商貿流通業對制造業全要素生產率影響的實證分析

汪艷

內容摘要：商貿流通業與制造業全要素生產率相關性的研究一直是經濟學研究熱點問題。本文遵循文獻梳理、理論探究、實證分析、政策建議的邏輯行文，從理論和實證兩方面考察驗證商貿流通業對制造業全要素生產率的影響。

關鍵詞：商貿流通業 制造業 全要素生產率

相關文獻綜述

有關商貿流通業與制造業的研究較為豐富，多數集中在商貿流通業對制造業經濟效率水平、增長方式轉變、轉型升級的影響上。王俊（2011）以流通規模、流通效率、流通結構、流通專業化指數四個指標表示流通業發展水平，并以2000-2008年我國31個省市區面板數據實證檢驗了流通業發展水平對制造業TFP的影響，認為流通規模擴大顯著提升制造業TFP，且在東部地區最為顯著。但上述研究缺乏理論機制的分析，李曉慧（2014）從理論上分析了流通業對制造業效率影響的渠道，并基于2000-2011年省際面板數據，利用隨機前沿生產函數模型對理論假說進行實證檢驗，發現流通業專業化水平有利于提升制造業效率水平。其他學者基于不同數據和區域性分析進一步支持了上述結論。可以發現上述研究僅停留在商貿流通業與制造業效率的相關性上，忽略了制造業轉型升級的動態效應。宋則等（2010）基于描述性方式探究流通業影響力與制造業的結構調整，認為流通業的高效運作可以發揮配置資源的基礎性作用。詹浩勇（2014）進一步基于集群供應鏈網絡競合的視角探究商貿流通業集聚對制造業轉型升級的作用機理。張淵陽（2015）考慮到地區商貿流通與制造業發展的非均衡性，以浙江省為樣本研究流通業發展對制造業升級的影響。李楊超（2016）構造制造業增長方式轉變測度指標，深入系統探究商貿流通業發展與制造業增長方式轉變的相關關系。

既有研究對于厘清商貿流通業與制造業的相關關系具有重要的借鑒意義，但仍存在改進空間：制造業持續發展的關鍵在于全要素生產率的提升，因此本文將被解釋變量設定為制造業全要素生產率，而非生產效率或者增長方式轉變。一旦企業全要素生產率得以提升，效率水平必將大幅改進，且生產方式則朝著質量與效率并存的方向轉變；就全要素生產率的測度而言，多數學者僅考慮靜態效率，本文結合曼奎斯特指數（Malmquist Index）測度其動態效率，并分解為技術變動和效率變動。

商貿流通業對制造業全要素生產率影響的機制分析

（一）商貿流通業可以促進制造業企業有效生產

就當前鋼鐵、水泥、煤炭等制造業出現的嚴重產能過剩而言，運行機制方面，與上述行業關聯的批發零售部門可以在產前提供有效及時的市場供求信息，通過“以產能決定銷售”的模式轉向“以銷售決定產能”的模式，從粗放經營方式向精益化生產與物流轉變，主要體現在如下三個方面：其一，建立長期有效的供求均衡機制，抑制企業在缺乏市場導向性前提下的市場擴張；其二，在充分滿足市場需求的前提下贏得市場認可和份額，為企業持續性發展奠定基礎；其三，全面了解市場供求信息，減少企業產品積壓，實現生產銷售環節的無縫零庫存銜接，借助現代互聯網信息技術，構建企業現代物聯網，將精益化思路切實融入物流。最終保證市場需求，避免制造業企業產能過剩，實現有效生產。

（二）商貿流通業可以實現制造業企業優化分工

從制造業宏觀行業在區域層面的分布進行分析。特有的區域生產要素資源的特定分布，決定了區域間生產和商貿流通存在較為顯著的互補效應。改革開放以來，為促進各地區均衡發展，我國先后提出東南沿海開放港口、成立直轄市、經濟特區和計劃單列城市、西部大開發戰略、中部崛起和振興東北老工業基地政策，產業結構布局有所完善，但仍存在諸多缺陷。較為明顯的是各地區仍以引進外資為地區經濟發展的重要手段，甚至地方政府通過行政干預的手段限制區域間商品和生產要素流通，構建區域內相對獨立性質的產業體系，使得地區產品難以獲取區域外的市場份額，無法進行全國流通。隨著以擴大內需為導向的中央政府所提出的政策的落地，地方政府通過利用商貿流通來克服商品和要素在空間交換的壁壘，有效促成區域性產業推廣深化，雙邊正向利益顯著。商貿流通業通過其在全國區域結構中點、線、面的合理配置，有效改善地區貿易基礎，刺激帶動城鄉消費需求，實現不同區域制造業企業分工，有利于全要素生產率的提升。

（三）商貿流通業發展倒逼制造業企業提升生產技術和清潔技術

從商貿流通業的特征來看，其顯著的生產性服務能力，特別是在勞動密集型或生產工藝技術復雜的技術密集型企業的生產網絡及價值鏈中處于主導地位，有助于實現制造業企業研發的先進生產技術或清潔技術的推廣，提升企業核心競爭力，促進企業的全要素生產率提升。具體來看，其一，在產業鏈中商貿流通企業基于預測企業產品需求信息的動態變化，指導企業分周期、有步驟的更新調整其生產計劃，降低庫存率，同時啟示制造商應開發新產品和新工藝。其二，在生產交易流程方面，交通運輸體系的“最后一公里”，同時也是企業商品交易的“最后一公里”，商貿零售企業購買商品并進行銷售，需要利用現代信息技術、高效的物流運作體系、高效的運輸路徑和專業化的管理團隊，如此便可以有效節約運輸層面的時間成本、交通成本、產品保鮮成本等，為企業贏得市場占有率，同時預留并搶占大量用于技術創新的時間段和人才資源，間接提升企業技術水平，最終實現全要素生產率的提高。基于此，本文提出如下研究假說：商貿流通業有助于提升制造業全要素生產率，但作用路徑是效率改善還是技術進步是不確定的。

模型設定、變量與數據

（一）計量模型設定

本文旨在研究商貿流通業對制造業全要素生產率的影響效應，考慮到樣本時間段內的經濟發展不確定性，采用簡約型模型。選取全要素生產率為被解釋變量，商貿流通業為核心解釋變量，同時添加外商直接投資、產業結構和信息化水平為控制變量。需要指出的是，全要素生產率可能存在一定的惰性，本年度的全要素生產率變動可能對下年度全要素生產率產生作用，故將其一階滯后項納入計量模型，同時為減少數據波動性的影響，對變量取自然對數處理，如此便得到如下計量模型：endprint

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

式（1）中，TFPit是指i地區t年份的全要素生產率水平，TFPit-1為全要素生產率的一階滯后項，TRAit是指i地區t年份的商貿流通業發展水平，FDIit是指i地區t年份的外商直接投資水平，STRit是指i地區t年份的產業結構，INFit是指i地區t年份的信息化水平。就全要素生產率的變化測度而言，本文選擇數據包絡分析法（DEA）進行測度，常用模型有可變規模CCR和BCC模型。參考李斌等（2016）的做法，本文基于曼奎斯特指數（Malmquist Index），將TFP分解為技術效率變化（EC）和技術進步（TP），具體MI及其分解公式如下：

（2）

式（2）中，D表示生產單元（DMU），x、y、d分別表示生產過程中的投入要素、期望產出水平和方向向量。EC表示技術效率變化，即t+1時期的決策單元相對t時期是否更接近生產前沿，EC>1表示技術效率改善，否則為惡化。同理，TP>1表示技術進步，否則為技術倒退。如此，為進一步探究商貿流通業對制造業的影響機制是效率改善還是技術進步，分別以EC和TP作為被解釋變量，構建計量模型（3）和（4）：

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

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

就參數估算方法論而言，適用于傳統靜態面板數據固定效應（FE）和隨機效應（RE）會產生有偏估計，因為其無法有效解決被解釋變量與其一階滯后項和其他解釋變量之間潛在的內生性問題。而廣義矩估計（GMM）則可以通過構建工具變量和樣本矩來估算總體矩，以計算模型中參數，具體可以分為一步、兩步、差分和系統四種，本文將采用二步系統GMM方法進行回歸分析。

（二）變量說明與數據來源

被解釋變量。本文選擇DEA-Malmquist指數測度制造業全要素生產率，對于投入要素和產出變量指標的確定，參考張杰等（2011）和丁寧等（2013）的做法，使用制造業生產總值作為其產出指標，制造業從業人數和資產總額表示投入要素，數據源于《中國統計年鑒（2006-2016）》、《中國工業經濟年鑒》和EPS數據庫，部分年份缺失數據通過擬合所得。資產總額測度采用永續盤存法進行計算而得，參考丁寧等（2013）的做法，折舊率設定為5%。同時，為消除價格因素的影響，通過構建以2005年為基期的省際年度面板國內生產總值價格指數進行平減。上述方法測度所得數據為制造業動態全要素生產率，之后根據Malmquist進行分解為EC和TP，為求得靜態截面生產率，按照2005年各變量為基期，設定為1，之后采用累積法進行測算。另考慮到生產率為1時取自然對數后無法進行回歸分析，故在測得生產率數值之后再進行加1處理。

解釋變量。核心解釋變量為商貿流通業（TRA），考慮到本文主要依據商貿流通業引致的消費需求來影響制造業全要素生產率，故采用社會消費品零售總額表示，為消除價格因素的影響，通過構建的省際層面的居民消費價格指數進行平減，原始數據均源于《中國統計年鑒（2006-2016）》?？刂谱兞慷?，外商直接投資（FDI）以測度外商引進后對制造業市場供求均衡產生的影響效應，采用各地區實際使用外商直接投資額度表示，通過年均人民幣美元匯率進行折算，并經過省際GDP價格指數進行平減，數據源于EPS數據庫和《中國統計年鑒（2006-2016）》，相關缺失數據通過擬合所得；產業結構（STR）用來分析工業行業對制造業的帶動效應，本文采用國內生產總值中第二產業占比測度，數據直接源自《中國統計年鑒（2006-2016）》；信息化水平（INF）用以探究制造業在生產和交易過程中信息傳遞水平的促進效應，采用郵政和電信業務總量表示，數據源自EPS數據庫和《中國統計年鑒（2016）》，同時采用上述國內生產總值省際價格指數表進行平減。為體現地區差異性，本文添加同時反映區域差異和年份差異的區域虛擬變量和年份虛擬變量。

實證分析

（一）全國層面回歸分析

為分析商貿流通業發展對制造業全要素生產率及其效率變動和技術變動的相關性，首先基于全國層面面板數據進行計量分析，表1給出了與之對應的計量回歸結果。為進行對比分析以說明GMM方法的有效性，表1同時給出計量模型（1）、（2）、（3）在FE方法下的回歸結果，即模型1、模型2、模型3所示；GMM方法下的回歸結果，即模型4、模型5和模型6所示。可以發現，除EC為被解釋變量下的LnSTR回歸系數的正負效應存在差異外，其他變量的回歸結果表現為高度一致，需要指出的是，被解釋變量的一階滯后項均表現為高度顯著為正，側面印證動態模型設定的合理性。就檢驗而言，AR（2）檢驗和Sargan檢驗表征模型殘差項不存在二階序列相關和工具變量的過度識別效應，即GMM方法有效解決了模型可能存在的內生性，并得出無偏有效估算系數。下面采用模型4、模型5、模型6的回歸結果具體闡述說明，為控制地區差異性和時間維度差異變化產生的影響，所有模型均添加了時間虛擬變量和空間虛擬變量。

就回歸結果而言，被解釋變量一階滯后項（LnTFPt-1、LnECt-1、LnTPt-1）系數分別為0.663、0.712、0.735（T=7.97、T=7.49、T=7.08），均通過顯著性水平為1%的假設統計檢驗，表示本期制造業全要素生產率及其分解項的變化率提升1%，將促進下期對應數值增加0.663%、0.712%、0.735%。如此便啟示企業管理層應注重企業管理的連續性和有效性，有利于提升企業生產率的措施應加大執行力度與強度，充分協調利用生產率自身的惰性和傳承性。商貿流通業（LnTRA）在模型4、模型5和模型6中回歸系數分別為0.068、0.077、0.004（T=3.14、T=4.82、T=1.62），前二者通過顯著性水平為1%的假設檢驗，后者并未通過10%以內顯著性水平下的假設檢驗，意味著商貿流通業的發展有助于實現制造業全要素生產率的提升，且提升途徑主要依靠企業效率進步實現，這種企業效率進步主要包含技術效率進步、規模效應和工人生產積極性三方面，而不利于企業技術水平進步。主要是因為改革開放初期我國東南沿海地區自身資本存量較低、交通基礎設施并不發達，但受惠于國家開放優惠的稅收、地租、人才等政策，大量外資企業入駐該地區，同時農村廉價勞動力流動性逐步放開，企業可獲取較為廉價的勞動力生產要素，導致企業多關注于低端制造業，附加產值低，只需要通過攫取勞動力資本、擴大生產規模實現規模效應等便可以有效占領市場，保證就業，推動地區經濟發展，卻缺乏提升企業生產效率的技術水平動力和壓力。endprint

就其他控制變量而言，外商直接投資（LnFDI）回歸系數分別為0.117、0.065、0.12（T=4.71、T=1.85、T=3.84），均通過顯著性水平為10%的假設檢驗，表示外商直接投資總量水平的增加促進地區制造業全要素生產率及其分解項，且其技術進步效應較為顯著。主要是因為外商投資企業的門檻是基于中國實際國情和國民需要逐步放寬的，由中外合資向外資獨資轉變，意味著中國企業之前的模式主要是依靠外資實現企業技術改良與進步，隨著自身技術水平的提升，其對外資技術依賴逐步弱化，但其對制造業企業生產率效率變動還是產生一定的正向促進效應。產業結構（LnSTR）系數分別為-0.040、-0.019和0.007（T=-2.04、T=-1.08、T=1.00），只有模型4通過顯著性水平檢驗，表明產業結構的變動并未提升制造業全要素生產率，且對技術變動的影響并未通過顯著性檢驗。主要是因為中國一直處于工業化發展期間，巨大的經濟發展潛力倒逼制造業提升生產速度和生產規模，降低了居民對高品質產品的需求，同時壓縮了企業供給高端高附加值產品的偏好和資金量，不利于企業全要素生產率的提高。信息化水平（LnINF）系數高度顯著為正，分別為0.238、0.185、0.074，且均通過了顯著性水平為5%的假設檢驗，表示郵政與電信業務量的提升，可以促進企業與市場的信息互通量的增大，顯著促進市場信息交流，降低企業獲取信息的成本，優化企業資本要素和勞動力要素合理配置，促進全要素生產率的提升。

（二）區域層面回歸分析

生產要素資源分布、政府政策導向、區域位置和天氣環境的顯著差異決定了中國經濟發展具有顯著的地區特點，各地發展重點和模式不同?？紤]地區非均衡性，將國土面積按照傳統經濟劃分方式，分為東部地區和中西部地區。表2給出了分區域層面廣義矩估計方法論下的計量回歸結果，可知變量參數回歸結果在影響行為方式和假設檢驗的顯著性水平上存在顯著不同。就方法檢驗而言，AR（2）和Sargan test表示模型7-模型12的殘差項不存在二階序列相關效應，工具變量的設定有效合理，不存在過度識別效應。為體現各省市樣本之間的差異和單位年份之間的影響，模型中加入空間和時間虛擬變量。就回歸結果而言，被解釋變量的一階滯后項和商貿流通業的回歸系數高度顯著為正，且均通過顯著性水平為5%的假設檢驗，這與全國層面回歸結果一致。但就影響程度而言，東部地區商貿流通業對制造業全要素生產率及其分解項的影響程度由大到小依次是全要素生產率、技術效率、技術進步，而在中西部地區則為技術進步、全要素生產率和技術效率，主要是因為中西部地區經濟發展較為落后，表現在人民收入水平、生活質量、技術水平、交通系統均偏低，一旦商貿流通業快速發展，意味著中西部地區的基建設施逐步完善，可以快速引進企業投資，提升地區制造業技術水平、全要素生產率和技術效率。

政策建議

第一，結合時代發展特征，進一步促進商貿流通業發展。研究表明商貿流通業和制造業之間存在顯著的正相關促進效應，而當前商貿流通業的發展應結合時代特征，把握時代發展機遇，切實從硬件和軟件方面促進商貿流通業發展。具體而言，要加大城鎮與農村商貿市場基礎設施建設，結合互聯網技術，構建屬于地區或者國家層面的物聯網信息共享與管理實時系統，培養本土優秀的物聯網管理人才，挖掘與引進國外跨國公司高管，推動農村地區公路建設與網絡通信設施建設。

第二，因地制宜，求同存異，實行差異化戰略與措施。研究表明商貿流通業對于制造業企業全要素生產率、技術效率和技術進步的影響存在梯度性，啟示地區研究機構應深入微觀企業進行調研，切實發現地區實際情況，有針對性的制定招商引資計劃，在可持續發展和共享福利的前提下引進合適的投資項目，切不可一刀切。

第三，注重外商投資質量，提高地區信息化水平。研究表明外商直接投資不利于東部地區制造業全要素生產率的提升，卻促進西部地區制造業全要素生產率的提升。主要是因為東部地區外商直接投資規模大、種類多、監管缺位，引致環境污染嚴重，因此東部地區在引進外商投資時，應加大環境質量把關，提高涉及環境質量考核指標的權重。中西部地區應引以為戒，在投資規模較小時就提升企業投資環保要求，政府應逐步放權，發動群眾力量，實現全民監督，降低污染。另外，信息化水平可以顯著提升制造業全要素生產率，主要是信息交流的便利化和低成本化，啟示政府要進一步發展高科技網絡通信技術，但同時應注重系統危險、網絡黑客危險等，加強網絡安全管理。

參考文獻：

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