新形勢下我國商貿流通業實現高質量發展的影響因素及策略選擇

雷飛 黃明秀 劉進

中圖分類號：F724 ? 文獻標識碼：A

內容摘要：本文構建面板數據模型探究商貿流通產業實現高質量發展的影響因素，結果表明：全國和三大經濟帶經濟發展水平、城鎮化水平、居民收入水平、對外開放水平對商貿流通產業發展水平提升具有正向影響;全國和東中部經濟帶人口規模擴大、市場化水平提升能夠促進商貿流通產業發展，西部經濟帶人口規模、市場化水平對商貿流通產業發展的作用并不明顯;技術水平與商貿流通產業發展水平之間為正相關關系，但只有東部經濟帶顯著?；诖?，本文提出了相關策略以期能夠推動我國商貿流通業發展質量進一步提升。

關鍵詞：新常態 ? 商貿流通業 ? 影響因素 ? 策略選擇 ? 面板數據模型

相關文獻綜述

國內學者對商貿流通產業發展的研究文獻較多，李風清（2017）探究了我國商貿流通產業發展與制造業增長方式轉變之間的動態關系，制造業為商貿流通產業發展提供了生產基礎，從而促進了商貿流通產業發展。余曉勤（2018）基于2003-2015年數據探究了互聯網發展對商貿流通產業的影響，結果表明互聯網的出現和發展促進了我國商貿流通產業效率的提升，同時帶動了商貿流通產業從業人員薪資的上升。解鵬程（2018）基于2007-2014年我國237個地級市面板數據探究產業結構調整、經濟增長對商貿流通業的影響，結果表明產業結構優化升級、經濟發展水平提升對商貿流通產業發展具有正向推動作用。閆榮平等（2018）分析了消費金融發展對商貿流通業的影響，他認為消費金融發展增加了社會對商貿流通業產品和服務的需求，從而帶動了商貿流通業發展;分地區回歸結果表明消費金融對西部地區商貿流通產業發展產生了顯著正向作用，對東中部地區影響并不顯著。張永恒（2018）基于我國2004-2016年面板數據探究了互聯網背景下經濟增長與商貿流通業之間的關聯性，結果表明互聯網經濟增長對商貿流通產業發展形成正向推動作用。李凱倫等（2019）探究了金融發展、外商直接投資對商貿流通產業發展的影響，結果表明金融發展對商貿流通產業發展具有正向作用，而外商直接投資在一定程度上抑制了我國商貿流通產業發展水平提升。多數學者采用實證分析的方式探究商貿流通產業發展的影響因素，但是在商貿流通產業影響因素的變量選取上并不全面，關鍵解釋變量缺失較為嚴重，本文在以往研究的基礎上進行了改進。

我國商貿流通業高質量發展影響因素實證分析

（一）變量選取與說明

商貿流通產業包括批發、零售、餐飲、物流等行業，本文將這些行業的生產總值加總得到商貿流通產業總值，反映商貿流通產業發展水平，使用sm表示。商貿流通產業作為國民經濟的基礎性和先導性產業，其發展必然會受到國民經濟發展水平的影響，為剔除規模效應，本文選取人均國內生產總值表示經濟發展水平，使用pgdp表示。城鎮化能夠完善城市交通、倉儲等基礎設施，擴大城市發展空間，為商貿流通產業發展提供基礎設施條件，本文使用城鎮人口占常住人口的比重衡量城鎮化水平，使用city表示。商貿流通產業涵蓋批發、零售、餐飲、物流等行業，是第三產業的重要組成部分，為居民生活提供消費品，因此商貿流通產業發展會受到城市人口規模的影響，本文使用常住人口總量度量，使用P表示。市場化水平能夠反映一個國家（地區）市場公開交易程度，商貿流通產業作為服務業的重要組成部分，其規模和發展水平必然會受到市場化水平的影響，本文使用樊綱市場化指數表示地區市場化水平，使用sc表示。商貿流通產業提供批發、零售、餐飲等消費品，居民收入是消費的前提，所以居民收入水平對商貿流通產業發展會產生一定影響，本文使用居民人均可支配收入反映居民當前收入狀況，使用sr表示。伴隨著改革開放的深入發展，我國商貿流通產業逐步走向世界，所以本文認為對外開放水平對商貿流通產業發展具有一定影響，使用進出口貿易總額表示對外開放水平，使用open表示?；ヂ摼W時代，大數據、人工智能等技術能夠簡化中間環節，提升商貿流通產業運轉效率，本文使用技術研發投入衡量技術狀況，使用js表示。以上數據（除市場化水平外）均來源于國家統計局網站、各省市統計年鑒，市場化水平數據來源于樊綱等人的研究成果《中國市場化指數報告》。

（二）變量描述性統計分析

本文原始數據為2008-2017年我國30個省市的（西藏除外）面板數據，人均GDP、人口總量等指標地區之間差異較大，為避免異方差性，本文對原始數據進行取對數處理，隨后對其進行描述性統計分析，結果如表1所示。原始數據取對數之后，最大值與最小值之間差異較小，標準差較小，所以可以排除數據的異方差性。

（三）變量平穩性檢驗

不平穩序列會導致偽回歸現象的出現，因此本文使用LLC檢驗和Fisher-ADF檢驗對變量進行平穩性檢驗，結果如表2所示：LLC檢驗和Fisher-ADF檢驗均拒絕了原假設，即lnsm、lnpgdp等變量為平穩序列。

（四）模型構建

本文構建面板數據模型探究影響商貿流通產業發展的主要影響因素，模型如方程（1）所示：

lnsmit=c+b1lnpgdpit+b2lncityit+b3lnpit+b4lnscit+b5lnsrit+b6lnopenit+b7lnjsit+ait ? ? ? ? ? ? ? ?（1）

其中，lnSM是指商貿流通產業產值的對數，lnpgdp是人均國內生產總值的對數，lncity是城鎮化率的對數，lnp是人口密度的對數，lnsc是市場化水平的對數，lnsr是居民收入的對數，lnopen是進出口貿易總值的對數，lnjs是技術研發投入的對數。i指我國30個省市，t為時間跨度，指2008-2017的時間跨度，c為常數項，a為隨機誤差項。

（五）回歸結果

面板數據模型在回歸之前必須經F檢驗判定適用混合效應模型還是固定效應模型，經豪斯曼檢驗判定適用固定效應模型還是隨機效應模型。本文F檢驗在1%的顯著水平下拒絕了適用混合效應的原假設，隨后進行豪斯曼檢驗也在1%的顯著性水平下拒絕了適用隨機效應的原假設，因此本文面板數據模型適用固定效應模型，回歸結果如表3所示。全國和東中西部經濟帶的lnpgdp與lnsm之間均為正相關關系且在1%水平上顯著，說明經濟發展水平對商貿流通產業發展具有正向影響，對比東中西部經濟帶的回歸系數可知，東部經濟帶的回歸系數顯著高于中西部經濟帶，說明經濟發展水平較高地區對商貿流通產業發展的帶動作用也更強。全國和東中西部經濟帶的lncity與lnsm之間為正向關關系并且至少在5%的顯著性水平上顯著，說明城鎮化對商貿流通產業發展具有正向影響，城鎮化能夠為商貿流通業發展提供必要的交通、倉儲等基礎設施，從而促進商貿流通產業發展。全國和東中部經濟帶lnp與lnsm之間為正相關關系且至少在5%的水平上顯著，說明全國和東中部經濟帶人口規模擴大能夠促進商貿流通產業發展，西部經濟帶的lnp與lnsm之間為正向關系但不顯著，

主要原因在于西部經濟帶人口規模較小，還沒有形成對商貿流通產業的正向帶動作用，但不能就此否認西部人口規模擴大對商貿流通產業的影響。lnsc與lnsm之間為正相關關系，全國和中部在5%的水平上顯著，東部在1%的水平上顯著，西部不顯著，原因在于東部經濟帶經濟發展水平較高，市場化水平較高對商貿流通產業的帶動作用更強。居民收入（lnsr）與商貿流通產業發展水平（lnsm）之間為正相關關系且顯著，說明居民收入水平提升能夠促進商貿流通產業發展。對外開放水平（lnopen）與商貿流通產業發展水平（lnsm）之間為正相關關系且顯著，說明對外開放水平提升能夠促進商貿流通產業發展。技術水平（lnjs）與商貿流通產業發展水平（lnsm）之間為正相關關系，但只有東部經濟帶在1%的水平上顯著，全國和中西部經濟帶均不顯著，原因在于全國和中西部經濟帶技術研發水平相對較低，沒有對商貿流通產業發展形成正向推動作用。

（六）穩健性檢驗

很多學者使用社會消費品零售總額衡量商貿流通產業發展狀況，因為商貿流通產業涵蓋的批發、零售、餐飲、物流等行業是社會消費品的最主要組成部分，因此本文以社會消費品零售總額對數為被解釋變量進行穩健性檢驗，結果如表4所示。

對比表3與表4的回歸結果，lnpgdp、lncity等變量的回歸系數符號和顯著性水平均沒有發生顯著變化，說明本文構建的面板數據模型回歸結果穩健。

結論與政策建議

本文研究結果表明：全國和三大經濟帶的經濟發展水平、城鎮化水平對商貿流通產業發展具有正向影響，經濟發展和城鎮化水平較高的東部經濟帶對商貿流通產業發展的帶動作用更強;全國和東中部經濟帶人口規模擴大、市場化水平提升能夠促進商貿流通產業發展，西部經濟帶人口規模、市場化水平對商貿流通產業發展的作用并不明顯;全國和三大經濟帶的居民收入水平、對外開放水平對商貿流通產業發展水平提升具有顯著正向影響;技術水平與商貿流通產業發展水平之間為正相關關系，但只有東部經濟帶顯著，全國和中西部經濟帶均不顯著。

基于上述研究結論，本文提出以下幾點政策建議：第一，保持經濟平穩運行，加快城鎮化進程。經濟發展水平和城鎮化水平提升對商貿流通產業發展具有顯著正向帶動作用，因此政府應當繼續保持經濟穩步提升，同時加快推進我國城鎮化速度。第二，深化對外開放，提升市場化水平。加強對外貿易，支持商貿流通業走出國門，參與世界市場競爭，給予商貿流通業適當比例的出口退稅或者出口補貼，以提升商貿流通業產品市場競爭力;政府要弱化對市場的控制力度，將調控重點放在市場產品質量監管上，強化市場調節作用，逐步提升市場化水平。第三，三大區域互補，共同發展。東部經濟帶商貿流通產業發展水平明顯領先于中西部經濟帶，三大經濟帶之間可以建立對口幫扶機制，加強商貿流通業交流，逐步帶動中部和西部經濟帶商貿流通業發展水平提升。

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