流通业对城市经济发展促进作用的实证分析——基于2001-2006年省会城市面板数据，本文主要内容关键词为：城市论文,实证论文,省会论文,经济发展论文,面板论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F717文献标识码：A文章编号：1002-8102(2009)01-0109-05
一、引言及文献
一般而言，工业化进入中后期，第二产业的产业周期开始逐步进入稳定扩张时期，第三产业的发展开始进入加速成长期。我国除拉萨外的30个省会城市(直辖市)2000-2006年间城市经济快速发展，2006年各城市GDP较2000年翻了一番，同时第三产业所处地位逐渐提升，截止到2006年共有23个城市第三产业占GDP的比重超过50％，最高的达71％，其余7个城市第三产业占GDP的比重也在40％以上。在这种产业结构转型过程中，流通产业将处于承上启下的核心地位，对经济发展开始发挥主导性的作用，流通的运行效率和对经济承载能力的重要性开始显现。流通业发展对城市经济的促进作用到底有多大？各地区城市间流通业对城市经济促进作用是否相同？这些问题目前并没有准确的答案。因此，这些问题成为本文将要解决的问题。
国内理论界对流通业的概念未形成统一认识，许多学者都有自己的不同看法。如：乔均(2000)认为：流通产业包括一般性商业(批发业、零售业、饮食业、外贸业)和为商业服务的行业(物资供销业、仓储业、运输业、包装业等)。宋则、张弘(2003)认为：所谓流通，是指在实体经济范畴内，由商品流通直接引起或与商品流通直接有关、直接由其派生并直接为其服务的商流、物流、信息流和资金流的总和或总称。陈阿兴(2003)则认为流通业是一个狭义概念，仅指以买进卖出商品为手段，以营利为目的的职业经营者组成的行业(产业)。本文在分析狭义流通业(一般性商业)对城市经济发展的促进作用时，流通业的数据用社会消费品零售总额或批发、零售贸易餐饮业数据等来代替。
黄国雄(2003)认为应转变过去将流通视为末端产业的传统观念，而将流通界定为基础产业。黄国雄(2005)进一步指出，流通业作为基础产业的五大特征：流通产业的社会化程度高；流通产业对经济增长的贡献率高；流通产业吸纳就业的数量大；流通产业与其他部门的联系紧密；流通产业具有不可替代性。
晏维龙等(2004)从理论上分析了城市与流通业发展的关系，并构建1960-2001年我国城市化率与商品流通的分阶段回归模型，提出“流通先导”的发展战略。曹金栋，杨忠于(2005)通过实证研究发现：流通业对推动GDP增长的作用是最大的。流通业是国民经济的先导产业，在经济发展中具有战略性的地位。因此需要大力发展流通业，充分发挥流通业在经济发展中的重要作用。宋则(2006)在研究流通现代化及流通业竞争力时，提出了用流通业贡献率指标衡量流通业对经济发展的影响。王德章、宋德军(2007)利用1990-2005年全国及北京、哈尔滨、贵阳的流通业发展水平和代表城市经济发展指标的年度数据，使用自回归分布滞后模型建立对应的误差修正模型，定量分析流通业对城市经济发展的影响因素，并提出以流通业为先导，促进流通业与城市经济发展的建议。
上述研究从不同的角度，分析了流通业的内涵、对城市经济发展的影响，并运用实证分析从不同角度加以证明，同时提出了以流通业为先导，以流通业促进城市经济发展的政策建议。
但是，在上述实证研究中存在如下问题：(1)城市界定范围不明确。在相应统计年鉴中有关地级城市的统计数据有两个口径：市辖区和全市。“市辖区”为直辖市和较大城市(指地级市)城区划定的行政分区，属于县级行政区。市辖区与其他县级行政区比较，显著的特点就是为城市主体的一部分，居民以城镇人口为主或占有很大比例，而全市的概念既包括了市辖区也包括了行政区划中下辖市(县)。相对来说全市的界定范围并没有十分准确地反映城市的范围，区域过大，并不能准确地反映城市经济发展状况，也不能准确地使用流通业相应数据。(2)在上述实证分析中大多使用全国数据进行简单的回归分析，没有考虑我国城市经济发展间的差异性，不能衡量在不同经济增长状况下流通业对本地区(城市)经济增长产生怎样的影响，影响有多大。
二、数据选取及计量模型
(一)数据选取及处理
1.数据选取。城市经济发展水平用该城市历年GDP(万元)来衡量，流通业的发展水平使用社会消费品零售额(万元)来衡量。由于各城市人口数量不同，为增加省会城市(直辖市)的可比性，将GDP调整为人均GDP，社会消费品零售额调整为人均社会消费品零售额，两个指标分别用rjgdp和rjxf表示。为进一步衡量某一地区流通业的发展水平，还选取了批发零售贸易餐饮业就业人数(万人)，该指标用jy表示。各指标原始数据均来自于2001-2007年《中国城市统计年鉴》，城市范围界定为市辖区。由于数据统计问题，各省会城市(直辖市)的数据中不含有西藏自治区首府拉萨，因此本文重点分析的是除拉萨外的30个省会城市(直辖市)。由于《中国城市统计年鉴》中缺失2000年各省会城市(直辖市)的社会消费品零售额数据，在做面板数据协整分析及构建误差修正模型时使用2001-2006年数据。
2.数据处理。由于本文中用人均GDP(万元)表示城市经济发展，而使用人均社会消费品零售额(万元)和批发零售贸易餐饮业就业人数(万人)表示流通业发展水平，三个变量单位不一致，而且有人均值和总量指标，进行分析时不能正确反应综合结果，因此对数据进行标准化处理。标准化处理主要解决数据的可比性，本文采用平均值—标准差处理方法：
文中根据上述计算公式，对30个城市的三个统计指标分别进行标准化，下文中所使用的数据，如无特殊说明，均是标准化后的数据。
3.聚类分析。我国城市间经济发展具有较大的差异性，如果将30个城市统一分析，那么经济发展快慢不同，相互之间会抵消作用。为了更加明确地分析流通业在城市经济增长中的不同作用，采用聚类分析法对30个城市经济发展状况进行分类。根据30个省会(直辖市)城市人均GDP，将其经济水平分为高、中、低三类，2000年和2006年聚类分析结果见图1。比较2000年和2006年各城市所属级别的不同，城市经济状况分为下降、不变和上升三类，由此30个城市分为三组：下降组、不变组、上升组(见表1)。
(二)模型
1.回归模型设定。在前文基础上将三类城市的rjxf、jy对rjgdp进行回归，在不考虑滞后影响的假设条件下，设回归模型形式如下：
三、实证分析结果
(一)单位根检验
本文对同质面板单位根检验采取LLC方法，对异质面板单位根检验采取IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher检验法，在四种检验方法中，原假设均为存在单位根，如果检验结果不显著则拒绝原假设，面板数据为平稳的；否则数据为非平稳的。在单位根检验中需要判断回归中是否含有常数项、趋势项，结果发现rjgdp、rjxf和jy三个变量都含有常数项，但不具有时间趋势项，在此基础上分别对变量进行检验，检验结果见表2。由检验结果可以看出各变量的一阶差分值至少通过10％的显著性检验，因此各地区的变量都是一阶单整Ⅰ(1)。
(二)协整检验
通过面板数据单位根检验，不变、上升及下降三类城市的rjgdp、rjxf和jy变量均表现为一阶单整Ⅰ(1)，因此变量之间存在协整关系的可能。为了研究流通业发展和城市经济发展之间的关系，利用Engle-Granger两步法检验三类城市中变量之间的协整关系。
在面板数据回归中，可以依据Hausman检验结果在固定效应和随机效应之间做出选择，Hausman检验结果显示选择随机效应模型对式(2)进行回归，回归结果及残差平稳性检验结果见表3。
由表3的残差平稳性检验可以看出三类不同城市的残差均为平稳的，也就意味着在三类城市中，人均GDP、人均社会消费品零售额和流通业就业人数之间存在着协整关系，人均社会消费品零售额和流通业就业人数是城市经济增长的长期原因。对式(2)的回归结果进行比较可以看出，代表流通业发展水平的人均社会消费品零售额和流通业就业人数对城市经济发展(人均GDP)具有正向促进作用。人均社会消费品零售额对人均GDP的影响具有明显的区域差距，在我国30个省会城市(直辖市)中，经济发展处于下降组城市的人均社会消费品零售额对城市经济发展的促进作用最小，处于上升的促进作用最大。流通业就业人数对城市经济增长的促进作用不具有明显的规律性，反而是经济增长慢的地区流通业就业人数的促进作用最大。
(三)误差修正模型(ECM)
在协整检验的基础上估计误差修正模型，对误差修正模型(3)进行系数估计，估计结果见表4。从表4的估计结果可见，误差修正模型(3)中的
四、结论
我国30个省会城市(直辖市)经济发展存在严重的不平衡性，2006年人均GDP相对于2000年来说，城市经济发展水平所属类别下降的城市有6个，上升的有10个，其余14个城市经济发展处于稳定状况没有发生变化。
在我国30个省会城市(直辖市)中，人均GDP、人均社会消费品零售额和流通业就业人数之间存在协整关系，流通业发展是促进城市经济发展的长期原因。人均社会消费品零售额对人均GDP的影响具有明显的区域差距，在我国30个省会城市(直辖市)中，经济发展处于下降组城市的人均社会消费品零售额对城市经济发展促进作用最小，处于上升的促进作用最大，流通业就业人数对城市经济增长的促进作用不具有明显的规律性。这种流通业对经济发展的促进作用表明，在城市经济发展过程中可以采取促进流通业发展的产业政策以达到促进本地经济发展的目的。
误差修正模型估计结果表示，流通业的发展对城市经济发展具有短期促进作用；且当短期波动偏离长期均衡时，将以一定的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。但是城市经济发展速度不同，由非均衡状态向均衡状态的调整力度就不同，下降组的回拉力度最大，而上升组的回拉力度最小。