基于鮑莫爾非均衡增長模型的工業部門與流通服務業部門關系變化

周 揚

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基于鮑莫爾非均衡增長模型的工業部門與流通服務業部門關系變化

周 揚

在鮑莫爾非均衡增長模型的基礎上，引入流通和生產的需求互補特性假設，并將工業部門區分為生產職能部門和流通職能部門。利用面板固定效應模型和空間面板杜賓模型對2002-2013年的省份面板數據進行實證分析發現，生產和流通對流通環節就業占比和經濟發展表現出木桶效應，流通環節就業占比的提高和經濟發展速度的加快需要以流通環節勞動生產率增長速度的相對減緩為代價；另外，變量之間存在空間相關性，對流通環節就業占比而言，顯現出勞動力的區域溢出效應和流通環節勞動力的需求端跨區域傳導效應，對經濟發展而言，則顯現出需求端的空間負向傳導效應和供給端的空間正向溢出效應。為此，宜進一步深化流通環節改革，提升市場化水平，實現流通環節的健康發展。

工業中生產職能與流通職能； 外部流通服務業部門； 鮑莫爾非均衡增長模型

一 引 言

隨著社會經濟條件由原來的資源約束型經濟、供給約束經濟轉變為市場約束型經濟、需求約束經濟，消費者主權得以確立，流通業發展在經濟中的基礎作用和重要作用越來越為學者們所認同(黃國雄，2005[1]；徐從才，2006[2])。同時，流通業作為服務業的組成部分，其發展演變也遵循著配第-克拉克定理，即服務業相對比重將隨經濟發展水平提高而上升。流通產業的不斷發展，使得其內部結構得到優化，流通各環節效率得到提高，流通資源與優勢得到合理配置，但對于經濟結構變動中流通服務業比重上升將對經濟發展產生什么樣的影響卻無定論。現有理論文獻對流通服務業發展與經濟發展之間的關系也因此分為兩條研究主線(孫淑紅，2014)[3]，其中一條圍繞經濟制約論展開論述，即流通服務業發展會受到經濟發展水平制約(Cundiff，1965[4]；Arndt，1972[5])，另一條圍繞流通作用論展開論述，即流通服務業發展會拉動經濟發展(Holton，1953[6]；趙凱和宋則，2009[7])。但是這些理論文獻在進行分析時由于專注于流通服務業，因而忽視了其他各部門對流通服務業的影響，以及其他部門和流通服務業對于經濟發展的交互影響。對此，本文擬借鑒鮑莫爾的非均衡增長模型探討分析工業發展和流通服務業發展對于經濟發展的交互影響。

鮑莫爾(Baumol，1967)[8]通過構造一個簡單而精煉的包含生產率復合增長率為零的“停滯部門”(Non-progressive Sector)和生產率復合增長率為r的“進步部門”(Progressive Sector)的非均衡增長模型，推演出：(1)停滯部門將吸納所有的勞動力，而進步部門就業將趨于零，同時停滯部門的產出單位勞動成本將隨時間無限制上升，而進步部門則保持不變；(2)在停滯部門需求彈性不高的情況下，停滯部門將面臨產出下降，甚至最終消失的趨勢；(3)在政府補助或者產品需求價格無彈性或收入有彈性的情況下，兩個部門的實際產出也有可能始終維持固定比例，但這也使得經濟發展趨于停滯。需要注意的是，鮑莫爾本人并沒有明確地把進步部門-停滯部門和工業-服務業對應起來，并且強調，其“成本病模型”僅僅是兩部門不平衡發展的一個基礎性演示。但是，許多學者追隨這一論證，表示出對整個經濟將停滯的擔憂。與此同時，富克斯(Fuchs，1968)[9]特別從服務業就業角度表述了基本同樣的觀點，在他看來，服務業相對于其他產業尤其是工業活動而言，因為具有較低的勞動生產率增長率，從而使得美國經濟中服務業就業變得日益重要，兩者綜合形成了著名的 “鮑莫爾-富克斯假說 ”。

但也有許多學者表達了對“鮑莫爾-富克斯假說 ”的質疑，指出：(1)由于服務業部門存在不可測度性，從而對服務業生產率和產出存在低估(Griliches，1994)[10]；(2)隨著服務業和工業之間的關系日益密切，服務業往往作為中間產品投入到制造業的發展過程中， 從而能把知識資本和人力資本引入到商品和服務的生產過程中， 進一步刺激制造業對服務業的需求，從而影響經濟增長(Oulton，2001)[11]；(3)同時，也應注意到服務業并不是一個同質活動的集合，其本身由不同生產率的行業組成， 有的行業生產率增長低或負增長， 但有的行業生產率增長甚至比工業部門還高(W?lfl，2003)[12]。

具體到流通服務業，本文認為其發展具有區別于其他服務業的自身特點，正如馬克思和恩格斯所揭示的：“生產和交換是兩種不同的職能。這兩種職能在每一瞬間都互相制約，并且相互影響，以致它們可以叫做經濟曲線的橫坐標和縱坐標*《馬克思恩格斯選集》第3卷，186頁。”。一定的生產決定一定的交換(流通)，生產就其片面形式來說也決定于交換(流通)*《馬克思恩格斯選集》第2卷，102頁。，這些論斷深刻地揭示了生產和流通之間的互補關系，換言之，一方面，生產是流通得以發展的源泉，沒有生產的發展，流通將處于無米可炊的境地；另一方面，商品的生產其最終目的是為了將商品流通出去，特別是當社會分工越復雜、越細密時，需要流通的商品品種、數量也就越多，生產就越離不開流通。根據流通業與工業的緊密聯系，假設二者在消費者效用函數中表現為互補關系，這也是后文理論分析中用到的一個重要假設。另一個重要假設或可稱為現實觀察的是，流通職能并不是流通服務業所獨有，工業企業中也存在流通職能，突出反映在工業企業的銷售部門中，因此考慮流通業的發展也應考慮工業企業中的流通職能部門與外部流通業部門之間的替代關系。基于這兩項假設，本文將研究視角從估計消費者的需求價格彈性和收入彈性來分析服務業的“成本病”問題，轉向從生產職能和流通職能以及兩者之間的緊密聯系來研究工業部門、流通服務業部門發展與“鮑莫爾-富克斯”假說之間的關系。

二 理論分析

(一)模型構建

承前所述，本文對鮑莫爾的模型進行拓展。考慮經濟體中存在兩個環節、三個部門：工業中的生產職能部門(部門1)、外部流通服務業部門(部門2)以及工業中的流通職能部門(部門3)，顧名思義，部門1代表生產環節，部門2和部門3代表流通環節，各部門的生產函數*使用“生產”函數這一名稱可能并不恰當，因為對于流通環節而言，其主要職能不是生產，所以似乎給生產職能部門指定一個生產函數名稱，給流通職能部門指定一個流通函數名稱更為合適，同樣的，下文中勞動“生產”率、“生產”技術等等指標也似乎應分別指定勞動生產率和勞動流通率以及生產技術和流通技術，但為了避免術語命名的混亂，在不引起誤解的前提下，我們仍然使用經濟學中已經約定俗成的名稱。設為：

y1=A1L1er1t,y2=A2L2er2t,y3=A3L3er3t

(1)

三個部門在t時的產出y1、y2、y3取決于勞動投入L1、L2、L3，勞動生產率增長率r1、r2、r3和技術參數A1、A2、A3，總勞動力L=L1+L2+L3。每一消費者面臨的預算約束為：

p1y1+p2y2+p3y3≤w

(2)

生產與流通于消費者而言具有互補性，而外部流通與工業中的職能流通于消費者而言則具有替代性，因此，每一消費者的效用函數可表示為：

(3)

(4)

(5)

從供給角度來看，根據利潤最大化條件有：

w=A1p1er1t=A2p2er2t=A3p3er3t

(6)

從而，各個部門的相對價格為：

(7)

(8)

(9)

(10)

(11)

(12)

而均衡條件下經濟體的單位總產出為：

(13)

代入式(7)和式(8)，取自然對數并對t求導，整理得人均產出的增長路徑為：

(14)

(二)模型結果探討分析

圖1中，為簡單明了地反映生產和流通對于經濟發展的木桶效應，本文考慮其中一種情況，各個參數的關系如下：r1>0,r2=0,a=b,ρ=1，即流通環節的勞動生產率保持不變，而生產環節的勞動生產率水平一直增長，消費者對生產和流通的需求保持固定比例，擴張路徑因此可以用過原點的一條射線E1顯示。圖1中橫坐標為流通產出，縱軸為生產產出，Q1、Q2、Qn分別為不同生產環節勞動生產率下的生產可能性邊界曲線。由圖1可以發現，隨著生產環節勞動生產率的提高，生產可能性邊界曲線的斜率增大，生產環節勞動占比隨之減少，流通業勞動占比隨之增加，工業產出和流通業產出水平增加，同時經濟總產出隨之增加，但經濟總產出增長率趨于流通業產出增長率，即趨于零，因此經濟總產出將收斂于一個固定值。本文傾向于以木桶效應來指代生產與流通對于經濟發展的錯綜影響，而不是沿襲鮑莫爾模型簡單地將執行流通職能的流通服務業設定為“成本病”行業。事實上，只要將圖1中的橫軸和縱軸對調，橫軸代表生產，其生產率保持不變，而縱軸表示流通業，此時假設其生產率水平一直增長，經濟總產出增長率也會趨于零。

圖1中考慮了生產與流通對經濟發展的木桶效應，但更多是從供給層面考慮，而圖2則同時考慮了需求層面的演變。在圖2中，仍然有r1>0,r2=0,ρ=1，但我們放寬了生產和流通之間需要保持固定比例這一條件，假設隨著經濟發展程度的提高，消費者個性化需求越來越強烈，從而對流通環節的需求相對來說越來越高，表現在圖2中，即過原點那條擴張路徑e1的斜率越來小。這時，會發現木桶效應問題更加嚴重，經濟增長速度將更快地降低為零。

圖1

圖2

(三)計量模型構建

在上述關于流通環節就業占比以及人均產出增長路徑的理論分析基礎上，構建計量模型檢驗生產和流通對于流通環節就業占比的影響，以及生產和流通對經濟發展是否存在木桶效應，如果存在的話，短板是生產還是流通？

l=f(DR,T,RP,DR×T,DR×RP,ε)

(15)

類似地，構建經濟發展(用符號r表示)的計量模型，所不同的是根據式(14)，增加了流通環節勞動生產率的增長率r2(簡稱為流通效率增長率)，這一參數的增加是為了構建模型中的關鍵解釋變量DR，其它變量構造與上述類似，不再贅述。因此，模型計量表達式為：

r=f(r2,DR,T,RP,DR×T,DR×RP,ε)

(16)

三 實證檢驗

(一)數據來源與變量處理

本文中數據一部分來源于中經網統計數據庫，其它部分來源于《中國經濟普查年鑒(2004)、(2008)》、《中國工業經濟統計年鑒(2002-2012)》、《中國工業經濟年鑒(2013、2014)》和《中國統計年鑒(2002-2014)》。最后在權衡數據來源可信度、統計口徑一致和數據廣度的基礎上整理出2001-2013年間29個省市自治區的面板數據*西藏和海南因數據缺失嚴重而沒有包含在我們的統計之列。同時，由于勞動生產率的增長率計算涉及到滯后變量，因此，最后回歸方程中實際樣本期間是2002-2013年。。

根據前文分析，變量的處理涉及對工業中生產職能部門、工業中流通職能部門和外部流通部門勞動生產率的測算。外部流通部門數據來源于年主營業務收入2000萬元及以上的批發業和年主營業務收入500萬元及以上的零售業統計數據。工業中生產職能部門、工業中流通職能部門數據來源于各年各省份公布的限額以上工業數據，其中，為區分工業中生產職能產出和流通職能產出，本文根據工業部門內部生產和流通的特點，通過審查會計科目的核算范圍，認為銷售費用(又稱為營業費用)可以用來衡量工業中流通職能部門的產出水平。銷售費用是指企業在銷售產品、自制半成品和業性勞務等過程中發生的各項費用以及專設銷售機構的各項經費。具體包括的項目內容為：包裝費、運輸費、裝卸費、保險費、展覽費、廣告費、租賃費以及企業為銷售本企業產品而專設的銷售機構的費用，如職工工資、福利費、差旅費、辦公費、折舊費、修理費、物料損耗和其他經費等(朱巖，2004)[13]。從其核算內容來看，和流通職能非常契合。2004-2008年的銷售費用這一科目，相應的《中國工業經濟統計年鑒》并沒有明確給出，但2004年和2008年的數據可以利用《中國經濟普查年鑒》得到，其他年份的營業費用可利用《中國統計年鑒》中給出的成本費用利潤率間接推算出來，成本費用利潤率的計算公式：

成本費用利潤率=利潤總額/成本費用總額×100%

利潤總額是工業企業勞動者為社會創造的一部分剩余產品的貨幣表現。成本費用總額是指企業的產品銷售成本、產品銷售費用、管理費用和財務費用之和，即完全成本。所以根據成本費用利潤率、利潤總額和主營業務成本、管理費用和財務費用科目可間接推算出2005-2007年工業企業的銷售費用。

對于各個部門的產出數據，本文利用價格指數進行處理，其中流通部門的產出使用商品零售價格指數來進行平減，工業生產職能部門數據則使用工業品出廠價格指數進行平減。

模型中涉及到的變量描述性統計如表1所示。

表1 變量描述性統計

從描述性統計結果來看，流通環節就業占比l的均值為0.235，最低值為0.068，最高值為0.937，波動幅度較大；非平衡增長率的平均值為0.06，說明從總體均值來看，2002-2013年間中國流通環節的勞動生產率增長率和生產環節的勞動生產率增長率大致相等，從這一角度來看，很難說流通職能部門必然屬于停滯部門，這也顯示孤立地使用“成本病”效應來指代流通對經濟增長的影響并不恰當。另外，從相對勞動生產率RP的均值來看，流通環節勞動生產率比生產環節勞動生產率仍然略低一些。

(二)普通面板模型估計結果

由于使用的數據是面板數據，通常的計量分析需要在混合回歸、固定效應和隨機效應中進行選擇，通過F檢驗、Hausman檢驗、LM檢驗，根據“三角形法則”*如果將面板數據回歸中常用的三種模型——混合回歸模型、固定效應模型和隨機效應模型作為三個頂點，將模型篩選時用到的檢驗方法——F檢驗(在混合回歸模型和固定效應模型之間進行選擇)、豪斯曼(Hausman)檢驗(在固定效應模型和隨機效應模型之間進行選擇)和LM檢驗(在隨機效應模型和混合回歸模型之間進行選擇)作為三條邊的話，將構成一個三角形，這一模型選擇過程也被形象地稱為“三角形法則”。，兩個方程均選用的是固定效應模型，同時考慮遺漏的固定效應，添加了年份虛擬變量，模型估計結果如表2所示：

表2 普通面板數據估計結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平顯著，下同。

至于經濟發展方程，首先，根據前文關于交互項的處理方法，推得在非平衡增長率DR和相對勞動生產率RP這兩個變量的均值處，非平衡增長率DR對經濟發展r的偏效應是-0.022，顯著為負，表明非平衡增長率越高，經濟發展越慢，注意到DR是流通環節的生產率增長率r2和生產環節的生產率增長率r1之差，同時估計結果顯示，流通環節勞動生產率增長率r2前的系數是0.028，綜合來看，流通環節對經濟發展的凈影響為0.006，生產環節對經濟發展的凈影響為0.022，這也說明在2002-2013年間，生產和流通發展都有助于經濟發展，但經濟發展更依賴于生產部門的發展；與流通就業占比方程中類似，非平衡增長率DR的木桶效應也受到了消費者偏好結構T的影響，但符號與之相反，對這一系數方向的理解似乎不太直觀，實際上這與理論模型中推測的方向是一致的。舉例來說，考慮兩個經濟體1和2，同時生產相同的工業生產品，但經濟體2消費者偏好更多的流通服務，這樣，只要流通服務的增長率為正，額外流通服務的增加自然也能夠促進經濟發展；對相對勞動生產率RP交互效應的分析則剛好相反，其系數前面的符號為負，這是因為，當消費者偏好結構不變時，如果經濟體2的流通服務擁有更高的生產率，則意味著均衡中，經濟體2的工業生產更少，自然也就降低了經濟增長率。同時，在非平衡增長率DR均值處，消費者偏好結構T對經濟發展r的偏效應是-0.053，顯著為負，表明消費者流通需求越高，經濟發展越慢，這是木桶效應的又一層體現。而在非平衡增長率DR均值處，相對勞動生產率RP對經濟發展r的偏效應是0.010，顯著為正，表明流通環節勞動生產率相比于生產環節勞動生產率越高，經濟發展越快，和前面流通環節就業占比方程相呼應，因為相對勞動生產率越高，則有越多的勞動力從事工業，從而推高了整個經濟體的增長率。

(三)空間面板Durbin 模型估計結果

另外，考慮到各地區之間的資源流動在市場經濟條件下是一種普遍現象，忽略空間相關會導致參數估計和推斷不可靠(才國偉和錢金保，2013)[15]。為此，借鑒空間面板計量的最新發展，構建了同時包含空間滯后項和空間相關項的更穩健的廣義空間模型，即空間面板Durbin模型(SpatialDurbinModel，SDM)。以流通環節就業占比方程為例，空間面板Durbin模型的方程形式如下：

l=f(Wl,X,WX,ε), X=(DR,T,RP,DR×T,DR×RP)

(17)

其中W為空間加權矩陣，采用文獻中最常用的地理鄰接矩陣，即如果用空間加權矩陣W中的元素wij表示各個地級市之間的空間關系，則當地區i與地區j在地理上相鄰時令wij=1，反之令wij=0。

根據Hausman檢驗的結果，我們采用固定效應模型進行估計。參照針對空間和時間固定效應的聯合顯著性檢驗結果，模型中同時包含空間和時間固定效應。模型估計結果如表3所示：

(續上表)

變量流通環節就業占比方程系數標準差經濟發展方程系數標準差RP-0205???00090013???0004T×DR-0118?00620079???0030RP×DR0093???0009-0013???0004Indirect r2-00320033DR0009?000400280028T-0066?0031-0055???0017RP-001300120014???0004T×DR001000080086??0037RP×DR-0008?0004-0014???0005Total r200120039DR-0086???0012-00100034T0674???0040-0108???0030RP-0218???00110027???0008T×DR-0108?00580165??0066RP×DR0085???0008-0027???0009rho-0089?00480560???0044YearFEYESYES觀測值348348

空間面板Durbin模型為我們提供了更為豐富的含義，從空間 Durbin 模型的估計結果來看，流通環節就業占比方程的空間自回歸系數ρ(rho)在10%水平上顯著為負，而經濟發展方程的空間自回歸系數ρ(rho)在1%水平上顯著為正，說明普通面板模型顯著忽略了變量之間的空間相關性，引入空間模型是必要的。

模型報告了平均直接效應(Average Direct Effects)、平均間接效應(Average Indirect Effects)以及平均總效應(Average Total Effects)。平均直接效應表示的是同區域中某一自變量對本區域因變量的平均影響，平均間接效應(即自變量的空間溢出效應)表示的則是相鄰區域某一自變量對本區域因變量的平均影響。某自變量對因變量的平均總效應表示的則是所有區域某一自變量對某一區域因變量的平均影響，其也表現為平均直接效應與平均間接效應之和(陳強，2014)[16]。

對于流通環節就業占比方程而言，平均直接效應方面， 解釋變量系數的方向和顯著性水平與普通面板回歸的估計結果差別不大。平均間接效應方面，非平衡增長率DR前的系數顯著為正，說明周圍地區流通環節勞動生產率增長率相比于生產環節勞動增長率越高，本地區流通環節就業占比越高，顯現出勞動力的區域溢出效應，即木桶效應更明顯的地區使得流通環節勞動力流向相鄰地區，生產環節勞動力流出相鄰地區。但此時非平衡增長率DR和消費者偏好結構T的交互效應不顯著，表明需求端對勞動力區域溢出效應的跨區域傳導影響不明顯，而非平衡增長率DR與相對勞動生產率RP的交互效應則顯著為負，說明流通環節勞動力的這一擴散效應隨著相鄰地區流通環節相對勞動生產率的提高而減弱。消費者偏好結構T前面的系數顯著為負，表明周圍地區的消費者流通業需求越高，會使得本地區的流通環節就業占比下降，體現了需求端對流通環節勞動力的跨區域傳導效應。

對于經濟發展方程而言，平均直接效應方面，解釋變量系數的方向和顯著性水平同樣與普通面板回歸的估計結果差別不大。平均間接效應方面，流通環節勞動生產率的增長率r2和非平衡增長率DR前的系數并不顯著，說明周圍地區這兩個變量對本地區經濟發展影響不大，但其它變量前的系數方向和顯著性水平與直接效應并無二致，消費者偏好結構T前面的系數顯著為負，表明相鄰區域的消費者流通需求越高，本地區的經濟發展越慢，顯示出需求端的空間負向傳導效應(在保持其它變量不變的前提下，相鄰地區T更高，則意味著相鄰地區流通需求增加，吸引本地區勞動力涌出，降低了本地區經濟增長速度)。非平衡增長率DR和消費者偏好結構T的交互效應顯著為正，說明非平衡增長率DR減緩了消費者偏好結構T引發的需求端空間負向傳導效應(即便相鄰地區流通需求增加，如果流通環節勞動生產率的增長率相對越高，所需的流通環節勞動力相對來說越少，減少了本地區勞動力流出數量)。相對勞動生產率RP前的系數顯著為正，說明周圍地區流通環節勞動生產率相對于生產環節勞動生產率而言越高，本地區經濟發展越快，顯示出供給端要素層面的空間正向溢出效應(在保持其它變量不變的前提下，相鄰地區RP更高，則意味著相鄰地區流通環節勞動力需求更少，多余的勞動力涌入本地區，促進了經濟增長)。而非平衡增長率DR與相對勞動生產率RP的交互效應則顯著為負，說明非平衡增長率DR也減弱了勞動生產率RP的供給端空間正向溢出效應(相鄰地區DR更高，流通環節勞動生產率的增長率相對越高，相鄰地區減少的流通環節勞動力需求會分流到其生產環節之中，減少了溢出到本地區的勞動力數量)。

四 結論與政策建議

鮑莫爾的非均衡增長模型使得經濟學家對服務經濟的發展持消極解讀態度，但事實上，對鮑莫爾非均衡增長模型的正確解讀是停滯部門的發展決定了經濟增長的極限，為此，本文強調使用木桶效應來描述經濟體中各個部門對經濟發展的影響，分析服務業中的一個重要部門——流通服務業*服務業部門是一個異質活動的集合，對服務業整體進行分析并不合適，因此需細分服務業部門，并作具體分析。，通過引入流通職能與生產職能之間的互補關系假設，重新推導了鮑莫爾非均衡增長模型。由于本文的理論模型并未預設流通職能部門是停滯部門，因此更為清晰地顯示了生產發展和流通發展對流通環節就業占比和經濟發展的木桶效應。

鮑莫爾非均衡增長模型提出以后，大多數經濟學家都認定服務業必然屬于滯后部門，流通服務業作為服務業中的一個重要部門，似乎也就歸到了停滯部門的行列之中，在鮑莫爾(1967)[3]的研究中，特別以零售業舉例說明，認為零售業因為受服務無法儲存和不可傳輸性質的影響，無法形成持續而累積性的增長(Constant and Cumulative Increases)，但事實上，流通業的數次革命向經濟學家展現出，通過百貨商店、超級市場、連鎖店、特許經營、自動化和信息化等流通經營技術(向欣，2000)[17]，流通業也能實現規模經濟和范圍經濟，因此，本文也對利用2002-2013年數據對理論模型中提出的流通環節就業占比方程和經濟發展方程分別進行檢驗時發現的結論“流通環節就業占比的提高和經濟發展速度的加快需要以流通環節勞動生產率增長速度的相對減緩為代價”持謹慎解讀態度。

考慮到在理論分析中揭示出生產和流通對流通環節就業占比和經濟發展的木桶效應，流通環節勞動生產率增長速度相對減緩的實證含義便十分清晰，即：使生產和流通發展程度相匹配，實現均衡協調發展，當流通環節發展速度更快時，也需要同時提高生產環節發展速度，改變中國工業生產部門過去很長時間內采用的粗放型增長方式，協調融合生產和流通，改造傳統制造業，提高生產環節勞動生產率。同時，也需要認識到，目前中國流通環節勞動生產率指標的提高仍是以整個社會的流通成本提高為代價，行政壟斷、地方分割的存在造成了流通環節的虛假繁盛，大量的體制性成本通過價格被轉嫁給消費者，甚至作為流通環節的收益。為此應加快流通環節改革進程，提升市場化水平，實現流通環節的健康發展。

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[責任編輯:陳 林]

[DOI]10.14007/j.cnki.cjpl.2016.05.007

[引用方式]周揚. 基于鮑莫爾非均衡增長模型的工業部門與流通服務業部門關系變化[J]. 產經評論, 2016, 7(5): 78-89.

Analysis on the Relationship Between the Industrial Sector and the Circulation Sector Based on the Baumol Unbalanced Growth Model

ZHOU Yang

Based on the Baumol unbalanced growth model, this paper introduces the demands complementary hypothesis of production and circulation, and divides the industrial sector into the production function department and circulation function department. Then the paper constructs the provincial panel data from 2002 to 2013. Using the fixed effect model and panel data spatial Durbin model, the empirical analysis finds out that there did exist cask effect for the production and circulation to circulation employment ratio and economic development. To speed up the circulation employment ratio and the economic development, it requires a relatively slower speed of the circulation labor productivity growth rate. In addition, there is spatial correlation between the variables, for the circulation employment ratio, there exists labor regional spillover effect and the circulation labor regional demand transmission effect, for the economic development, there exists negative spatial transmission effect of the demand side and positive spatial spillover effect of the supply side.

production function and circulation function in industry; external circulation service sector; Baumol unbalanced growth model

2016-04-13

周揚，中國人民大學商學院博士研究生，研究方向為流通經濟學、商業集聚。

F710

A

1674-8298(2016)05-0078-12