商贸流通业发展的产业结构升级效应分析—基于浙江省2004-2014年面板数据

■ 邱玉玲（南京师范大学商学院　南京　210023）

商贸流通业发展的产业结构升级效应分析—基于浙江省2004-2014年面板数据

■ 邱玉玲（南京师范大学商学院南京210023）

本文以2004-2014年浙江省11个市的面板数据为研究样本，借助产业结构水平的三个度量指标，对浙江省商贸流通业发展的产业结构升级效应进行实证分析。结果表明：浙江省大多数城市商贸流通业的发展促进了其产业结构的升级，同时由于各城市的产业结构基础不同，其促进效果存在差异，其中宁波、嘉兴、湖州、绍兴等城市的促进效果较大，而杭州、台州、温州、金华等城市的促进效果相对较小。基于此，本文对浙江省商贸流通业发展提出政策建议，以适应“十三五”时期调整优化产业结构的战略目标。

商贸流通业产业结构升级固定效应变系数模型

引言

改革开放以来，随着社会主义市场经济体制的不断完善，作为连接生产和消费纽带的商贸流通业，在吸纳就业、加快城市化进程、调整产业结构、推动地区经济发展方面具有举足轻重的作用。当下“十三五”时期是我国推动经济提质增效的关键期，调整优化产业结构作为“十三五”规划的目标之一备受重视。因此在商贸流通业快速发展的同时，研究其对产业结构的影响具有一定的理论与现实意义。

近年来，国内众多学者就商贸流通业发展与就业、城市化以及经济增长之间的关系进行了理论与实证研究，而商贸流通业发展对产业结构影响的研究相对较少。吴沉、王传维（2000）运用相关理论剖析了我国商贸流通业与产业结构的关系，指出流通业自身的特点决定了其在产业结构升级过程中发挥着十分重要的作用，因此建议我国应大力发展流通业。宋则和赵凯（2009）通过实证研究发现：流通业的产值占比与第一、二产业产值占比成反比，与金融业、房地产值占比正相关。杨以文（2011）以江苏省为研究对象，实证分析了商贸流通业对江苏经济、城市化进程和产业结构的影响，发现江苏商贸流通业与GDP增长成正比，对城市化的发展及产业结构的优化升级具有显著的正向推动作用。朱黎明、刘彦志（2014）对我国31个省市地区的面板数据进行回归分析，发现不同类型流通产业对三大产业结构变化的影响存在差异，并建议通过发展流通业引导产业结构走向高级化。李罗（2015）分析了我国商贸流通业与产业结构的现状，指出商贸流通业的发展是产业结构优化升级的助推器，对二者的耦合效应及评价进行了分析，指出商贸流通业存在的问题，并提出具体建议。

纵观现有文献可以看出，在“商贸流通业发展对产业结构影响”这一论题上，大多数学者主要从国家这一宏观层面进行研究，明显缺乏区域层面的研究成果，而我国区域经济发展水平差异较大，有必要进行省级层面的研究。目前，浙江省正处在产业转型升级和经济发展的重要时期，商贸流通业作为其优势产业，很有可能将成为促进浙江经济增长的新动力、产业结构优化升级的重要载体。因此本文以浙江省为例，对其商贸流通业的产业结构升级效应进行实证分析，以充实这方面的研究，并为政府决策提供依据。

图1　2004-2014年浙江省三次产业产值占比

表1　1992-2013年浙江省社会消费品零售总额及占比

浙江省商贸流通业发展概况及产业结构现状分析

（一）浙江省商贸流通业发展概况

改革开放以来，全球经济一体化不断深入，历来工商并重的浙江省逐渐转变发展模式，随着其产业结构的调整、居民消费升级步伐的加快以及零售业市场的全面开放，浙江省商贸流通业也呈现出快速发展的趋势。如表1所示，1992年浙江社会消费品零售总额为493.87亿元（列全国第六位），2013年零售总额为15225.54亿元（列全国第四位），年均增长率大约为17.73%。其中批发和零售业独占鳌头，销售总额占比始终维持在90%左右，远大于餐饮业和其他行业。而餐饮业销售总额占比虽不大，但有逐年上升的趋势，2013年的销售总额年均增长率高达21.78%。

（二）浙江省产业结构现状分析

1992年以来，浙江省的产业结构发生了巨大变化。如图1所示，1992-2014年期间，第一产业产值占比始终最小且不断下降（由1992年的19.09%下降至2014年的4.42%）；第二产业产值占比始终保持最大，从1993年开始突破半数，达到51.09%之后，便进入相对稳定和小幅下降的状态；第三产业产值占比逐步上升（由1992年的33.41%上升至2014年的47.85%），与第二产业的差距不断缩小。2014年，浙江产业结构发生了标志性的变化，第三产业产值占比首次超过第二产业产值占比，产业结构层次开始由“二三一”类型向“三二一”类型转变。以上分析可以看出，浙江省的产业结构正在不断优化，但现实中，其产业结构的调整仍然面临着产能过剩、空间发展不平衡、资源瓶颈、劳动力短缺等问题，仍需采取措施大力促进浙江产业结构转型升级，促使其经济又好又快发展。

实证分析

（一）产业结构水平指标的确定

为了定量分析浙江省商贸流通业对其产业结构的影响程度，本文首先需要确定产业结构水平的度量指标。从相关文献中可以看出，若在实证研究过程中采用不同的产业结构水平度量指标，得出的结果也不尽相同。鉴于浙江产业发展重点与国家宏观层面存在差异，本文采取三种不同的产业结构水平度量指标（R1、R2、R3）对论题进行实证分析。

其中，Ki为第i产业产值占GDP的比重，Yi为第i产业产值，Li为第i产业的从业人员数（Yi/Li为第i产业的劳动生产率），R值越大表明产业结构水平越高。采取该指标的原因是，在社会经济发展过程中，产业结构的变化主要是在分工和专业化不断深入基础上的劳动生产率大幅提高带来的，同时为了避免高劳动生产率产业掩盖低劳动生产率产业的作用，本文对产业劳动生产率做了开方处理。

采取该指标的原因是，近年来浙江省第一产业产值占比大幅下降，而第二、三产业产值占比总体呈上升趋势，这与工业化中后期产业结构升级的主要表现相一致。

采取该指标的原因是，上文中提及到浙江省产业结构发展趋势是第一产业产值占比越来越小，而第三产业的地位愈发凸显，这符合产业结构高级化的特征，因此在指标设计中，将三产业层次由高到低排序并赋予其不同的权重计算。

（二）模型设定和数据选取

在产业结构演变过程中，地区的需求结构、国际贸易、技术进步和产业政策都可能会影响该地区的产业结构。本文主要是单独研究浙江商贸流通业对产业结构的影响，因此假设其它条件不变，选取浙江省各年消费品零售总额占GDP的比重为解释变量（用CC表示），产业结构水平指标Ri（i=1，2，3）为被解释变量。同时为了减少原始数据的波动性，消除异方差的影响，首先对两变量取对数，再构建如下模型：

本文采用浙江省11个地级市2004-2014年的面板数据进行回归分析，其中两变量数据根据历年《浙江统计年鉴》整理计算所得。

（三）面板单位根检验

为避免伪回归对估计结果的影响，在计量分析之前，本文先对各变量进行单位根检验。经检验，序列LnR1、LnR2、 LnR3、LnCC在1%的显著性水平下均存在单位根，并不平稳，在对各序列进行一阶差分之后，D（LnR1）、D（LnR2）、D（LnR3）和D（LnCC）为平稳序列，即各变量均为一阶单整序列I（1）。

（四）估计方法的选择与实证结果

本文首先利用似然比检验法对混合效应和固定效应进行选择，再通过Hausman检验确定选择固定效应模型还是随机效应模型，检验结果如表2所示。1%的显著性水平下，R1指标下的似然比检验和Hausman检验结果均为固定效应，R2、R3指标下的似然比检验结果均为固定效应，Hausman检验结果均为固定效应/随机效应无实质差异。因此，综合看来，本文采用固定效应模型对面板数据进行回归分析较为适宜。

为分析浙江省11个地级市商贸流通业发展对产业结构影响的差异性，本文假定浙江省11个市商贸流通业发展对产业结构水平的影响存在差异，并应用Eviews8.0软件，选择固定效应变系数模型对浙江商贸流通业发展和产业结构水平的关系进行回归分析，结果如表3所示。

表3中，截距系数为不同R指标下浙江省的平均产业结构水平，截距项的固定效应值为相应城市产业结构水平相对于平均值的偏离，其中杭州、宁波、嘉兴、湖州、绍兴、衢州市的产业结构基础高于全省平均水平（各市截距项的固定效应值均大于零），而舟山、台州、丽水市的产业结构基础低于全省平均水平（各市截距项的固定效应值均小于零）。舟山的系数估计值为负，说明舟山市商贸流通业的发展对产业结构升级并未起到促进作用；宁波、嘉兴、湖州、绍兴市的系数估计值较大，说明这些城市的商贸流通业发展对产业结构升级的促进效果较为显著；而杭州、台州、温州、金华的系数估计值较小，说明这些城市的商贸流通业发展对产业结构升级的促进效果较为微弱。

（五）模型形式设定检验

在对面板数据模型进行估计时，需要对所建立的模型形式进行检验，以保证模型估计结果的准确性。本文采用协方差分析对实证结果进行检验，并引入如下两个原假设：

H1：模型中的回归斜率系数对于所有截面成员是相同的，但截距项不同，即模型形式为变截距模型：

H2：模型中的回归斜率系数和截距项对于所有截面成员都是相同的，即模型形式为混合回归模型：

上述两假设可通过构造如下两个统计量F1、F2来检验（F1对应H1，F2对应H2）：

表2　混合、固定和随机效应的检验结果

表3　实证结果

其中，N为截面数目，T为样本观测时期数目，K为非常数解释变量数目，S1、S2、S3分别是变系数模型、变截距模型、混合回归模型的回归残差平方和。应用Eviews软件查询得知，5%的显著性水平下，临界值F1（0.95，10，99）=1.9277，F2（0.95，20，99）=1.6775，由检验结果表4可知，R1、R2、R3指标下，F2和F1值均大于其临界值，因此拒绝原假设H1，即本文对浙江省11个市构成的样本数据拟合变系数模型是比较合适的。

（六）面板协整检验

由于序列LnR（LnR1、LnR2、LnR3）与LnCC是同阶单整的，所以可以对二者进行协整检验。本文采用EG两步法对前文固定效应变系数模型回归的残差序列进行单位根检验，以确定两变量是否存在协整关系。检验结果如表5所示，在5%的显著性水平下，除了R1指标下的IPS检验结果不显著，其它情况下均显著，因此可认为残差序列是平稳的，即序列LnR与LnCC之间存在协整关系，因此对两序列进行回归分析是符合建模要求的。

表4　协方差分析检验

表5　协整检验结果

结论与政策建议

本文通过实证研究表明，浙江省多数城市的商贸流通业发展对于产业结构升级具有不同程度上的促进作用。针对浙江商贸流通业的发展现状，本文提出以下几点建议，以进一步推动浙江商贸流通业发展的产业结构升级。

加强城市之间的交流与合作，学习其发展商贸流通业的成功经验，缩小区域差距，进一步发挥杭州、台州、温州、金华等城市商贸流通业发展对产业结构升级的促进作用。

完善商贸流通业的法律法规体系，规范市场秩序，保证市场机制作用的有效发挥，并根据不同地区的需要制定灵活的地方政策，促进浙江商贸流通业全面均衡发展。

逐步建立统一的商贸流通体系，减少流通环节，降低流通成本，提高流通效率，拉动地区经济增长，提高城市的产业结构基础。

营造有利的市场环境，加大政府对商贸流通企业的扶持力度，积极培育和发展一批实力强、管理规范的龙头企业，提高浙江企业的综合竞争力，构建强大的商贸流通主体，摆脱浙江商贸流通业“专业批发市场虽大不强，传统百货业不大不强，现代流通业既小又散”的现状。

加大对公路、铁路、水路和航空等基础设施的投资力度，发展现代运输网络，提高运输效率，加快商贸流通业的现代化发展进程，缩小各城市间的经济发展差距。

落实浙江省批发和零售业的基础性产业地位，发挥其对国民经济增长的支撑作用，同时要重视住宿和餐饮业的拉动性产业功能，发挥其对国民经济增长的带动作用。

1.吴沉，王传维.流通产业在我国产业结构优化中的作用［J］.商业经济与管理，2000（12）

2.宋则，赵凯.商贸流通服务业对产业结构合理化和高度化的贡献［J］.经济研究参考，2009（31）

3.杨以文.商贸流通业的发展效应研究—以江苏为例［J］.江苏教育学院学报（社会科学版），2011（2）

4.朱黎明，刘彦志.不同类型流通产业对我国产业结构变迁影响实证分析［J］.商业时代，2014（11）

5.俞佳根.浙江省对外直接投资与产业结构升级实证研究—基于2002-2012年面板数据［J］.财经论丛，2014（8）

6.李罗.商贸流通发展与我国产业结构升级耦合效应研究［J］.商业经济研究，2015（13）

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