流通产业发展方式转变的影响因素分析

李贵赏

中图分类号：F062.9  文献标识码：A

内容摘要：流通产业是现代服务业的重要组成，转变流通产业发展方式，推动流通产业的优化升级，是我国经济社会发展过程中的一项重要任务。本文选择我国在2000-2017年流通行业相关数据作为分析样本，通过构建回归方程对流通产业发展方式转变的影响因素进行分析。结果表明：消费品销售总额（K1）、商品市场交易总额（K3）、消费者消费水平（K4）的回归系数分别为0.2063、1.6251和1.9905，即该三个指标对流通产业发展方式转变具有正面影响;流通业就业人员占比（K8）和流通业增加值占比（K9）指标的回归系数分别为0.1367、0.4031，这反映出我国流通产业结构对流通产业发展方式转变具有促进作用;城乡人口比例K18等可持续发展指标能够促进我国流通产业发展方式的转变。

关键词：流通产业   发展方式转变   全要素生产率

近年来，我国经济发展取得了举世瞩目的成绩，经济模式和市场结构转型升级初见成效。同时，第三产业对我国社会经济增长的贡献度逐渐超过第二产业，成为推动我国经济发展的主体产业。其中，流通服务体系作为我国服务行业的主要组成部分，对完善消费结构和提高消费者生活水平具有重要意义。2018年1-9月，邮政行业业务收入达到5673.4亿元，同比增长20.9%，全国快递服务企业业务量累计完成347.4亿件，同比增长26.8%。然而，流通经济发展不均衡、可持续性差等突出问题始终制约着我国流通产业的发展，故推动流通产业发展方式转变，以消除制约流通经济发展的不利因素至关重要。众多研究学者对流通产业发展方式转变进行了多方面的分析，孙赫强（2017）等人对流通产业发展方式的转变路径进行了分析，认为流通产业主要的转变路径为互联网、经营模式创新;杜倩（2019）探讨了流通产业升级与高质量发展的互动关系，发现流通产业升级对提高商品质量和行业信誉度具有积极作用。鉴于此，本文在总结已有文献研究结论的基础上，选取我国在2000-2017年间流通产业相关数据作为研究样本，通过建立实证模型对影响流通产业发展方式转变的因素进行分析，旨在为我国流通产业发展方式的转变提供理论支撑。

样本数据

（一）样本数据说明

流通产业是我国经济发展体系中的重要组成部分，本文基于流通产业发展方式转变内涵，设定表1所示的分析指标。

本文数据样本均来自2000-2017年《中国统计年鉴》。本文通过对数据样本进行整理，得出以下描述统计量，分析结果如表2所示。

根据表2分析结果可以得出，在2000-2017年期间，我国流通产业发展方式转变水平在各项指标上表现得非常不均衡，这主要是由于我国流通产业发展方式的转变受到了历史经济发展模式和市场环境等方面因素制约。故我国需要消除抑制流通产业发展转变的不良因素，推动流通产业的进一步发展。

（二）公共因子提取

本文采用SPSS 18.0分析变量间的偏相关，通过KMO检验对因子分析效果进行评价。如表3和表4所示，本文所选模型的KMO值为0.9173，大于0.7，所以本文所选模型的因子分析效果良好。其次，本文进一步采取巴特利球型检验法对各数据进行检验，以明确数据指标进行因子分析的可行性。通过检验得出，巴特利检验近似卡方值为165.5271，P值为0.000，说明相关系数矩阵与单位矩阵间具有较大的差异性，适合进行因子分析。

（三）公共因子归类分析

本文通过kaiser标准化正交法，对数据样本进行6次迭代，最终得到旋转后的因子载荷矩阵。将各指标根据最高载荷提炼出3个公共因子：F1、F2、F3，具体结果如表5所示。

基于表5分析结果可知，公共因子F1在消费品销售总额、消费者消费水平、流通业缴税额占比、商场交易额占比、高校学生占比、科研资金投入、流通业技术培训人数等指标上的载荷较大，故将F1设为流通产业发展方式转变的“综合型因子”。公共因子F2在批零业库存率、流通业资产投入占比、城镇人口比例三个指标上存在较大的因子载荷，所以将F2设为流通产业发展方式转变的“速度型因子”。公共因子F3在流通业增加值对工业产值贡献度、流通业增加值占第三产业比重这两个指标上具有较大的因子载荷和解释能力，故本文将F3设定为流通产业发展方式转变的“贡献型因子”。

模型构建

本文将流通产业发展方式转变的影响因素归结为三个公共因子F1、F2、F3，将其设定为解释变量，而全要素生产率为被解释变量，构建回归方程：

TFP=U+β1F1t+β2F2t+β3F3t+εt                                  （1）

式（1）中，β1、β2、β3分别为对应变量的回归系数，U表示常数项，εt为随机误差项。

实证分析

（一）平稳性检验

本文对各变量的平稳性进行检验，如果变量之间表现出了不平稳性，则需要继续对各数据变量间是否存在长期协整关系进行检验。在此，通过ADF单位根检验对各指标数据的平稳性进行检验，具体检验结果如表6所示。

通过表6中的ADF检验结果能够得出，原始序列在10%显著水平条件下接受原假设，说明原始序列均为非平穩序列，在一阶差分处理后，原始序列在5%的显著性水平下拒绝原假设，说明原始序列为一阶单整序列。

（二）回归分析

利用最小二乘法对计量模型进行分析，所构建的回归模型如下：

TFPt=12.9175+2.7213F1+2.0886F2+0.7385F3

t=（58.07428）（13.06372）（9.714425）（3.402392）

调整后卡方=0.957093，F=85.37178

通过模型能够得出，各变量和回归模型均通过显著性检验。基于DW值判断，模型在5%显著水平下不具有自相关性。

本文又对各指标进行残差ADF检验，检验结果如表7所示。通过表7结果能够得出，残差序列在1%的显著性水平下均通过检验，说明变量之间均存在协整关系。

基于以上分析可知，F1、F2、F3对我国流通产业发展方式转变均存在显著影响。具体而言，F1每提高1个单位，TFP就随之提高2.7213个单位;F2每提高一个单位，TFP就会提高2.0886个单位;F3每提升一个单位，TFP就会随之提升0.7385个单位。本文基于各因子的得分系数矩阵，得出如下回归方程：

F1=0.082K1+0.078K2+0.071K3+0.089K4+0.080K5+…+0.031K19+0.073K20+0.079K21                                                                              （2）

F2=-0.023K1+0.003K2+0.051K3-0.028K4+0.035K5+…+0.093K19-0.012K20-0.093K21                                                                              （3）

F3=0.089K1-0.035K2-0.169K3+0.055K4+0.053K5+…-0.072K19+0.075K20+0.218K21                                               （4）

本文为进一步分析流通产业发展方式转变的影响因素，将方程（1）中的解释变量代入到方程（2）、（3）、（4）中，得出如下回归方程：

TFPt=12.9175+0.2063K1+0.1733K2+1.6251K3+1.9905K4+0.2105K5+0.2263K6+0.4915K7+0.1367K8+0.4031K9-0.1805K10-0.3341K11-0.0617K12+0.1755K13-0.4228K14+0.0819K15+0.1422K16-0.3515K17+0.2966K18+0.9015K19+0.2036K20+0.1752K21

根据回归方程可以得出：

K10、K11、K12、K14和K17，这5个指标的回归系数均为负值，即对我国流通产业发展方式转变起到了负面影响，其余变量的回归系数均为正值，说明这些指标对流通产业发展方式转变具有正面影响。

K1、K3和K4三个指标的回归系数比较大，分别为0.2063、1.6251和1.9905，即该三个指标对流通产业发展方式转变具有正面影响。

在K8、K9、K10、K11和K12五个指标中，仅有K8指标和K9指标的回归系数比较大，分别为0.1367和0.4031，说明流通产业结构对我国流通产业发展方式转变具有显著影响。

在K13、K14、K15、K16和K17这五个指标中，只有K13和K16指标的回归系数比较大，分别为0.1755和0.1422，这反映出流通产业发展方式转变的成效与经济效益间存在紧密的关联性。但是K17的回归系数为负，这表明流通成本对我国流通产业发展方式转变具有抑制作用。

K18、K19、K20、K21这四个指标的回归系数均为正，且数值较大，这表明市场环境对我国流通产业发展方式转变具有显著影响。同时也反映出，提高流通行业就业人员的职业素养和技能，对流通产业发展方式转变具有正面作用。

结论与建议

基于实证研究结果，得出以下结论：消费品销售总额K1、商品市场交易总额K3和消费者消费水平K4的回归系数分别为0.2063、1.6251和1.9905，说明该三个指标对流通产业发展方式转变具有正向作用;流通业就业人员占比K8和流通业增加值占比K9指标的回归系数分别为0.1367和0.4031，说明流通产业结构对我国流通产业发展方式转变具有促进作用;流通业增加值对工业产值贡献度K10、流通业增加值占第三产业比重K11等指标阻碍了我国流通产业发展方式的转变;K13和K16指标的回归系数分别为0.1755和0.1422，说明流通产业发展方式转变的成效与经济效益间存在紧密的关联性;K18、K19、K20、K21这四个指标的回归系数均为正值，说明市场环境对我国流通产业发展方式转变具有正面影响。

基于实证研究结果，提出以下发展建议：第一，积极推進流通产业结构的转型升级，提高商业资源的利用率，让行业的稀缺经济资源得到合理分配，提高流通行业转型升级的自我调节能力;第二，推动城乡经济一体化发展，激发农村地区的流通业发展潜力，实现城市带动农村、农村补给城市的流通产业发展模式，进而促进流通产业发展方式的转变;第三，增加流通行业的技术人才培养数量，提高流通行业就业人员的职业素养和技能，为流通产业的转型升级提供人力和技术保障;第四，提升流通企业准入门槛，同时以商业立法的方式明确流通企业的准入门槛，确保未达到最低门槛的流通企业无法进入市场，从而促进流通企业整体素质与效率的提高，在为流通企业营造良好的竞争环境的同时，保证消费者的权益不受损害。

参考文献：

1.赵霞.我国流通产业发展方式创新与转变—基于绿色流通视角[J].商业经济研究，2018（15）

2.田伟.高质量发展背景下关于我国流通产业升级的思考[J].商业经济研究，2019（2）

3.艾麦提江·阿布都哈力克，卓乘风，邓峰.我国“一带一路”沿线商贸流通产业专业化与经济增长方式转变—基于城市化调节效应的研究[J].商业研究，2017（10）

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5.孙赫强，荣楠楠.我国商贸流通产业发展方式的转变路径分析[J].商业经济研究，2017（6）

6.杜倩.流通产业升级与高质量发展的互动关系研究[J].商业经济研究，2019（6）

7.姚淑颖.产业链整合视角下我国流通产业的创新与转变[J].全国流通经济，2018（10）