尹壽芳，武 迪

(安徽工業(yè)經(jīng)濟職業(yè)技術(shù)學院，安徽 合肥 230051)

一、引言與文獻綜述

隨著新零售模式的推廣，市場對流通技術(shù)進步提出了更高要求，但是受到自然、經(jīng)濟等多種因素的影響，流通技術(shù)進步的經(jīng)濟效應并不穩(wěn)定，不同地域下的經(jīng)濟溢出性也存在著一定差異。因此，需要從空間地理層面對流通技術(shù)進步與零售經(jīng)濟的關(guān)系做進一步分析，為流通資源的優(yōu)化配置提供有利參考。

技術(shù)進步在行業(yè)變革過程中發(fā)揮著重要作用，流通技術(shù)進步更是帶活市場經(jīng)濟的核心因素，學術(shù)界對流通技術(shù)進步與零售經(jīng)濟的關(guān)系也進行了較多討論。[1-4]從相關(guān)研究來看，流通業(yè)與零售業(yè)之間存在著密切關(guān)系，流通效率提升是影響零售經(jīng)濟的重要因素。但現(xiàn)有研究仍然存在如下不足：一是缺乏從空間地理視角對流通技術(shù)進步與零售經(jīng)濟的關(guān)系進行分析，流通技術(shù)進步對零售經(jīng)濟發(fā)展是否存在空間溢出性仍然有待于進一步探索；二是眾多研究已經(jīng)證實流通效率對零售經(jīng)濟影響的區(qū)域差異性，然而，在社會經(jīng)濟因素的約束條件下，兩者關(guān)系呈現(xiàn)出何種變化仍然有待于進一步討論。因此，本文擬構(gòu)建流通技術(shù)進步對零售經(jīng)濟影響的空間計量模型與門檻效應模式，實證分析兩者的空間相關(guān)性與門檻關(guān)系。

二、變量及數(shù)據(jù)說明

本文選取我國2009—2018年30省份的平衡面板數(shù)據(jù)，文中涉及到被解釋變量、解釋變量與控制變量，在后續(xù)門檻效應回歸中，控制變量轉(zhuǎn)變?yōu)橄鄳拈T檻變量，具體說明如下：

(一)被解釋變量

零售經(jīng)濟：零售業(yè)與居民日常生活聯(lián)系較為密切，零售經(jīng)濟波動是反映市場變化的重要指標，從相關(guān)研究的指標篩選來看，行業(yè)規(guī)模、銷售總額等都是衡量零售業(yè)發(fā)展水平的重要指標，在眾多研究中也得到較為廣泛的應用，而從經(jīng)濟增量情況來看，零售經(jīng)濟變化不僅反映在銷售總額層面，現(xiàn)有的庫存規(guī)模也是衡量經(jīng)濟增長潛力的重要依據(jù)。因此，為了全面反映零售經(jīng)濟在流量與庫存層面的變化情況，本文采用零售業(yè)銷售總額與固定資產(chǎn)總額的加總值反映零售經(jīng)濟水平，記為Y。

(二)解釋變量

流通技術(shù)進步：從投入—產(chǎn)出的關(guān)系來看，技術(shù)進步直接表現(xiàn)為產(chǎn)出效率的相對變化，本文采用Malmquist指數(shù)法對其進行了測算，即采用流通業(yè)技術(shù)變化值衡量流通業(yè)技術(shù)進步水平，Malmquist指數(shù)法的測算首先要確定投入與產(chǎn)出指標，從傳統(tǒng)經(jīng)濟理論出發(fā)，我們采用人財物資源作為流通業(yè)的投入指標，即選取流通業(yè)就業(yè)人員、財政支出與固定資產(chǎn)存量衡量流通業(yè)的人財物資源投入；產(chǎn)出指標選取各省份的周轉(zhuǎn)量、運輸量與社會消費品零售總額予以衡量，將流通技術(shù)進步水平記為X。

(三)控制變量

本文采用城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)水平與經(jīng)濟水平作為控制變量。通常情況下，在整個社會系統(tǒng)中，農(nóng)村與城市在物質(zhì)資料的生產(chǎn)與消費鏈條中分別處于主導地位，隨著城鎮(zhèn)化水平的提升，農(nóng)村的物質(zhì)資料供給壓力會相應提升，零售需求也會不斷增大；反之，在低城鎮(zhèn)化的社會系統(tǒng)中，居民交易行為相對較少，零售經(jīng)濟也表現(xiàn)出相對低迷的狀態(tài)，從這一角度來看，城鎮(zhèn)化對零售經(jīng)濟存在正向的預期影響，本文采用城鎮(zhèn)人口占比衡量城鎮(zhèn)化水平，記為urb。在新常態(tài)背景下，產(chǎn)能過剩問題日益突出，傳統(tǒng)經(jīng)濟下行壓力逐漸增大，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)面臨轉(zhuǎn)型升級的市場要求，而新興服務(wù)行業(yè)必然會對傳統(tǒng)經(jīng)濟產(chǎn)生沖擊效應，進而在一定程度上影響零售經(jīng)濟的增長，這就意味著產(chǎn)業(yè)水平的提升可能會對零售經(jīng)濟增長產(chǎn)生一定的抑制作用，本文采用第三產(chǎn)業(yè)占比衡量產(chǎn)業(yè)水平，記為indus。經(jīng)濟水平是衡量區(qū)域發(fā)展綜合能力的重要指標，從經(jīng)濟水平與零售業(yè)發(fā)展的關(guān)系來看，在經(jīng)濟發(fā)展初期，生存資料是居民日常消費的主要內(nèi)容，這種消費結(jié)構(gòu)難以對零售業(yè)的發(fā)展起到有效促進作用，也決定了零售業(yè)的發(fā)展處于較低水平；而隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提升，居民的消費質(zhì)量也會相對上升，從而對零售業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生更強的推動作用，即零售經(jīng)濟會伴隨著經(jīng)濟水平的提升而逐漸上升，兩者之間存在正相關(guān)性，本文采用人均GDP衡量經(jīng)濟水平，記為gdp。此外，在數(shù)據(jù)前期處理中，文中對零售經(jīng)濟、經(jīng)濟水平兩變量進行了對數(shù)變換。

三、流通技術(shù)進步與零售經(jīng)濟的空間關(guān)系

(一)流通技術(shù)進步與零售經(jīng)濟的空間相關(guān)性分析

1.全局空間相關(guān)性分析。在對流通技術(shù)進步與零售經(jīng)濟的空間關(guān)系進行檢驗前，首先要對兩變量的空間相關(guān)性進行分析，即判斷各變量是否存在著空間自相關(guān)，一般而言，可以采用Moran’I指數(shù)對各變量的空間自相關(guān)進行判斷，估計結(jié)果見表1。

表1 基于Moran’I指數(shù)的全局空間相關(guān)性分析

從表1中看到，2009—2018年我國零售經(jīng)濟的Moran’I值均在1%水平數(shù)達到顯著，且均大于0，流通技術(shù)進步的Moran’I值除了2015年于10%水平上達到顯著外，其他時期均在5%或者1%水平達到顯著，即總體上零售經(jīng)濟與流通技術(shù)進步均表現(xiàn)出正向空間自相關(guān)性，從變化趨勢來看，零售經(jīng)濟的Moran’I值處于相對平穩(wěn)狀態(tài)，而流通技術(shù)進步的Moran’I表現(xiàn)出較大的波動性，兩者的Moran’I值不存在協(xié)同變化性，從這一現(xiàn)象來看，流通技術(shù)進步對零售經(jīng)濟的影響可能受到其他社會因素的影響，進而表現(xiàn)出多階段的變化特征，因此在后續(xù)的實證分析中，除了要考察兩者的空間溢出性，還要考慮因素對兩者關(guān)系的約束性。

2.局部空間相關(guān)性分析。本文在對全局Moran’I值分析的基礎(chǔ)上，進一步測算了零售經(jīng)濟與流通技術(shù)進步的局部Moran’I值，根據(jù)各省Moran’I值的坐標分布將其分為四種類型，從第一至第四象限分別界定為HH、HL、LL、LH，其含義可以解釋為高空間集聚低區(qū)域差異、高空間集聚高區(qū)域差異、低空間集聚低區(qū)域差異、低空間集聚高區(qū)域差異，結(jié)果見表2。

表2 零售經(jīng)濟的局部Moran’I值分布

從表2中看到，我國區(qū)域間及省際間零售經(jīng)濟的空間集聚水平存在較大差距，東部零售業(yè)的空間集聚水平普遍較高，且各省與鄰近區(qū)域的差異相對較小，在2009—2018年只有北京、天津與遼寧的空間集聚狀態(tài)發(fā)生了一定變化；中部零售經(jīng)濟的空間集聚水平表現(xiàn)出較高的內(nèi)部差距，河南、湖南與湖北的空間集聚水平相對較高，并且十年來沒有發(fā)生變化，而山西、吉林與黑龍江等傳統(tǒng)能源資源大省在2009年均表現(xiàn)出低空間集聚水平。西部省份的零售業(yè)集聚水平普遍較低，區(qū)域內(nèi)部差異相對較小，樣本期間內(nèi)沒有發(fā)生明顯變化。

表3 流通技術(shù)進步的局部Moran’I值分布

從表3中看到，我國流通技術(shù)進步的空間分布同樣表現(xiàn)出較大的區(qū)域差異，2009年，東部省份的流通技術(shù)進步水平并不樂觀，只有福建、廣東與海南三省處于高集聚、低差異狀態(tài)，其他省份均表現(xiàn)為低集聚、低差異狀態(tài)，而2018年這種狀況出現(xiàn)了一定變化，京津冀地區(qū)的空間集聚水平明顯上升，但長三角與珠三角的集聚水平仍然較低，而原先處于高集聚水平的三省份表現(xiàn)出集聚水平下降的狀態(tài)。從這一現(xiàn)象可知，我國發(fā)達地區(qū)流通資源配置效率并不理想，技術(shù)革新速度相對緩慢，且存在資源投入冗余的現(xiàn)象，這與我國經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)實情況存在較大的吻合，尤其在長三角地帶，相對滯后的交通運輸網(wǎng)絡(luò)難以滿足高速發(fā)展的經(jīng)濟，很多省市限行、限號等交通管制政策的出臺已經(jīng)反映出流通技術(shù)滯后與經(jīng)濟快速發(fā)展的內(nèi)在矛盾。中部流通技術(shù)進步的空間集聚中心呈現(xiàn)北移趨勢，這一現(xiàn)象與東部地區(qū)相似，這說明近年來我國北方地區(qū)的流通效率在不斷提升，并且流通技術(shù)革新的區(qū)域差異沒有伴隨技術(shù)提升而呈現(xiàn)出擴大的趨勢。西部流通技術(shù)進步的空間集聚水平相對較高，其主要原因在于，我國西部眾多省份是能源、礦產(chǎn)資源的重要產(chǎn)地，在西部大開發(fā)等諸多政策的引導下，依托資源開發(fā)的現(xiàn)實機遇，西部的流通行業(yè)也得到了快速發(fā)展，管道、公路與鐵路等交通運輸效率相對較高，并且對沿線區(qū)域的經(jīng)濟帶動作用具有較高的彈性溢出，這也是西部流通技術(shù)進一步呈現(xiàn)出高水平空間集聚現(xiàn)象的重要原因。

綜上所述，流通技術(shù)進步與零售經(jīng)濟存在高度的空間自相關(guān)性，兩者均存在明顯的空間集聚現(xiàn)象，總體來看，東部零售經(jīng)濟的空間集聚水平相對較高，并且不存在明顯的區(qū)域差異；中部零售經(jīng)濟的空間集聚表現(xiàn)出一定的內(nèi)部差異，北方省份的空間集聚水平在近年來表現(xiàn)出較高水平，南方則與此相反；西部零售經(jīng)濟的空間集聚水平相對較低，省際間的差異相對較小。此外，2009—2018年間，東部流通技術(shù)水平的空間集聚狀態(tài)具有明顯的區(qū)域差異，長三角與珠三角地區(qū)的流通技術(shù)水平相對較低，而京津冀地區(qū)的流通技術(shù)水平在2018年得到了明顯提升；中部地區(qū)北方省份與南方省份的流通技術(shù)集聚狀態(tài)發(fā)生了相反性變化，北方省份在2018年的空間集聚水平得到明顯上升，而南方省份出現(xiàn)了相對下降的現(xiàn)象；西部大部分省份的流通技術(shù)進步都處于較高的空間集聚水平，并且區(qū)域內(nèi)部的差異較小。

(二)流通技術(shù)進步對零售經(jīng)濟影響的空間溢出

正如前文所示，流通技術(shù)進步與零售經(jīng)濟均存在較為明顯的空間自相關(guān)性，這意味著兩者可能具有空間經(jīng)濟關(guān)系。因此，本文構(gòu)建了空間計量模型對兩者的關(guān)系做進一步探討，主要包括空間滯后模型(SLM)、空間誤差模型(SEM)與空間杜賓模型(SDM)。三類模型的一般表達形式如下：

Yit=a1Xit+a2urbit+a3indusit+a4gdpit+a5W_Yit+eit+ε

(1)

Yit=b1Xit+B2urbit+B3indusit+b4gdpit+b5W_μit+eit+εit

(2)

Yit=b1Xit+b2urbit+b3indusit+b4gdpit+b5W_Kit+b5W_μit+εit

(3)

在公式(1)-(3)中，Y與X分別為零售經(jīng)濟與流通技術(shù)進步，W即n×n階空間權(quán)重矩陣，在W中元素wij反映的是地理單元i與j的空間鄰近關(guān)系，即當兩者之間存在鄰接，wij取1，反之為0，W_Y、W_μ、W_K分別為零售經(jīng)濟的空間滯后變量、空間滯后誤差項、控制變量的空間項。

表4 空間溢出性分析

三類模型的回歸估計結(jié)果(見表4)顯示，SLM與SEM的自相關(guān)系數(shù)λ都在1%水平上達到顯著，即零售經(jīng)濟的發(fā)展與周邊區(qū)域的社會經(jīng)濟狀況存在密切關(guān)系，周邊地區(qū)社會經(jīng)濟狀況的改善能夠?qū)Ρ镜貐^(qū)零售經(jīng)濟發(fā)展起到促進作用。空間杜賓模型的估計結(jié)果顯示，關(guān)鍵參數(shù)ρ也在1%水平上達到顯著，說明本地區(qū)流通技術(shù)進步水平的提升對周邊地區(qū)零售經(jīng)濟的發(fā)展具有正向的經(jīng)濟溢出，根據(jù)系數(shù)值可以表示為：本地流通技術(shù)進步水平每提升1個百分點會帶動鄰近區(qū)域零售經(jīng)濟增長0.036個百分點。

四、流通技術(shù)進步對零售經(jīng)濟影響的門檻特征

從空間溢出效應的檢驗中可以看到，地方的經(jīng)濟社會因素對鄰近區(qū)域的零售經(jīng)濟也存在明顯的溢出效應，但是，受到區(qū)域發(fā)展的異質(zhì)性影響，由社會因素引起的經(jīng)濟趨勢可能存在多階段變化。本文嘗試采用門檻效應模型對流通技術(shù)進步與零售經(jīng)濟的非線性關(guān)系做進一步探討，即將城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)水平與經(jīng)濟水平分別作為門檻變量，流通技術(shù)進步作為核心解釋變量進行門檻回歸估計，模型構(gòu)建形式如下：

Yit=β1Xit(urb

(4)

Yit=θ1Xit(indus

(5)

Yit= α1Xit(gdp

(6)

公式(4)-(6)分別為以城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)水平與經(jīng)濟水平為門檻變量的門檻模型表達形式，其中，urb、indus、gdp分別為城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)水平與經(jīng)濟水平，Y、X分別為零售經(jīng)濟與流通技術(shù)進步，ɑ、β、θ分別為相應變量的待估參數(shù)。根據(jù)公式(4)-(6)進行門檻回歸估計，首先對各模型的門檻顯著性進行檢驗，表5中模型1-模型3分別給出了以城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)水平與經(jīng)濟水平為門檻變量的回歸估計結(jié)果。

表5中，城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)水平與經(jīng)濟水平作為門檻變量時，流通技術(shù)進步對零售經(jīng)濟的影響作用均表現(xiàn)出顯著的雙門檻特征；根據(jù)臨界值情況，當城鎮(zhèn)化在0.478以下時處于低水平，在0.478～0.57之間時，城鎮(zhèn)化處于中等水平，在0.57以上時處于高城鎮(zhèn)化水平。當?shù)谌a(chǎn)業(yè)占比在0.39以下時處于低產(chǎn)業(yè)水平，在0.39～0.492之間時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)處于中等水平，在0.492以上時處于高產(chǎn)業(yè)水平。當人均GDP對數(shù)值在10.36以下時處于低經(jīng)濟水平，在10.36～11.321之間時處于中等經(jīng)濟水平，在11.321以上時處于高經(jīng)濟水平。對應不同的門檻臨界值，流通技術(shù)進步對零售經(jīng)濟的影響作用呈現(xiàn)出多階段變化趨勢(見表6)。

表5 門檻顯著性檢驗

表6 門檻回歸估計結(jié)果

從表6的門檻回歸結(jié)果可以看到，在受到門檻約束的條件下，流通技術(shù)進步對零售經(jīng)濟的影響表現(xiàn)出非常明顯的非線性變化。在模型1中，當以城鎮(zhèn)化為門檻變量時，流通技術(shù)進步對零售經(jīng)濟的影響呈現(xiàn)出“V”型變化，即當城鎮(zhèn)化水平較低時，流通技術(shù)進步對零售經(jīng)濟呈現(xiàn)不顯著的抑制作用，在城鎮(zhèn)化處于中等水平時，流通技術(shù)進步表現(xiàn)出顯著的促進作用，而高城鎮(zhèn)化條件下，流通技術(shù)進步表現(xiàn)出不顯著的促進作用。這種現(xiàn)象的出現(xiàn)基本符合零售經(jīng)濟的一般變化規(guī)律，正如上文中提到，在城鎮(zhèn)化水平較低時，生存類物質(zhì)資料的消費居于主導地位，過快的流通技術(shù)進步與零售業(yè)發(fā)展存在結(jié)構(gòu)失衡的狀態(tài)，但是隨著城鎮(zhèn)化水平的提升，市場對零售業(yè)需求的不斷增大，流通技術(shù)進步對零售經(jīng)濟的積極作用也在不斷增強，當市場需求達到飽和時，流通技術(shù)進步對零售經(jīng)濟的產(chǎn)出效應呈現(xiàn)邊際遞減狀態(tài)，導致流通技術(shù)進步的經(jīng)濟效應逐漸變?nèi)?。在模?中，當以產(chǎn)業(yè)水平為門檻變量時，流通技術(shù)進步對零售經(jīng)濟發(fā)展具有促進作用，不過僅在中等產(chǎn)業(yè)水平條件下，這種影響作用才具有統(tǒng)計顯著。在模型3中，當以經(jīng)濟水平為門檻變量時，流通技術(shù)進步對零售經(jīng)濟的影響呈現(xiàn)明顯的遞增性，在經(jīng)濟水平較低時，流通技術(shù)進步對零售經(jīng)濟發(fā)展表現(xiàn)出顯著抑制作用，隨著經(jīng)濟水平的提升，這種抑制作用逐漸減弱，在中等經(jīng)濟水平條件下，轉(zhuǎn)變?yōu)椴伙@著的抑制作用，在經(jīng)濟發(fā)展處于較高水平時，流通技術(shù)進步的影響轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著促進作用。從門檻效應回歸的結(jié)果來看，流通技術(shù)進步與零售經(jīng)濟的影響作用顯著受到經(jīng)濟社會因素的約束，并且在不同經(jīng)濟條件的影響下，兩者的關(guān)系均表現(xiàn)出多階段變化，總體上呈現(xiàn)出如下特征：一是流通技術(shù)進步對零售經(jīng)濟的影響表現(xiàn)非線性變化；二是隨著經(jīng)濟社會環(huán)境的改善，流通技術(shù)進步對零售經(jīng)濟發(fā)展的積極作用在逐漸增強。

五、研究結(jié)論

本文構(gòu)建了空間計量模型與門檻效應模型，實證分析了流通技術(shù)進步對零售經(jīng)濟的影響作用，主要得到以下結(jié)論：2009—2018年我國流通技術(shù)進步與零售經(jīng)濟存在著明顯的空間集聚現(xiàn)象，各地區(qū)的空間集聚水平存在著一定差異，不過各地區(qū)的內(nèi)部差異相對較小。流通技術(shù)進步的空間溢出效應顯著存在，并且鄰近區(qū)域的社會環(huán)境對本地區(qū)的零售經(jīng)濟也具有顯著的溢出作用。此外，流通技術(shù)進步對零售經(jīng)濟的影響呈現(xiàn)出顯著的門檻特征，隨著社會環(huán)境的改善，流通技術(shù)進步的積極作用逐漸凸顯。根據(jù)上述結(jié)論得到如下啟示：

1.要根據(jù)地方發(fā)展的差異性，優(yōu)化配置各類流通資源，尤其在東部地區(qū)，要充分發(fā)揮政策的總體調(diào)控功能，加大對城市公共交通的投入力度，推進環(huán)城公路的建設(shè)進程，綜合采用限行、限號等管制措施，鼓勵市民節(jié)能出行，提升現(xiàn)有流通技術(shù)的利用效率。同時，要注重新型流通技術(shù)的不斷開發(fā)，鼓勵相關(guān)企業(yè)的技術(shù)研發(fā)投入，充分依托互聯(lián)網(wǎng)與大數(shù)據(jù)平臺，改善傳統(tǒng)流通貿(mào)易模式，提高流通資源的使用效率，推動流通模式的轉(zhuǎn)型升級。

2.要注重改善區(qū)域的社會發(fā)展環(huán)境，提升全社會的消費潛力，充分發(fā)揮流通技術(shù)進步的經(jīng)濟刺激作用，為零售經(jīng)濟增長提供良好的市場環(huán)境。一是要持續(xù)推進新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，加大對農(nóng)村地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施投入，不斷縮小城鄉(xiāng)地區(qū)的發(fā)展差距，促進城鄉(xiāng)經(jīng)貿(mào)市場的融合，為零售經(jīng)濟的發(fā)展注入新興增長點。二是要深化產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，根據(jù)地方的市場需求，分步驟推進產(chǎn)能轉(zhuǎn)移進程，不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)資源的空間配置結(jié)構(gòu)，促進經(jīng)濟增長方式的優(yōu)化轉(zhuǎn)型，提高資源的配置效率。