李存華 王智慶

中圖分類號(hào)：F123? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

內(nèi)容摘要：本文建構(gòu)了商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展環(huán)境、商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)、商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展?jié)摿?個(gè)二級(jí)指標(biāo)和12個(gè)基礎(chǔ)指標(biāo)的商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，采用熵權(quán)層次分析法測(cè)算我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量得分。2000年以來(lái)，我國(guó)區(qū)域城鄉(xiāng)一體化水平總體呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，文章研究了城鄉(xiāng)一體化對(duì)商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的作用機(jī)理，并采用門(mén)限面板模型實(shí)證研究城鄉(xiāng)一體化進(jìn)程對(duì)商貿(mào)流通業(yè)的非線性效應(yīng)。研究表明，經(jīng)濟(jì)水平較低及較高的區(qū)域，城鄉(xiāng)一體化對(duì)商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)顯著正向影響;經(jīng)濟(jì)水平適中的地區(qū)，城鄉(xiāng)一體化對(duì)商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展影響不明顯。

關(guān)鍵詞：城鄉(xiāng)一體化? ?商貿(mào)流通業(yè)? ?非線性效應(yīng)

文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有文獻(xiàn)中普遍認(rèn)為城鄉(xiāng)一體化能夠有效推動(dòng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，但亦有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)宏觀城鄉(xiāng)一體化進(jìn)程對(duì)于某些產(chǎn)業(yè)的影響并不顯著。高丁莉（2016）發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)統(tǒng)籌視角下城鄉(xiāng)一體化對(duì)農(nóng)村商貿(mào)業(yè)影響并不顯著，需要重新構(gòu)建市場(chǎng)評(píng)價(jià)體系。穆懷中（2016）認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化能夠降低城鄉(xiāng)收入差距，但城鄉(xiāng)收入差距對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響并不明顯。林英澤（2016）討論了“一帶一路”戰(zhàn)略下提升商貿(mào)流通業(yè)效率的措施，認(rèn)為商貿(mào)流通效率在部分地區(qū)水平相對(duì)滯后。綜合這些文獻(xiàn)的觀點(diǎn)，不難發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化對(duì)于商貿(mào)流通業(yè)的影響在宏觀層面并不顯著，可能受制于部分區(qū)域的不顯著效應(yīng)。我國(guó)城鄉(xiāng)一體化水平與商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展之間存在線性影響，這一影響在不同區(qū)域之間呈現(xiàn)出不同的情況。

城鄉(xiāng)一體化與商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展水平評(píng)價(jià)指標(biāo)構(gòu)建

（一）城鄉(xiāng)一體化水平指標(biāo)

本文首先需要構(gòu)建城鄉(xiāng)一體化差距（C）指標(biāo)。本文根據(jù)常國(guó)珍、宋惠蘭（2017）的做法，采用泰爾指數(shù)建構(gòu)城鄉(xiāng)收入差距指標(biāo)。溝通消費(fèi)品市場(chǎng)作為商貿(mào)流通業(yè)的主要功能，收入指標(biāo)是反應(yīng)城鄉(xiāng)一體化差距的更好表征。泰爾指數(shù)在結(jié)構(gòu)分析基礎(chǔ)上引入了信息熵理論，進(jìn)而體現(xiàn)人口結(jié)構(gòu)摩擦的影響，其計(jì)算方法如公式（1）所示：

（1）

公式（1）中，N表示組內(nèi)人口數(shù)，Yi表示第i組的個(gè)人單位時(shí)間收入水平。進(jìn)一步將N分為g組后，得公式（2）：

（2）

公式（2）中，V表示第g組在組內(nèi)收入中的比例，p表示第g組人口在組內(nèi)人口中的比例。將分組標(biāo)準(zhǔn)作為我國(guó)城鎮(zhèn)部門(mén)和鄉(xiāng)村部門(mén)兩個(gè)組類時(shí)，可以定義為：

（3）

在公式（3）中，分別指定城鎮(zhèn)（j=1）與鄉(xiāng)村（j=2）為兩種組類分。income（i）表示當(dāng)年城鎮(zhèn)（j=1）和農(nóng)村（j=2）的總收入水平。為消除統(tǒng)計(jì)口徑的影響，該收入根據(jù)基期（2000年）進(jìn)行了處理。

（二）商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展指標(biāo)

現(xiàn)有商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展評(píng)估方法中，主成分分析法是最常用的方法，但由于商貿(mào)流通業(yè)統(tǒng)計(jì)口徑問(wèn)題，往往會(huì)出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性統(tǒng)計(jì)偏差。本文借鑒熊曦等（2015）文章中的統(tǒng)計(jì)方法，引入熵權(quán)法確定指標(biāo)的權(quán)重，并采用綜合評(píng)價(jià)法對(duì)商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展水平進(jìn)行評(píng)分，采取了3個(gè)二級(jí)指標(biāo)，包含12個(gè)基礎(chǔ)代表性指標(biāo)，如表1所示。

利用上述代表性指標(biāo)構(gòu)建基本數(shù)據(jù)矩陣為：

X={Xij}{1≤i≤16，1≤j≤12}

其中，X為第i年第j個(gè)衡量商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展水平的代表性指標(biāo)，利用SPSS16.0的描述性統(tǒng)計(jì)法進(jìn)一步對(duì)各個(gè)代表性指標(biāo)處理，得到標(biāo)準(zhǔn)化矩陣公式（4）：

S={Sij}{1≤i≤16，1≤j≤12} ? ? ? ? ? ? ? （4）

進(jìn)一步，根據(jù)熵權(quán)法對(duì)各個(gè)代表性指標(biāo)的熵值進(jìn)行計(jì)算，可以得到權(quán)值（5）：

ej=-k|i=16i=1sijlnsij（k=1/ln（4）） ? ? ? ? ? ? ? （5）

同時(shí)，還需要對(duì)熵值進(jìn)行正數(shù)化處理，從而避免負(fù)向熵值導(dǎo)致指標(biāo)間差異增大的問(wèn)題。正向化公式（5）所得熵，有指標(biāo)的信息效應(yīng)值：

Gj=1-ej ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（6）

根據(jù)熵值（5）及信息效應(yīng)值（6），可以衡量基礎(chǔ)指標(biāo)的權(quán)重：

ωj=gj/|i=16i=1gj，j=1-12 ? ? ? ? ? ? ? （7）

聯(lián)立（6）式與（7）式，可以得到歷年商貿(mào)流通業(yè)的總發(fā)展指標(biāo)式（8）：

Tsj=|i=12i=1ωj *Sij ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（8）

上述基礎(chǔ)指標(biāo)在實(shí)證測(cè)試前必須進(jìn)行無(wú)量綱化處理以滿足實(shí)證測(cè)度需求，根據(jù)第一主成分系數(shù)除以對(duì)應(yīng)特征值根的平方根，得到系數(shù)權(quán)重。同時(shí)由于部分基礎(chǔ)指標(biāo)可能為負(fù)值，本文進(jìn)行了正向化處理。

對(duì)非線性效應(yīng)模型的實(shí)證研究

（一）雙重面板模型設(shè)定

非線性效應(yīng)的測(cè)定中，以Hansen（1999）發(fā)展的門(mén)檻面板模型較好的解決了不同區(qū)域間發(fā)展情況異質(zhì)的情況，通過(guò)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展分段點(diǎn)的選擇，從而將樣本劃分為多個(gè)區(qū)間進(jìn)行實(shí)證分析。其基本的思路是：兩變量實(shí)證間的關(guān)系不僅是一對(duì)一的關(guān)系，而與另一變量相關(guān)。這一變量即為門(mén)檻變量，該變量不直接參與回歸分析，而是作為一個(gè)分段值進(jìn)行計(jì)算。在本文中，城鄉(xiāng)一體化程度明顯影響商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展，但這一影響又發(fā)生了“因地制宜”的特點(diǎn)，因而需要以區(qū)域GDP作為門(mén)檻量對(duì)各區(qū)域進(jìn)行分類。本文首先設(shè)定單一門(mén)檻值γ，有如下模型：

Tit=β0+β1CitI（GDPit<γ）+β2CitI（GDPit>γ）+β3Cit+μi+εit（9）

其中，下標(biāo)i代表省份，t代表相應(yīng)年份，T代表區(qū)域商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展水平，由（8）式計(jì)算得出，C代表城鄉(xiāng)一體化水平，由（3）式計(jì)算得出。門(mén)檻值γ與門(mén)檻變量GDP進(jìn)行比較可以分為兩個(gè)不同組別I（·），β值均為待估系數(shù)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

由于單一門(mén)檻值可能難以反應(yīng)我國(guó)的實(shí)際情況，目前對(duì)我國(guó)省級(jí)數(shù)據(jù)的研究中，多采用西部、中部和東部三個(gè)地理區(qū)劃劃分。同時(shí)根據(jù)省級(jí)GDP數(shù)據(jù)不難發(fā)現(xiàn)，高水平發(fā)展的省經(jīng)濟(jì)水平規(guī)模大約為低水平省的四倍，這一現(xiàn)實(shí)情況的存在需要進(jìn)一步將模型（9）劃分為雙重面板模型，Bai（1997）中就提出了雙重面板模型的效率劃分，γ1表示強(qiáng)度更高的門(mén)檻，γ2表示強(qiáng)度較低的門(mén)檻值，兩者的設(shè)定由單門(mén)檻的總方差決定（10），并可以得到第一個(gè)門(mén)檻值的兩階段規(guī)劃方程（11）：

（10）

（11）

聯(lián)立（10）（11）兩式，即可以得到強(qiáng)度較低的門(mén)檻值：

（12）

同時(shí)對(duì)于第二個(gè)門(mén)檻值的兩階段規(guī)劃方程做出如下設(shè)定：

（13）

聯(lián)立（10）（12）兩式，即可以得到強(qiáng)度較高的門(mén)檻值：

（14）

相應(yīng)地，結(jié)合式（9）（12）（14）可以將雙重門(mén)檻模型擴(kuò)展為：

Tit=β0+β1CitI（GDPit<γ1）+β1CitI（γ1<GDPit<γ2）+β3Cit（GDPit>γ2）+μi+εit? ? ? ? ? ? ?（15）

（二）城鄉(xiāng)一體化對(duì)商貿(mào)流通業(yè)的影響

本文采用2000-2016年的我國(guó)省級(jí)層面數(shù)據(jù)為樣本，其中西藏地區(qū)由于統(tǒng)計(jì)口徑原因并未納入計(jì)量，故總共包含30個(gè)截面樣本17年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，總共510個(gè)樣本觀察值。數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)物流年鑒》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、Wind數(shù)據(jù)庫(kù)及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。各省份中出現(xiàn)的部分缺失數(shù)據(jù)，采用同省份其他年份數(shù)據(jù)線性擬合的方法進(jìn)行填充。本文所有數(shù)據(jù)處理均在Stata14.0中進(jìn)行，對(duì)于（12）（14）式的推算在Matlab2017b環(huán)境中進(jìn)行。

進(jìn)行門(mén)檻值的推算，在上文中的模型推導(dǎo)中可以看出，需要分別采用單一門(mén)檻檢驗(yàn)、雙重門(mén)檻檢驗(yàn)及三重門(mén)檻檢驗(yàn)觀測(cè)顯著性。首先對(duì)組內(nèi)數(shù)據(jù)采取組內(nèi)去心方法消除個(gè)體效應(yīng)，同時(shí)將“自抽樣”（Bootstrap）次數(shù)設(shè)定為500次，得到門(mén)檻效果檢驗(yàn)如表2所示。

由表2不難看到，雙重門(mén)檻檢驗(yàn)處于99%的置信區(qū)間內(nèi)，相比于單一門(mén)檻檢驗(yàn)的95%置信水平更加顯著，而三重門(mén)檻檢驗(yàn)結(jié)果并不顯著，因此上文中所建構(gòu)的式（22）的雙重門(mén)檻模型可以作為本文的研究模型使用。

雙重門(mén)檻模型中所推得的兩個(gè)門(mén)檻值分別為0.0157與0.5362，圖1與圖2為對(duì)應(yīng)的似然比函數(shù)圖。由兩個(gè)門(mén)檻值可以將不同的省域按地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）分為三類，經(jīng)濟(jì)水平較低地區(qū)（GDP≤0.0157）、經(jīng)濟(jì)水平適中地區(qū)（0.0157<GDP≤0.5362）及經(jīng)濟(jì)水平較高地區(qū)（GDP>0.5362）。

在對(duì)區(qū)域進(jìn)行分類后，就可以分別對(duì)不同門(mén)檻值的地區(qū)進(jìn)行模型估計(jì)，表3中的模型（1）采用固定效應(yīng)回歸驗(yàn)證了城鄉(xiāng)一體化對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響（門(mén)檻要素判定），模型（2）引入了商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展水平。結(jié)果顯示，城鄉(xiāng)一體化對(duì)商貿(mào)流通業(yè)的影響為正，但并不顯著，表明了宏觀經(jīng)濟(jì)中城鄉(xiāng)一體化對(duì)商貿(mào)流通業(yè)的影響具備非線性效應(yīng)。

在表3的模型（3）中，本文依據(jù)面板回歸模型檢驗(yàn)了不同區(qū)域間城鄉(xiāng)一體化對(duì)于商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的影響關(guān)系。結(jié)果顯示，城鄉(xiāng)一體化對(duì)于經(jīng)濟(jì)水平較高及較低地區(qū)的影響在1%的顯著性水平上顯著，且均為正向影響，即城鄉(xiāng)一體化進(jìn)程有效促進(jìn)了區(qū)域商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展。但對(duì)于經(jīng)濟(jì)水平中等的區(qū)域而言，雖然在該影響數(shù)值上為正，但由于不落在任何置信區(qū)間內(nèi)，并不具備統(tǒng)計(jì)學(xué)的說(shuō)明意義，故城鄉(xiāng)一體化對(duì)于經(jīng)濟(jì)中等水平的商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展影響不顯著。上述實(shí)證分析充分證明了，我國(guó)城鄉(xiāng)一體化進(jìn)程對(duì)于商貿(mào)流通行業(yè)的發(fā)展具備非線性效應(yīng)，這一效應(yīng)是由區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)差異所導(dǎo)致的。

結(jié)論

本文通過(guò)對(duì)我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展水平的建構(gòu)，綜合了2000-2016年我國(guó)各省份數(shù)據(jù)，通過(guò)實(shí)證分析揭示了宏觀城鄉(xiāng)一體化對(duì)于商貿(mào)流通業(yè)影響并不顯著，存在非線性效應(yīng)。本文建構(gòu)了雙重門(mén)檻面板模型，引入了經(jīng)濟(jì)水平以區(qū)別不同區(qū)域，在確定兩個(gè)門(mén)檻值的情況下將我國(guó)的省份分為三個(gè)組別，分別測(cè)度了區(qū)域城鄉(xiāng)一體化對(duì)商貿(mào)流通業(yè)的影響，結(jié)果表明：城鄉(xiāng)一體化在經(jīng)濟(jì)水平較高及較低地區(qū)有效促進(jìn)了區(qū)域商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展，在經(jīng)濟(jì)水平適中地區(qū)影響并不顯著。

本文的實(shí)證研究對(duì)于城鄉(xiāng)一體化策略有一定啟示：其一，對(duì)于經(jīng)濟(jì)水平適中的地區(qū)，應(yīng)該在發(fā)展城鄉(xiāng)一體化的同時(shí)，加大對(duì)商貿(mào)流通行業(yè)的投入，以彌補(bǔ)城鄉(xiāng)一體化無(wú)法帶來(lái)的協(xié)同促進(jìn)效應(yīng)。其二，在經(jīng)濟(jì)水平較高和較低的地區(qū)，應(yīng)該以發(fā)展城鄉(xiāng)一體化為主，解決城鄉(xiāng)收入消費(fèi)結(jié)構(gòu)不合理的問(wèn)題，進(jìn)而提升商貿(mào)流通行業(yè)發(fā)展活力。

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