鄧彥龍

內(nèi)容摘要：流通業(yè)發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)密切聯(lián)系。本文從直接影響效應(yīng)機(jī)制和空間溢出效應(yīng)機(jī)制兩個(gè)層面解析流通業(yè)影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的邏輯機(jī)制，并構(gòu)建空間面板杜賓模型實(shí)證檢驗(yàn)了流通業(yè)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接影響效應(yīng)以及空間溢出效應(yīng)。結(jié)果表明：流通業(yè)對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的正向效應(yīng)，同時(shí)也會(huì)對(duì)相鄰或鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正向空間溢出效應(yīng)。而且，相鄰或鄰近地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)表現(xiàn)出“一榮俱榮、一損俱損”的共生性形態(tài)。提升流通業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，除了因地制宜、因時(shí)制宜地制定差異化的流通業(yè)發(fā)展策略，更要建立流通業(yè)發(fā)展的區(qū)域協(xié)調(diào)機(jī)制和共同行動(dòng)綱領(lǐng)。

關(guān)鍵詞：流通業(yè) 區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 空間溢出效應(yīng) 空間面板杜賓模型

根據(jù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演化規(guī)律，隨著工業(yè)化進(jìn)程步入中后期，第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展周期開(kāi)始進(jìn)入穩(wěn)定擴(kuò)張時(shí)期，而第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展則逐步進(jìn)入加速推進(jìn)期。在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變過(guò)程中，流通業(yè)搭建起生產(chǎn)與消費(fèi)的聯(lián)接橋梁（宋則和王雪峰，2010；蘇金玲，2017），并發(fā)揮了經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的承上啟下作用（宋則等，2010；孫敬水和章迪平，2010；司增綽，2015），其運(yùn)行效率以及對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)承載能力的重要性開(kāi)始顯現(xiàn)（程進(jìn)文和劉向東，2016）。那么，流通業(yè)發(fā)展對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響機(jī)制和邊際貢獻(xiàn)究竟如何、本地區(qū)流通業(yè)發(fā)展對(duì)相鄰或鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否存在明顯的空間溢出效應(yīng)、相鄰或鄰近地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否具有共生性或空間依賴性？上述問(wèn)題到目前為止并沒(méi)有得到解答，也由此成為本文深入探索的主題。

流通業(yè)影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制解析

隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的迅猛發(fā)展以及產(chǎn)業(yè)和消費(fèi)革命的逐步興起，流通業(yè)發(fā)展也日益深化，并為“先導(dǎo)作用”的發(fā)揮提供了基礎(chǔ)性作用（林宏偉和閆帥，2017）。也就是說(shuō)，在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，流通業(yè)處于承上（生產(chǎn)）啟下（消費(fèi)）的先導(dǎo)產(chǎn)業(yè)地位，并通過(guò)市場(chǎng)機(jī)制來(lái)決定生產(chǎn)、促進(jìn)消費(fèi)（見(jiàn)圖1）?？偟膩?lái)講，流通業(yè)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響機(jī)制主要表現(xiàn)在兩方面：

直接影響效應(yīng)機(jī)制。經(jīng)濟(jì)社會(huì)的不斷發(fā)展使得商品或服務(wù)生產(chǎn)趨于專業(yè)化、生產(chǎn)部門“放寬”、生產(chǎn)序列“拉長(zhǎng)”，而消費(fèi)需求則趨于多樣化發(fā)展。生產(chǎn)與消費(fèi)之間所表現(xiàn)出的矛盾需要通過(guò)流通才能獲得有效解決。事實(shí)上，對(duì)于生產(chǎn)者和消費(fèi)者來(lái)講，生產(chǎn)行為與消費(fèi)行為就是流通業(yè)得以“繼續(xù)”或“提前”的根本基礎(chǔ)（魯品越，2016）。如此來(lái)看，流通業(yè)的首要職能即是充當(dāng)了經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)與消費(fèi)的聯(lián)接中介，并通過(guò)構(gòu)建一個(gè)囊括點(diǎn)（商業(yè)網(wǎng)點(diǎn)）、線（從生產(chǎn)到消費(fèi)的通道）、面（流通輻射的范圍）等有機(jī)成份的空間立體化結(jié)構(gòu)（楊水根，2015），從而促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（王春宇和仲深，2009）。另外，作為某一特殊產(chǎn)業(yè)類型，流通業(yè)的產(chǎn)生、發(fā)展與繁榮直接影響著區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，因?yàn)槠鋭?chuàng)造的經(jīng)濟(jì)價(jià)值本就屬于地區(qū)經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值中的重要組成部分（楊龍志和劉觀兵，2016）。

空間溢出效應(yīng)機(jī)制?？臻g溢出（又稱外部性或外部影響），指某一經(jīng)濟(jì)主體或行為個(gè)體的經(jīng)濟(jì)行為決策使得另一經(jīng)濟(jì)主體或行為個(gè)體的經(jīng)濟(jì)收益受到某種正向或負(fù)向影響。其中，正向空間溢出（或稱正外部性）就是指經(jīng)濟(jì)主體的行為使得其他與之相鄰或具有某種關(guān)聯(lián)的經(jīng)濟(jì)主體受益。根據(jù)空間經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，某一地區(qū)的經(jīng)濟(jì)行為極有可能對(duì)相鄰或鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)主體產(chǎn)生某種間接性影響。事實(shí)上，流通業(yè)發(fā)展也不例外。作為生產(chǎn)與消費(fèi)的重要聯(lián)接體，流通業(yè)不僅承擔(dān)起本地商品服務(wù)生產(chǎn)與本地消費(fèi)的聯(lián)系中介，同時(shí)也承擔(dān)了其它地區(qū)商品服務(wù)生產(chǎn)與本地消費(fèi)的聯(lián)系中介（趙霞，2015）。由此來(lái)看，本地區(qū)流通業(yè)的發(fā)展不僅會(huì)對(duì)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生直接性影響，而且會(huì)對(duì)相鄰或鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生間接性的空間溢出效應(yīng)。

空間計(jì)量模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來(lái)源

（一）空間計(jì)量模型設(shè)定

理論研究表明，流通業(yè)發(fā)展不僅會(huì)對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生直接影響效應(yīng)，還會(huì)對(duì)相鄰或鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。所以，基于傳統(tǒng)經(jīng)典計(jì)量模型的實(shí)證分析可能因忽略了研究主體的空間地理信息或空間效應(yīng)而導(dǎo)致最終的分析結(jié)果出現(xiàn)偏誤。另外，考慮到空間面板杜賓模型（SDM）在識(shí)別被解釋變量與解釋變量空間相關(guān)性方法具有獨(dú)特優(yōu)勢(shì)，所以本研究重點(diǎn)突出經(jīng)濟(jì)主體行為的空間特征，并基于空間面板杜賓模型檢驗(yàn)流通業(yè)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接影響效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)。具體構(gòu)建的空間計(jì)量模型如下：

其中，i和j表示不同地區(qū)，t為年份；rjgdp為被解釋變量區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，circulation為核心解釋變量流通業(yè)發(fā)展水平，control代表控制變量；ρ、β2、φ分別為被解釋變量、核心解釋變量及控制變量的空間滯后項(xiàng)估計(jì)系數(shù)，β1和γ表示核心解釋變量、控制變量的估計(jì)系數(shù)；μ和χ分別控制個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

至于空間權(quán)重矩陣Wij，本文同時(shí)構(gòu)建了地理鄰接權(quán)重矩陣（Wcont）和地理距離權(quán)重矩陣（Wdist）。其中，具體參照吳偉平和何喬（2017）的做法，以車相鄰（Rook Contiguity）的方法構(gòu)建地理鄰接權(quán)重矩陣，并以Wij=1/dij（dij表示兩個(gè)地區(qū)中心之間的直線距離）構(gòu)建距離鄰接權(quán)重矩陣。

（二）變量選擇及數(shù)據(jù)來(lái)源說(shuō)明

關(guān)于被解釋變量和解釋變量的度量，本文選擇人均GDP作為區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（rjgdp）的衡量指標(biāo)，選擇社會(huì)消費(fèi)品零售額作為流通業(yè)發(fā)展水平（circulation）的衡量指標(biāo)。除此之外，文中還設(shè)置了地區(qū)勞動(dòng)力投入（labor）、物質(zhì)資本投入（capital）、人力資本水平（HC）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平（industry）以及交通基礎(chǔ)設(shè)施（road）等變量。其中，用勞動(dòng)年齡人口數(shù)度量地區(qū)勞動(dòng)力投入；用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資度量地區(qū)物質(zhì)資本投入；以普通高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)來(lái)度量地區(qū)人力資本水平；以第三產(chǎn)業(yè)占比衡量地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平；以人均道路面積衡量交通設(shè)施水平。

本文的研究數(shù)據(jù)為2003-2015年我國(guó)31個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)）的面板數(shù)據(jù)。其中，物質(zhì)資本投入和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平變量的原始數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。人均GDP、社會(huì)消費(fèi)品零售額、勞動(dòng)力投入、人力資本水平、交通基礎(chǔ)設(shè)施水平變量的原始數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)知網(wǎng)“中國(guó)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)”，部分缺失數(shù)據(jù)由相應(yīng)年份各地區(qū)《統(tǒng)計(jì)年鑒》進(jìn)行補(bǔ)充。另外，對(duì)人均GDP、社會(huì)消費(fèi)品零售額、物質(zhì)資本投入等變量數(shù)據(jù)換算為1990年不變價(jià)格。與此同時(shí)，還對(duì)除產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平和交通基礎(chǔ)設(shè)施之外的所有變量取自然對(duì)數(shù)值。表1報(bào)告了各變量指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

實(shí)證結(jié)果分析與討論

（一）全域空間自相關(guān)性檢驗(yàn)

空間面板杜賓模型是以所有變量存在顯著的空間自相關(guān)性為前提，為此本文利用GeoDa 0.9.5-i空間數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)軟件計(jì)算得到各變量指標(biāo)的Moran's I 統(tǒng)計(jì)值，以此來(lái)進(jìn)行全域空間自相關(guān)性檢驗(yàn)。一般來(lái)講，Morans I統(tǒng)計(jì)值取值范圍為[-1，1]。其中，Morans I統(tǒng)計(jì)值大于0表示具有相似的屬性集聚在一起，Morans I統(tǒng)計(jì)值小于0則表示具有相異屬性集聚在一起。Morans I 統(tǒng)計(jì)值的具體計(jì)算公式為：

式中，xi和xj分別表示地區(qū)i和地區(qū)j的屬性；wij為地理權(quán)重；m為地區(qū)數(shù)量；為屬性平均值；為屬性的方差。表2報(bào)告了各變量指標(biāo)的全域空間自相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果，其中被解釋變量、核心解釋變量以及控制變量指標(biāo)的Morans I統(tǒng)計(jì)值位于0.3～0.45之間且在1%水平上顯著為正，由此說(shuō)明所有樣本均表現(xiàn)出明顯的空間正相關(guān)性或是空間依賴性，也即空間面板杜賓模型具有適用性。

（二）局域空間自相關(guān)性檢驗(yàn)

全域空間自相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)了被解釋變量、核心解釋變量以及控制變量存在較明顯的空間集聚現(xiàn)象，但具體的空間集聚特征尚未確定。為此，本文進(jìn)一步運(yùn)用LISA集聚圖對(duì)我國(guó)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平和流通業(yè)發(fā)展水平的空間集聚特征進(jìn)行深入解析。首先，基于2003和2015年我國(guó)各地區(qū)人均GDP的LISA集聚地圖得出以下發(fā)現(xiàn)：上海、浙江、江蘇、福建、山東、河北、河南、安徽、江西等地歷來(lái)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的高集群區(qū)域（H-H：高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平—高空間滯后），表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平較高的地區(qū)已被高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的地區(qū)包圍；廣東由低集群特征演化為不顯著。其次，本文還繪制了2003和2015年我國(guó)各地區(qū)流通業(yè)發(fā)展水平的LISA集聚地圖，研究表明上海、江蘇、河北等地歷來(lái)是流通業(yè)發(fā)展水平的高集群區(qū)域（H-H：高流通業(yè)發(fā)展水平—高空間滯后），流通業(yè)發(fā)展水平較高的地區(qū)已被高流通業(yè)發(fā)展水平的地區(qū)包圍；廣東是流通業(yè)發(fā)展水平的低集群區(qū)域（L-L：低流通業(yè)發(fā)展水平—低空間滯后），表明流通業(yè)發(fā)展水平較低的地區(qū)已被低流通業(yè)發(fā)展水平地區(qū)包圍；浙江由高集群特征演化為不顯著。

（三）空間計(jì)量模型估計(jì)與討論

全域空間自相關(guān)性檢驗(yàn)證實(shí)了被解釋變量、核心解釋變量以及控制變量均存在空間依賴性，局域空間自相關(guān)性檢驗(yàn)給出了各地區(qū)流通業(yè)發(fā)展水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的空間集聚特征。由此可知，流通業(yè)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不僅存在直接影響效應(yīng)，而且極有可能存在著間接性的空間溢出效應(yīng)。為了進(jìn)一步驗(yàn)證這一效應(yīng)機(jī)制，本文利用固定效應(yīng)模型方法對(duì)上文中的空間面板杜賓模型進(jìn)行了回歸估計(jì)。在表3中，回歸方程（1）和（2）分別報(bào)告了基于地理鄰接權(quán)重矩陣（Wcont）和地理距離權(quán)重矩陣（Wdist）的空間計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果。

在方程（1）中，流通業(yè)發(fā)展水平變量的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為正，其空間滯后項(xiàng)估計(jì)系數(shù)在10%的水平上顯著為正，說(shuō)明本地區(qū)的流通業(yè)發(fā)展不僅對(duì)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了明顯的促進(jìn)作用，同時(shí)還對(duì)地理相鄰地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了間接性的空間溢出效應(yīng)，由此證明了流通業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接影響效應(yīng)機(jī)制和空間溢出效應(yīng)機(jī)制是客觀存在的。從方程（2）的檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，流通業(yè)發(fā)展水平變量在1%水平上顯著為正，其空間滯后項(xiàng)估計(jì)系數(shù)則在5%的水平上顯著為正，意味著流通業(yè)發(fā)展不僅促進(jìn)了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，同時(shí)還對(duì)鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著明顯的正向溢出效應(yīng)。綜合可知，流通業(yè)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的正效應(yīng)，同時(shí)也會(huì)對(duì)相鄰或鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正向空間溢出效應(yīng)。另外，從被解釋變量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間滯后項(xiàng)檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的空間滯后項(xiàng)估計(jì)系數(shù)也在5%的水平上顯著為正，表明相鄰或鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平越高則越有利于強(qiáng)化或推進(jìn)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

從控制變量及其空間滯后項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，勞動(dòng)力投入變量的估計(jì)系數(shù)顯著為正，而勞動(dòng)力投入變量的滯后項(xiàng)估計(jì)系數(shù)卻顯著為負(fù)，說(shuō)明本地區(qū)的勞動(dòng)力投入規(guī)模越大則越有利于本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而對(duì)相鄰或鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響顯著為負(fù)。其主要原因在于勞動(dòng)力二元結(jié)構(gòu)特征決定了勞動(dòng)力資源的空間分布不均衡性，即某一地區(qū)的勞動(dòng)力規(guī)模越大或是成為勞動(dòng)力的主要集聚地，那么其它地區(qū)必將成為勞動(dòng)力的遷出地，進(jìn)而影響了遷出地的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平。物質(zhì)資本投入變量的估計(jì)系數(shù)顯著為正，其空間滯后項(xiàng)估計(jì)系數(shù)不顯著，說(shuō)明物質(zhì)資本投入僅影響了本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。人力資本水平變量及其空間滯后項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)分別在5%和10%的水平上顯著為正，說(shuō)明本地區(qū)人力資本水平除了顯著地促進(jìn)了本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，同時(shí)還間接地影響了相鄰或鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平和交通基礎(chǔ)設(shè)施等變量的估計(jì)系數(shù)顯著為正，而滯后項(xiàng)均不顯著，意味著偏向第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)模式有利于本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善也有利于促進(jìn)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。從計(jì)量模型的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，擬合優(yōu)度和F統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)均證實(shí)了空間面板杜賓模型設(shè)定良好。

結(jié)論與啟示

本文從直接影響效應(yīng)機(jī)制和空間溢出效應(yīng)機(jī)制兩個(gè)層面解析了流通業(yè)發(fā)展影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的邏輯機(jī)制，并利用2003-2015年的省際面板數(shù)據(jù)、全域空間自相關(guān)性檢驗(yàn)法、局域空間自相關(guān)性檢驗(yàn)法以及空間面板杜賓模型實(shí)證考察了流通業(yè)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接影響效應(yīng)以及空間溢出效應(yīng)，并得到以下結(jié)論：一方面，流通業(yè)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的正向促進(jìn)效應(yīng)，同時(shí)也會(huì)對(duì)相鄰或鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正向空間溢出效應(yīng)；另一方面，相鄰或鄰近地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著明顯的空間溢出效應(yīng)，并表現(xiàn)出“一榮俱榮、一損俱損”的共生性形態(tài)。本文認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的出現(xiàn)意味著我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入了轉(zhuǎn)型的攻堅(jiān)階段或是關(guān)鍵期，鑒于流通業(yè)不僅是聯(lián)接生產(chǎn)與消費(fèi)的有效橋梁，更是促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的支柱產(chǎn)業(yè)，所以科學(xué)合理地識(shí)別流通業(yè)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接影響效應(yīng)以及空間溢出效應(yīng)，是進(jìn)一步優(yōu)化流通業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的前提基礎(chǔ)。另外，除了因地制宜、因時(shí)制宜地制定差異化的流通業(yè)發(fā)展策略，更要建立流通業(yè)發(fā)展的區(qū)域協(xié)調(diào)機(jī)制和共同行動(dòng)綱領(lǐng)，以此形成區(qū)域間共同發(fā)展、協(xié)同促進(jìn)的聯(lián)合經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)格局，進(jìn)而充分發(fā)揮要素資源的空間溢出與“涓滴效應(yīng)”。

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