數字經濟對商貿流通業高質量發展空間溢出效應測度與分解

［摘" 要］黨的二十大報告指出，要堅持以推動高質量發展為主題，把實施擴大內需戰略同深化供給側結構性改革有機結合起來，增強國內大循環內生動力和可靠性，提升國際循環質量和水平。新的發展階段建設高效順暢的流通體系，對于降低物流成本具有重要的意義。基于此，文章采用我國2011-2021年30省市區面板數據，通過莫蘭指數和空間杜賓模型實證分析數字經濟發展對商貿流通業的空間影響效應。研究表明：商貿流通業具有顯著的空間聚集特征，且呈現正向高高聚集和低低聚集特性。數字經濟發展對本省域商貿流通業既有正向促進作用，同時也存在對鄰接省域的空間溢出效應。文章還提出加大數字經濟發展投入力度，加強地區間合作與交流，優化商貿流通業營商環境相關政策建議。

［關鍵詞］數字經濟；商貿流通業發展；莫蘭指數；空間杜賓模型

［中圖分類號］F124""" ［文獻標志碼］A""" ［文章編號］2095-0292（2024）03-0094-06

［收稿日期］2024-01-27

［基金項目］安徽省教育廳高校優秀人才支持計劃“股票發行注冊制下保護中小投資者利益的實踐路徑研究”（gxyq2021078）

［作者簡介］吳晶晶，阜陽師范大學商學院副教授，碩士，研究方向：數字經濟、企業管理；張亞娟，阜陽師范大學商學院講師，碩士，研究方向：數字經濟、財務管理。

一、引言及文獻綜述

習近平總書記提出“建設高效順暢的流通體系，降低物流成本”的總發展要求，為商貿流通業、物流行業指明了發展方向。特別是十八大以后，政府逐步加大交通基礎設施投資，推動交通運輸跨越發展，累計公路里程從423.75萬公里增加到535.48萬公里，鐵路里程從9.7萬公里增加到15.5萬公里，內河航道通航里程從12.5萬公里增加到12.8萬公里，萬噸級以上碼頭從1886個增加到2751個，頒證民用航空運輸機場從183個增加到254個，為物資高效流通打下堅實的基礎，整個社會物流總額從177.3萬億元增加到347.6萬億元。近年來，隨著全球數字化進程的加速，數字經濟已經成為經濟提升不可或缺的組成部分，并在越來越多領域產生了深遠的影響。大數據、云計算、人工智能、物聯網等現代信息技術為商貿流通業發展提供了新的應用場景，也是推動我國商貿流通業穩定發展的重要力量。

現有文獻中已有部分學者從不同層面探究數字經濟與商貿流通業的影響關系，宋亞偉認為商貿流通業作為我國經濟發展的重要組成部分，在吸納就業、促進產業結構等方面具有顯著的促進作用，特別是云計算和大數據技術有望對商貿流通業進行顛覆性創新［1］。陳湘認為數字經濟對城市商貿流通業高質量發展具有顯著促進作用，且這種促進作用在市場化水平較高和人口規模較大的城市更為明顯［2］。姜文輝和何雪涵研究發現以數字經濟推動商貿流通業發展已是未來大勢所趨，且對將構建雙循環發展格局形成有力支撐［3］。楊海麗和曹廷炳認為數字技術投入將有助于商貿流通業利潤率的提升，特別是新一代數字技術投入將成為促進商貿流通業利潤增長的核心生產要素［4］。楊海麗和邱韻樺通過構建中介效應與門檻效應分析發現數字技術可以顯著促進商貿流通業高質量發展，而消費渠道是作用于二者關系的影響機制［5］。綜上所述，現有文獻已基本構建起數字經濟對商貿流通業的理論研究機制框架，且部分學者做了一定的定量實證分析，但從空間層面探究數字經濟對商貿流通業發展是否起到助推作用較為匱乏。基于此，本文在相關研究基礎上，通過構建數字經濟和商貿流通業評價指標體系，并采用空間面板模型實證分析數字經濟對商貿流通業發展的空間影響效應及效應分解，以期為相關部門提供決策支撐。

二、研究方法與指標建立

（一）研究方法

考慮到本文研究對象以省域層面為主，選取空間計量模型分析數字經濟對商貿流通業的影響效應，一方面可以消除空間溢出的內生性問題，另一方面可以考察數字經濟發展對商貿流通業的空間溢出效應影響。

1.空間權重矩陣

空間權重矩陣一般用來反映研究對象在空間的關聯程度，因此本文采用空間鄰接方法構建空間矩陣如下所示：

" Wab=1，a省域與b省域相鄰0，a省域與b省域不相鄰" （1）

2.空間相關性檢驗

本文采用莫蘭指數（Moran’s I）探究商貿流通業是否存在空間自相關性，具體如下所示：

" overall Moran’s I=（Xa-X-S2）∑nb-1Wab（Wb-X-）（2）

part Moran’s I=∑na-1∑nb-1Wab（Xa-X-）（Xb-X-）S2∑na-1∑nb-1Wab（3）

" S2=∑na-1（Xa-X-）2n（4）

式（2）-（4）中，S2表示樣本方差值，Wab表示空間權重矩陣元素，Xa和Xb表示a省份和b省份的觀測值。全局莫蘭指數overall Moran’s I和局部莫蘭指數part Moran’s I取值范圍為-1到1，當 Moran’s I指數值小于0時，表示研究的全局和局部地區空間自相關性呈負相關；當 Moran’s I指數值等于0時，說明在空間上不存在相關性；當 Moran’s I指數值小于0時，說明在空間上存在負相關性。

3.空間計量模型

為深入從面板模型實證分析數字經濟發展對商貿流通業的空間溢出效應，本文引入空間計量模型分析這一發展路徑，具體模型構建如下所示：

circulationit=α1Wcirculationit+β0+β1Digitalit+βncontrolit+δ1WDigitalit+δ2Wcontrolit+ηi+λt+εit（5）

式（5）中，i表示研究省域對象（包含前文的a和b），t表示研究時期，circulation表示被解釋變量即商貿流通業，Digital表示核心解釋變量即數字經濟發展水平，control表示相關一系列控制變量，Wcirculation、WDigital、Wcontrol分別表示商貿流通業、數字經濟和控制變量的空間滯后項，α1表示空間自回歸系數，β1表示數字經濟發展水平的影響系數，η、λ分別表示研究省域個體效應和研究時期固定效應，ε表示隨機誤差項系數值。

（二）變量說明

1.被解釋變量

本文選取商貿流通業發展（circulation）作為被解釋變量，現有文獻中多數學者以全要素生產率作為商貿流通業發展的主要測度指標，但僅考慮效率層面不符合當下高質量發展的內涵，因此，本文基于楊海麗和邱韻樺的研究成果，從創新、協調、綠色、開放四個層面構建評價指標體系，詳見表1。

2.解釋變量

本文選取數字經濟發展水平（Digital）作為核心解釋變量，現有文獻關于數字經濟發展水平指標測度較為全面，且G20杭州峰會也對數字經濟有了較為明確的定義，因此，本文參考李英杰和韓平的成果［6］，構建數字經濟發展水平評價指標體系如表2所示。

3.控制變量

由于商貿流通業發展受到經濟、社會等多重因素的影響，因此本文選取以下控制變量：經濟發展水平（GDP）采用各省域人均國內生產總值進行衡量；城鎮化水平（UR）采用各省域城鎮人口與地區年末常住人口比重進行衡量；產業結構水平（Ind）采用各省域第三產業增加值與第二產業增加值之和與國內生產總值之比進行衡量；金融發展水平（Fin）采用各省域期末貸款余額與GDP之比進行衡量；固定資產投資（In）采用各省域固定資產投資與國內生產總值之比進行衡量。

（三）樣本選取與數據來源

鑒于數據的可得性和客觀性，本文選取我國30省市區（剔除香港、澳門、臺灣、西藏）作為研究樣本，為防止孤島效應，假定海南省與廣東省在地理上有相鄰。研究時期為2011-2021年，相關數據主要取自《中國統計年鑒》、《中國信息化年鑒》、《中國物流統計年鑒》及各省市統計年鑒，數字金融普惠指數相關數據來源于北大數字金融研究中心網站發布數據，部分缺失數據采用插值法進行補充。

三、實證過程與分析

基于上文模型構建與變量選取，本文采用Stata15.0及opengeoda對上述面板數據進行整理和分析。

（一）空間自相關檢驗

為檢驗我國商貿流通業發展是否存在空間自相關性，本文基于前文假設的鄰接權重矩陣對全局莫蘭指數進行分析，檢驗結果如表3所示，2011-2021年我國商貿流通業發展全局莫蘭指數均在1%水平下呈現正向顯著性，表明在整體空間層面商貿流通業發展具有顯著的正向自相關性，即某一地區商貿流通業發展水平的提升會帶動周邊鄰接地區商貿流通業發展，說明在探索商貿流通業發展時仍需考慮其空間屬性。

同時，為了直觀反映各省域商貿流通業局部自相關性，本文選取2011、2015、2021年數據進行局部莫蘭指數分布并劃分為不同的聚集狀態，詳見表4。可以看出，我國商貿流通業發展大部分處于高高聚集區和低低聚集區，再次驗證了商貿流通業發展存在局部空間的正向自相關。其中商貿流通業發展高高聚集區主要集中在東部地區，包括上海、北京、廣東、天津、江蘇等地，而商貿流通業發展低低聚集區主要集中在西部和東北地區，包括甘肅、新疆、青海、寧夏、云南、遼寧等地，這種兩級分化現象與我國經濟發展和地區資源稟賦差異較為一致，即商貿流通業發展在空間地理分布上存在明顯的“東強西弱”區域性差異。

（二）空間面板模型選取和計量分析

基于上文商貿流通業發展的空間自相關性檢驗結果，可以得出其存在顯著的正向自相關性，下一步需選取合適的空間面板模型，檢驗結果如表5所示。可以看出，LM-error、LM-lag、Roubst-LM-error、Roubst-LM-lag結果均在1%水平下呈現顯著性，表明數字經濟發展對商貿流通業影響的模型選擇應進一步考慮空間滯后和誤差項，初步選取空間杜賓模型。同時，LR檢驗和wald檢驗均通過了1%水平的顯著性檢驗，且拒絕原假設。

基于上述模型選取分析，本文采用空間杜賓模型（SDM）對商貿流通業發展進行空間效應分析，同時考慮結果的穩健性再列出空間滯后模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）進行估計，檢驗結果如表6所示。從檢驗結果可以看出，在不同空間模型下各變量影響系數值與顯著性基本保持一致，結合R2結果來看空間杜賓模型結果為最優。從列（1）來看，數字經濟發展對商貿流通業的影響系數為0.040且在5%水平下顯著，表明省域數字經濟發展能夠促進本省域商貿流通業發展水平的提升，此外，數字經濟發展的空間效應系數（W×Digital）也在1%水平下呈現顯著性，即數字經濟發展水平的提升對鄰接省域商貿流通業發展存在積極的輻射促進作用。推測可能的原因來看，首先，數字經濟發展帶動電商產業聚集。數字經濟的發展助推電子商務的進一步應用，省域屬地電子商務企業和平臺逐步聚集，吸引更多國內外商家入駐，以此促進跨省電商貿易和物流運輸發展并推動鄰接省域商貿流通業整體發展。其次，數字化供應鏈促進流通效率提升。數字經濟的推動使得供應鏈管理更加數字化、智能化，進一步優化商品流通速度，降低交易成本。同時，相關企業通過借鑒周邊數字化供應鏈管理成功經驗，提高自身的運營效率。再次，數字化服務擴大消費市場。數字經濟的發展提升了人們對數字化產品和服務的需求。隨著本地消費市場的逐步擴大，鄰接省域的商貿流通業也會在輻射效應下受益。最后，創新驅動區域合作。數字經濟的發展離不開創新驅動，因此需進一步加強區域間的合作與交流，促進產業鏈融合和協同發展。

（三）空間溢出效應分解

由于空間面板模型僅能反映數字經濟發展對商貿流通業發展直接影響，進一步分析空間效應分解作用，檢驗結果如表7所示，從列（2）可以看出數字經濟發展的直接效應系數為0.026且通過了1%水平下顯著，表明數字經濟發展對本省域商貿流通業發展具有顯著促進作用，即數字經濟每提升一個單位時，當地商貿流通業發展將提升0.026%。從列（3）可以看出，數字經濟發展的間接系數為0.015且在1%水平下呈現顯著性，表明數字經濟發展對鄰接省域商貿流通業發展同樣具有推動作用，即本省域數字經濟發展每提升一個單位時，鄰接省域商貿流通業發展將提升0.015%。這兩個系數的顯著性檢驗結果表明數字經濟發展對本省域和鄰接省域商貿流通業發展都產生了積極影響，并且這種影響是顯著的，意味著數字經濟的快速發展對地區商貿流通業產生了明顯的促進作用，并在鄰接地區產生了間接推動效應。

綜合效應分解角度和原有角度的分析結果，我們可以得出結論：數字經濟發展是本省域經濟增長的重要引擎。同時，數字經濟發展對鄰接省域商貿流通業發展的推動作用也表明數字經濟發展具有跨地區的溢出效應，促進了地區經濟的協同發展。這一分析結果對于地方政府制定經濟發展戰略和政策具有重要的參考意義。

（四）穩健性分析

為保證上文估計結果的可靠性，本文采用替換權重矩陣和被解釋變量滯后一期的方法進行穩健性檢驗。首先，本文以經濟距離空間權重矩陣替換前文設定的鄰接空間權重矩陣，并選取2011-2021年研究30省域人均地區生產總值作為經濟特征值，檢驗結果如表8列（1）-（3）所示，可以看出在經濟距離空間權重矩陣下，數字經濟發展對商貿流通業發展影響系數有少許差距，但其顯著性和方向性與前文保持一致，證明結果具有穩健性。其次，為解決存在的內生性問題，本文對被解釋變量商貿流通業發展滯后一期再次進行回歸分析，從表8列（4）-（6）來看，在被解釋變量滯后一期數據替換后，數字經濟發展對商貿流通業的影響和顯著性保持一致，再次驗證了本文的檢驗結果具有可靠性。

四、研究結論與政策啟示

隨著供給側結構性改革的不斷深化和國際多邊貿易合作的快速推進，加快推進我國商貿流通業發展有利于構建“雙循環”的新發展格局。基于此，本文分別構建數字經濟和商貿流通業發展評價指標體系，將數字經濟和商貿流通業納入統一空間計量分析系統，從空間效應分析數字經濟助推商貿流通業發展的影響機制，研究發現，商貿流通業發展存在顯著的空間自相關性，且在局部分布上主要以高高聚集和低低聚集為主。數字經濟發展對商貿流通業的直接效應與間接效應分別為0.026和0.015，且均通過了1%水平下顯著，即數字經濟發展不僅能夠顯著促進本省域商貿流通業的提升，同樣對鄰接省域商貿流通業也存在積極的促進作用。

" 因此，結合本文研究結論提出以下政策建議：

加大數字經濟發展投入力度。各地區相關部門應加大對數字經濟的投入力度，進一步推動數字經濟產業的創新發展，加強數字化技術研發和應用，如推動電子商務、物流網絡等數字化業態發展，有助于提高商貿流通業的效率和競爭力。同時，相關部門應積極為相關企業提供優惠政策和創業支持，引導企業積極進行數字化轉型，最終實現產業數字化。

加強地區間合作與交流。考慮到數字經濟發展對鄰接省域商貿流通業的積極影響，建議相關部門結合自身發展情況加強合作與交流，通過建立跨地區的數字經濟合作平臺和交流機制，促進商貿流通行業之間合作，共同開發市場，實現資源優勢互補，推動地區商貿流通業的共同繁榮。

優化商貿流通業營商環境。為更好地發揮數字經濟對商貿流通業的促進作用，相關部門應優化商貿流通業營商環境。減少不必要的行政審批，簡化商貿流通業的市場準入程序，降低企業經營成本，激發商貿流通企業的創新活力。同時，建設更加便捷和高效的物流網絡，提升物流服務質量，加快商品流通速度，促進商貿流通業的快速發展。

［參" 考" 文" 獻］

［1］宋亞偉.數字經濟賦能商貿流通業發展研究——以天津市為例［J］.物流科技，2023，46（15）.

［2］陳湘.數字經濟對城市商貿流通業的影響研究［J］.商業經濟研究，2022（6）.

［3］姜文輝，何雪涵.數字經濟下商貿流通業效率提升的路徑分析［J］.內蒙古民族大學學報（社會科學版），2022，48（3）.

［4］楊海麗，曹廷炳.數字技術要素投入對商貿流通業利潤率的影響研究［J］.鄭州航空工業管理學院學報，2022，40（1）.

［5］楊海麗，邱韻樺.數字技術促進商貿流通業高質量發展了嗎？——基于中介效應與面板門檻效應的雙檢驗［J/OL］.重慶理工大學學報（社會科學），2023，37（7）.

［6］李英杰，韓平.數字經濟發展對我國產業結構優化升級的影響——基于省級面板數據的實證分析［J］.商業經濟研究，2021（6）.

［責任編輯" 孫蘭瑛］