交通基礎設施對商貿流通業影響的空間計量分析

王平

◆ 中圖分類號：F713.3 文獻標識碼：A

內容摘要：本文基于2009-2014年30個省級面板數據，構建空間計量模型，采用空間滯后模型、空間誤差模型和空間杜賓模型實證分析了交通基礎設施對商貿流通業的影響及空間溢出效應。研究發現，交通基礎設施可以顯著促進該地區商貿流通業的快速發展，同時具有顯著的正向空間溢出效應，即可以促進相鄰地區商貿流通水平的提升。同時，本文還發現人均收入水平、城市化水平、和信息化水平均對該地區和相鄰地區的商貿流通業產生一定的影響。最后，基于上述研究結論提出了相關的政策建議。

關鍵詞：交通基礎設施 商貿流通業 區域差異 空間計量

引言與文獻綜述

經濟新常態提出之后，我國經濟結構和產業結構亟需轉型，實現由勞動力、資本等生產要素驅動下低效高污染發展模式轉向以創新驅動下高效環保可持續發展模式的轉變。其中，在對拉動經濟發展的投資、出口和消費“三駕馬車”的調整中，應逐步引導刺激消費需求，同時結合消費供給側改革，來推動居民整體的消費支出水平與消費偏好的提升。商貿流通業作為消費和生產的中間環節，是地區經濟發展必要組成部分，是基于供給端提升居民消費水平的基礎和關鍵。而受限于地區間經濟發展水平、地貌特征、地質差異，地區間交通基礎設施呈現顯著的非均衡性，東部地區交通基礎設施完善程度遠高于中西部地區。那么，交通基礎設施是否促進了地區商貿流通業的發展？在信息化背景下，東中西部地區信息成本降低的形勢下，居民的消費需求偏好的地域可達性逐步擴大，地區交通基礎設施是否對相鄰地區商貿流通業產生空間溢出效應？如果存在，這種溢出效應是正向效應還是負向效應，其具體影響程度又如何？

鮮有學者直接研究交通基礎設施與商貿流通業之間的相關關系，但商貿流通業隸屬經濟發展的一部分，研究交通基礎設施對經濟增長的影響效應及探究其對商貿流通業的影響具有一定的借鑒意義。俞勇軍等（2005）從包含交通投資在內的不同行業投資存在合理比例的視角，建立數學理論模型，以探究交通基礎投資對經濟增長的促進作用。張學良（2007）采用面板數據，通過估算交通基礎設施投資對經濟發展的貢獻率，且進行了區域差異分析。司增綽（2011）基于灰色關聯模型的計量分析，發現地區商貿流通業發展與公路交通基礎設施水平具有較強的關聯性，在公路里程、公路客運量、公路貨運量和民用汽車擁有量中，民用汽車擁有量是最重要的影響因素，公路貨運量次之。張學良（2012）在綜合考慮多維要素對我國區域經濟增長的協同作用的基礎上，構建交通基礎設施對區域經濟增長的空間溢出模型，利用1993-2009年的我國省級面板數據和空間計量經濟學的研究方法探究了二者之間的關系。結果發現我國交通基礎設施有利于經濟增長，產出彈性合計約0.05-0.07，且存在顯著的空間溢出效應。還有部分學者基于描述性分析的方法，直接探討了基礎設施建設與商貿流通之間的相關關系。張旭等（2015）研究認為小城鎮物流作為當代物流基礎設施的重要構成部分之一，對溝通農村與城市信息流、物流和推進經濟的健康發展具有重要作用。張慧省（2016）研究認為當前我國鄉村商貿流通市場在基礎設施、信息量方面與城市商貿相比存在很多不足，加劇了城鎮和鄉村經濟發展的不均衡現象，并通過分析我國城鄉商貿流通環節中存在的諸多問題之后，提出多項措施對其進行有效優化和完善。

綜上所述，既有研究對于探究交通基礎設施與商貿流通業的相關關系具有重要意義，但仍有如下改進的空間：一是對于商貿流通業的測度而言，多數學者僅采用單一指標法進行測度；二是鮮有學者直接研究交通基礎設施與商貿流通業之間的相關關系，且忽略了交通基礎設施的地域空間依賴性、空間異質性和空間溢出效應。因此本文基于2009-2014年省級面板數據，設定空間計量模型，通過采用空間計量模型來估計相關參數，以探究交通基礎設施對商貿流通業的影響效應及空間溢出效應，并進行區域差異化分析。

研究設計

（一）空間計量模型構建

空間計量模型分為空間滯后模型（SLM）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）。本文的核心解釋變量為商貿流通業發展水平（SML），解釋變量為交通基礎設施（TRA），控制變量為人均國內生產總值（RGD）、城市化水平（URB）、政府公共財政支出水平（TRE）、信息化水平（INF）。基本模型如下：

SLM：SMLit=ρWyit+β1TRAit+β2RGDit+β3URBit+β4TREit+β5INFit+ε

SEM： SMLit=β1TRAit+β2RGDit+

β3URBit+β4TREit+β5INFit+ε，ε=λWε+μ

SDM：SMLit=ρWyit+β1TRAit+β2RGDit+

β3URBit+β4TREit+β5INFit+α1WTRAit+α2WRGDit+α3WURBit+α4WTREit+

α5WINFit+ε

（1）

（二）變量說明與數據來源

被解釋變量。商貿流通業發展水平（SML）采用構建綜合指標評價體系法進行測度，具體指標選取如表1所示，包括三個商貿流通業的產出水平、商貿流通業的從業人數、商貿流通業行業規模（企業數量）三個基準指標。三者從不同的角度反映商貿流通業的發展水平，需要指出的是，受限于統計數據的可得性和統計口徑的一致性，上述指標在統計時主要涉及批發、零售、餐飲、住宿行業，且樣本時間選定為2009-2014年，研究對象為我國除了西藏、港澳臺地區之外的30個省、自治區和直轄市。之后，采用可以客觀賦予權重的熵值法對商貿流通業發展水平進行測度，表1為三個變量在樣本時間段內的平均權重水平。

核心解釋變量。交通基礎設施（TRA）采用綜合指數法進行測度，交通基礎設施涉及的面相對較寬，但與居民商貿流通相關性最大的還是公路及其相關變量，具體如表2所示，之后采用熵值法進行測度。

就控制變量而言，人均國內生產總值（RGD）數據可以直接取自《中國統計年鑒》。城市化水平（URB）采用地區城鎮人口與總人口的比重表示。政府公共財政支出水平（TRE）直接取自《中國統計年鑒》。信息化水平（INF）采用電話與互聯網用戶數測度，數據來源于《中國城市統計年鑒》。需要指出的是，上述面板數據已經通過構造相關價格指數進行平減，消除價格因素導致估計的結果有偏。

實證分析

（一）空間相關性分析

空間計量分析之前需要對交通基礎設施和商貿流通業的空間依賴性進行檢驗，學者多采用Moran I進行全域空間相關性分析，如果Moran I大于0且小于等于1，則認為變量在空間分布上存在正向相關性關系，數值越大，正向相關性就越強；如果Moran I大于等于-1且小于0，則認為變量在空間分布上存在負向相關性關系，數值越大負向相關性就越弱；如果Moran I等于0，則認為變量在空間分布上不存在空間相關性關系。Moran I定義如下：

（2）

Yi表示第i個地區變量的觀察值。W代表空間權重矩陣，可以采用不同的空間權重矩陣。由于不同地區的商貿流通業的不同影響不僅依賴于地理位置的相鄰，還依賴于經濟效應的影響，因此本文同時采用二進制的鄰近空間權重矩陣和經濟距離空間權重矩陣，具體包括地理距離和經濟距離兩種，具體的空間權重矩陣公式如式（3）所示。表3給出了兩種權重矩陣下2009-2014年交通基礎設施與商貿流通業的Moran I數值，可以發現各地區間交通基礎設施和商貿流通業存在顯著的空間依賴性，且這種依賴程度具有逐步加強的變化趨勢。

（3）

（二）實證結果分析

表4給出了采用綜合評價指標體系測度的商貿流通發展情形下的空間計量回歸結果，分為6個模型，分別對應地理距離空間權重矩陣和經濟距離空間權重矩陣下的SLM、SEM和SDM的回歸結果。據表4可知，整體來看所有模型中解釋變量的回歸結果在正負性表征的影響行為上保持一定的一致性，但在統計學的顯著性水平上存在明顯的差異，這說明估計結果是可靠的，且模型使用的差異導致回歸結果的異同。另外，所有模型的空間相關性系數均為正，且通過了顯著性水平為5%的假設檢驗，表征空間相關性的確存在，側面印證了空間計量模型使用的合理性。基于表4給出的修正的擬合優度（Adj-R2）的結果，接下來本文采用空間杜賓模型，即模型（3）和模型（6）的回歸結果進行解釋說明和闡述分析。

就交通基礎設施（TRA）而言，在所有模型中的回歸系數均為正，且均通過了顯著性水平為10%的假設檢驗。模型（3）和模型（6）中的系數估計值為0.13和0.37，表征在地理距離或者是經濟距離的空間權重矩陣的前提下，交通基礎設施每提升1%，將會引致商貿流通業發展水平直接提升0.13%或者是0.37%。主要是因為交通基礎設施的完善和加強可以迅速實現地區內部、小范圍的物流配送，包括家具、家電、生活用品、電器用品在內。特別是餐飲、農產品，配送時間距離的大幅降低，再加上保鮮保溫技術的革新提升，可以有效刺激地區居民在餐飲消費方面的需求，由此直接和間接地促進了商貿流通業的發展。

就控制變量而言，人均收入水平（RGD）的回歸系數在所有模型中保持高度一致，估計系數趨于0.06-0.16之間，表征人均收入水平每提升1%，商貿流通業發展水平將提升0.06%至0.16%。主要是因為根據凱恩斯的消費理論，居民消費需求取決于個人收入水平及其消費傾向，但居民收入水平是主導因素，本文的研究結果進一步支持了上述理論，啟示商貿流通業快速發展的關鍵在于提升居民的收入水平或是邊際收入水平。城市化水平（URB）在模型（3）和模型（6）中的回歸系數分別為0.15和0.20，且分別通過了顯著性水平為10%的假設檢驗，表征城市化水平的快速躍升可以有效促進商貿市場的發展。隨著2014年國務院出臺《新型城鎮化規劃（2014-2020）》，新型城鎮化涵蓋的房地產、衛生醫療、教育等均可以有效拉動居民和企業的商貿需求，且這種需求具有長期的彈性。

政府公共財政支出（TRE）在模型（3）和模型（6）中的回歸系數分別為-0.01和-0.09，且均未通過一定顯著性水平下的假設檢驗，但影響程度較小，表明政府公共支出并非影響商貿流通業發展的既得因素。信息化水平（INF）在所有模型中的回歸系數均為正，且通過了顯著性水平為10%的假設檢驗，且SDM模型的回歸結果均大于SLM模型和SEM模型，同時通過了5%顯著性水平下的統計檢驗，表征信息化水平的提升可以有效提升商貿流通業的運營效率、供給與需求水平。

就空間溢出效應而言，SDM模型給出了解釋變量的空間溢出效應值，交通基礎設施的空間效應值（W*TRA）的回歸系數為在地理距離和空間距離權重矩陣下的回歸系數，分別為0.36和0.47，表征相鄰地區的交通基礎設施投資水平的增加、里程數、基礎設施完善水平、管理制度與體系的完善均可有效提升相鄰地區的商貿企業的發展水平。主要是因為我國人口基數較大，地區間的高速公路、鐵路、城市快速交通的建設，可以實現地區內、地區間的商品貿易交易的無縫對接，大大降低了時間距離，迅速推升了貿易交易效率。特別是在2009年金融危機后期時代，我國政府推出的基建設施建設，不僅可以穩定經濟增長速率，還可以降低貿易交易的成本。就其它控制變量的空間溢出效應而言，人均收入水平（W*RGD）的回歸系數為負，分別為-0.07和-0.05，且均通過了顯著性水平為10%的假設檢驗，表征本地區居民可支配收入水平的提升會通過降低本地區居民針對相鄰地區商貿流通業的需求來降低其商貿流通業發展水平，即通過替代效應產生一定的負向空間溢出效應。呈現相同負向空間溢出效應的還有城市化水平（W*URB），其空間相關性系數在模型（3）和模型（6）中分別為-0.11和-0.22，且前者通過了顯著性水平為10%的假設檢驗。另外，本文還發現政府公共支出（W*TRE）和信息化水平（W*INF）的空間相關性系數均為正，表征本地區政府公共支出的增加或者信息化水平的提升，可以顯著促進相鄰地區或者是經濟相異（相依）地區的商貿流通業的發展。

商貿流通業發展對策

（一）消除區域行政壁壘，加強地區間交流與交通基礎設施投資

研究表明交通基礎設施建設不僅有利于推動本地區的商貿流通業發展，還可以提升相鄰地區商貿流通業的發展。首先，政府機構，尤其是政府參事、智庫、智囊團應具有一定的理論知識技術擔當，通過嚴謹的科學論證與分析，制定出適應國家層面、地區層面、縣級層面商貿流通業發展的長期規劃，提出具體的交通基礎設施投資實現步驟與措施。其次，監管當局應對地區交通基礎設施制定嚴謹、規范、合理的運營、管理、道路維護、道路升級改造制度與計劃預案文本，并提升執行效率和執行質量。最后，不同地區應加強交流，在交通基礎設施規劃時，應基于多地區的需求與供給能力，最大限度地利用好交通基礎設施對商貿流通業發展的正向空間溢出效應。

（二）多角度改革創新，提升城市化水平

研究表明城市化水平的提升可以有效促進地區商貿流通業的發展，因此在政策建議層面需要注重推動城市化集約高效的發展。商貿流通業發展需求是基于人的需求，居住在城市生活的居民的商貿需求遠高于農村地區生活的居民，于是推動地區城市化水平的關鍵在于推動人口城鎮化，其核心在于保證農村轉移居民具有穩定的社會保障，且福利層面要求與“土著”城市居民具有相同待遇。因此，在當前創新驅動的改革下，應基于政府宏觀經濟調控的基調，在政府治理、企業運營、人才培養、養老機制設定等各個層面實施多角度、多維度的創新改革，以求推動城市化質量和城市化水平的協調提升，最終增加居民的商貿需求。

（三）增強信息化水平，優化居民消費需求與消費偏好

研究表明信息化水平的提升可以有效促進本地區和相鄰地區商貿流通業的發展，于是政策建議層面應考慮推動居民信息化水平的提升。信息化水平的提升關鍵在于傳播信息的硬件設施的提升和使用信息軟件的提升。硬件設施提升的關鍵在于科學技術的創新，核心在于科研人才的培養和前沿技術的引進。軟件設施的提升在于使用信息人員的使用技能的學習能力，核心在于加強針對上述層面的社會培訓、社區培訓、行業培訓等。最終通過信息化水平的提升，來提升本地區和不同地區居民消費需求及其消費傾向，實現商貿流通業的快速發展。

參考文獻：

1.俞勇軍，陸玉麒.交通投資與經濟發展的關系及其區域效應評價方法研究[J].人文地理，2005（1）

2.張學良.中國交通基礎設施與經濟增長的區域比較分析[J].財經研究，2007（8）

3.司增綽.區域商貿流通發展與公路交通水平計量分析[J].商業研究，2011（8）

4.張學良.中國交通基礎設施促進了區域經濟增長嗎—兼論交通基礎設施的空間溢出效應[J].中國社會科學，2012（3）

5.張旭，朱猛.商貿流通型小鎮物流基礎設施建設規劃研究[J].商業經濟研究，2015（7）

6.張慧省.我國城鄉商貿流通市場一體化研究[J].商業經濟研究，2016（7）