商貿流通業發展效應計量分析

張琰

內容摘要：商貿流通業對拉動我國經濟增長、帶動就業、促進產業結構優化等方面具有積極作用。從整體來看，我國商貿流通業整體規模不斷擴大，進入了快速發展軌道。本文采用時變系數狀態空間模型，對我國商貿流通業的產出效應、就業效應和產出結構優化效應進行了計量研究。研究得出：1992-2014年，我國商貿流通業的產出效應、就業效應和產出結構優化效應均呈現正效應態勢，其產出彈性系數的平均值分別為0.944、0.235、0.501；從階段特征來看，2008年之前的商貿流通業發展效應呈倒“V”態勢，2008年前后經歷了動蕩，主要源于經濟危機的影響，2008年之后有所提升。

關鍵詞：商貿流通業 時變系數狀態空間模型 產出效應 就業效應

我國商貿流通業發展現狀

（一）商貿流通業整體規模不斷擴大

改革開放之后，我國由計劃經濟進入市場經濟時代，市場活力被激發，大眾消費被激活，我國商貿流通業整體規模出現不斷增長和擴大趨勢。我國商貿流通業主要包含批發和零售業、交通運輸、倉儲和郵政業、住宿和餐飲業等多方面，筆者對以其為代表的商貿流通業增加值進行統計，結果顯示，2000年我國商貿流通業增加值僅為16465.9億元，社會消費品零售總額為39105.7億元，但是進入2014年，我國商貿流通業增加值達到102076.2億元，社會消費品零售總額為271896.1億元。

從2000-2014年我國商貿流通業增加值和社會消費品零售總額的增長趨勢來看，歷年均呈現直線上升趨勢；商貿流通業增加值在國內生產總值中的比重約為16%左右，可見我國商貿流通業整體規模呈現出不斷擴大的特征，如表1所示。

（二）商貿流通業就業吸納能力不斷增強

我國商貿流通業主要涵蓋批發和零售業、交通運輸、倉儲和郵政業、住宿和餐飲業等多個細分行業，這些行業多屬于勞動密集型行業，創造了大量就業崗位，對吸納就業、增強就業容量起到了極大促進作用。根據統計，2004年我國商貿流通業吸納就業人員達到11215960人，其中交通運輸業3517792人，批發和零售業2621418人，住宿和餐飲業5076750人。2014年，我國商貿流通業吸納就業人員進一步提升，達到22473383人，其中交通運輸業上升為6329383人，批發和零售業上升為4324000人，住宿和餐飲業上升為11820000人，如表2所示。

由此可見，我國商貿流通業就業吸納能力呈現逐步增強趨勢，商貿流通業成為解決就業、緩解我國嚴重就業壓力的主要產業之一。

（三）商貿流通業主體和經營業態呈現多元化發展態勢

隨著市場經濟的不斷發展，我國商貿流通業的經營主體不斷豐富化，經營業態形式也呈現多元化發展趨勢。根據對2015年我國商貿流通業經營主體數量占比的統計，其中絕大多數為私營企業，比例為57.66；其次為有限責任公司，比例為14.77%；外商投資企業（含港澳臺）、國有企業和集體企業占比分別為3.75%、2.75%、2.56%。

從商貿流通業經營業態來看，當前現代商貿流通業態不斷涌現，連鎖零售企業的數量不斷增加，呈現出逐年遞增趨勢。根據統計，2015年我國專業店的比例占據主體，大約為51%，其次為大中小型超市，比例約為22%，再次為便利店和專賣店，分別占據了7%、13%的比例，如圖1所示。

（四）商貿流通業現代化水平不斷提升

現代商貿流通主要包括“互聯網+商貿流通”、連鎖經營、電子商務（B2C、C2C、O2O）、第三方物流配送等運營方式。尤其是各類電子商務形式異軍突起，成為推動我國商貿流通業現代化發展的重要力量。據統計，2015年我國電子商務交易總額達到21萬億元，同比增長35%，其中網絡零售額4萬億元，年均增長50%。2015年，淘寶“11.11”的營銷額達到912.17億元，幾乎是2014年571億元的2倍，其中移動端交易為626.42億元；2015年，京東下單量突破3200萬單，同比增長130%，移動端占比74%。

（五）商貿流通業基礎設施日益完善

隨著商貿流通業的發展，流通基礎設施也不斷完善。2000年，我國鐵路營運里程僅為6.87萬公里，公路僅為167.98萬公里，內河航道僅為11.93萬公里，定期航班航線僅為1502887公里。2014年，我國鐵路、公路、內河航道、定期航班航線營運里程均呈現逐年上升趨勢，分別為11.18萬公里、446.39萬公里、12.63萬公里、4637214公里，如表3所示。

我國商貿流通業發展效應分析

為了對我國商貿流通業發展效應進行有效衡量，本文采用時變系數狀態空間模型進行我國商貿流通業發展效應的計量分析，測算我國商貿流通業對經濟增長、就業、產業結構優化等產生的多方位效應。以下計量分析選取的研究周期均為1992-2014年，采用時間序列數據形式，研究所用的軟件為eviews。

（一）產出效應分析

產出效應主要是分析我國商貿流通業發展對經濟增長的拉動或貢獻大小，本文選取國內生產作為描述我國經濟增長的主要指標，選取商貿流通業增加值作為解釋變量，同時還選取物質資本水平和人力資本水平作為控制變量，分別用全社會固定資產投資總額和商貿流通業就業人數進行衡量，進而建立商貿流通業的產出效應模型：

lngdp=c+β1lnsmlt+β2lnK+β3lnL

+δ （1）

其中：gdp表示經濟增長，用國內生產總值指標衡量；smlt表示商貿流通發展，用我國商貿流通增加值指標衡量；K表示物質資本水平，用全社會固定資產投資總額衡量；L表示人力資本水平，用商貿流通業就業人數衡量。

時變系數狀態空間模型下的回歸結果如表4所示，商貿流通業的產出彈性為0.944，通過了1%的顯著性水平檢驗，商業流通業發展對我國經濟增長呈現正向促進效應。

進一步對1992-2014年我國商貿流通業的產出效應變化趨勢特性進行測量，結果如圖2所示。1992-1993年我國商貿流通業的產出彈性呈現不斷增加趨勢，從1993年開始，彈性系數開始下滑，直到1997年達到最低點。該階段我國商貿流通業產出彈性不斷下滑主要源于我國經濟體制和經濟結構的變化，這一時期我國重視以工業和制造業等為代表的第二產業，通過第二產業發展快速拉動經濟增長，作為第三產業的商貿流通產業被忽視。1998-2007年，我國商貿流通業得到了緩慢提升，這主要得益于我國商貿流通業基礎設施建設速度的提升，尤其是現代信息技術的促進，以電子商務為代表的商貿流通新模式得到了快速發展，我國商貿流通業獲得了新的驅動力，成為拉動經濟增長的重要力量。2008年，受到金融危機的影響，我國商貿流通業的產出效應有所下滑，但是此后基本進入平穩發展時期，這說明我國商貿流通業已經發展成熟，對經濟增長的影響相對穩定，未來必須尋找新的增長點，以增強對經濟增長的貢獻。

（二）就業效應分析

就業效應主要是分析我國商貿流通業發展對就業的拉動或貢獻大小，本文選取商貿流通業增加值作為解釋變量，選取商貿流通業就業人數作為被解釋變量，進而建立商貿流通業的就業效應模型：

lnL=c+β1lnsmlt+δ （2）

其中：smlt表示商貿流通發展，用我國商貿流通增加值指標衡量；L表示人力資本水平，用商貿流通業就業人數衡量。

時變系數狀態空間模型下的回歸結果如表5所示。我國商貿流通業就業效應系數為0.235，也通過了1%的顯著性檢驗，說明我國商貿流通業發展對促進就業有明顯的正面效果，商貿流通業是增強就業容量、促進就業的重要產業。

進一步對歷年我國商貿流通業的就業效應變化趨勢進行測量，結果如圖3所示。隨著時間變化，我國商貿流通業的就業彈性系數表現出波動趨勢。1992-1995年，我國商貿流通業對勞動就業表現出較強活力，這主要是因為改革開放之后，我國商貿流通業得到快速發展，私營商貿流通企業數量大幅度提升，商貿流通業的就業進入門檻較低，對人力資本的要求較低等特點，極大激發了我國就業市場的活力，吸收了大量就業人口。

1995-2007年，我國商貿流通業對就業的吸納能力不斷減弱，這主要源于兩個方面：一方面該階段我國現代商貿模式，如電子商務、連鎖經營得到了快速發展，這類現代流通發展方式對人力資本的素質要求較高，這就將一部分低素質的就業人口排除在外；另一方面，此階段我國經濟增長方式逐步由粗放型增長方式向集約型增長方式轉變，勞動力生產效果不斷提升，生產對勞動力要素的投入不斷降低，就業勞動力需求不斷減少。2008年之后，我國商貿流通業的就業效應得到了逆轉，這是因為最近幾年國家對商貿流通業的重視度不斷提升，采取相關政策促進商貿流通業的飛速發展，尤其是在嚴重的就業壓力下，作為有效吸收就業人口的重要產業，商貿流通業的就業效應活力被大大激活。

（三）產業結構優化效應分析

產業結構優化效應主要是分析我國商貿流通業發展對產業結構優化貢獻大小，本文選取商貿流通業增加值作為解釋變量，選取產業結構作為被解釋變量，進而建立商貿流通業的產業結構優化效應模型：

lncyjg=c+β1lnsmlt+δ （3）

其中：smlt表示商貿流通發展，用我國商貿流通增加值指標衡量；cyjg表示產業結構優化水平，用第三產業增加值與第二產業增加值之比來衡量。

時變系數狀態空間模型下的回歸結果如表6所示。商貿流通對產業結構優化的效應為0.501，在1%的顯著性水平下顯著，說明我國商貿流通業發展有利于優化產業結構，促進第三產業不斷發展。

對歷年我國商貿流通業產業結構優化效應變化趨勢進行測算，結果如圖4所示。1992-1997年，隨著我國商貿流通業的不斷發展，不斷增強第三產業對國民經濟增長的拉動力。我國商貿流通業的產業結構優化效應快速提升，并且由于商貿流通業作為連接生產和消費的重要產業，通過向前和向后的關聯效應，不斷增強輻射和影響能力，對產業結構的優化效果快速提升。

但是1998-2003年，我國商貿流通業的產業結構優化效應出現了下滑趨勢，這主要是因為長久以來，我國以著重發展第二產業的粗放型增長方式的負面效應逐漸顯現，這一時期我國經濟增長面臨著產業結構調整和升級的壓力，我國商貿流通業遇到了前所未有的調整和動蕩期。另外，盡管這一時期我國現代流通模式得到了快速發展，但是商貿流通的基礎設施建設水平還較低，單一的流通發展模式還沒有得到徹底改變。2004年之后，我國繼續調整和優化產業結構，商貿流通業走向正軌。商貿流通業作為第三產業的重要組成部分，得到了政府的重視，我國出臺各項措施鼓勵商貿流通業的發展，使得我國商貿流通業在這一時期得到快速調整，商貿流通業對產業結構的調整做出極大的貢獻。

結論

本文對我國商貿流通產業發展現狀進行了梳理，并采用時變系數狀態空間模型對我國商貿流通業的產出效應、就業效應和產出結構優化效應進行計量研究，得出如下結論：

第一，從整體來看，我國商貿流通業表現出較快的發展趨勢，商貿流通業整體規模不斷擴大，就業吸納能力不斷增強，商貿流通業主體和經營業態呈現多元化發展態勢，現代化水平不斷提升，商貿流通業基礎設施日益完善。

第二，時變系數狀態空間模型下，商貿流通業的產出彈性為0.944，通過了1%的顯著性水平檢驗，商業流通業發展對我國經濟增長呈現正面促進效應。

第三，我國商貿流通業就業效應系數為0.235，也通過了1%的顯著性檢驗，說明我國商貿流通業發展對促進就業有明顯的正面效果，商貿流通業是增強就業容量、促進就業的重要產業。

第四，商貿流通業對產業結構優化的效應為0.501，在1%的顯著性水平下顯著，說明我國商貿流通業發展有利于優化產業結構，促進第三產業不斷發展。

參考文獻：

1.黃國雄.論流通發展方式的轉變[J].北京工商大學學報（社會科學版），2016（3）

2.李駿陽.中國流通業發展方式轉變問題研究[J].中國流通經濟，2016（4）

3.孫敬水，章迪平.流通產業發展方式轉變國際經驗及啟示[J].中國流通經濟，2016（4）

4.唐龍.再論從“轉變經濟增長方式”到“轉變經濟發展方式”[J].探索，2015（1）

5.劉向東，張小軍，石明明.中國流通產業增長方式的轉型—基于流通增長方式轉換模型的實證分析[J].管理世界，2016（2）

6.章迪平.流通業發展方式轉變實證研究—以浙江省為例[J].商業經濟與管理，2014（8）

7.邱毅.中國流通理論創新、政府政策與發展方式轉變—“中國流通創新與發展方式轉變”學術研討會綜述[J].商業經濟與管理，2008（3）

8.李海艦.中國流通產業創新的政策內容及其對策建議[J].中國工業經濟，2013（12）