李萌昕

（山東大學 山東濟南 250061）

引言

進入21世紀以后，我國經濟得到較快發(fā)展，綜合國力得到顯著提升，然而最近幾年，我國經濟逐漸由高速發(fā)展轉向高質量發(fā)展，經濟發(fā)展速度趨緩。在這一背景下，共享經濟作為一種新興的經濟發(fā)展模式，逐漸在我國興起，并為廣大消費者所接受和認可。近一段時間，共享經濟在我國發(fā)展迅速，受到廣泛的關注。

共享經濟是一種以互聯(lián)網等信息技術為支撐，通過合理優(yōu)化配置社會閑置資源，達到資源更有效利用的新經濟模式。當前，我國共享經濟得到明顯發(fā)展，經濟規(guī)模顯著提升。據(jù)國家信息中心發(fā)布的研究報告可知，2018年我國共享經濟的交易規(guī)模達到294.2億元，同比增幅達到41.6%。商貿流通業(yè)上接生產，下通消費，是整個供應鏈的重要組成部分和聯(lián)系紐帶，產業(yè)地位尤顯，它也是而且理所應當是共享經濟發(fā)展的重要著力點。而從商貿流通業(yè)自身發(fā)展視角，共享經濟模式的有效植入，也能更進一步刺激商貿流通業(yè)發(fā)展，進而也可能更加凸顯商貿流通業(yè)的經濟影響效應。在共享經濟視角下，我國商貿流通業(yè)將產生怎樣的經濟影響效應？下面將對此問題展開探究。

共享經濟發(fā)展水平的指標與衡量

（一）衡量方法及指標體系建立

借鑒邱海洋（2018）關于共享經濟發(fā)展水平的度量方法，構建共享經濟發(fā)展水平的評價指標體系，并采用MIMIC模型對共享經濟發(fā)展水平進行測算。MIMIC模型是一種結構方程模型，它在形式上包含結構模型和測量模型。結構模型用于檢驗潛在變量與原因變量的關系，模型為：

其中，η表示潛在變量，這里可表示為共享經濟，x表示潛在變量的原因變量，A為系數(shù)向量，用于描述原因變量對潛在變量影響的系數(shù)，u表示結構模型的誤差項。

測量模型由潛在變量和指標變量組成，模型為：

其中，y表示指標變量，反映為包含一定η信息的結果變量，B表示系數(shù)向量，用于描述潛在變量對指標變量的影響系數(shù)，v為測量模型的誤差項。

根據(jù)式（1）和（2），可以得到如下模型：

其中，G=AB為綜合系數(shù)矩陣，w為誤差項。

通過比較和篩選，最終確定了原因變量共包含7個方面，分別為：信息技術硬件支撐力度、信息化普及程度、城市基礎硬件設施條件、科技成果應用和轉化水平、公共交通建設發(fā)展水平、文化服務資源多元化水平、社會保障服務普及程度，分別用x1-x7表示。其中，信息技術硬件支撐力度是對共享經濟發(fā)展便捷性的一種衡量，信息技術支撐設施的完善，可以提高共享經濟參與的便利性，但由于統(tǒng)計指標不夠完善，本文選取每萬人擁有的寬帶端口數(shù)量進行衡量。信息化普及程度可以用來表征共享經濟參與主體的活躍度，信息化普及率越高，則共享經濟參與者的活躍性也越強，本文選取互聯(lián)網普及率來衡量信息化普及程度，即互聯(lián)網用戶數(shù)占地區(qū)總人口比重。城市基礎硬件設施是共享經濟的支撐要件，城市基礎硬件設施體系的健全是共享經濟能力提升的一個重要反映，本文選取人均城市道路面積作為具體指標?？萍汲晒麘煤娃D化水平表征了共享經濟發(fā)展所需的技術能力，一般地，科技成果應用和轉化水平越高，則越有利于應用到共享經濟中去，本文選取科技研發(fā)投入R&D支出占地區(qū)生產總值的比重作為具體指標。公共交通建設條件為共享經濟發(fā)展提供了一定的便利，良好的交通環(huán)境有利于降低交易成本，更有利于共享經濟活動開展，本文選取每萬人擁有公共交通車輛作為具體指標。文化服務資源多元化水平的高低，在一定程度上衡量對共享經濟這種新型模式的認可與推行，本文選取每單位面積擁有文化文物機構數(shù)量作為具體指標。社會保障服務普及程度體現(xiàn)了互利互惠，是共享經濟的內在需求，本文選取城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險普及率表示，即城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險參保人數(shù)占地區(qū)常住人口比重。

指標變量從地區(qū)經濟增長和消費經濟增長兩個角度進行表征。共享經濟的發(fā)展，有利于推動催生更多的潛在交易需求，從而更加有利于經濟規(guī)模的提高。與此同時，共享經濟活動的開展，為社會提供更多的有效資源和福利，從而能夠更進一步刺激社會消費擴張?；谶@兩點考慮，本文將經濟增長和消費增長作為指標變量。其中，經濟增長采用人均地區(qū)生產總值表示，消費增長采用城鄉(xiāng)居民人均消費支出表示。

（二）測算結果

選取我國大陸地區(qū)30個省級行政區(qū)（由于西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)異常值較多，不計在樣本范圍）2012～2018年的面板數(shù)據(jù)作為樣本，數(shù)據(jù)取自國家統(tǒng)計局網站、中經網統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和各地統(tǒng)計年鑒。根據(jù)模型估計，最終剔除了沒有通過顯著性檢驗的原因變量x3和x7，得到MIMIC模型。經測算，得到2012～2018年30個地區(qū)的共享經濟發(fā)展指數(shù)，這里通過均值化處理，得到2012～2018年全國以及東、中、西三大區(qū)域內共享經濟發(fā)展指數(shù)，結果見表1所示。

根據(jù)測算結果可知，我國的共享經濟發(fā)展水平總體上是不斷提高的，2018年全國共享經濟發(fā)展指數(shù)為0.5078，較2012年的0.2835提高了79.15%，增長趨勢是比較明顯的。從三大區(qū)域共享經濟發(fā)展來看，也都表現(xiàn)出較為明顯的增長趨勢。其中，東部地區(qū)2018年共享經濟發(fā)展指數(shù)為0.5621，中部地區(qū)為0.4862，西部地區(qū)為0.4789，三大區(qū)域共享經濟發(fā)展指數(shù)分別較2012年增長了49.42%、87.59%和120.34%。東部地區(qū)共享經濟發(fā)展水平相對最高，但增長態(tài)勢西部地區(qū)更加明顯。

表1 全國及東、中、西三大區(qū)域內共享經濟發(fā)展指數(shù)

多重中介效應模型構建

（一）模型建立

本文采用多重中介效應模型進行實證分析，考慮到商貿流通業(yè)是依附于生產的生產性服務業(yè)，因此工業(yè)經濟的發(fā)展對商貿流通業(yè)產生重要的拉動作用。由此，選定經濟發(fā)展、商貿流通業(yè)發(fā)展、工業(yè)發(fā)展和共享經濟發(fā)展4個方面構建多重中介效應模型，形式如下：

多重中介效應模型由4個方程構成，式（4）即為關于經濟發(fā)展水平的綜合方程，式（5）為商貿流通業(yè)關于工業(yè)的方程，式（6）為商貿流通業(yè)關于共享經濟的方程，式（7）為工業(yè)關于共享經濟的方程。其中，變量PGDP表示經濟發(fā)展水平，SMLT表示商貿流通業(yè)發(fā)展水平，GY表示工業(yè)發(fā)展水平，GX表示共享經濟發(fā)展水平，KZ表示控制變量，即用于指代影響經濟發(fā)展的其他變量。a、b、c、d均為系數(shù)，ε為模型的估計誤差項?？紤]到模型回歸精度，除了綜合方程以外，式（2）-（4）均納入相同的控制變量。

（二）指標選擇與數(shù)據(jù)樣本

在上面4個方程中，共享經濟發(fā)展水平GX即采用前面測算得到的共享經濟發(fā)展指數(shù)作為指標，其余變量的指標選擇如下：

經濟發(fā)展水平。基于指標的可得性，筆者以人均地區(qū)生產總值作為地區(qū)經濟發(fā)展水平的指標；商貿流通業(yè)發(fā)展水平。選取各地的商貿流通業(yè)增加值作為商貿流通業(yè)發(fā)展水平的指標。對于商貿流通業(yè)這一復合型產業(yè)，本文選取交通運輸、倉儲和郵政業(yè)，批發(fā)和零售業(yè)，住宿和餐飲業(yè)三大行業(yè)的增加值之和來代替商貿流通業(yè)增加值；工業(yè)發(fā)展水平。增加值僅反映剔除工業(yè)活動中間過程各項成本后的最終新增價值，而在工業(yè)促進商貿流通業(yè)增長的作用機制中，許多工業(yè)中間過程都是需要商貿流通業(yè)參與的?；诖?，本文選取規(guī)模以上工業(yè)銷售收入作為工業(yè)發(fā)展水平的指標；控制變量。本文從三駕馬車的視角，選取3個變量：一是消費水平變量KZ1，用城鄉(xiāng)居民人均消費支出表示。限于數(shù)據(jù)口徑問題，2013年之前的消費支出數(shù)據(jù)以城鎮(zhèn)居民人消費支出和農村居民人均消費支出為基礎數(shù)據(jù)，分別通過城鎮(zhèn)人口和農村人口作為權重，加權平均得到城鄉(xiāng)居民人均消費支出的數(shù)據(jù)。二是投資水平變量KZ2，用人均全社會固定資產投資額表示。三是出口變量KZ3，用出口依存度指標數(shù)據(jù)，即為出口總額占地區(qū)生產總值的比重表示。

表2 多重中介效應模型回歸結果

本文仍以2012～2018年我國大陸地區(qū)30個省級行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)作為樣本進行實證檢驗，涉及到的以上指標數(shù)據(jù)取自國家統(tǒng)計局網站、國研網統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和各地統(tǒng)計年鑒?？紤]到人均地區(qū)生產總值、商貿流通業(yè)增加值、規(guī)模以上工業(yè)銷售收入、人均消費支出、人均固定資產投資這幾個數(shù)值較大，且存在量綱，為了提高模型回歸精度，對該指標數(shù)據(jù)作對數(shù)處理。

實證結果分析

首先對所有變量進行面板數(shù)據(jù)單位根檢驗，通過LLC、IPS和Fisher-ADF三種檢驗方法，發(fā)現(xiàn)所有的數(shù)據(jù)在二階差分之下都通過平穩(wěn)性檢驗。于是，采用Bootstrap估計方法，對多重中介效應模型進行數(shù)據(jù)估計，結果如表2所示。

首先討論綜合方程，即因變量為PGDP的估計結果。商貿流通業(yè)變量SMLT的估計系數(shù)為0.3028，并且p值僅為0.0062 ＜ 0.01，即通過1%的顯著性檢驗。由此可以說明，從商貿流通業(yè)直接效應來說，每一個單位的商貿流通業(yè)增長，可以顯著地帶動我國總體經濟水平提高0.3028個單位。結合我國產業(yè)發(fā)展實際，商貿流通業(yè)作為一種復合型產業(yè)，其內部業(yè)態(tài)包括了物流業(yè)、批零貿易業(yè)和住宿餐飲業(yè)。其中，物流業(yè)的發(fā)展，一方面可以承接大量的資源要素流通，另一方面也通過暢通中間過程渠道，促進交易成本下降，提升交易效率。由此，物流業(yè)規(guī)模的擴張，可以促進經濟水平提高；批零貿易業(yè)以及住宿餐飲業(yè)的發(fā)展，為各類社會交易活動創(chuàng)造了更強的載體，通過優(yōu)化流通渠道，促進供應鏈上下游環(huán)節(jié)的暢通，為各類經濟活動開展營造更加有利的環(huán)境，從而帶動宏觀經濟增長。總體來看，我國商貿流通業(yè)的發(fā)展，顯著釋放了經濟影響效應。

其次通過分析一系列中介效應變量對商貿流通業(yè)的影響，討論間接的經濟影響效應。與以往許多研究不同，本文采用了一種新的視角，即在經濟影響的傳導方向上，首先是觀察其他相關因素對商貿流通業(yè)的作用效應，然后根據(jù)商貿流通業(yè)的經濟影響效應，可得到商貿流通業(yè)借力這些相關因素，可以間接地產生多大程度的影響效應。所以說，本文的研究側重點，是將商貿流通業(yè)作為一種中介因素來對待。

本文重點分析共享經濟通過商貿流通業(yè)渠道作用于經濟發(fā)展的效應。由綜合方程可知，共享經濟變量的系數(shù)為02475，且p值為0.0177 ＜ 0.05，通過5%的顯著性檢驗。由此可知，共享經濟的發(fā)展，對我國宏觀經濟的增長具有顯著促進作用。共享經濟作為一種新型經濟模式，依托互聯(lián)網技術，將社會閑置的資源或者服務等供給給需求方使用，從而優(yōu)化了整個社會的資源配置，從而為更多經濟活動的有效開展提供了可能和便利，進而有利于拉動經濟增長。根據(jù)第三個方程，共享經濟對商貿流通業(yè)的作用系數(shù)為0.1985，且通過5%的顯著性檢驗，即每一單位的共享經濟水平提升，可以帶來0.1985個單位的商貿流通業(yè)增長。由于商貿流通業(yè)的直接經濟影響系數(shù)為0.3028，因此基于共享經濟的貢獻，通過商貿流通業(yè)的中介渠道作用，可以額外地帶來0.0601個單位。根據(jù)第四個方程，每一單位的共享經濟水平提升，可以帶來0.3595個單位的工業(yè)水平提升?；氐降诙€方程，工業(yè)發(fā)展對商貿流通業(yè)的影響系數(shù)為0.4667，于是工業(yè)經濟通過共享經濟的渠道，可以額外對商貿流通業(yè)發(fā)展釋放0.1678個單位。再結合綜合方程，共享經濟通過工業(yè)渠道，再借助商貿流通業(yè)渠道的中介效應，可以額外地釋放0.0508個單位的經濟效應。

基于以上結果可知，我國商貿流通業(yè)的發(fā)展，一方面可以直接拉動我國宏觀經濟增長，即產生顯著的經濟影響效應，每一個單位的商貿流通業(yè)水平提升，可以直接拉動我國宏觀經濟水平提升0.3028個單位。另一方面，共享經濟的發(fā)展，也可以通過商貿流通業(yè)的作用路徑，釋放一定的經濟增長效應。這一作用路徑可以從兩個角度進行解釋，第一是共享經濟直接作用于商貿流通業(yè)發(fā)展，再依托商貿流通業(yè)的中介作用渠道，間接地促進宏觀經濟增長，綜合作用系數(shù)為0.0601；第二是共享經濟首先經工業(yè)的中間渠道，在通過工業(yè)影響商貿流通業(yè)的作用渠道，最后通過商貿流通業(yè)作用于宏觀經濟的渠道，間接地促進我國宏觀經濟水平的提高，這一綜合作用的系數(shù)值又為0.0508。綜上，我國商貿流通業(yè)的直接經濟影響效應系數(shù)為0.3028，而基于共享經濟的視角，借助商貿流通業(yè)的中介渠道角色，可以間接地釋放0.1109個單位的經濟影響效應。

研究總結與對策建議

（一）研究總結

本文以2012～2018年我國大陸地區(qū)30個省級行政單位數(shù)據(jù)作為樣本，首先采用MIMIC模型測算了我國共享經濟發(fā)展水平，然后采用多重中介效應模型實證分析了共享經濟下商貿流通業(yè)的經濟影響效應?；趯嵶C，可得到以下結論：

我國共享經濟發(fā)展水平縱向提升趨勢顯現(xiàn)，而區(qū)域差異性也是較為顯著的。從2012～2018年，我國共享經濟發(fā)展指數(shù)有非常明顯的增長態(tài)勢，而東部、中部和西部三大區(qū)域共享經濟發(fā)展指數(shù)也都呈現(xiàn)出直線上升趨勢。相比之下，東部地區(qū)明顯高于中西部地區(qū)，而中部地區(qū)以微弱的優(yōu)勢處于第二位。

我國商貿流通業(yè)的發(fā)展，不僅可以直接拉動宏觀經濟增長，還能借力共享經濟發(fā)展，扮演中介渠道角色，間接地產生經濟影響效應。由直接作用效應的結果，每一個單位的商貿流通業(yè)水平提升，可以直接拉動我國宏觀經濟水平提升0.3028個單位。根據(jù)中介效應結果，商貿流通業(yè)可以通過發(fā)揮中介渠道角色，借力共享經濟發(fā)展，間接地釋放0.1109個單位的經濟影響效應。

（二）對策

第一，高質高效發(fā)展共享經濟。據(jù)統(tǒng)計，未來幾年我國共享經濟還將保持30%以上的高速增長。為了有效增強共享經濟的貢獻力，如何在高速增長過程中確保共享經濟高質高效就顯得更加重要，為此，一方面應加快完善共享經濟方面的法律法規(guī)，另一方面也要鼓勵創(chuàng)新，引導更多的市場主體有效參與到共享經濟建設中。

第二，借力共享經濟高質量推動商貿流通業(yè)發(fā)展。商貿流通業(yè)作為緊密聯(lián)系消費群體的行業(yè)，與共享模式的關系也是非常緊密的。應進一步抓住共享經濟發(fā)展機遇，加快推動商貿流通業(yè)與共享經濟的融合發(fā)展，在物流、零售、住宿等業(yè)態(tài)領域有效融入共享模式，刺激商貿流通業(yè)形成新一輪的增長發(fā)力點。

第三，堅持區(qū)域一體化發(fā)展，東部引領，助力中西部地區(qū)共享經濟發(fā)展。要打破區(qū)域行政壁壘，實施更多的區(qū)域協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略，有效引導資源要素合理配置，特別是要發(fā)揮東部率先優(yōu)勢，利用共享模式推動資源要素向中西部溢出，帶動共享經濟欠發(fā)達地區(qū)的發(fā)展。