基于共生理论的商贸流通与区域经济协同发展研究

周桂良，毛丽娜，张 兰，葛梦瑶 ZHOU Guiliang, MAO Lina, ZHANG Lan, GE Mengyao

（淮阴工学院 交通工程学院，江苏 淮安 223001）

(School of Transportation Engineering, Huaiyin Institute of Technology, Huaian 223001, China)

区域经济发展水平是衡量地区经济竞争力的重要指标，而商贸流通业作为区域经济发展的支柱性产业之一，对于区域经济的发展有着重要的推动作用，研究商贸流通与区域经济的协同发展具有重要意义[1-2]。本文在分析商贸流通与区域经济相互作用机制的基础上，对不同区域商贸流通与区域经济相互影响程度进行对比，分析总结商贸流通与区域经济协同发展趋势，并从经济学共生理论角度为二者协同发展提出政策建议。

1 商贸流通与区域经济协同发展现状

近几年我国商贸流通业发展呈现主体多元化、业态多样化趋势，流通规模也在不断扩大，对就业消费等方面的促进作用不断增强，但是由于区域贸易壁垒的存在，区域内商贸流通产业出现同质化现象，且缺乏专业化的管理模式导致流通增长能力弱，区域间商贸流通业也无法实现高水平的资源交换和共享[3-4]。现阶段我国实施区域经济协调发展战略，力求不断解决我国经济发展区域之间和区域内部之间的不平衡状况，同时我国区域经济发展还长期存在资源环境压力大，城乡之间发展差距大，不能充分发挥区域特色优势等问题[5-8]。

2 商贸流通与区域经济相互作用机制

商贸流通是区域经济的一部分，2018 年商贸流通业全年实现增加值11.7 万亿元，占GDP 比重达到13%，商贸流通水平的提高对区域经济的增长有重要推动作用[9-10]。商贸流通与区域经济是相互促进、共荣共生的关系。繁荣的区域经济为商贸流通的发展提供稳定的发展环境、充足的发展资金以及效率效益保障，而商贸流通业也可促进区域生产、消费、资源合理配置并加强区域间产业联系，两者相互关系如图1 所示。

3 实证分析

商贸流通业是复合型产业，其行业的发展指标可以通过社会消费品零售总额来表示。本文以社会消费品零售总额增长率作为商贸流通的研究变量，以区域生产总值和城镇居民消费水平增长率作为区域经济的研究变量。在Stata 和Eviews 中利用PVAR 模型对全国、东部、中部和西部1993～2017 年数据进行分析，增长率计算公式以GDP增长率为例：当年GDP增长率= （当年GDP-上年GDP）/上年GDP。

（1） 单位根检验

本文选取LLC、ADF 和PP 检验标准对数据进行同方根和异方根检验。通过最后的检验结果（如表1 所示） 可知三个变量在1%的显著性水平下拒绝原假设，故原序列是平稳的。

图1 商贸流通与区域经济相互关系图

表1 单位根检验统计结果

（2） 确定最优滞后阶数

后期的脉冲响应和方差分解对变量的滞后期十分敏感[11]。本文通过AIC、BIC 和HQIC 准则进行最佳滞后期的选择，考虑到实际产出的滞后期是1～3 阶，所以此处选择最大滞后3 阶。由结果（如表2 所示） 可知全国和西部地区最佳滞后期为3 阶，东部和西部最佳滞后期为1 阶。

表2 最佳滞后期统计结果

（3） 模型稳定性检验

PVAR 模型还需要满足系统稳定的前提。由图2 可见变量的三个根都包含在单位圆内，所以PVAR 模型的系统是稳定的，可以进行脉冲响应和方差分解。

（4） 格兰杰因果检验

图2 系统稳定性检验结果

格兰杰因果检验方法主要用于判断两个变量在经济意义上的关系，它是对是否存在因果关系的一种预测，只有存在因果关系时才满足PVAR 模型的要求。由格兰杰因果检验的结果（如表3 所示） 分析可知，四个样本中GDP 增长率与社会消费品零售总额增长率均存在单向因果关系；除西部地区外，其它地区社会消费品零售总额增长率与城镇居民消费水平增长率之间存在双向因果关系；西部地区在1%的显著性水平下城镇居民消费水平增长率与商贸流通增长率存在单向因果关系。

表3 格兰杰因果检验结果

（5） 脉冲响应分析

增长率的脉冲响应图（如图3 所示） 反映当一个变量受到冲击时另外两个变量对其冲击反应的大小和变化趋势。

当GDP 增长率受到一个标准差的冲击后，东部和中部地区商贸流通增长率很快出现正向效应，在第一期达到最大值后便逐渐减弱，直至趋向于零。全国和西部地区商贸流通增长率在第一期达到最大值后在第二第三期降到最小，随后平稳波动。四个地区的商贸流通增长率波动始终呈现正向效应。

当城镇居民消费水平增长率受到冲击后，东部和中部商贸流通增长率的变化趋势大致相同，都是在第一期达到峰值，并且在到第二期期间急剧下降，随后缓慢减弱直至趋向于零。全国范围内商贸流通增长率的反应在第一期达到最大，后呈现波浪式下降，在第四期变为零，随后又逐渐上升趋近于零。西部地区消费的增长对商贸流通的影响在第一期达到最大，随后便缓慢下降，直至趋向于零。全国和西部地区商贸流通增长率反应出现短暂的负向效应，全国商贸流通增长率的波动幅度较大，西部地区较为平缓。

当商贸流通增长率受到冲击时，各区域的区域GDP 增长率和城镇居民消费水平增长率两者之间的反应趋势大致相同。全国、东部和中部对商贸流通增长率冲击的反应都是正向反应，当期反应最大随后逐渐下降趋向于零。西部地区商贸流通增长率受到冲击后GDP 增长率较全国和东中部地区下降速度缓慢一些，但始终都是呈现正向效应。

当各变量自身受到冲击时，各样本商贸流通增长率和区域GDP 增长率当期反应最大，第一期急剧下降，随后缓慢趋向于零。消费增长率对自身的反应当期最大，第一期急剧下降，随后变为0，且除东部地区外所有样本均出现负向效应。

图3 全样本脉冲响应图

（6） 方差分解

方差分解反映各变量对冲击的贡献度，本文选取分析期数为1～10，分析结果（如图4 所示） 显示第十期时商贸流通、区域经济与居民消费增长率的动态关系已达到均衡状态，因此主要分析第十期方差分解结果。

图4 方差分解结果

当商贸流通受到冲击时，各样本中商贸流通对其自身解释力最强的是西部地区为86.2%，最小的是中部地区为79.0%。中部地区GDP 增长率对商贸流通增长率的解释力最强为20.3%，最弱的是西部地区为13.6%。各样本消费增长率对商贸流通增长率解释力普遍偏低，中部为0.6%，全样本为0.3%，东西部为0.2%。

当区域生产总值受到冲击时，其对自身的解释力最大为西部83.3%，最小为东部79.1%。商贸流通增长率对其贡献都在16.5%以上，最大为东部20.8%。消费增长率对其解释力普遍偏低，都为0.1%。

当城镇居民消费水平受到冲击后，东部地区受到自身影响最大为89.3%，中部最小为77.8%。中部地区商贸流通增长率对消费增长率解释度最大为7.5%，西部最小为2.4%。区域生产总值对其贡献度中部最大为14.7%，全国水平为10.8%，东部最小为5.7%。

脉冲响应和方差分解结果表明中部和西部商贸流通对与区域经济的相互冲击回应更强，东部发达地区反而最弱。由于中西部地区商贸流通尚不发达，在资源集聚的情况下商贸流通对于经济的刺激作用比较显著。而东部发达地区商贸流通已过了高速发展的阶段，现处于平稳增长阶段，故对经济的刺激作用相对较弱。在对经济的贡献率上由于东部地区商贸 流通发展基础好，对经济增长的贡献率较高，而中西部地区则相对较小。各变量的冲击值是在当期或者第一期达到最大，表明商贸流通与区域经济的相互作用在短期内效果更加显著。

4 结 论

本文运用PVAR 模型完成了全国和东中西三个区域商贸流通及区域经济的关系分析，结果发现中部和西部虽然商贸流通发展基础较薄弱，但发展潜力较强，东部地区虽然商贸发展水平高，但已过了高速增长的时期，现处于平稳增长阶段。从研究结果中可以看出商贸流通与区域经济的协同共生发展应进行分类指导，对于中西部地区首先要提升共生单元的基础发展实力，发挥区域特色，集聚优秀资源，加强跨界融合和一体化等共生模式的应用。同时政府也要出台相应政策的支持，为协同发展提供稳定的共生发展环境。对于东部地区要对共生单元和共生环境进行优化，并促进共生发展模式的创新。本文对于商贸流通与区域经济相互关系研究指标仅选取了宏观变量，缺乏对于复杂要素的具体研究，仅为商贸流通与区域经济协同发展研究提供参考。