區域商貿流通產業協調發展的影響因素與推進路徑

耿聰慧 副教授（鄭州財稅金融職業學院 鄭州 450048）

隨著可持續發展理念的貫徹落實，我國經濟發展方式和經濟結構更加合理。但是，我國在經濟穩增長、風險防范和民生等方面依然面臨著諸多挑戰。在新的發展形勢下，以習近平總書記為核心黨中央提出協調發展的理念，統籌推進東部、西部、中部和東北地區的發展。長江經濟帶作為我國發展水平最高、戰略支撐作用最大的區域，對我國經濟發展具有至關重要的作用。商貿流通產業作為連接生產和消費的紐帶，是我國基礎性和戰略性產業，是促進我國經濟轉型和刺激消費增長的重要推動力。目前，我國長江經濟帶各省市在商貿流通產業的發展水平上存在嚴重不平衡，在這種情況下，對長江經濟帶商貿流通產業協調發展的研究具有重要現實意義。

我國學者分別針對區域經濟、商貿流通以及區域商貿流通的研究較多，但是很少有學者針對區域商貿流通產業發展的影響因素進行研究，因此有關的理論知識和研究成果比較少。同時，鑒于長江經濟帶商貿流通產業發展較為成熟，因此，本文選擇了長江經濟帶商貿流通產業作為主要研究對象，對影響其協調發展的因素進行分析，并提出了推進長江經濟帶商貿流通產業協調發展的推進路徑。為我國長江經濟帶商貿流通產業的協調發展提供理論依據和建議。

影響因素指標選取

由于區域商貿流通產業協調發展并未吸引到廣大學者的關注，因此對于其影響因素的研究成果匱乏。基于這種情況，本文在影響因素指標選擇方面，以區域商貿流通產業的特點為基礎，從該產業的市場開放性、市場聯系性、區域差異和信息化建設水平四個方面選取了對外貿易（WM）、連鎖經營（LS）、客運周轉量（KYZ）、貨運周轉量（HYZ）、人均收入水平（AGDP）、固定資產投資（GZ）和信息化水平（XXH）七個指標用于影響因素的分析。

WM用于反映市場的開放程度，開放的市場條件有利于降低物流、人流和商流的流動成本，使區域資源配置更加合理；LS作為現代商貿流通產業最常見的經營方式，能夠很好發揮企業的規模效應，推動商品和勞動力在區域間流動；KYZ通常用于反映某個區域對于外來人員的吸引力，人口作為終端消費者，是促進商品以及資金流通的原動力，同時也是不同區域之間在商貿流通產業方面建立關系的重要方式之一，對于區域經濟帶商貿流通產業協調發展具有積極影響；HYZ主要是用來反映不同區域之間商貿交流情況，根據HYZ能夠衡量不同區域之間所存在的聯系；AGDP是某個區域人員消費水平最直接的反映，通常情況下，區域人均消費水平越高，其商貿流通產業越發達，與其他區域的差距也就越大；GZ主要用于反映不同區域的交通、物流倉儲等和商貿流通產業有關的基礎設施建設規模；XXH是指區域的電子商務發展水平，電子商務是連接各區域之間商貿流通的優秀平臺，對于跨區域消費具有重要的推動作用。以上七個指標中，僅AGDP對于區域商貿流通產業協調發展具有反向阻礙作用，其他指標均發揮促進作用。各指標數據均來源于《中國統計年鑒》（2009-2018）。

影響因素實證分析

（一）實驗步驟

本文選擇了長江經濟帶作為研究對象，以該區域11個省市在2009-2018年間的數據構成面板數據，并采用面板數據分析法對影響該區域商貿流通產業協調發展的因素進行分析。具體研究步驟為：平穩性檢驗：對數據進行單位根檢驗，如果數據序列中不存在單位根，表明數據具有良好的平穩性，反之數據序列不平穩。當變量是同階單整變量時，則需要進一步對其進行協整檢驗，從而判斷數據之間的均衡關系。Hausman檢驗：通過Hausman檢驗結果，確定固定效應模型還是隨機效應模型。利用F檢驗最終確定模型的種類。通過已經確定的模型，對數據進行回歸分析。

（二）模型說明

Hausman檢驗。Hausman檢驗的目的是為了判斷個體效應和解釋變量之間的相關性，進而確定選擇固定效應模式或隨機效應模式。本文在進行Hausman檢驗時，將原假設定義為：在隨機效應模型中，解釋變量和個體效應之間沒有相關性，Hausman檢驗的統計量（W）的構建形式為：

上式中b和β^分別代表了固定效應和隨機效應模型估計的回歸分析系數數值大小，Ω代表兩種模型回歸系數估計值計算結果的方差，Hausman檢驗中，在原假設的條件下，W與解釋變量個數（K）之間的關系服從于x2分布，即：

若檢測結果W值小于x2（k），則原假設被接受，也就是構建隨機效應模型用于面板數據的分析，若檢測結果W值大于x2（k），則構建固定效應模型。

F檢驗。F檢驗的主要作用是根據檢驗結果來確定最終選擇哪種類型的模型對數據進行回歸分析。根據截距和系數是否變化，主要有以下三種模型：截距和系數均不變化的混合回歸模型，截距變化、系數不變的變截距模型以及截距和系數均變化的變系數模型。其中混合回歸模型和普通的回歸模型在本質上沒有差別，該模型的特點是不存在個體影響，且結果是固定的。其公式為：

表1 長江經濟帶商貿流通產業影響指標的ADF檢驗結果

表2 長江經濟帶商貿流通產業協調發展影響指標數據殘差協整檢驗結果

對于變截距模型來說，由于其截距不是固定的，因此該模型會因截面的不同而存在個體影響，但是該模型的結構不會因截面的不同而變化，即不同截面上解釋變量的結構參數是相同的，但是各解釋變量的截距項不同，不同解釋變量的截距項主要用于反映個體影響。其公式為：

變系數模型指的是截距和系數均變化的回歸模型，該模型不僅會受到個體影響，同時其結構同樣會隨著個體的變化而不同。與變截距模型相同的是，其個體影響同樣用a反映，bi則代表解釋變量的系數，通常用于反映不同個體之間在結構上的差異。其公式為：

本文中將F檢驗的原假設定為：H1：β1=β2=...=βn；H2：a1=a2=...an。若檢驗結果接受原假設H2，則選擇混合回歸模型，反之則對H1進行檢驗，如果檢驗結果接受原假設H1，則選擇構建固定效應模型，若拒絕原假設H1，則選擇構建變系數模型。

（三）模型建立與數據處理

由于區域經濟協調發展是相對的，因此沒有形成協調發展評價的固定標準。本文通過對研究成果的總結，利用隸屬度方法，通過建立區域商貿流通產業協調發展度函數（U）的形式，來比較長江經地帶區域商貿流通產業的協調發展。U的計算公式為：

上式中v代表區域商貿流通產業協調發展在特定時期的實際測量值，代表該區域商貿流通產業協調發展的期望值，s代表標準差。U的取值范圍是0-1，且取值越大，表示該區域商貿流通產業協調發展的程度越高。在此基礎上，將U作為被解釋變量，構建如下面板數據分析模型：

上式中XFDit代表長江經濟帶商貿流通產業協調發展的程度，WM、LS、KYZ、HYZ、AGDP、GZ、XXH分別代表上文中確定的七個指標的數值，uit代表隨機誤差項，i代表截面的數量，t代表時間。通過上式共計得出長江經濟帶十一個省市在2009-2018年七個指標的770個面板數據，在數據處理方面，本文所采用的數據分析軟件為Eviews8。

（四）影響因素實證分析

平穩性檢驗。對數據進行平穩性（ADF）檢驗的目的在于避免偽回歸的出現，平穩性檢測結果如表1所示。從表1可以看出，七個指標中，除了XXH以外，其余指標的P值均大于顯著性水平0.05，這說明除了指標XXH以外，其他六個指標的數據序列是不平穩的。從表1中的一階差分ADF檢驗結果可以看出，七個指標的P值均低于顯著性水平0.05，這表明數列拒絕了單位根假設，即七個指標數列的一階差分單整序列是平穩的。

協整檢驗。協整檢驗之前，對各指標的數列進行取對數處理，其主要目的是消除數列之間的共線性，降低異方差帶來的影響，同時提高數列的平穩性。除此之外，對原始數據取對數后，不會對數據分析結果和協調發展度的比較結果造成影響。本文采用殘差檢驗法對數據進行協整檢驗，首先對所選的指標數據進行取對數處理，然后依據處理后的數據數列計算得出變系數模型的估計值，最后對變系數模型在不同截面回歸方程的殘差進行平穩性檢驗，若檢驗結果顯示不同截面的殘差不平穩，意味著數列之間不存在協整關系，反之則表明數列存在協整關系。檢驗結果如表2所示。從表2的檢驗結果可以看出，殘差協整檢驗的四種檢驗方法所得到的檢驗結果均是一致的，即檢驗得出的P值均低于顯著性水平0.05，這表明協整檢驗的結果不接受原假設“不同截面回歸方程的殘差數據序列存在平穩性”，所以本文選取的七個指標構建的面板數據序列之間不存在協整關系，滿足模型分析條件。

模型選擇。在確定所選面板數據系列能夠進行模型分析之后，再進行分析模型的選擇，本文采用的模型選擇方法是Hausman檢驗法，檢驗結果如表3所示。從表3給出的檢驗結果可以發現，統計量大小為118.878633，其對應的P值小于顯著性水平0.05，所以測試結果為拒絕“構建隨機效應模型”的原假設，從而確定本文所選擇的模型為固定效應模型。固定效應模型根據截距和系數是否改變又可以分成混合回歸模型、變截距模型和變系數模型三種，模型種類主要依據F檢驗的結果進行。本文中用于F檢驗的公式為：

表3 長江經濟帶商貿流通產業協調發展影響因素面板數據Hausman檢驗結果

上述公式中，S1、S2和S3分別代表變系數模型、變截距模型和混合模型的殘差平方和，N代表截面的個數，T代表時間，K表示變量的個數。通過計算發現，F1和F2的數值大小分別為0.6035和1.5462，相比之下，在顯著性水平為0.05時，采用FIVN計算得出F檢驗的臨界值Fa1（80，11）和Fa2（70，11）臨界值分別為2.4673和2.4776。通過比較不難看出，F1和F2的數值均小于顯著性水平0.05條件下的臨界值，即檢驗結果為接受原假設，所以選擇的模型為混合固定模型。

影響因素實證分析。利用已經確定的混合固定模型對面板數據進行回歸分析，結果如表4所示。從表4可以看出，采用混合固定模型對數據進行回歸分析得出的F統計量為20.03546，對應的P值0低于顯著性水平0.05，這表明該模型具有較好的整體顯著性，除了LnKYZ以外，其余解釋變量的t統計量所對應的P值大小均小于0.05，表現出很好的顯著性。所以，可以得出以下回歸方程：

對外貿易（WM）的系數為0.11613，說明良好的對外貿易有助于區域之間建立合作關系，從而推動商貿流通產業協調發展。連鎖經營（LS）的系數為0.060014，說明在實現分工基礎上進行集中化管理，發揮企業的規模優勢，雖然能夠促進不同區域之間資金、人才、技術等方面的聯系，但對于商貿流通產業協調發展的促進作用較小。客運周轉量（KYZ）的系數為0.051107，影響不顯著的原因可以歸因于不同區域之間經濟水平差距較大，大量勞動力流向經濟發展水平較高的區域，導致經濟水平較低區域的消費地點越來越少，因此KYZ在推動區域商貿流通產業協調發展方面的影響不如其他指標明顯。貨運周轉量（HYZ）的系數是0.069732，這是不同區域之間聯系性的直觀反映，HYZ越小，說明區域之間的商業活動越不頻繁。人均收入水平（AGDP）的系數為-0.772314，小于0，說明AGDP對區域商貿流通產業協調發展具有反向阻礙作用，AGDP越高，在同等或者發展速度較小的情況下，區域之間的差距會逐漸增大，明顯不利于協調發展。固定資產投資（GZ）的系數為0.40667，反映了區域商貿流通產業基礎設施建設水平，GZ系數越高，越有助于加強區域之間的商業交流。信息化水平（XXH）的系數為0.19572，作為現代商貿流通產業的重要支撐，其發展水平在很大程度上決定了不同區域之間的資源和信息共享程度，XXH系數越高，越有助于提高區域之間的聯系，因此對長江經濟帶商貿流通產業的協調發展具有促進作用。

結論與建議

根據對區域商貿流通產業協調發展影響因素的分析，可以得出以下結論：第一，對外貿易（WM）的系數為0.11613，說明良好的對外貿易有助于區域之間建立合作關系，從而推動區域商貿流通產業協調發展。第二，連鎖經營（LS）的系數為0.060014，說明發揮企業的規模優勢，促進不同區域之間資金、人才、技術等方面的聯系，對于區域商貿流通產業協調發展的推動作用不顯著。第三，客運周轉量（KYZ）的系數為0.051107，這說明其對區域商貿流通產業協調發展的影響不顯著。第四，貨運周轉量（HYZ）的系數為0.069732，這說明其對區域商貿流通產業協調發展的影響不顯著。第五，人均收入水平（AGDP）的系數為-0.772314，小于0，說明AGDP對區域商貿流通產業協調發展具有反向阻礙作用。第六，固定資產投資（GZ）的系數為0.40667，說明區域商貿流通產業固定資產投資能夠有效促進區域商貿流通產業的協調發展。第七，信息化水平（XXH）的系數為0.19572，說明信息化水平對于區域商貿流通產業的協調發展具有一定的促進作用。

根據上文的分析結果，可以將推進區域商貿流通產業協調發展的路徑總結為以下幾點：第一，充分發揮政府指導協調作用。中央政府應根據區域經濟協調發展的實際情況制定統一的發展規劃，同時各級地方政府要積極轉變思想，不斷優化地方性法律法規，加強各省區市之間的合作和良性競爭，從而提高區域商貿流通產業的整體效率和發展水平。第二，充分發揮市場基礎性作用。市場資源的配制是影響區域商貿流通產業協調發展的關鍵因素，因此要通過市場價格機制、競爭機制和風險機制等實現資源的優化配置，從而降低區域間的商貿流通成本，提高流通效率。第三，鼓勵發展連鎖經營。連鎖經營是不同區域之間聯系的重要方式，通過連鎖經營不僅能夠發揮規模效益的優勢，同時還有助于構建各區域之間的商貿流通體系，降低技術、人才和商品流通成本，從而推動商貿流通產業協調發展。第四，加強基礎設施建設。各級地方政府應當加大區域商貿流通產業基礎設施的建設，從陸、空和水三方面同時推動基礎設施的建設，構建專業、高效、規模和立體的交通運輸體系。第五，提高信息化建設水平。隨著“互聯網+”的提出和互聯網技術的不斷發展，電子商務得到了急速發展，信息平臺在區域商貿流通產業中的地位越來越重要。各省區市政府應當注重信息技術人才的培養和網絡安全的保障，為商貿流通產業提供良好的信息平臺。第六，縮小區域間收入差距。各區域的人均收入水平是影響商貿流通產業協調發展的重要因素，因此各級政府應當加大對收入水平較低區域的扶持力度，以縮小不同區域間的收入差距。收入水平較落后的區域應當抓住政策優勢，結合自身自然資源和旅游資源，創造就業機會，從而提高人均收入水平，促進區域商貿流通產業的協調發展。