商贸流通业对制造业全要素生产率影响的实证分析

汪艳

内容摘要：商贸流通业与制造业全要素生产率相关性的研究一直是经济学研究热点问题。本文遵循文献梳理、理论探究、实证分析、政策建议的逻辑行文，从理论和实证两方面考察验证商贸流通业对制造业全要素生产率的影响。

关键词：商贸流通业 制造业 全要素生产率

相关文献综述

有关商贸流通业与制造业的研究较为丰富，多数集中在商贸流通业对制造业经济效率水平、增长方式转变、转型升级的影响上。王俊（2011）以流通规模、流通效率、流通结构、流通专业化指数四个指标表示流通业发展水平，并以2000-2008年我国31个省市区面板数据实证检验了流通业发展水平对制造业TFP的影响，认为流通规模扩大显著提升制造业TFP，且在东部地区最为显著。但上述研究缺乏理论机制的分析，李晓慧（2014）从理论上分析了流通业对制造业效率影响的渠道，并基于2000-2011年省际面板数据，利用随机前沿生产函数模型对理论假说进行实证检验，发现流通业专业化水平有利于提升制造业效率水平。其他学者基于不同数据和区域性分析进一步支持了上述结论。可以发现上述研究仅停留在商贸流通业与制造业效率的相关性上，忽略了制造业转型升级的动态效应。宋则等（2010）基于描述性方式探究流通业影响力与制造业的结构调整，认为流通业的高效运作可以发挥配置资源的基础性作用。詹浩勇（2014）进一步基于集群供应链网络竞合的视角探究商贸流通业集聚对制造业转型升级的作用机理。张渊阳（2015）考虑到地区商贸流通与制造业发展的非均衡性，以浙江省为样本研究流通业发展对制造业升级的影响。李杨超（2016）构造制造业增长方式转变测度指标，深入系统探究商贸流通业发展与制造业增长方式转变的相关关系。

既有研究对于厘清商贸流通业与制造业的相关关系具有重要的借鉴意义，但仍存在改进空间：制造业持续发展的关键在于全要素生产率的提升，因此本文将被解释变量设定为制造业全要素生产率，而非生产效率或者增长方式转变。一旦企业全要素生产率得以提升，效率水平必将大幅改进，且生产方式则朝着质量与效率并存的方向转变；就全要素生产率的测度而言，多数学者仅考虑静态效率，本文结合曼奎斯特指数（Malmquist Index）测度其动态效率，并分解为技术变动和效率变动。

商贸流通业对制造业全要素生产率影响的机制分析

（一）商贸流通业可以促进制造业企业有效生产

就当前钢铁、水泥、煤炭等制造业出现的严重产能过剩而言，运行机制方面，与上述行业关联的批发零售部门可以在产前提供有效及时的市场供求信息，通过“以产能决定销售”的模式转向“以销售决定产能”的模式，从粗放经营方式向精益化生产与物流转变，主要体现在如下三个方面：其一，建立长期有效的供求均衡机制，抑制企业在缺乏市场导向性前提下的市场扩张；其二，在充分满足市场需求的前提下赢得市场认可和份额，为企业持续性发展奠定基础；其三，全面了解市场供求信息，减少企业产品积压，实现生产销售环节的无缝零库存衔接，借助现代互联网信息技术，构建企业现代物联网，将精益化思路切实融入物流。最终保证市场需求，避免制造业企业产能过剩，实现有效生产。

（二）商贸流通业可以实现制造业企业优化分工

从制造业宏观行业在区域层面的分布进行分析。特有的区域生产要素资源的特定分布，决定了区域间生产和商贸流通存在较为显著的互补效应。改革开放以来，为促进各地区均衡发展，我国先后提出东南沿海开放港口、成立直辖市、经济特区和计划单列城市、西部大开发战略、中部崛起和振兴东北老工业基地政策，产业结构布局有所完善，但仍存在诸多缺陷。较为明显的是各地区仍以引进外资为地区经济发展的重要手段，甚至地方政府通过行政干预的手段限制区域间商品和生产要素流通，构建区域内相对独立性质的产业体系，使得地区产品难以获取区域外的市场份额，无法进行全国流通。随着以扩大内需为导向的中央政府所提出的政策的落地，地方政府通过利用商贸流通来克服商品和要素在空间交换的壁垒，有效促成区域性产业推广深化，双边正向利益显著。商贸流通业通过其在全国区域结构中点、线、面的合理配置，有效改善地区贸易基础，刺激带动城乡消费需求，实现不同区域制造业企业分工，有利于全要素生产率的提升。

（三）商贸流通业发展倒逼制造业企业提升生产技术和清洁技术

从商贸流通业的特征来看，其显著的生产性服务能力，特别是在劳动密集型或生产工艺技术复杂的技术密集型企业的生产网络及价值链中处于主导地位，有助于实现制造业企业研发的先进生产技术或清洁技术的推广，提升企业核心竞争力，促进企业的全要素生产率提升。具体来看，其一，在产业链中商贸流通企业基于预测企业产品需求信息的动态变化，指导企业分周期、有步骤的更新调整其生产计划，降低库存率，同时启示制造商应开发新产品和新工艺。其二，在生产交易流程方面，交通运输体系的“最后一公里”，同时也是企业商品交易的“最后一公里”，商贸零售企业购买商品并进行销售，需要利用现代信息技术、高效的物流运作体系、高效的运输路径和专业化的管理团队，如此便可以有效节约运输层面的时间成本、交通成本、产品保鲜成本等，为企业赢得市場占有率，同时预留并抢占大量用于技术创新的时间段和人才资源，间接提升企业技术水平，最终实现全要素生产率的提高。基于此，本文提出如下研究假说：商贸流通业有助于提升制造业全要素生产率，但作用路径是效率改善还是技术进步是不确定的。

模型设定、变量与数据

（一）计量模型设定

本文旨在研究商贸流通业对制造业全要素生产率的影响效应，考虑到样本时间段内的经济发展不确定性，采用简约型模型。选取全要素生产率为被解释变量，商贸流通业为核心解释变量，同时添加外商直接投资、产业结构和信息化水平为控制变量。需要指出的是，全要素生产率可能存在一定的惰性，本年度的全要素生产率变动可能对下年度全要素生产率产生作用，故将其一阶滞后项纳入计量模型，同时为减少数据波动性的影响，对变量取自然对数处理，如此便得到如下计量模型：endprint

LnTFPit=α0+α1LnTFPit-1+α2LnTRAit+α3LnFDIit+α4LnSTRit+α5LnINFit+εit （1）

式（1）中，TFPit是指i地区t年份的全要素生产率水平，TFPit-1为全要素生产率的一阶滞后项，TRAit是指i地区t年份的商贸流通业发展水平，FDIit是指i地区t年份的外商直接投资水平，STRit是指i地区t年份的产业结构，INFit是指i地区t年份的信息化水平。就全要素生产率的变化测度而言，本文选择数据包络分析法（DEA）进行测度，常用模型有可变规模CCR和BCC模型。参考李斌等（2016）的做法，本文基于曼奎斯特指数（Malmquist Index），将TFP分解为技术效率变化（EC）和技术进步（TP），具体MI及其分解公式如下：

（2）

式（2）中，D表示生产单元（DMU），x、y、d分别表示生产过程中的投入要素、期望产出水平和方向向量。EC表示技术效率变化，即t+1时期的决策单元相对t时期是否更接近生产前沿，EC>1表示技术效率改善，否则为恶化。同理，TP>1表示技术进步，否则为技术倒退。如此，为进一步探究商贸流通业对制造业的影响机制是效率改善还是技术进步，分别以EC和TP作为被解释变量，构建计量模型（3）和（4）：

LnECit=β0+β1LnTFPit-1+β2LnTRAit+β3LnFDIit+β4LnSTRit+β5LnINFit+εit （3）

LnTPit=γ0+γ1LnTFPit-1+γ2LnTRAit+γ3LnFDIit+γ4LnSTRit+γ5LnINFit+εit （4）

就参数估算方法论而言，适用于传统静态面板数据固定效应（FE）和随机效应（RE）会产生有偏估计，因为其无法有效解决被解释变量与其一阶滞后项和其他解释变量之间潜在的内生性问题。而广义矩估计（GMM）则可以通过构建工具变量和样本矩来估算总体矩，以计算模型中参数，具体可以分为一步、两步、差分和系统四种，本文将采用二步系统GMM方法进行回归分析。

（二）变量说明与数据来源

被解释变量。本文选择DEA-Malmquist指数测度制造业全要素生产率，对于投入要素和产出变量指标的确定，参考张杰等（2011）和丁宁等（2013）的做法，使用制造业生产总值作为其产出指标，制造业从业人数和资产总额表示投入要素，数据源于《中国统计年鉴（2006-2016）》、《中国工业经济年鉴》和EPS数据库，部分年份缺失数据通过拟合所得。资产总额测度采用永续盘存法进行计算而得，参考丁宁等（2013）的做法，折旧率设定为5%。同时，为消除价格因素的影响，通过构建以2005年为基期的省际年度面板国内生产总值价格指数进行平减。上述方法测度所得数据为制造业动态全要素生产率，之后根据Malmquist进行分解为EC和TP，为求得静态截面生产率，按照2005年各变量为基期，设定为1，之后采用累积法进行测算。另考虑到生产率为1时取自然对数后无法进行回归分析，故在测得生产率数值之后再进行加1处理。

解释变量。核心解释变量为商贸流通业（TRA），考虑到本文主要依据商贸流通业引致的消费需求来影响制造业全要素生产率，故采用社会消费品零售总额表示，为消除价格因素的影响，通过构建的省际层面的居民消费价格指数进行平减，原始数据均源于《中国统计年鉴（2006-2016）》。控制变量而言，外商直接投资（FDI）以测度外商引进后对制造业市场供求均衡产生的影响效应，采用各地区实际使用外商直接投资额度表示，通过年均人民币美元汇率进行折算，并经过省际GDP价格指数进行平减，数据源于EPS数据库和《中国统计年鉴（2006-2016）》，相关缺失数据通过拟合所得；产业结构（STR）用来分析工业行业对制造业的带动效应，本文采用国内生产总值中第二产业占比测度，数据直接源自《中国统计年鉴（2006-2016）》；信息化水平（INF）用以探究制造业在生产和交易过程中信息传递水平的促进效应，采用邮政和电信业务总量表示，数据源自EPS数据库和《中国统计年鉴（2016）》，同时采用上述国内生产总值省际价格指数表进行平减。为体现地区差异性，本文添加同时反映区域差异和年份差异的区域虚拟变量和年份虚拟变量。

实证分析

（一）全国层面回归分析

为分析商贸流通业发展对制造业全要素生产率及其效率变动和技术变动的相关性，首先基于全国层面面板数据进行计量分析，表1给出了与之对应的计量回归结果。为进行对比分析以说明GMM方法的有效性，表1同时给出计量模型（1）、（2）、（3）在FE方法下的回归结果，即模型1、模型2、模型3所示；GMM方法下的回归结果，即模型4、模型5和模型6所示。可以发现，除EC为被解释变量下的LnSTR回归系数的正负效应存在差异外，其他变量的回归结果表现为高度一致，需要指出的是，被解释变量的一阶滞后项均表现为高度显著为正，侧面印证动态模型设定的合理性。就检验而言，AR（2）检验和Sargan检验表征模型残差项不存在二阶序列相关和工具变量的过度识别效应，即GMM方法有效解决了模型可能存在的内生性，并得出无偏有效估算系数。下面采用模型4、模型5、模型6的回归结果具体阐述说明，为控制地区差异性和时间维度差异变化产生的影响，所有模型均添加了时间虚拟变量和空间虚拟变量。

就回归结果而言，被解释变量一阶滞后项（LnTFPt-1、LnECt-1、LnTPt-1）系数分别为0.663、0.712、0.735（T=7.97、T=7.49、T=7.08），均通过显著性水平为1%的假设统计检验，表示本期制造业全要素生产率及其分解项的变化率提升1%，将促进下期对应数值增加0.663%、0.712%、0.735%。如此便启示企业管理层应注重企业管理的连续性和有效性，有利于提升企业生产率的措施应加大执行力度与强度，充分協调利用生产率自身的惰性和传承性。商贸流通业（LnTRA）在模型4、模型5和模型6中回归系数分别为0.068、0.077、0.004（T=3.14、T=4.82、T=1.62），前二者通过显著性水平为1%的假设检验，后者并未通过10%以内显著性水平下的假设检验，意味着商贸流通业的发展有助于实现制造业全要素生产率的提升，且提升途径主要依靠企业效率进步实现，这种企业效率进步主要包含技术效率进步、规模效应和工人生产积极性三方面，而不利于企业技术水平进步。主要是因为改革开放初期我国东南沿海地区自身资本存量较低、交通基础设施并不发达，但受惠于国家开放优惠的税收、地租、人才等政策，大量外资企业入驻该地区，同时农村廉价劳动力流动性逐步放开，企业可获取较为廉价的劳动力生产要素，导致企业多关注于低端制造业，附加产值低，只需要通过攫取劳动力资本、扩大生产规模实现规模效应等便可以有效占领市场，保证就业，推动地区经济发展，却缺乏提升企业生产效率的技术水平动力和压力。endprint

就其他控制变量而言，外商直接投资（LnFDI）回归系数分别为0.117、0.065、0.12（T=4.71、T=1.85、T=3.84），均通過显著性水平为10%的假设检验，表示外商直接投资总量水平的增加促进地区制造业全要素生产率及其分解项，且其技术进步效应较为显著。主要是因为外商投资企业的门槛是基于中国实际国情和国民需要逐步放宽的，由中外合资向外资独资转变，意味着中国企业之前的模式主要是依靠外资实现企业技术改良与进步，随着自身技术水平的提升，其对外资技术依赖逐步弱化，但其对制造业企业生产率效率变动还是产生一定的正向促进效应。产业结构（LnSTR）系数分别为-0.040、-0.019和0.007（T=-2.04、T=-1.08、T=1.00），只有模型4通过显著性水平检验，表明产业结构的变动并未提升制造业全要素生产率，且对技术变动的影响并未通过显著性检验。主要是因为中国一直处于工业化发展期间，巨大的经济发展潜力倒逼制造业提升生产速度和生产规模，降低了居民对高品质产品的需求，同时压缩了企业供给高端高附加值产品的偏好和资金量，不利于企业全要素生产率的提高。信息化水平（LnINF）系数高度显著为正，分别为0.238、0.185、0.074，且均通过了显著性水平为5%的假设检验，表示邮政与电信业务量的提升，可以促进企业与市场的信息互通量的增大，显著促进市场信息交流，降低企业获取信息的成本，优化企业资本要素和劳动力要素合理配置，促进全要素生产率的提升。

（二）区域层面回归分析

生产要素资源分布、政府政策导向、区域位置和天气环境的显著差异决定了中国经济发展具有显著的地区特点，各地发展重点和模式不同。考虑地区非均衡性，将国土面积按照传统经济划分方式，分为东部地区和中西部地区。表2给出了分区域层面广义矩估计方法论下的计量回归结果，可知变量参数回归结果在影响行为方式和假设检验的显著性水平上存在显著不同。就方法检验而言，AR（2）和Sargan test表示模型7-模型12的残差项不存在二阶序列相关效应，工具变量的设定有效合理，不存在过度识别效应。为体现各省市样本之间的差异和单位年份之间的影响，模型中加入空间和时间虚拟变量。就回归结果而言，被解释变量的一阶滞后项和商贸流通业的回归系数高度显著为正，且均通过显著性水平为5%的假设检验，这与全国层面回归结果一致。但就影响程度而言，东部地区商贸流通业对制造业全要素生产率及其分解项的影响程度由大到小依次是全要素生产率、技术效率、技术进步，而在中西部地区则为技术进步、全要素生产率和技术效率，主要是因为中西部地区经济发展较为落后，表现在人民收入水平、生活质量、技术水平、交通系统均偏低，一旦商贸流通业快速发展，意味着中西部地区的基建设施逐步完善，可以快速引进企业投资，提升地区制造业技术水平、全要素生产率和技术效率。

政策建议

第一，结合时代发展特征，进一步促进商贸流通业发展。研究表明商贸流通业和制造业之间存在显著的正相关促进效应，而当前商贸流通业的发展应结合时代特征，把握时代发展机遇，切实从硬件和软件方面促进商贸流通业发展。具体而言，要加大城镇与农村商贸市场基础设施建设，结合互联网技术，构建属于地区或者国家层面的物联网信息共享与管理实时系统，培养本土优秀的物联网管理人才，挖掘与引进国外跨国公司高管，推动农村地区公路建设与网络通信设施建设。

第二，因地制宜，求同存异，实行差异化战略与措施。研究表明商贸流通业对于制造业企业全要素生产率、技术效率和技术进步的影响存在梯度性，启示地区研究机构应深入微观企业进行调研，切实发现地区实际情况，有针对性的制定招商引资计划，在可持续发展和共享福利的前提下引进合适的投资项目，切不可一刀切。

第三，注重外商投资质量，提高地区信息化水平。研究表明外商直接投资不利于东部地区制造业全要素生产率的提升，却促进西部地区制造业全要素生产率的提升。主要是因为东部地区外商直接投资规模大、种类多、监管缺位，引致环境污染严重，因此东部地区在引进外商投资时，应加大环境质量把关，提高涉及环境质量考核指标的权重。中西部地区应引以为戒，在投资规模较小时就提升企业投资环保要求，政府应逐步放权，发动群众力量，实现全民监督，降低污染。另外，信息化水平可以显著提升制造业全要素生产率，主要是信息交流的便利化和低成本化，启示政府要进一步发展高科技网络通信技术，但同时应注重系统危险、网络黑客危险等，加强网络安全管理。

参考文献：

1.王俊.流通业对制造业效率的影响—基于我国省级面板数据的实证研究[J].经济学家，2011（1）

2.李晓慧.流通业对制造业效率的影响及其渠道研究[J].商业经济与管理，2014（8）

3.宋则.流通业影响力与制造业结构调整[J].中国工业经济，2010（8）

4.詹浩勇.商贸流通业集聚对制造业转型升级的作用机理—基于集群供应链网络竞合的视角[J].中国流通经济，2014（9）

5.张渊阳.浙江省流通业发展对制造业升级的影响研究[D].浙江工商大学，2015

6.李杨超.我国商贸流通业发展与制造业增长方式转变的关系研究[D].首都经济贸易大学，2016

7.张杰，李克，刘志彪.市场化转型与企业生产效率—中国的经验研究[J].经济学（季刊），2011（2）

8.丁宁，周经，丁华.流通创新与制造业全要素生产率提升[J].经济问题探索，2013（7）endprint