■ 李楊超 博士生（首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 北京 100070）

引言

作為服務(wù)業(yè)重要組成部門的流通業(yè)在我國(guó)生產(chǎn)和消費(fèi)中一直發(fā)揮著橋梁和紐帶作用，特別是改革開(kāi)放以后，我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入飛速發(fā)展期，1978-2012年GDP年均增長(zhǎng)率達(dá)到9.8%，社會(huì)物質(zhì)財(cái)富急劇增長(zhǎng)，商品供求狀況由賣方市場(chǎng)轉(zhuǎn)變成買方市場(chǎng)，流通業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的作用日益顯現(xiàn)。然而目前我國(guó)流通業(yè)發(fā)展還存在很多問(wèn)題，最突出的問(wèn)題是商品流通效率較低，技術(shù)效率不高，因此如何提高商品流通效率是我國(guó)流通業(yè)今后發(fā)展的重要課題。而衡量商品流通運(yùn)行質(zhì)量的一個(gè)最重要的指標(biāo)是商品的流通效率，即利用有限的資源投入獲得最大的商品流通產(chǎn)出，以滿足企業(yè)和個(gè)人的生產(chǎn)，生活需求，增進(jìn)社會(huì)福利。

目前關(guān)于商品流通效率的研究，洪濤（2012）從流通者，生產(chǎn)者，消費(fèi)者，社會(huì)公共角度探討流通效率評(píng)價(jià)體系，并從理論上和實(shí)踐上論述了流通效率問(wèn)題。李駿陽(yáng)（2009）建立了周轉(zhuǎn)率、規(guī)模性、效益性三大類流通效率測(cè)度指標(biāo)體系，運(yùn)用因子分析法對(duì)我國(guó)商品流通效率進(jìn)行了實(shí)證分析。歐陽(yáng)小迅（2011）通過(guò)構(gòu)建非參數(shù)生產(chǎn)前沿面函數(shù)，對(duì)我國(guó)各地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品流通效率進(jìn)行測(cè)算，分析了影響農(nóng)產(chǎn)品流通效率的影響因素。

綜合上述研究可以發(fā)現(xiàn)，商品流通效率的研究多數(shù)是建立評(píng)價(jià)體系指標(biāo)，從生產(chǎn)率角度研究商品流通效率文獻(xiàn)還很少。運(yùn)用非參數(shù)生產(chǎn)前沿面函數(shù)能夠客觀定量分析商品流通效率，但是沒(méi)有考慮隨機(jī)因素對(duì)于產(chǎn)出的影響，并且不能提供參數(shù)統(tǒng)計(jì)性質(zhì)描述和檢驗(yàn)值，可信度較弱。采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法的隨機(jī)前沿模型有較強(qiáng)的政策傾向，可以用來(lái)評(píng)價(jià)政策實(shí)施效果。

本文采用隨機(jī)前沿模型實(shí)證分析我國(guó)東、中、西部三個(gè)地區(qū)商品流通效率的區(qū)域性差異，比較不同地區(qū)技術(shù)效率對(duì)商品流通效率影響程度和差別，進(jìn)一步分析其中內(nèi)在原因，這有利于今后提高我國(guó)商品流通效率。

研究方法與模型框架

新古典生產(chǎn)理論通常不考慮企業(yè)的無(wú)效性長(zhǎng)期存在，因?yàn)槿绻粋€(gè)企業(yè)不有效運(yùn)行的話，最終將會(huì)被淘汰出市場(chǎng)，所以長(zhǎng)期來(lái)看，市場(chǎng)中的企業(yè)都是有效率的，然而這個(gè)結(jié)論只適用于理想的完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)?，F(xiàn)實(shí)中，市場(chǎng)不可能做到這一點(diǎn)，企業(yè)的無(wú)效性是長(zhǎng)期存在的。Aigner，Lovell，and Schmidt（1977）以及Meeusen and van den Broeck（1977）提出了隨機(jī)前沿模型（Stochastic Frontier Analysis，SFA），基本思想是在一般的生產(chǎn)函數(shù)隨機(jī)變量中引入一個(gè)非正的變量，用這個(gè)變量來(lái)描述無(wú)效性的大小。SFA模型要解決的問(wèn)題是度量N個(gè)決策單元T期的技術(shù)效率。每個(gè)決策單元都有M種投入和一種產(chǎn)出。SFA模型能夠運(yùn)用省級(jí)各年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，模型的具體表達(dá)式為：

表1 2001-2012年我國(guó)東中西部地區(qū)各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2 生產(chǎn)函數(shù)及技術(shù)變化形式的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

其中σv2、σu2、β、η、γ為待估計(jì)參數(shù)，上述模型中，yit為第i個(gè)決策單元第t期的實(shí)際產(chǎn)出，f（xit，β）為某產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)，vit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，表示隨機(jī)因素對(duì)于產(chǎn)出的影響，假設(shè)vit服從N（0，σv2）正態(tài)分布，uit為技術(shù)無(wú)效率項(xiàng)，它由δ（t）和ui兩部分構(gòu)成，假設(shè)uit服從N（mit，σu2）截?cái)嗾龖B(tài)分布，mit被定義為：

式6中zit為各種流通基礎(chǔ)設(shè)施，市場(chǎng)化程度，人力資本技術(shù)無(wú)效項(xiàng)影響因素，p表示技術(shù)無(wú)效項(xiàng)的個(gè)數(shù)，ψ為待估計(jì)的參數(shù)。

vit與uit相互獨(dú)立。δ（t）表示技術(shù)效率隨時(shí)間的變化。通過(guò)估計(jì)出η 符號(hào)就能夠判斷決策單元技術(shù)效率的變化趨勢(shì)。η＞0，δ（t）為時(shí)間t的減函數(shù)，表明隨著時(shí)間增加，技術(shù)效率遞增。εit=vit-uit為合成誤差項(xiàng)，由于εit的期望值小于零，所以不能采用OLS法估計(jì)各參數(shù)值，而是求出εit的概率密度函數(shù)后，用極大似然估計(jì)方法求出參數(shù)值。通過(guò)γ 的取值大小可以判定是否適合用SFA模型，γ介于0到1之間。當(dāng)γ趨近于0時(shí)，表明隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)vit對(duì)εit起支配作用，技術(shù)無(wú)效率項(xiàng)uit幾乎不起作用。此時(shí)用最小二乘法就可以分析。當(dāng)γ趨近于1時(shí)，技術(shù)無(wú)效率項(xiàng)uit對(duì)εit起支配作用，此時(shí)也沒(méi)有必要用隨機(jī)前沿模型。所以對(duì)γ是否為0進(jìn)行極大似然比檢驗(yàn)是必要的，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量服從混合卡方分布。

隨機(jī)前沿模型生產(chǎn)函數(shù)f（xit，β）通常采用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，兩邊取對(duì)數(shù)就變成：

其中β0，βK，βL為待估計(jì)參數(shù)。

Battese，Coelli（1995）提出了具有轉(zhuǎn)移對(duì)數(shù)形式，可采用時(shí)間變化和截面數(shù)據(jù)的隨機(jī)前沿模型，其表達(dá)式為：

雖然轉(zhuǎn)移對(duì)數(shù)形式的生產(chǎn)函數(shù)為Cobb-Douglas函數(shù)的特殊形式，且考慮了資本和勞動(dòng)力交叉作用，但是這并不意味著選擇轉(zhuǎn)移對(duì)數(shù)形式最優(yōu)。應(yīng)該進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)決定采用具體那種生產(chǎn)函數(shù)形式。檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量表達(dá)式為：

其中L（H0）和L（H1）為零假設(shè)H0和備擇假設(shè)H1條件下對(duì)數(shù)似然函數(shù)值，通常認(rèn)為檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量LR近似服從混合χ2分布，自由度為待檢驗(yàn)參數(shù)個(gè)數(shù)。如果LR統(tǒng)計(jì)量超過(guò)單邊廣義似然比檢驗(yàn)臨界值，則拒絕零假設(shè)，否則接受零假設(shè)。Kodde 和Palm（1986）的研究給出了各自由度對(duì)應(yīng)的單邊廣義似然比檢驗(yàn)臨界值。

選擇隨機(jī)前沿模型優(yōu)點(diǎn)是顯而易見(jiàn)的，首先，選擇隨機(jī)前沿模型而非確定前沿模型能夠避免將各地區(qū)的商品流通效率的外生隨機(jī)誤差帶入到技術(shù)無(wú)效函數(shù)中，從而所測(cè)定的技術(shù)效率更接近真實(shí)值。

數(shù)據(jù)選取及說(shuō)明

本文選擇2001-2012年30個(gè)省份的數(shù)據(jù)作為面板數(shù)據(jù)，沒(méi)有將西藏選作樣本數(shù)據(jù)是因?yàn)榇嬖谝恍?shù)據(jù)缺失。本文將規(guī)模以上批發(fā)企業(yè)和零售企業(yè)商品銷售總額作為各地區(qū)商品流通產(chǎn)出總量，將規(guī)模以上批發(fā)企業(yè)和零售企業(yè)年末固定資本存量和從業(yè)人數(shù)作為資源投入要素。其中其余年份的商品銷售額和固定資本存量均已按照2001年不變價(jià)格進(jìn)行了調(diào)整，數(shù)據(jù)分別來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2002-2013），中國(guó)商品交易市場(chǎng)統(tǒng)計(jì)年鑒（2002-2013）。

等式（6）中技術(shù)無(wú)效函數(shù)變量z的選取，即影響商品流通效率的特別的因素，包括以下變量：

物流基礎(chǔ)設(shè)施：各地區(qū)人均鐵路，公路，水路總長(zhǎng)度。鐵路、公路、水路作為最基本的流通設(shè)施，其數(shù)量的多少會(huì)影響商品流通效率。

流通基礎(chǔ)設(shè)施：各地區(qū)人均商品零售市場(chǎng)和批發(fā)市場(chǎng)的攤位數(shù)。商品零售市場(chǎng)和批發(fā)市場(chǎng)能夠滿足消費(fèi)者日常生活需求以及為企業(yè)的生產(chǎn)提供必備的原材料。

流通通信設(shè)施：各地區(qū)人均電話和移動(dòng)電話個(gè)數(shù)，商品流通離不開(kāi)通信設(shè)施。

流通信息化設(shè)施：各地區(qū)人均互聯(lián)網(wǎng)覆蓋率。電子商務(wù)快速發(fā)展已經(jīng)表明了網(wǎng)絡(luò)對(duì)于商品流通的促進(jìn)作用。

人力資本：各地區(qū)就業(yè)人員的平均受教育年限。流通業(yè)作為我國(guó)服務(wù)業(yè)的重要分部門，人力資本因素也會(huì)影響到商品流通效率，人力資本的具體的計(jì)算方法以2001-2012年各省就業(yè)人員受教育程度所占的百分比為權(quán)重乘以受教育年限進(jìn)行加權(quán)平均。受教育年限規(guī)定為：不識(shí)字為0年，小學(xué)為6年，初中為9年，中?；蚋咧袨?2年，大專以上為16年。

市場(chǎng)化程度。流通業(yè)作為直接面對(duì)消費(fèi)者的產(chǎn)業(yè)，它的持續(xù)增長(zhǎng)與人口密度息息相關(guān)。市場(chǎng)化程度較高的地區(qū)能夠通過(guò)吸引國(guó)內(nèi)資本，外資和人才聚集，從而增加該地區(qū)人口密度來(lái)間接促進(jìn)流通業(yè)的發(fā)展，而且較高的市場(chǎng)化程度也有利于流通企業(yè)在該地區(qū)聚集，從而促進(jìn)競(jìng)爭(zhēng)，迫使該地區(qū)相對(duì)落后的國(guó)有流通企業(yè)進(jìn)行改制，整體上提高了該地區(qū)流通企業(yè)技術(shù)效率，所以不同地區(qū)市場(chǎng)化程度高低會(huì)影響商品流通效率。本文的研究采用非國(guó)有經(jīng)濟(jì)從業(yè)人數(shù)占總從業(yè)人數(shù)的比重作為市場(chǎng)化程度的指標(biāo)。

本文各變量的描述性統(tǒng)計(jì)值如表1所示。

實(shí)證分析結(jié)果

（一）生產(chǎn)函數(shù)及技術(shù)變化形式的選擇

本文使用極大似然比檢驗(yàn)對(duì)我國(guó)東、中、西部地區(qū)的商品流通生產(chǎn)函數(shù)及技術(shù)變化形式進(jìn)行選擇。計(jì)算LR統(tǒng)計(jì)量得到的檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。通過(guò)表2可以看出東部地區(qū)應(yīng)該采用等式（8）形式的完整轉(zhuǎn)移對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)，中部和西部地區(qū)應(yīng)該采用中性技術(shù)變化（βtK＝βtL＝0）形式的轉(zhuǎn)移對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)。

（二）隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的估計(jì)結(jié)果

利用Fontier4.1軟件對(duì)我國(guó)東、中、西部地區(qū)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)和技術(shù)無(wú)效函數(shù)進(jìn)行極大似然估計(jì)，在此所用的生產(chǎn)函數(shù)形式是前面檢驗(yàn)所選擇的，估計(jì)結(jié)果如表3所示。東部地區(qū)模型中的γ值為0.62687，并通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明技術(shù)無(wú)效項(xiàng)對(duì)于合成誤差貢獻(xiàn)率達(dá)到62.687%；中部地區(qū)模型中的γ值為0.17928，通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，技術(shù)無(wú)效項(xiàng)對(duì)于合成誤差貢獻(xiàn)率達(dá)到17.928%，這意味著東部比中部地區(qū)技術(shù)無(wú)效項(xiàng)在分析商品流通效率中起的作用更大。然而，西部地區(qū)運(yùn)用隨機(jī)前沿模型得到的γ值僅為0.01871，說(shuō)明運(yùn)用技術(shù)無(wú)效分析不顯著。

在前沿生產(chǎn)函數(shù)中，東部和中部地區(qū)勞動(dòng)力系數(shù)為正，說(shuō)明2001-2012年?yáng)|部和中部地區(qū)，流通業(yè)的發(fā)展主要依靠勞動(dòng)力投入。而西部地區(qū)資本系數(shù)為正，表明在這段時(shí)間內(nèi)西部地區(qū)流通業(yè)發(fā)展主要靠資本投入。東部地區(qū)資本和勞動(dòng)力交叉項(xiàng)系數(shù)為正，說(shuō)明通過(guò)技術(shù)進(jìn)步能夠促進(jìn)資本和勞動(dòng)力資源的合理配置，進(jìn)而增加產(chǎn)出。要促進(jìn)東部地區(qū)商品流通效率的提高，需要從依靠勞動(dòng)力大量的投入轉(zhuǎn)為通過(guò)技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)生產(chǎn)要素合理利用的路徑上來(lái)。東部地區(qū)時(shí)間和資本的交叉項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，時(shí)間和勞動(dòng)力的交叉項(xiàng)系數(shù)基本趨近于0，這也進(jìn)一步說(shuō)明了東部地區(qū)商品流通效率的提升依賴于技術(shù)進(jìn)步改善資源配置。中部地區(qū)資本和勞動(dòng)力交叉項(xiàng)系數(shù)不顯著，說(shuō)明中部地區(qū)流通效率的提升在一段時(shí)期內(nèi)主要依賴于勞動(dòng)力投入的增加和適量的資本投入，技術(shù)進(jìn)步合理配置資源對(duì)于流通效率的提升不起作用。西部地區(qū)資本和勞動(dòng)力交叉項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明技術(shù)進(jìn)步改善資源配置無(wú)法提升商品流通效率。即在一段時(shí)期內(nèi)提高西部地區(qū)商品流通效率主要靠增加資本投入。

表3 2001-2012年我國(guó)東中西部地區(qū)商品流通前沿函數(shù)與技術(shù)無(wú)效函數(shù)估計(jì)結(jié)果

從時(shí)間系數(shù)可以看出，我國(guó)東、中、西部三個(gè)地區(qū)商品流通效率增長(zhǎng)速率顯著，都超過(guò)了20%的年均增長(zhǎng)率。東部地區(qū)商品流通速率分別高于中西部地區(qū)4.27%、4.53%。三個(gè)地區(qū)商品流通效率提升可能源于信息技術(shù)在流通領(lǐng)域的廣泛應(yīng)用提高了商品流通效率。

技術(shù)無(wú)效函數(shù)中，東部地區(qū)流通基礎(chǔ)設(shè)施、流通通信設(shè)施、流通信息化設(shè)施項(xiàng)的系數(shù)都為負(fù)，說(shuō)明這三類流通設(shè)施對(duì)商品流通效率起到了正向作用。但是，流通基礎(chǔ)設(shè)施項(xiàng)系數(shù)基本趨近于0，這說(shuō)明了這段時(shí)間內(nèi)東部地區(qū)零售和批發(fā)市場(chǎng)數(shù)量對(duì)改善商品流通效率作用甚微。中部地區(qū)流通基礎(chǔ)設(shè)施統(tǒng)計(jì)上不顯著，說(shuō)明中部地區(qū)商品交易市場(chǎng)對(duì)商品流通效率提高作用較小，而流通通信設(shè)施和流通信息化設(shè)施在中部提升商品流通效率程度更高。西部地區(qū)流通信息化設(shè)施對(duì)商品流通效率提升起主要作用。中西部物流基礎(chǔ)設(shè)施系數(shù)都趨近于0，這也從側(cè)面說(shuō)明了我國(guó)物流基礎(chǔ)設(shè)施數(shù)量缺乏。

另外勞動(dòng)力素質(zhì)和市場(chǎng)化程度項(xiàng)系數(shù)，東部地區(qū)這兩項(xiàng)系數(shù)符號(hào)為負(fù)，表明較高的勞動(dòng)力素質(zhì)和市場(chǎng)化程度帶動(dòng)了商品流通效率提升。中西部這兩個(gè)項(xiàng)系數(shù)為正，說(shuō)明中西部勞動(dòng)力素質(zhì)和市場(chǎng)化程度越高越不利于商品流通效率提高。這可能是因?yàn)闁|部商品流通技術(shù)進(jìn)步程度高于中西部，由于信息技術(shù)廣泛應(yīng)用提升了商品流通效率，流通業(yè)由勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)逐漸向資本、技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變。所以東部流通業(yè)對(duì)高素質(zhì)人力資本有較高需求，而中西部由于地理位置，政府政策方面的原因，流通領(lǐng)域的市場(chǎng)化改革一直落后于東部地區(qū)，流通業(yè)發(fā)展還處于依靠低成本勞動(dòng)力投入階段，對(duì)高素質(zhì)勞動(dòng)力需求很小。這突出表現(xiàn)在中西部地區(qū)流通企業(yè)聚集度很低，外資和高素質(zhì)人才很少流入。流通業(yè)發(fā)展主要依靠政府的政策性投入，所以國(guó)有企業(yè)占比重較高。從表3可以看出，以非國(guó)有企業(yè)員工數(shù)占總就業(yè)人數(shù)比重的市場(chǎng)化程度指標(biāo)，中西部均值落后于東部地區(qū)。中西部國(guó)有企業(yè)在政府預(yù)算軟約束條件下，商品流通主要依靠資本投入和勞動(dòng)力數(shù)量的擴(kuò)張實(shí)現(xiàn)增長(zhǎng)，通過(guò)優(yōu)化資本和勞動(dòng)力配置卻不利于商品流通效率提高，這可以從中、西部地區(qū)負(fù)的勞動(dòng)力和資本交互項(xiàng)系數(shù)看出。所以較高素質(zhì)的人力資本在該地區(qū)對(duì)于商品流通效率提高作用微小。另外，中西部地區(qū)流通企業(yè)聚集程度較低，企業(yè)間也就缺乏競(jìng)爭(zhēng)，不利于企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力提高。企業(yè)聚集度較低妨礙了學(xué)習(xí)效應(yīng)的形成，不利于先進(jìn)流通技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)在企業(yè)間擴(kuò)散，流通業(yè)態(tài)創(chuàng)新難，企業(yè)運(yùn)行始終處于低效率狀態(tài)下。由于吸引外資和高素質(zhì)人才較難，所以先進(jìn)的流通技術(shù)無(wú)法得到應(yīng)用。中西部地區(qū)國(guó)有企業(yè)占比重高，國(guó)有企業(yè)本身流動(dòng)性較差，所以政府在改善流通基礎(chǔ)設(shè)施方面表現(xiàn)也就不夠，從表3可以看出，除了物流基礎(chǔ)設(shè)施水平以外，其他三個(gè)流通指標(biāo)，中西部地區(qū)遠(yuǎn)低于東部地區(qū)，這也就降低了外來(lái)企業(yè)進(jìn)入的積極性。另外，中西部地區(qū)在流通企業(yè)間合同保護(hù)，流通業(yè)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)和產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策，市場(chǎng)化運(yùn)行規(guī)范，政府行政公開(kāi)，經(jīng)濟(jì)單位間誠(chéng)信，行業(yè)協(xié)會(huì)作用等方面都遠(yuǎn)落后于東部地區(qū)。中西部地區(qū)較低的市場(chǎng)化程度不利于商品流通效率提高。

在技術(shù)無(wú)效函數(shù)中，三個(gè)地區(qū)時(shí)間趨勢(shì)系數(shù)均為正。但是中西部地區(qū)不顯著，說(shuō)明這段時(shí)間內(nèi)東部商品流通技術(shù)效率呈下降的趨勢(shì)。這可能與東部市場(chǎng)規(guī)模較大，流通企業(yè)數(shù)目增長(zhǎng)較快，市場(chǎng)集中度降低，企業(yè)間競(jìng)爭(zhēng)加劇同時(shí)，可能存在的無(wú)序競(jìng)爭(zhēng)降低了商品流通的技術(shù)效率。如表3所示。

（三）技術(shù)效率估計(jì)結(jié)果

根據(jù)隨機(jī)前沿模型得到的各省歷年的商品流通技術(shù)效率數(shù)值，就全國(guó)總體而言，商品流通效率偏低，2001-2012年平均值為0.5264，說(shuō)明流通業(yè)現(xiàn)有生產(chǎn)要素還未得到最優(yōu)配置，技術(shù)效率還有很大的提升空間。2008年以前，商品流通效率呈現(xiàn)逐年下降趨勢(shì)，2001年為0.578，2008年下降到0.497，2008年以后商品流通效率上升，2010年上升到0.549，2011年以后流通效率又開(kāi)始下降。2012年下降到0.508。從區(qū)域來(lái)看，東部地區(qū)商品流通效率顯著高于中西部地區(qū)，2001-2012年，東部地區(qū)商品流通效率均值為0.7446，而中西部分別為0.3825，0.4129，東部地區(qū)穩(wěn)居全國(guó)之首，并呈現(xiàn)歷年增長(zhǎng)趨勢(shì)，從2001年的0.712上升到2012年的0.770。年均增長(zhǎng)0.68%，而中西部地區(qū)歷年遞減，2001年中西部地區(qū)分別為0.480，0.516，2012年下降到0.329，0.377。年均分別降低2.62%，2.24%。三大地區(qū)商品流通效率的差距逐漸擴(kuò)大。

結(jié)論及建議

本文實(shí)證分析了我國(guó)不同區(qū)域商品流通效率失衡的狀況。通過(guò)隨機(jī)前沿模型，使用2001-2012年30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)對(duì)東、中、西部地區(qū)前沿生產(chǎn)函數(shù)和技術(shù)無(wú)效函數(shù)中包含的影響因素進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明，三個(gè)地區(qū)商品流通效率存在顯著差異源于技術(shù)效率的不同。通過(guò)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，三個(gè)地區(qū)物流基礎(chǔ)設(shè)施、流通基礎(chǔ)設(shè)施、流通通信設(shè)施以及流通信息化設(shè)施不同程度影響商品流通技術(shù)效率。并且人力資本和市場(chǎng)化程度的差別也是導(dǎo)致商品流通效率區(qū)域性失衡的重要因素。

鑒于商品流通技術(shù)效率不同是造成商品流通效率區(qū)域性差異的主要因素，所以為了縮小這種差異，統(tǒng)籌流通業(yè)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，中、西部地區(qū)應(yīng)加強(qiáng)和完善物流基礎(chǔ)設(shè)施、流通基礎(chǔ)設(shè)施、流通通信基礎(chǔ)設(shè)施和流通信息化設(shè)施建設(shè)。全面推進(jìn)市場(chǎng)化改革，完善制度設(shè)施，吸引國(guó)內(nèi)外資本和高素質(zhì)勞動(dòng)力進(jìn)入流通業(yè)，激勵(lì)流通企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，不斷縮小與東部地區(qū)技術(shù)效率差異，提高商品流通效率。

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