■ 汪 艷（廣州南洋理工職業(yè)學院 廣州 510900）

文章探討了我國商貿(mào)流通組織規(guī)模對區(qū)域市場分割的影響，發(fā)現(xiàn)商貿(mào)流通組織規(guī)模的擴張加劇了區(qū)域市場分割。通過對商貿(mào)流通組織規(guī)模擴張加速區(qū)域市場分割的機制討論，認為這種阻礙作用的重要根源在于批發(fā)環(huán)節(jié)，而零售企業(yè)規(guī)模的擴張則有利于降低區(qū)域市場分割。

商貿(mào)流通組織 區(qū)域市場分割批發(fā) 零售

隨著我國市場經(jīng)濟不斷推進，商業(yè)氛圍的濃厚，以專業(yè)市場、綜合市場為代表的商品交易市場不斷發(fā)展和提升。截至2012年底，國內(nèi)商品交易市場總量達到5194個，億元以上商品交易市場的總成交額達到9.3萬億元，是2005年成交額的3倍多。與此同時，我國產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟體的分工和專業(yè)化程度不斷加深，在這過程中，又難免因地方保護主義或其他因素影響而出現(xiàn)區(qū)域間市場分割。目前，國內(nèi)大部分學者認為產(chǎn)生這種分割情況的罪魁禍首在于政府保護行為（張超、王春楊，2013；旭日，2014等）。但是，市場作為“看不見的手”，是否也存在一定的內(nèi)部作用機制來加速市場分割呢？國內(nèi)相關文獻非常罕見。

變量選取與模型設計

（一）變量選取及模型構建

被解釋變量：市場分割程度。借鑒Parsley & Wei（2001）等人的研究方法，本文采用“相對價格法”對我國區(qū)域市場分割程度進行定量測算。基于后面相關指標數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取我國30個省市自治區(qū)為樣本，其中西藏自治區(qū)由于數(shù)據(jù)缺失，故沒有計入樣本范圍。首先，根據(jù)對應時期30個省市自治區(qū)的各類商品價格指數(shù)，計算66對相鄰地區(qū)（假設海南與廣西、廣東相鄰）之間的對數(shù)差分

形式的價格差異：

其中，i、j表示兩個地區(qū)；k表示商品種類，根據(jù)搜集數(shù)據(jù)結果，這里商品共有31種；t表示時期（年份）；P表示商品價格。式（1）顯然可以變換為：

于是，可以通過相應地區(qū)對應商品的環(huán)比價格指數(shù)進行測算。

在得到對數(shù)差分形式的價格差異之后，減去t時期第k類商品在各地區(qū)之間價格差異的均值并計算以下數(shù)值：

然后，計算兩個地區(qū)之間在t時期的不同商品價格變異的方差值：

于是，第i個地區(qū)在t時期的市場分割程度指數(shù)可表示為該地區(qū)與所有與之相鄰地區(qū)Var（△qijt）的算術平均值，即：

解釋變量。商貿(mào)流通組織規(guī)模：該變量作為本文的核心解釋變量，用商貿(mào)流通企業(yè)的經(jīng)營規(guī)模來衡量，具體采用流通企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模表示，記為Asset。流通企業(yè)在經(jīng)營過程中往往會通過設立門店、網(wǎng)點及配套倉儲基地，增強自身規(guī)模水平。

控制變量組：為了使本文的實證分析更為可靠，在模型中還有必要加入一些影響區(qū)域市場分割的變量。基于前人的研究經(jīng)驗，這里引入三個變量：地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，衡量區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展對市場分割的影響，用地區(qū)人均GDP表示，記為PGDP；政府參與程度，衡量政府行為對市場分割的影響，用地區(qū)財政支出占地區(qū)GDP比重表示，記為Fina；對外開放程度，衡量對外開放對市場分割的影響，用地區(qū)進出口總額占地區(qū)GDP比重表示，記為Open。

根據(jù)上述變量選擇，構造計量模型如下：

（二）數(shù)據(jù)來源說明

本文采用我國30個省市自治區(qū)為樣本，時間跨度為2003-2012年。以上變量的數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、各地區(qū)統(tǒng)計年鑒以及國研網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。為了剔除某些指標的價格因素，按照相應的價格指數(shù)，對流通企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模、地區(qū)人均GDP這兩個指標進行消脹處理。

商貿(mào)流通組織規(guī)模擴張對區(qū)域市場分割的影響分析

在沒有進行實際研究之前，往往做出這樣的直觀判斷：商貿(mào)流通組織的規(guī)模越龐大，那么其經(jīng)營覆蓋面就越廣，因此對區(qū)域間的市場整合具有積極的推動作用。那么，這種直觀判斷在我國是否成立呢？下面將通過實證分析，對這種觀點進行檢驗。

以式（6）為框架，同時考慮到商貿(mào)流通組織規(guī)模對區(qū)域市場分割可能產(chǎn)生滯后效應，以及兩者的關系存在非線性特征，因此引入商貿(mào)流通組織規(guī)模的一階滯后項和平方項。通過回歸，得到結果如表1所示。

表1 回歸結果一

由于面板數(shù)據(jù)模型的形式有固定效應、隨機效應和無效應三種，因此首先要確定面板數(shù)據(jù)模型的回歸形式。由表1可知，所有面板數(shù)據(jù)模型的Hausman檢驗均拒絕了隨機效應的形式，LR值檢驗結果又拒絕了無效應的形式，因而最終均選擇固定效應的形式。

（一）商貿(mào)流通組織規(guī)模擴張對區(qū)域市場分割的影響

由第I列回歸結果可知，商貿(mào)流通組織規(guī)模的系數(shù)為0.0716，且在5%的水平下顯著，這說明我國商貿(mào)流通組織規(guī)模的擴張不僅不能有效整合區(qū)域間的市場，反而可能加速區(qū)域市場的分割。觀察第II列結果，商貿(mào)流通組織規(guī)模一階滯后項的系數(shù)為-0.0085，且并沒有通過顯著性檢驗，表明商貿(mào)流通組織規(guī)模的擴張在未來雖然可能促進區(qū)域市場分割有所緩解，但這種促進程度微不足道。由此可見，整體上我國商貿(mào)流通組織規(guī)模的擴張不但沒有降低區(qū)域市場分割程度，反而促使區(qū)域市場分割程度上升，這與前面的直觀判斷截然相反。我國商貿(mào)流通組織規(guī)模的擴張，一般意味著商品交易量不斷增加，交易范圍不斷擴大，但是這一過程的實現(xiàn)應以更多消費者以及下游企業(yè)的消費為前提。

再觀察第I列商貿(mào)流通組織規(guī)模的平方項，其系數(shù)為0.0084，且在5%的水平下顯著，說明商貿(mào)流通組織規(guī)模擴張對區(qū)域市場分割的影響可能存在“U型”關系?？梢?，商貿(mào)流通組織規(guī)模擴張到一定程度后，商貿(mào)流通組織的跨區(qū)域市場進入行為變得不像以前那么活躍，而可能更多地為本區(qū)域商貿(mào)流通發(fā)展服務。為什么會產(chǎn)生這種現(xiàn)象呢？如果單就政府行為而言，一個區(qū)域內(nèi)商貿(mào)流通企業(yè)越是發(fā)達，則政府采取地方保護行為的動機應當越小。商貿(mào)流通組織內(nèi)部是否存在新的壁壘而導致一定區(qū)域內(nèi)企業(yè)立足地方服務呢？還有必要做深入探討。

表2 回歸結果二

（二）控制變量組對區(qū)域市場分割的影響

由表1可知，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的系數(shù)為0.0009，且并沒有通過顯著性檢驗，表明區(qū)域經(jīng)濟增長與區(qū)域市場分割之間的關系并不密切，其原因可能是其他變量對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平也產(chǎn)生一定影響，從而對區(qū)域市場分割起到一定的中間效應。政府參與程度的系數(shù)為0.0078，且在5%的水平下顯著，這說明我國區(qū)域政府行為對市場分割產(chǎn)生顯著的助推作用。顯然，政府出于自身區(qū)域發(fā)展考慮，往往會實施一系列的區(qū)域保護措施，這無疑對區(qū)域間市場整合帶來一定的制約作用。對外開放程度的系數(shù)為0.0047，且在5%的水平下顯著，說明我國當前的對外開放措施并不能有效緩解區(qū)域市場分割，反而促成了區(qū)域市場分割加劇。

商貿(mào)流通組織規(guī)模擴張加速區(qū)域市場分割的深層討論

通過前面的研究發(fā)現(xiàn)，至少在短期內(nèi)，我國商貿(mào)流通組織規(guī)模的擴張非但沒有降低區(qū)域市場分割程度，反而促使區(qū)域市場分割程度上升。本節(jié)將通過分析商貿(mào)流通細分行業(yè)對區(qū)域市場分割的影響，從中探究我國商貿(mào)流通組織規(guī)模擴張反而有礙于區(qū)域市場整合的根源。

在商貿(mào)服務方面，商貿(mào)流通企業(yè)包括批發(fā)型企業(yè)和零售型企業(yè)兩種類型。批發(fā)企業(yè)是推動商品跨區(qū)域流通的重要力量，零售企業(yè)則是在特定區(qū)域內(nèi)實現(xiàn)商品交易的功能?？梢岳^續(xù)以式（6）為框架，將商貿(mào)流通組織規(guī)模分別替換為批發(fā)企業(yè)規(guī)模和零售企業(yè)規(guī)模，并加入一階滯后項，對式（6）再回歸，結果如表2所示。

與表1回歸效應類似，這里所有面板數(shù)據(jù)模型的Hausman檢驗均拒絕了隨機效應的形式，LR值檢驗結果又拒絕了無效應的形式，因而最終均選擇固定效應的形式。

由表2第I列結果可知，批發(fā)企業(yè)規(guī)模的系數(shù)為0.0461，且在1%的水平下顯著，這說明我國批發(fā)企業(yè)規(guī)模的擴張加速了區(qū)域市場的分割。批發(fā)企業(yè)規(guī)模一階滯后項的系數(shù)為-0.0012，但并沒有通過顯著性檢驗，表明批發(fā)企業(yè)規(guī)模的擴張在未來一期內(nèi)對區(qū)域市場分割的緩解作用微不足道。

由表2第II列結果可知，零售企業(yè)規(guī)模的系數(shù)為-0.0096，且在5%的水平下顯著，零售企業(yè)規(guī)模一階滯后項的系數(shù)為-0.0025，也在5%的水平下顯著，這說明我國零售企業(yè)規(guī)模的擴張無論是在當期還是下一期都能有效降低區(qū)域市場分割。

綜合批發(fā)、零售企業(yè)的回歸結果可知，我國商貿(mào)流通組織規(guī)模擴張有礙于區(qū)域市場整合的重要根源在于批發(fā)環(huán)節(jié)。本文的解釋如下：隨著傳統(tǒng)封閉式流通組織的不斷解體，固定完整的中間批發(fā)組織體系也已瓦解，于是缺少直銷渠道的制造企業(yè)不得不親自進入產(chǎn)品銷售過程。而在這個過程中，為了便于流通渠道管理，制造廠商習慣將市場分解為多個分區(qū)，并且各個分區(qū)形成一定的銷售限制，久而久之便出現(xiàn)了區(qū)域市場的分割。與此同時，零售企業(yè)卻僅僅扮演了通道角色，而且現(xiàn)實中許多零售企業(yè)還采用連鎖經(jīng)營的方式，因而有利于降低區(qū)域市場分割。

結論及建議

本文從定量角度探討了我國商貿(mào)流通組織規(guī)模對區(qū)域市場分割的影響，研究發(fā)現(xiàn)，我國商貿(mào)流通組織規(guī)模的擴張非但沒有降低區(qū)域市場分割程度，反而加劇了區(qū)域市場分割。接著，又對商貿(mào)流通組織規(guī)模擴張加速區(qū)域市場分割的機制進行了討論，結果顯示，我國商貿(mào)流通組織規(guī)模擴張有礙于區(qū)域市場整合的重要根源在于批發(fā)環(huán)節(jié)，而零售企業(yè)規(guī)模的擴張則有利于降低區(qū)域市場分割。

由此，本文提出如下建議：第一，各地政府不能盲目追求商貿(mào)流通企業(yè)規(guī)模擴張，而應積極引導企業(yè)之間建立橫向聯(lián)系；第二，進一步強化零售組織一體化建設，實現(xiàn)區(qū)域間產(chǎn)供銷一體化；第三，加強批發(fā)環(huán)節(jié)的渠道整合，利用財政、金融等政策，鼓勵經(jīng)銷商和代理商隨零售企業(yè)的跨區(qū)域擴張而進入外部區(qū)域市場，以打破區(qū)域界線。