供求視角下市場對接效應對商貿流通市場的影響研究

■ 劉 穎 副教授（山東管理學院 濟南 250357）

問題的提出

隨著改革開放以來我國市場經濟的不斷深入，商貿流通市場在國內取得了顯著的發展成效，尤其是國內商貿流通體制的不斷市場化改革，為國內的小微型企業提供了充分的商品流通渠道。而在商貿流通市場整體快速發展的同時，國內“空殼市場”不斷涌現，不規范的商貿流通市場也不斷充斥市場空間，造成了資源的較大浪費。于是，探究引起我國商貿流通市場興衰的因素具有重要的現實意義。

新經濟地理學派理論學者曾提出了對接效應的概念，學者們嘗試將規模經濟、物流成本、交通條件、行業差異等因素引入對接效應模型，在市場對接的研究方面為后來的學者提供了有力的參考依據，代表學者如Markusen J.&Venables（2000）等。根據對接效應相關理論，作為與市場供給和需求直接密切相關的商貿流通市場，其規模和效率在很大程度上取決于投入品供給對接和商品需求對接的程度。那么，這個理論在我國商貿流通市場是否能站得住腳呢？本文將通過實證檢驗來回答這一問題。與此同時，有許多學者研究表明當前我國省域之間的商貿流通市場存在一定的市場分割，這很可能限制了市場對接效應對商貿流通市場發展推動作用的有效發揮。于是，本文還將檢驗區域間市場分割是否對市場對接效應的功能產生限制作用。

模型設定及變量選取

（一）模型設定

借鑒Amiti &Javorcik（2008）的研究方法，本文初步構建反映供給對接效應和需求對接效應對商貿流通市場影響的理論模型如下：

其中，lnRj表示第j個地區的商貿流通市場變量，lnSAj表示第j個地區的供給對接效應，lnMAj表示第j地區的需求對接效應，lnZj、lnVj分別表示影響商貿流通市場的其他變量，如地區特征、行業特征等。依據Amiti &Javorcik（2008）的觀點，供給對接效應和需求對接效應都能對商貿流通市場帶來正向的發展推動作用，即又均大于零。在下文中，本文也將通過我國的實例對此觀點進行驗證。

（二）變量說明

對于商貿流通市場的發展程度，本文采用商貿流通市場的成交額衡量，簡記為msaleij。基于數據的可得性與變量指標的合理性，選取第j省億元以上的商品交易市場第i個行業的商品成交總額作為相應的商貿流通市場成交額。2013年我國億元以上商品交易市場的成交額達到9.8萬億元，約占社會消費品零售額的42%。因此選其作為指標是較為合理的。

參考Amiti &Javorcik（2008）的變量選擇方法，本文將供給對接用省際距離或省內距離的倒數來表示。其中，省內企業對商貿流通市場的供給對接表示為：

其中，Djj=（AREAj/ π）1/2，AREAj為第j個省的省內距離；γj表示第j個省第i行業的小微型企業數量。

外省企業對商貿流通市場的供給對接表示為：

其中，Dkj表示第k省和j省的省會城市中心之間的距離，γk表示第k省第i行業的小微企業數量。

于是，第j個省的總體供給對接效應可表示為：

本文將需求對接效應也分為省內需求對接和省際需求對接兩個部分，且采用地區生產總值作為市場需求規模的衡量標準。省內企業對商貿流通市場的需求對接表示為：

其中，GDPj表示j省的地區生產總值，μ表示我國市場對i行業商品支出占總支出的份額。

外省企業對商貿流通市場的需求對接表示為：

于是，第j個省的總體供給對接效應可表示為：

其他控制變量方面，采用公路里程、鐵路里程兩個變量來衡量地區特征，分別用rod和ral來表示；采用商貿流通市場的行業流通渠道來衡量行業特征，具體形式如下：etaj=msaleij/yij，其中，yij表示工業總產值。

表1 市場對接效應對我國商貿流通市場影響的回歸結果

表2 考慮省域內外對接效應后的回歸結果

根據以上變量選擇結果，本文的理論模型改為如下形式：

（三）數據樣本

本文采用我國30個省區的行業間面板數據進行分析，其中西藏及港澳臺地區不包括在樣本內，時間樣本期選擇2013年。根據我國商品的性質與用途，并參考國民經濟行業分類代碼（GB/T4754-2002）的分類依據，本文將交易商品劃分為20個類別，其中涉及采礦業和制造業兩大門類。以上選取變量的數據來源于《中國商品交易市場統計年鑒》、《中國統計年鑒》、各地區的地方統計年鑒。

市場對接效應對商貿流通市場影響實證檢驗

（一）市場對接效應對商貿流通市場影響的初步檢驗

本節將通過實證檢驗，重點考察供給對接效應、需求對接效應對我國商貿流通市場效率的影響方向和程度。考慮到日用品所在大類的商品在組別上與行業組別之間存在一定的不匹配性，因此本文在原有樣本數據的基礎上單獨剔除日用品相關樣本，進行再檢驗。所有樣本和剔除日用品樣本的回歸結果均見表1。

首先分析市場對接效應對我國商貿流通市場的影響方向和程度。由回歸結果可知，供給對接的系數為0.243，且在5%的顯著性水平通過檢驗，說明市場供給對接對我國商貿流通市場運行效率的提升具有顯著的正向推動作用。市場供給對接每增加1個百分點，將促進商貿流通市場效率提升0.243個百分點。需求對接的系數為0.902，且在1%的顯著性水平通過檢驗，說明市場需求對接對我國商貿流通市場運行效率的提升也具有顯著的正向推動作用。市場需求對接每增加1個百分點，將促進商貿流通市場效率提升0.902個百分點。

綜合供給對接效應和需求對接效應顯然可以發現，市場對接對我國商貿流通市場的發展和層次提升具有顯著的推動作用，這就驗證了本文的預期。也正如Markusen J.&Venables（2000）的觀點，一個區域內商貿流通市場的發展績效程度在很大程度上取決于投入品供給對接和商品需求對接的大小程度。

再來看控制變量的回歸結果。公路里程變量的系數為0.018，且在5%的顯著性水平通過檢驗；鐵路里程變量的系數為0.097，且在1%的顯著性水平通過檢驗，這表明在我國，一個區域內商貿流通市場的發展效率與該區域道路交通設施的發達程度存在較為密切的關系，而且鐵路交通設施建設對商貿流通市場效率的提升作用明顯高于公路交通設施建設。而這兩種運輸方式的這種差異可能表現在鐵路運輸的成本更低，而且往往能實現商品的大規模運輸，在流通上取得更高的效率。另外，在行業特征方面，lnetaj的系數為0.515，且在1%的顯著性水平通過檢驗，這表明，如果商貿流通市場是某個行業的流通渠道之一，那么流通渠道的順暢與否，對該商貿流通市場的效率至關重要。

對比模型一和模型二的結果可以發現，在剔除日用品樣本后，新的回歸結果并沒有與剔除該樣本之前的回歸結果發生明顯差異，由此可以看出，日用品類商品的市場對接并沒有使整體市場對接對商貿流通市場的影響發生明顯改變。因此即使日用品所在大類的商品在組別上與行業組別之間存在一定的不匹配性，也不會明顯地影響整體市場對接效應。

（二）考慮省域內外對接效應的檢驗

由于前面僅僅分析了供給對接和需求對接這兩種較為籠統的市場對接效應，忽略了省內對接效應和省際對接效應之間的區別，因此下面還將對此單獨剝離出來進行檢驗。考慮到我國區域間市場分割現象頗為明顯，因此這里將省際的供給對接和需求對接提取出來作為單獨變量，對模型進行再檢驗，結果見表2。

由回歸結果可知，省際供給對接的系數為-0.017，且在10%的顯著性水平通過檢驗，該結果表明，若單獨對于外省的供給對接而言，其水平的提高不僅沒有促進商貿流通市場效率提升，反而有礙于商貿流通市場發展。筆者認為，出現這種情況的原因在于當前我國各個省級單位之間的地區行政壁壘較高，區域之間的行政聯動效應明顯不足，于是外省的產品因為地方保護主義的存在而無法充分進入本省的生產過程中，進而導致省際對接效應在一定程度上失效。

此外，省際需求對接的系數為0.023，且并沒有通過顯著性檢驗，該結果表明，單獨對于外省的需求對接而言，其水平的提高無法對商貿流通市場的發展產生明顯的推動作用。這是因為，地區行政壁壘較高的特征明顯導致省與省之間商貿流通市場的流通渠道受阻，于是大大限制了本省商品銷售給外省消費群體的能力。

結論

本文引入市場對接效應相關理論，構建了反映供給對接效應和需求對接效應對商貿流通市場影響的理論模型，并采用我國30個地區的行業間面板數據進行實證檢驗。最終研究結論包括以下幾個方面：以供給對接效應和需求對接效應為主的市場對接對我國商貿流通市場的發展和層次提升具有顯著的推動作用；基礎設施建設與行業特征要素都是影響我國商貿流通市場發展的重要因素；由于區域行政壁壘的存在，省際對接效應受到限制，以致外省供給對接和需求對接無法充分發揮對本省商貿流通市場的推動作用。

由此可見，除了商貿流通市場自身建設、基礎設施水平和行業流通渠道等基本面上的因素外，區域間的行政壁壘仍然是制約區際商貿流通的重要因素，阻礙了商貿流通市場效率的提高。因此，未來國家在研究制定推動商貿流通市場發展的政策措施時，應將體制機制建設作為一個重點，特別是在如何破除區域壁壘方面應做足文章。

1.洪濤.論商品交易市場商圈的勃興與市場升級改造[J].商業時代，2012（1）

2.陸銘，陳釗.分割市場的經濟增長— 為什么經濟開放可能加劇了地方保護[J].經濟研究，2009（1）

3.汪艷.我國商貿流通組織規模擴張對區域市場分割的影響[J].商業經濟研究，2015（7）