林潔+王平春

中圖分類號：F061.5 文獻標識碼：A

內容摘要：本文借助擴展化的Solow模型，并引入我國各省級地區(qū)面板數(shù)據分析流通業(yè)占比變動對各地經濟發(fā)展、生產率改善等方面造成的影響。初步研究結果顯示：首先，地區(qū)整體生產效率隨著流通業(yè)占比的下降不斷提升；其次，地區(qū)人均產出增長速度隨著當期流通業(yè)占比的下降而上升，但與上期流通業(yè)占比表現(xiàn)出明顯正向關系。流通業(yè)的產業(yè)占比變動對地區(qū)人均年產出增速造成的凈效應除了受地區(qū)整體生產效率的影響和限制外，還與地區(qū)經濟增速和增幅有很大關系。

關鍵詞：流通業(yè) 地區(qū)經濟 Solow模型

研究方法：擴展的Solow模型

當前，國內實證研究領域對流通業(yè)與經濟增長關系的分析主要是以Feder（1983）興起、并經Ram（1986）改進的兩部門模型。在當前已有的研究序列中，流通業(yè)往往作為一項獨立存在的生產要素，通過數(shù)據采集和分析，測算出其對經濟增長的直接貢獻和間接貢獻。但研究采用的Feder-Ram模型主要分析和評價的是地區(qū)總產出的增長速度，實際上掩蓋了地區(qū)增長效率的變化。同時，Dunne et al.（2005）指出，F(xiàn)eder-Ram模型自身的設計存在一定的缺陷和不足。首先，F(xiàn)eder-Ram模型中的因變量，即經濟增長，代表地區(qū)經濟總體發(fā)展趨勢及社會收入情況，這必然對該地區(qū)流通業(yè)的發(fā)展帶來重大影響，但同時流通業(yè)增長變動是該模型中的關鍵自變量，這就造成該模型存在不可消除的內生矛盾，并且這一矛盾并沒有在國內以往的研究中得到重視和緩解。其次，F(xiàn)eder-Ram模型是典型的靜態(tài)分析模型，其設置的因變量和自變量并沒有考慮變動情況，帶有嚴重的滯后性，這與傳統(tǒng)經濟增長理論中倡導的經濟增長同樣受當前基數(shù)影響的論斷相悖。經典的Solow模型主要是預測各國歸因平衡增長的路徑（Solow，1957），同時將要素邊際報酬遞減及知識在不同國家和地區(qū)間的擴散和傳遞考慮在內，由此得出了經濟體中人均產出值增速與人均收入總額呈現(xiàn)明顯反向關系的結論，也就是所謂的經濟增長收斂性。Mankiw et al.（1992）以及Barro，Sala-i-Martin（1992）等學者意識到該模型中的收斂性也就是經濟體自身達到的一種相對平衡狀態(tài)，因此只有在影響其平衡狀態(tài)的各個要素在可控范圍內才能分析這種收斂性，這種現(xiàn)象同時又被稱為“條件收斂”。最后，在Feder-Ram模型中，自變量中的因子具有極大相似性，因此該模型需要消除多重共線性矛盾。為了解決該模型的這一缺陷，本文以Dunne et al.（2005）提出的方法為基礎，采用更具經濟學特征的Solow模型作為本文實證研究的工具和技術支撐。

依據新古典主義生產函數(shù)關系式，各個經濟體的產出值可用下式表示：

Yt=Kαt[AtLt]1-α （1）

式（1）中，Y=總產出，K=資本存量，L=勞動投入。而A則是廣泛意義上的技術進步，也就是該地區(qū)整體生產效率的改善和提升，其中不僅包含技術、資源等要素的影響，同時與地區(qū)經濟發(fā)展制度及環(huán)境等要素緊密相關。作為國民經濟中的重要組成部分，流通業(yè)比重的變化預期會對總體生產率產生顯著影響，本文假設流通業(yè)比重變化不對總體生產率產生水平增長的影響，故而假設流通業(yè)占比m（D/Y）僅在水平方向上對A造成直接影響，那么式（1）中的A可用下式表示：

At=A0egtmθt （2）

式（2）中，A0取自經濟體技術等級的期初值，g是引入的技術進步率，θ代表流通業(yè)占比對經濟體整體生產率影響的可變范圍。若實證研究過程中求得的θ<0，意味著流通業(yè)占比提高將會對經濟體整體生產率帶來負面影響。在此處設置K=K/AL，代表單個有效勞動中所包含的平均資本量；設置Y=Y/AL，代表單個有效勞動所需的平均產出值，由此式（1）的密集形式為：

Yt=Kαt （3）

在此，依據標準化的索羅模型，定義s=外生的投資報酬率，n=外生的勞動增長率，d=既定的資本折舊率，由此可用式（4）描繪出資本積累的動態(tài)化實現(xiàn)過程：

（4）

式（4）中，kt代表t時刻經濟體k取得的增量。由此在相對平衡狀態(tài)下，單個有效勞動所包含的資本量，即k可表示為：

（5）

式（5）等號右邊的算式又可以利用泰勒公式展開得到：

（6）

同時，由于yt=kta，根據式（5）和式（6）知：

（7）

（8）

式（8）能夠顯示出相對穩(wěn)定狀態(tài)下，單個有效勞動的產量變化過程。為了更合乎實證研究需要，可將其從t-1到t區(qū)間內進行積分，由此得到：

lnyt=ezlnyt-1+（1-ez）lny*，z≡（α-1）（g+n+d） （9）

根據式（2）、（7）和式（9），可以得到人均產出水平（Y/L）的增長變化為：

（10）

mt-1是指前一時期流通業(yè)的整體占比。假設人均產出增長率數(shù)值較小時，可以表示經濟體人均產出的增長率，因而當在實證研究中觀察到ez

上述模型將流通業(yè)占比與地區(qū)整體生產效率直接關聯(lián)在一起，由此既可以分析流通業(yè)在地區(qū)經濟增長過程中做出的直接貢獻，同時還能夠得出其通過對其他經濟部門的溢出效應而實現(xiàn)的間接貢獻值。同時，為簡便起見，上述模型采用了與標準化索羅模型一致的假設，即假定各地區(qū)技術進步外生并且在觀察期內保持相對穩(wěn)定。基于以上假定，那么由式（5）和（7）可知，在穩(wěn)定形態(tài)下，流通業(yè)占比并不會對單個有效勞動的資本量及產出構成影響，即對Solow模型中的經濟體穩(wěn)定態(tài)勢不會產生影響；但從式（10）可知，流通業(yè)占比對地區(qū)整體生產率帶來較大影響，因此即使在穩(wěn)定態(tài)勢下，依然會對地區(qū)人均收入的增速帶來影響，即會影響穩(wěn)定態(tài)勢下地區(qū)經濟體的動態(tài)增長趨勢。

本文實證研究選用的是各省際面板數(shù)據，因此在此將式（10）轉化為實證方程式：

（11）

式（11）中，t、i分別代表年度和地區(qū)標識；由于各個省區(qū)的自然條件、氣候環(huán)境及技術資源等要素存在較大差異，因此，本模型中設置地區(qū)特征變量μi，來充分反映各個省區(qū)的固定效應，且設定εit為隨機變量。

流通業(yè)占比、全要素生產率與經濟增長關系

（一）設定變量及參數(shù)值

本文的數(shù)據樣本來源于國研網宏觀經濟數(shù)據庫和我國及各地區(qū)的統(tǒng)計年鑒，節(jié)選出1999-2014年我國大陸31個省市區(qū)的經濟發(fā)展數(shù)據。并對方程式（11）中所有相關變量進行參數(shù)設定：其中Y代表當年產出，將各省市區(qū)在1999-2014年實現(xiàn)的GDP折算為1998年不變價下的實際值；L代表投入的勞動力要素，取值于各省市區(qū)在1999-2014年間本年與上一年末平均從業(yè)人口數(shù)；s代表資本投資率，取值于各省市區(qū)固定資產投資與GDP的比值；n代表勞動增長率，取值于各省市區(qū)勞動力要素投入的年均增長速度；m代表流通業(yè)占比，但當前對于流通業(yè)的界定尚未達成統(tǒng)一認識，本文所研究的流通業(yè)主要是狹義范圍內的商品流通，即批發(fā)零售業(yè)，那么此處m取值于各省市區(qū)批發(fā)零售業(yè)與地區(qū)GDP的比值，所有相關變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

各地區(qū)的資本折舊率和技術進步率不易取得，在國外研究過程中，通常定義g+d的值為0.05。而在國內的區(qū)域性研究中，李子奈（2002）利用ChoW（1993）對我國在1978年的資本存量數(shù)據及C-D生產函數(shù)進行計算和分析，最終提出了我國的技術進步率為3.5%；并且隨后王志剛（2004）的研究結果基本保持一致，因此在本文中假定資本折舊率為5%，g+d的值為0.085，并且假定該數(shù)值保持不變。

（二）回歸結果

首先，將31個省市區(qū)在1999-2014年間的所有相關數(shù)據引入方程（11），并就此展開相應的回歸分析。其次，依據前文所述，1999-2008年全國流通業(yè)占比呈現(xiàn)出不斷下降趨勢，而在此之后直至2014年，流通業(yè)占比又出現(xiàn)了緩慢上升的態(tài)勢，因此，本文分別截取1999-2008年和2009-2014年兩個時間段的全國統(tǒng)計數(shù)據進行方程式（11）的實證分析，由此保證分析結果的穩(wěn)健性，回歸結果如表2所示。

依據表2的回歸分析數(shù)據可知：各個模型樣本中的ln（Yi，t-1/Li，t-1）項系數(shù)均為負值，這意味著不考慮資本投資率、勞動人口增長、技術進步以及流通業(yè)占比等要素的影響，人均產出水平與地區(qū)經濟增速之前呈現(xiàn)出明顯的反向關系，也就是經濟增長普遍存在的收斂性。并且，對比樣本（2）和（3）中l(wèi)n（Yi，t/Li，t-1）項系數(shù)的大小可以看出，2009-2014年相比1999-2008年，全國地區(qū)經濟增長收斂性的速度及幅度明顯要快很多。依據上述樣本模型在理論上的推導，界定ln（Yi，t/Li，t-1）系數(shù)為-（1-ez），其中z是由（a-1）（g+n+d）推算所得，并且1999-2008年、2009-2014年我國勞動力年均增長率分別為1.54%、2.17%，因此勞動力增長率n的提升會加快我國各地區(qū)后期經濟增長的收斂速度。另外，雖然與現(xiàn)有文獻一致，本文假設我國經濟技術進步率在各時間段內保持不變，但實際上伴隨著地區(qū)經濟發(fā)展速度加快，不同地區(qū)間技術傳遞和滲透的速度明顯加快，推動了各地區(qū)尤其是欠發(fā)達地區(qū)的技術進步，因而進一步加快了各地區(qū)向平衡增長路徑的收斂速度。

模型樣本中[lnsit-ln（nit+g+d）]項充分顯示出資本要素投入對人均產出增長作出的貢獻，依據最終的理論推導結果，該項的系數(shù)為（1-ez）a/（1-a），由經濟增長的收斂性和資本要素的產出彈性共同決定。由以上三個模型樣本的回歸分析結果可得，資本要素的密集程度與人均產出增長之間呈現(xiàn)出明顯正相關關系，也就意味著要素投入對經濟增長產生了巨大的拉動作用。同時，對比（2）和（3）中自變量回歸系數(shù)值可知，1999-2014年間，正是我國經濟發(fā)展最具代表性的時期，各項要素投入對經濟增長的貢獻能力逐步放緩，經濟增長的主要依靠不再是資源消耗，而是逐步轉向技術和生產率。

三個模型樣本中l(wèi)nmit項的回歸結果均小于零，也就是流通業(yè)占比對地區(qū)總體生產率的影響彈性為負。這就意味著我國流通業(yè)的全要素生產率明顯低于其他行業(yè)的平均生產率。再考慮流通業(yè)對其他部門帶來的溢出效應，流通業(yè)占比的提升也會導致整個國民經濟總體生產率的下降。同時由（2）、（3）模型樣本的回歸結果可以看出，與1999-2008年相比，2000-2014年流通業(yè)占比對我國國民經濟總體生產率的影響彈性要高出許多。如果假設溢出效應在該時期保持不變，那么隨著時間的推進，與其他部門相比，流通部門全要素生產率存在的差距將逐步擴大。

總體而言，模型（1）的回歸結果顯示，1999-2014年流通業(yè)占比對我國整體生產率造成的影響彈性為-0.168。從不同時段看，1999-2008年，我國流通業(yè)占比由9.88%縮減到7.45%，每年平均遞減3.06%，并且依據模型（2）的回歸結果可以看出，該時期流通業(yè)占比對我國經濟整體生產率的影響彈性為-0.135，那么隨著流通業(yè)占比的不斷下降，導致國民經濟整體生產率實現(xiàn)了0.41%的年均增速，由此推動我國經濟發(fā)展，這也就是理論學說中所謂的“結構紅利”。再看2000-2014年間，我國流通業(yè)占比由7.45%上升至8.81%，每年平均增長2.94個百分點，依據模型（3）回歸結果可以看出，該時期流通業(yè)占比對我國經濟整體生產率的影響彈性為-0.205，那么隨著流通業(yè)占比的提升，導致國民經濟整體生產率每年下滑0.60%，由此對我國經濟增長帶來了極大的抑制作用，也就是理論學說中所謂的“結構負利”。

流通業(yè)占比依靠對國民經濟整體生產率的影響，實現(xiàn)了對經濟增長的約束作用。依據表2的回歸分析結果，當期流通業(yè)占比與人均產出增長率之間呈現(xiàn)明顯的反向關系，而上期流通業(yè)占比與本期的人均產出增長間又存在明顯的正向關系，這與前文中理論推導結果相吻合。依據式（10）的回歸分析，如果本期和上期流通業(yè)占比的對數(shù)值同時增加1的情況下，人均產出增長所實現(xiàn)的凈效應為（θ-ezθ），其值同時取決于流通業(yè)占比對整體生產率的影響彈性和地區(qū)經濟增長表現(xiàn)出的收斂性，并且當前者的絕對值越大時，意味著流通業(yè)占比對人均產出增長率產生的凈效應越大。由表2中模型樣本（2）、（3）的回歸結果可知，1999-2008年間，將本期與上期流通業(yè)占比對數(shù)值同時調增一個單位，那么對我國人均產出年增率帶來的凈效應為-0.025；而在2009-2014年，若采取與上一年度區(qū)間同樣的措施，所得出的人均產出年增率的凈效應為-0.083。

（三）地區(qū)層面回歸結果

為了保證本文結果的穩(wěn)健性，分別運用地區(qū)層面的數(shù)據對式（11）展開相應的回歸分析，最終結果如表3所示。表3中給出的分析結果驗證了前述觀點的穩(wěn)健性。第一，東中西部地區(qū)經濟增長均呈現(xiàn)收斂性特點，隨著人均產出水平的提高，人均產出增速將會有所下降；第二，資源投入對各地區(qū)經濟增長具有明顯推動作用；第三，我國各地區(qū)經濟增長與當期流通業(yè)占比表現(xiàn)出明顯的正向變動關系，而與上期的流通業(yè)占比又存在明顯的反向變動關系，流通業(yè)占比上升將會降低本地區(qū)總體生產率水平。同時，表3中（4）-（6）的回歸結果顯示，經濟相對發(fā)達的東中部地區(qū)的收斂速度要略快于西部地區(qū)。由于本文的研究重點放置在流通業(yè)占比與地區(qū)總體生產率及人均產出增速之間的關系上，因而并不對地區(qū)具體的收斂特征做深入檢驗，在下文仍假設全國各地區(qū)在剔除各相關影響因素之后收斂于相同的穩(wěn)定狀態(tài)。

（四）結構負利：模擬實驗

經模型分析發(fā)現(xiàn)，本期與上期流通業(yè)占比均對人均產出增長率帶來影響，因此為了更直觀的驗證“結構負利”，本文參照Knight（1996）的方法展開相應的模擬實驗。圖1中，上圖顯示出流通業(yè)占比的三種不同變化曲線；其中，m1是從全國層面描繪流通業(yè)占比先下降后緩慢上升的變化曲線，數(shù)據來源于1999-2008年我國大陸31個省市區(qū)流通業(yè)的占比均值；m2模擬的變化曲線是以2008年為邊界，2008年之前的流通業(yè)占比曲線變動與m1完全吻合，即與該時期全國實際流通業(yè)占比相等，但2008年之后假定該占比并沒有發(fā)生任何變化，保持2008年占比不動；而m3所模擬變化曲線是2008年之前的流通業(yè)占比曲線變動仍然與m1完全吻合，但2008年之后假定流通業(yè)占比保持1999-2008年間每年遞減3.06%的平穩(wěn)發(fā)展態(tài)勢。依照樣本（2）和（3）的回歸分析，通過全年整體平均投資率、人均產出能力、人口增速及流通業(yè)占比的三種不同變化曲線，就可以得出全國人均產出增產率的變動曲線，也就是圖1中下圖標注的增長率1、增長率2、增長率3。

依據圖1中下圖的三條變化曲線可知，1999-2014年，我國人均產出增長率呈現(xiàn)由前期的逐步上升轉而直線下降的變化趨勢，說明我國經濟發(fā)展開始走向常態(tài)化發(fā)展時期，人均產出增速面臨相應的下降局面，需要指出的是，由于圖1中坐標軸的刻度相對較小，實際上我國的人均產出增長率在國際上看來依舊是非常樂觀的。并且，圖1中三條增長率的變動趨勢明顯存在相似性，對比增長率1和2可知，若2008之后我國流通業(yè)占比保持不變，那么此后各年份的人均產出增長率就會表現(xiàn)出明顯的上升態(tài)勢。在2009-2014年期間，增長率1和2的變化趨勢中所對應的圖1中的人均產出平均增速分別為7.87%、9.23%，由此可見，流通業(yè)占比上升導致該期間人均產出占比年均下降速度為1.36%，這就呼應了理論學說中的“結構負利”。對比增長率1和3可知，若2008年之后我國流通業(yè)占比保持在1999-2008年間的比值不變，那么在2000-2014年我國實現(xiàn)的人均產出增速平均值為10.34個百分點，與實際值相比高出2.47%。在增長率3演變路徑下，流通業(yè)占比變動對我國經濟增長帶來的反而是“結構紅利”，實現(xiàn)人均產出增長1.10%。由此可見，所謂的“結構負利”是由于流通業(yè)占比提高導致社會總體生產率下降，最終影響到人均產出增長率的下滑。

政策建議

其一，地方政府需要消除“重生產、輕流通”的意識，確定“流通力也是生產力”的意識，對地區(qū)流通體制進行頂層設計，在國民經濟中真正確立流通業(yè)的基礎性和先導性地位。其二，除了進一步完善市場經濟體制機制，維護良好的競爭制度外，各級地方政府應該繼續(xù)完善相應配套服務，不斷提升市場綜合服務功能，建立健全流通業(yè)基礎設施和物流體系，提高信息化水平，從而降低與商流相關的物流、信息流等成本。同時，地方政府應當注重本地區(qū)市場中介組織和市場平臺建設。其三，鼓勵流通業(yè)內部采用新組織模式、新流程、新技術，一方面充分運用客戶管理系統(tǒng)、庫存管理系統(tǒng)、電子商務等技術提高流通業(yè)內部管理效率和銷售效率，另一方面注重推廣供應鏈管理模式，加強供應鏈中企業(yè)之間的相互協(xié)同，進而提高供應鏈效率和綜合流通效率。