屈晶

內(nèi)容摘要：金融作為經(jīng)濟的核心，對商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展具有重要的支持作用。從運行機理來看，金融業(yè)態(tài)可通過籌融資、調(diào)結(jié)構、優(yōu)配置等方式，直接促進商貿(mào)流通業(yè)規(guī)模水平和運作效率的提升，同時金融業(yè)態(tài)也可以通過消費渠道間接促進商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展。文章實證分析發(fā)現(xiàn)，我國金融對商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展起支持作用，且該支持作用存在一定的門檻效應，即支持作用的強度隨著金融水平的提高而存在階段性變化?？傮w上，金融對商貿(mào)流通業(yè)的支持作用隨著金融水平的提高表現(xiàn)出先上升后下降的趨勢。

關鍵詞：金融 ? 商貿(mào)流通業(yè) ? 支持作用 ? 機理分析

引言

商貿(mào)流通業(yè)是連接生產(chǎn)與消費的橋梁，對生產(chǎn)與消費具有重要的帶動作用。近年來，國家強調(diào)供給側(cè)改革，要求在生產(chǎn)上實現(xiàn)創(chuàng)新、深層次發(fā)展。同時，在內(nèi)需不足的現(xiàn)狀下，國家提倡促進形成強大國內(nèi)市場，持續(xù)釋放內(nèi)需潛力，十九大報告中提到要增強消費對經(jīng)濟發(fā)展的基礎性作用，這說明消費已確立的基礎作用還需進一步提升。商貿(mào)流通業(yè)作為先導性產(chǎn)業(yè)，想要發(fā)揮好其對生產(chǎn)與消費的帶動作用，資金的支持必不可少，這就需要金融為其提供強力支撐?？梢哉f，一個地區(qū)的金融發(fā)展狀況直接影響該地區(qū)商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展水平與產(chǎn)業(yè)競爭力，并由此影響該地區(qū)生產(chǎn)與消費的協(xié)調(diào)與發(fā)展。

金融支持商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的機理分析

商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展可通過金融支持擴大自身規(guī)模、優(yōu)化內(nèi)部結(jié)構、提高區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展貢獻率。同時，商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展還可以吸納就業(yè)，促進流通產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新，實現(xiàn)商貿(mào)流通業(yè)集約化發(fā)展。商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的推動因素主要包括勞動、資本等要素投入增長和技術創(chuàng)新、制度進度、規(guī)模效應等要素生產(chǎn)力的提高，而金融作為商貿(mào)流通中儲蓄者與投資者之間的橋梁，有利于商貿(mào)流通中資金要素的合理流動。

（一）金融對商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的直接作用機理

金融具有融通資金的功能，其通過金融機構為相關產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供融資服務，從而促進市場結(jié)構優(yōu)化升級。金融對商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的直接作用主要表現(xiàn)金融通過籌融資、調(diào)結(jié)構、優(yōu)配置等方式實現(xiàn)商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展?；I融資中的資金運用結(jié)構決定了商貿(mào)流通業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構，調(diào)結(jié)構的主要方法是調(diào)整增量結(jié)構和存量結(jié)構，金融的優(yōu)化配置是商貿(mào)流通業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構優(yōu)化與發(fā)展的過程，其本質(zhì)是發(fā)揮金融在商貿(mào)流通業(yè)中資源配置的過程。

（二）金融對商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的間接作用機理

金融對商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的間接作用主要包括消費動機和消費成本兩個方面。從消費動機來看，金融通過影響消費者消費促進商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展。消費者的消費行為受到資金限制，金融為消費者提供了貸款服務，這增加了消費者消費預期，提高了消費者的消費水平，間接刺激了商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展。從消費成本來看，傳統(tǒng)現(xiàn)金消費方式消費者取錢時間成本較高，進而制約了消費者的消費行為。金融改變了消費者的消費模式，金融產(chǎn)業(yè)的發(fā)展為消費者提供了如信用卡等更便利的支付方式，這有效降低了消費者的消費成本，間接促進商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展。

金融支持商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的實證分析

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文利用我國2010-2017年30個省級面板數(shù)據(jù)，實證檢驗金融與商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展之間的關系。由于西藏自治區(qū)的數(shù)據(jù)不全，因此未包括在樣本范圍內(nèi)。相關變量的統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局—國家數(shù)據(jù)網(wǎng)站、各省的歷年統(tǒng)計年鑒、國研網(wǎng)數(shù)據(jù)庫和wind數(shù)據(jù)庫，部分數(shù)據(jù)通過其他網(wǎng)站平臺搜集得到。變量具體如下：

商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展水平（Circu）。作為被解釋變量，本文采用商貿(mào)流通業(yè)單位勞動力的增加值來衡量其發(fā)展水平，即商貿(mào)流通業(yè)增加值與商貿(mào)流通業(yè)從業(yè)人員的比值。受統(tǒng)計數(shù)據(jù)的限制，本文在商貿(mào)流通業(yè)界定時，采用物流業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、住宿和餐飲業(yè)三大門類相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行加總得到。

金融發(fā)展水平（Fi）。在國內(nèi)以往的許多實證研究中，學者習慣采用金融機構的存貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比重，或金融機構貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比重作為衡量金融發(fā)展水平的代理變量。但僅采用這類指標不足以反映金融業(yè)發(fā)展的深度，更不能完全反映我國整體金融發(fā)展水平。參考相關研究，并結(jié)合我國金融發(fā)展現(xiàn)狀，本文采用兩個變量來衡量金融發(fā)展水平：

非國有部門貸款成分（Fid），即非國有部門的貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值。由于較難區(qū)別國有部門和非國有部門的貸款分配，因此本文采用一定的技術手段進行衡量。假設一個地區(qū)分配到國有部門的貸款余額與該地區(qū)同期的固定資產(chǎn)投資成正比，非國有部門的貸款余額=總貸款余額×（1-國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資額）/全社會固定資產(chǎn)投資總額。

互聯(lián)網(wǎng)貸款份額（Fih）。作為一個現(xiàn)代金融體系，互聯(lián)網(wǎng)金融是必不可少的組成部分。本文采用各地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)金融總成交額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重作為代理變量。

控制變量。由于影響經(jīng)濟增長的因素較多，為避免因控制變量過多而出現(xiàn)多重共線性，本文采用與其他自變量相關性不高的變量組成控制變量，其包括：第一，消費水平（Income），采用最終消費率表示;第二，政府支持力度（Gov），采用財政支出額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示;第三，勞動力增長率（Labor），采用一個地區(qū)就業(yè)人口的年度增長率表示;第四，地區(qū)經(jīng)濟增長的初始水平（Econ），采用平滑方法，取各地區(qū)前五年生產(chǎn)總值的平均值，再取對數(shù)，作為經(jīng)濟增長初始水平的代理變量，這就盡量避免了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平與金融業(yè)水平、消費水平、就業(yè)水平之間的相關性。

（二）金融對商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的影響作用實證

變量的平穩(wěn)性檢驗。為了盡量避免有“偽回歸”現(xiàn)象，在進行回歸分析前，首先要對變量進行平穩(wěn)性檢驗。為簡便起見，本文采用同根Levin-Lin-Chu和異根Fisher-ADF兩種檢驗方法，進行面板數(shù)據(jù)單位根檢驗，結(jié)果如表1所示。

從單位根檢驗結(jié)果來看，Circu、Fid、Income、Labor和Econ這五個變量均通過1%的顯著性檢驗，F(xiàn)ih和Gov兩個變量也都通過5%的顯著性檢驗，因此所有變量均拒絕LLC檢驗的原假設H0的，即都不存在單位根，因此本文認為所有變量的面板數(shù)據(jù)都是平穩(wěn)的。

普通面板數(shù)據(jù)模型檢驗。構建面板數(shù)據(jù)模型如下：

Circuit=a0+a1Fiit+a2Incomeit+a3Govit+a4Laborit+a5Econit+ui+vt+εit ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（1）

式（1）中，i表示地區(qū)，t表示年份，a0-a5為待估計參數(shù)，ui為橫截面不可觀測項，vt為時間序列不可觀測項，εit為隨機誤差項。各變量定義在前文已說明。在實際回歸分析中，變量Fi分別由Fid和Fih代替，作為兩個模型分別回歸。基于式（1），采用Eviews軟件進行估計，整理結(jié)果如表2所示。

通過回歸結(jié)果可以看出，各個解釋變量的顯著性都良好，模型整體擬合效果也較為良好。為驗證模型的穩(wěn)健性，本文將原樣本分為東、中、西三大區(qū)域并分別進行回歸，結(jié)果顯示：中部地區(qū)模型II中Labor的系數(shù)不顯著;西部地區(qū)模型I和模型II中Gov的系數(shù)均顯著;其余變量系數(shù)均顯著。由此，可認為模型回歸結(jié)果是穩(wěn)健的，模型的解釋力較強。首先，觀察金融發(fā)展水平兩個變量的結(jié)果?；貧w結(jié)果I，F(xiàn)id的系數(shù)為正，且通過了1%的顯著性檢驗，根據(jù)這個結(jié)果可知，我國非國有部門的貸款份額越高，則越能支持商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展。相對于工業(yè)而言，商貿(mào)流通業(yè)的國有成分較少，如物流業(yè)、批發(fā)業(yè)、零售業(yè)、住宿業(yè)、餐飲業(yè)等行業(yè)市場中集聚了大量的非國有企業(yè)，特別是阿里巴巴、京東等民營零售巨頭。在市場競爭日益激烈的背景下，金融機構對非國有部門的支持力度越大，則意味著非國有商貿(mào)流通企業(yè)能分得更多的金融紅利，因此就更能加速企業(yè)發(fā)展，進而促進商貿(mào)流通業(yè)整體成長;回歸結(jié)果II，F(xiàn)ih的系數(shù)也為正，且通過了5%的顯著性檢驗，由這個結(jié)果可以看出，我國互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展有利于加速商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展。隨著我國商貿(mào)流通業(yè)內(nèi)部業(yè)態(tài)的增多及業(yè)務的豐富化，其資金流動也變得越來越復雜，對金融工具的需求也更加多樣?；ヂ?lián)網(wǎng)金融可以憑借其便捷的資金融通、支付、投資手段以及強大的信息互動，為流通企業(yè)運營提供有力支持，從而推動商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展。綜合兩個金融發(fā)展水平變量的回歸結(jié)果，本文認為我國金融的發(fā)展對商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展具有較明顯的支持作用。

門檻面板數(shù)據(jù)模型檢驗。由于金融與商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的關系可能存在非線性特征，金融對商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展即使有促進作用，但也存在一定的閾值。為了考察這種性質(zhì)，本文以式（1）為藍本，構建門檻面板數(shù)據(jù)模型：

Circuit=a0+β1FiitI（qit≤γ1）+β2FiitI（qit≥γ2）+Xη+ui+vt+εit ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （2）

上式中，I為門檻變量的指示函數(shù)，這里引入門檻變量qit，γ1、γ2均為門檻值，β1、β2為待估計系數(shù)，X統(tǒng)稱為式（1）中的控制變量，η為控制變量系數(shù)組成向量。式（2）是單門檻效應模型，在其基礎上也可擴展為多門檻效應模型。這里重點考慮門檻變量q的選取，由于重點研究金融對商貿(mào)流通業(yè)的門檻效應，因此以金融發(fā)展的變量作為門檻變量最為合適。但是門檻效應模型要求門檻變量是外生變量，故若選取金融變量，首先須進行弱外生性檢驗。通過Breusch-Goldfrey檢驗，得到F值為0.2995，相應的p值為0.2214，因此變量具有弱外生性，符合要求。通過門檻效應檢驗，得到表3和表4。

根據(jù)非國有部門貸款成分Fid的門檻效應檢驗結(jié)果，在原假設不存在門檻值、存在一個門檻值、存在兩個門檻值的條件下，所得到的F值和p值都是非常顯著的，因此拒絕這些原假設，認為Fid存在三個門檻值。這三個門檻值分別為0.4277、0.6389和0.9294。根據(jù)互聯(lián)網(wǎng)金融變量Fih的門檻效應檢驗結(jié)果，在原假設不存在門檻值、存在一個門檻值的條件下，所得到的F值和p值都是非常顯著的，但是在原假設存在兩個門檻值的條件下，得到的F值和p值不顯著，因此接受原假設，即存在兩個門檻值。這兩個門檻值分別為0.2218和0.4267。采用門檻面板數(shù)據(jù)模型進行估計，結(jié)果見表5。

首先根據(jù)表5判斷變量Fid的門檻效應情況。結(jié)合表3，當非國有部門貸款成分低于42.77%時，金融貸款對商貿(mào)流通業(yè)的影響系數(shù)僅為0.0475，且顯著性水平也僅為10%;當非國有部門貸款成分介于42.77%-63.89%之間時，金融貸款對商貿(mào)流通業(yè)的影響系數(shù)提高到0.086，且顯著性水平也明顯提高;當非國有部門貸款成分介于63.89%-92.94%之間時，金融貸款對商貿(mào)流通業(yè)的影響系數(shù)提高到0.1214;但當非國有部門貸款成分再提高時，金融貸款對商貿(mào)流通業(yè)的影響系數(shù)開始減小。這充分印證了金融對我國商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的影響效應存在非線性特征。據(jù)不完全統(tǒng)計顯示，當前我國非國有貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值比值在70%左右，因此金融信貸對商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的促進作用趨向于峰值，若非國有貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值比值再提高，則金融貸款對商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的促進作用可能減小。原因可能在于，金融機構對非國有經(jīng)濟貸款的過度提高，其也反映了過度貸款可能產(chǎn)生的非效率性。根據(jù)表4判斷Fih的門檻效應情況。根據(jù)表4所示，F(xiàn)ih存在兩個門檻值。當互聯(lián)網(wǎng)金融份額低于22.18%時，互聯(lián)網(wǎng)金融對商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的影響系數(shù)為0.0338，顯著性水平為5%。當互聯(lián)網(wǎng)金融份額介于22.18%-42.67%之間時，互聯(lián)網(wǎng)金融對商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的影響系數(shù)提高到0.0582;當互聯(lián)網(wǎng)金融份額再有所提高時，互聯(lián)網(wǎng)金融對商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的影響程度開始出現(xiàn)下調(diào)。原因可能在于，過度的互聯(lián)網(wǎng)金融可能引發(fā)資金“避實向虛”，反而不利于商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展。綜合以上兩個門檻效應結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，我國金融對商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的影響存在一定的非線性特征，且隨著金融發(fā)展水平的提高金融對商貿(mào)流通業(yè)的作用系數(shù)存在先升后降的“倒U型”趨勢。

結(jié)論及建議

本文通過機理分析和實證檢驗相結(jié)合的方法，研究了金融對我國商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的支持作用。從作用機理來看，首先金融業(yè)態(tài)可通過籌融資、調(diào)結(jié)構、優(yōu)配置等方式，擴大資金規(guī)模、優(yōu)化金融效率、促進商貿(mào)流通業(yè)規(guī)模水平和運作效率的提升;其次，金融借助消費渠道，通過金融工具刺激消費、降低消費成本，從而間接促進商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展。據(jù)我國2010-2017年的面板數(shù)據(jù)實證發(fā)現(xiàn)，我國金融發(fā)展總體上對商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展起到較明顯的支持作用，且這種支持作用隨著金融水平的變化存在一定的門檻效應，隨著非國有貸款、互聯(lián)網(wǎng)金融水平等指標的不斷提高，金融對商貿(mào)流通業(yè)的支持作用表現(xiàn)出先上升后下降趨勢。

據(jù)上述研究結(jié)論本文提出以下建議：第一，要加大金融對商貿(mào)流通業(yè)的支持。在內(nèi)需不足的現(xiàn)狀下，商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展存在巨大空間。實證表明，當前金融對商貿(mào)流通業(yè)的支持作用隨金融水平的上升而提高。故，要圍繞商貿(mào)流通業(yè)不同業(yè)態(tài)的發(fā)展，進一步加大金融的支持力度與創(chuàng)新力度，增強金融對商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的支持效率，從而激發(fā)商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展?jié)摿?，拓展流通業(yè)市場范圍;第二，要提高金融市場的廣度。要加快建立多層次的金融市場體系，多方位拓寬融資渠道，提高企業(yè)直接融資所占比重，提高對商貿(mào)流通業(yè)企業(yè)拓展、項目建設、管理運營等方面的融資效率。鼓勵中小金融機構及民間融資機構對商貿(mào)流通業(yè)進行資金支持，保障中小企業(yè)的融資需求;第三，優(yōu)化金融對商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的傳導機制。根據(jù)金融對商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的作用機理，要兼顧好直接作用機理和間接作用機理兩方面，深入分析金融內(nèi)部傳導機制，并據(jù)此制定相應的政策扶持措施，增強金融對商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展路徑的順暢性。同時，要依托良好的傳導機制，有效促進金融業(yè)優(yōu)質(zhì)融資要素流向商貿(mào)流通業(yè)的實體經(jīng)濟領域，避免過度金融支持導致的金融“避實就虛”。

參考文獻：

1.邢建華.我國流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的金融支持作用機理研究[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2017（18）

2.Engle RF，Ganger C WJ.Cointegration and Error correction： Representation，Estimation and Lesting[J].Econometrica，1987（25）

3.沈志平.農(nóng)村商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展金融支持效應及區(qū)域差異分析[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2018（6）

4.中國人民銀行蘭州中心支行課題組.金融資源配置對中國經(jīng)濟發(fā)展的門檻效應研究[J].東南學術，2017（2）

5.Rousseau P L，Wachtel P.What is happening to the impact of financial deepening on economic growth？[J].Economic Inquiry，2011，49（1）

6.秦慶.消費金融對商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的影響機制作用研究[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2018（12）

7.武峰.基于農(nóng)村現(xiàn)代化建設背景下商貿(mào)流通體系的構建研究[J].改革與戰(zhàn)略，2017（1）

8.陶愛萍，徐君超.金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級非線性關系研究—基于門檻模型的實證檢驗[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2016（2）