計分析

表2 變量平穩(wěn)性檢驗

表3 各變量相關性分析結果（Pairwise correlations）

表3 各變量相關性分析結果（續(xù)）

表4 模型1回歸結果

表5 模型2回歸結果

表6 模型3回歸結果

（四）回歸模型構建

本文構建回歸理論模型如方程（10）、（11）、（12）所示：

其中，lnY1為批發(fā)和零售業(yè)增加值的對數(shù)；lnY2為批發(fā)和零售業(yè)資本投入的對數(shù)；lnY3為批發(fā)和零售業(yè)從業(yè)人員數(shù)量的對數(shù)；lnedu為地區(qū)人均受教育年限的對數(shù)；mar為市場化指數(shù)；city為城鎮(zhèn)化率；qw為批發(fā)零售行業(yè)區(qū)位熵；open為進出口貿易額占GDP比重；lnfdi為外商直接投資額的對數(shù)；zf為政府財政支出占GDP比重；lnlt為人均鐵路里程的對數(shù)；C為常數(shù)項；year為虛擬變量；α、β、ρ為回歸系數(shù)。

（五）回歸結果分析

本文采用個體和時間雙固定效應模型進行回歸分析，結果如表4、表5、表6所示。

如表4、表5、表6所示，lnedu與lnY1、lnY2、lnY3之間的回歸系數(shù)分別為 0.046、0.058、0.057，且均在1%的水平上顯著，說明人力資本水平提升能夠促進商貿流通產業(yè)增長方式轉變；mar與lnY1、lnY2、lnY3之間的相關系數(shù)分別為0.001、0.020、0.030，P值均低于0.05，說明市場化水平提升促進商貿流通產業(yè)增長方式轉變；city與lnY1、lnY2、lnY3之間的相關系數(shù)分別為0.013、0.001、0.004，且至少在5%的水平上顯著，說明城鎮(zhèn)化水平提升對商貿流通產業(yè)增長方式轉變具有積極影響；qw與lnY1、lnY2、lnY3之間的相關系數(shù)分別為0.171、0.099、0.119，且至少在5%的水平上顯著，說明產業(yè)集聚水平提升促進商貿流通產業(yè)增長方式轉變；open與lnY1、lnY2、lnY3之間的相關系數(shù)分別為0.030、0.011、0.009，P值均低于0.05，說明對外貿易依賴水平對商貿流通產業(yè)增長方式轉變具有積極影響；lnfdi與lnY1、lnY2、lnY3之間的相關系數(shù)分別為0.089、0.211、1.062，回歸系數(shù)均顯著，說明外資依賴水平對商貿流通產業(yè)增長方式轉變具有積極影響；zf與 lnY1、lnY2、lnY3之間的相關系數(shù)分別為0.064、0.022、0.374，回歸系數(shù)均顯著，說明政府投資水平促進商貿流通產業(yè)增長方式轉變；lnlt與lnY1、lnY2、lnY3之間的相關系數(shù)分別為0.056、0.244、0.050，回歸系數(shù)均顯著，說明商貿流通業(yè)基礎設施水平能夠在一定程度上促進商貿流通產業(yè)增長方式轉變。

結論與政策建議

通過上文的理論與實證分析，本文得出以下結論：商貿流通產業(yè)增長方式轉變是技術、勞動、資本三種要素共同驅動的結果；lnedu、mar、city、qw、open、lnfdi、zf、lnlt與 lnY1、lnY2、lnY3之間的回歸系數(shù)均為正，且至少在10%的水平上顯著，說明地區(qū)人均受教育年限的對數(shù)（lnedu）、市場化指數(shù)（mar）、城鎮(zhèn)化率（city）、批發(fā)零售行業(yè)區(qū)位熵（qw）、進出口貿易額占GDP比重（open）、外商直接投資額的對數(shù)（lnfdi）、政府財政支出占GDP比重（zf）、人均鐵路里程的對數(shù)（lnlt）提升均能夠在一定程度上促進商貿流通產業(yè)增長方式轉變。

為優(yōu)化我國商貿流通產業(yè)結構，促進流通產業(yè)增長方式轉變，本文提出以下建議：

第一，注重員工培養(yǎng)，提升人力資本水平。本文實證分析表明商貿流通產業(yè)人力資本水平提升能夠有效促進各地區(qū)商貿流通產業(yè)增長方式轉變。為此，商貿流通企業(yè)應該注重對員工的培養(yǎng)，逐步提升員工受教育水平，提升員工技能。第二，加強商貿流通業(yè)宏觀調控，提升產業(yè)集聚水平。商貿流通產業(yè)區(qū)位熵水平與其增長方式轉變升級之間為明顯正相關關系，因此，我國各地區(qū)政府應該加強對商貿流通產業(yè)發(fā)展的引導力度，注重區(qū)域商貿流通產業(yè)集聚發(fā)展。第三，擴大商貿流通方面的財政支出力度。政府財政支出能夠有效改善地區(qū)基礎設施水平，為商貿流通產業(yè)發(fā)展奠定基礎。為此，中央和各地方政府應該逐步提升財政支出在商貿流通方面的力度。