商贸流通业推动城市经济发展的实证研究

吕波 黄惠

中图分类号：F724   文献标识码：A

内容摘要：本文选取了全国、北京市、哈尔滨市和贵阳市四个具有代表性的区域和城市分析了商贸流通业对城市经济发展的影响。通过对流通业的相关指标的研究表明，2014年以前为商贸流通业的发展鼎盛时期，不论是流通业增加值占GDP的比重还是流通业就业人数占总就业的比重都呈现快速上升趋势，但2014年后则都呈现回落趋势，说明近年来我国流通业发展已进入平稳发展时期。在定量分析中，本文利用协整分析与误差修正模型，发现商贸流通业的发展依然能在长期内促进城市经济的发展，短期内的非均衡状态会被一定的调整力度拉回到长期均衡状态;此外位于西部地区的贵阳市商贸流通业发展的拉动作用要比位于东、中部地区的北京市和哈尔滨市地区更大，这与东、中部流通业发展已进入平稳发展时期而西部地区流通业尚有更大的发展潜力相关。

关键词：商贸流通业   城市经济发展   误差修正模型   协整分析

引言及文献综述

“城”表示人们聚集的场所，“市”则代表交换，城市经济的发展就包含了由于商业交换活动而形成繁荣的聚集场所的过程。流通作为交换过程中的重要要素，从一开始就对城市经济发挥着不可或缺的作用。进入工业化中后期，商贸流通业愈加成为城市经济发展过程中的重要组成部分，流通业与城市经济发展的关系更加紧密相连。流通业对城市经济发展的作用主要体现在其先导性作用上，一方面流通业是企业乃至于整个产业的经济发展基础，影响市场需求预测，发达的流通业发展有利于扩大就业和促进消费（魏冬梅、贾月伟，2017）;另一方面，流通业作为生产和消费的中间环节，产品生产出来后要依靠流通环节来达到最终价值的“惊险跳跃”。在关联作用上，流通业作为产业和企业之间的联系纽带，有利于促进分工深化，优化资源配置，给城市带来聚集经济效应（熊玲，2017）。

早在20世纪90年代，Yang and Robert（1994）就利用一般均衡模型对城市化、分工深化与交易效率进行了扩展，Arthur OSullivan（2002）则在分工的基础上阐述了城市经济发展与商贸流通业之间的互动关系，指出城市的存在是因为人们需要流通和交換。晏维龙等（2004）以中国1960-2001年流通业发展为研究对象，提出了流通业作为先导性行业的发展战略。王德章、宋德军（2007）和王春宇、仲深（2009）则都分别使用了误差修正模型分析了流通业发展对城市经济的影响。高峰（2016）通过揭示商贸流通业发展过程中的现状及对城市经济发展的影响，提出两者是相互促进的关系，王东岳（2017）则通过产业集群分析了流通业在经济发展过程中的聚集效应，表明了流通业发展对促进城市繁荣的作用。上述研究都从不同角度分析了流通业对城市经济发展的影响，并逐渐确认了流通业作为先导性行业的战略性地位，但是在上述分析中大多未能考虑到城市间的地区差异，且缺乏定性与定量研究的结合。本文因而对此做出了进一步的研究分析。

商贸流通业推动城市经济发展的作用分析

商贸流通业不仅能推动社会经济的有效增长，还能带来就业岗位的增加和消费的增长，促进资本积累和技术进步，从而不断扩大社会总供给，实现经济的长期稳定增长。

（一）商贸流通业对城市经济的直接影响

本文分别选取了具有代表性的北京市、哈尔滨市和贵阳市作为研究对象，对我国2010-2017年间人均社会消费品零售总额进行对比（见图1）。可以看出，我国2010-2017年间人均社会消费品零售总额总体呈不断上升趋势，说明我国流通业发展状态较好，但是后期增速有所放缓，尤其是东部和中部地区，表明我国流通业发展正进入平缓发展阶段。地处东部地区的北京市人均社会消费品零售总额最高，位于西部地区的贵阳市人均社会消费品零售总额最低，这与我国东中西部地区的城市经济发展水平是相符的。

商贸流通业对经济的影响还可通过流通业生产总值在GDP中的比例来衡量。表1给出了我国2010-2017年间流通业增加值比重及趋势变化。在2014年以前，流通业增加值在国内生产总值中的比例呈不断上升趋势，说明这一阶段我国流通业呈现快速发展趋势;2014 -2017年阶段流通业增加值所占比重则略有下降，表明我国流通业的发展虽然仍然势头强劲，但长期看已经放缓。

（二）商贸流通业对社会就业的影响

社会就业关系到人们日常生活的基础要求与条件，不仅对城市经济发展具有重要意义，也关系到社会治安与和谐稳定。商贸流通业由于就业门槛较低，属劳动密集型产业，一直被认为是促进就业增长的重要途径（丁绮，2018）。表2为我国2010-2017年间商贸流通业就业人数指标。商贸流通业从业人数总体呈不断上升趋势，说明商贸流通业在吸纳就业上起积极作用。在总从业人数占比中，2014年之前流通业从业人数占比不断上升，2014年后则出现回落趋势，这与前文流通业增加值在GDP中所占比例的发展趋势是一致的。流通业发展趋势的放缓在第三产业中显现得更早一些。流通业从业人数占第三产业就业总人数比重在2013年达到了最高值，占比为8.089%，2013年后流通业从业人数占第三产业就业总人数比重就呈现不断下降趋势。种种指标表明，流通业的发展已经度过鼎盛的发展时期，发展规模与速度正逐步趋于平稳。

（三）商贸流通业与城市经济发展的互动机制

流通业在城市经济发展所必须的生产环节和消费环节过程中发挥“承上启下”的作用，图2给出了商贸流通业与城市经济发展的互动关系。可以看出，在城市流通业较为发达的地区，随着现代物流和电子商务的发展，通过消费品市场、生产资料市场和要素市场协调资源配置，城市流通业成为联结城市各产业的纽带，发挥着优化各产业之间关系的作用，进而带动整个城市经济、消费、就业的发展。而在市场化程度尚处于较低水平的城市和地区，流通行业的规模和发展方向则较大地受城市经济发展的影响。

数据选取及计量模型

（一）数据选取及处理

为了探究商贸流通业对城市经济发展的推动作用，本文结合全国平均水平，在东、中、西部地区分别选取了一个代表性城市进行研究，分别为全国、北京市、哈尔滨市和贵阳市。城市经济发展水平用该城市GDP来刻画，商贸流通业发展水平则选取了社会消费品零售总额和流通业就业人数共同表示。其中，流通业就业人数为流通业三大子行业（批发和零售业、住宿和餐饮业、交通邮政和仓储业）的就业人数之和，数据来源主要为《中国城市统计年鉴（2010-2017）》和国家统计局。为了确保结果的稳健性，本文还对数据進行了如下处理：

由于各个城市存在人口数量上的差别，本文将城市GDP和社会消费品零售总额调整为人均国内生产总值和人均社会消费品零售总额;由于人均城市GDP（元）、人均社会消费品零售总额（元）和流通业就业人数（万人）的变量单位并不相同，且存在人均指标和总量指标的差异，为了增加数据的可比性，本文采用无量纲化中均值化处理方法，对这三个指标进行标准化：

Xi的标准化=Xi/Xt                                                      （1）

其中，Xt为变量的平均值，i=1，2，3，…，N，采用此方法，不仅能消除数据中量纲和数量级的影响，还能保留不同变量间取值差异程度上的信息。

（二）模型构建

回归模型：在前文数据处理的基础上，在不考虑滞后影响的假设条件下，本文设置计量回归模型为：

urpgdpi，t=ci+β1urpconi，t+β2urjbi，t+ui，t                           （2）

式（2）中，urpgdpi分别代表全国、北京市、哈尔滨市和贵阳市的人均GDP，urpconi和urjbi则分别表示它们的人均社会消费品零售总额和流通业就业人数，i=1，…，4（通过在东、中、西部地区各选一个代表性城市，i=1，…，4，分别代表全国、北京市、哈尔滨市和贵阳市）;ui，t为残差项。在对式（2）进行基准回归的基础上，对残差项ui，t进行单位根检验，如果结果显示存在单位根，则拒绝urpgdpi，t、urpconi，t和urjbi，t之间存在协整关系，如果残差项ui，t检验结果显示为平稳的，则接受urpgdpi，t、urpconi，t和urjbi，t之间存在协整关系，且存在长期均衡。

误差修正模型（ECM）。中国经济的飞速增长使得在计量研究中多数宏观经济变量呈现非平稳性，利用协整及建立在协整关系基础上的误差修正模型则为研究非平稳变量间的动态关系奠定了理论基础。为简单起见，首先建立一个没有因变量和自变量差分滞后项的模型。令ecmi，t=ui，t，ui，t为依据式（2）得到的协整方程残差序列，最终构建误差修正模型如下：

△urpgdpi，t=αi+δ1i△urpconi，t+δ2i△urjbi，t+δ3iecmt-1+εi，t                                                                               （3）

i=1，…，4，分别表示全国、北京市、哈尔滨市和贵阳市;t=2010，2011，…，2017，εi，t是白噪音误差项。

实证结果分析

（一）单位根检验

本文采用LLC检验方法对面板是否存在单位根进行了检验。在这种方法中，原假设为“存在单位根”，如果检验结果呈现显著，则接受原假设，面板数据存在单位根，是非平稳的;否则面板数据是平稳的。根据表3中LLC检验结果可知，变量序列urpgdp、urpcon和urjb统计量的p值都大于5%，无法拒绝存在单位根的原假设，说明变量序列是非平稳的;在对变量一阶差分进行平稳性检验的结果中则可看到，变量序列Δurpgdp、Δurpcon和Δurjb统计量的p值都小于5%，拒绝存在单位根的原假设。基于以上结果，可得出面板数据为一阶单整。

（二）协整检验

从单位根检验结果中可知，变量序列urpgdp、urpcon和urjb为一阶单整，说明变量之间可能存在协整关系。本文利用Engle-Granger两步检验法对面板数据间的协整关系进行了检验。由表4的四个地区的残差平稳性检验结果可以看出，四个地区的残差项结果均是平稳的，拒绝存在单位根的原假设，说明在这四个地区中，人均国内生产总值、流通业就业人数和人均社会消费品零售总额间存在协整关系，说明商贸流通业的发展可在长期上对城市经济发展水平产生影响。

从对式（2）的回归结果可知，人均社会消费品零售总额正面促进城市经济发展水平，人均社会消费品零售总额每增长一个百分点，将带动全国GDP增长0.956个百分点，分别带动北京市、哈尔滨市和贵阳市增长0.84、0.646和1.473个百分点。不难发现，地处西部地区的贵阳市的估计系数最大，说明人均社会消费品零售总额对城市经济发展的拉动作用最大。从这可以看出，随着流通业在东、中部地区的飞速发展，现在已经慢慢进入平稳发展阶段，西部地区则发挥着以往积蓄的潜力，利用流通业起到引导城市经济快速发展的作用。流通业就业人数对城市经济发展的影响虽然为正，但普遍不显著，仅在贵阳市通过了10%水平的显著性检验，进一步说明西部地区继东、中部地区后进入了流通业促进城市经济发展的飞速阶段。