流通业影响演变的“倒U”理论假设与实证检验_溢出效应论文

流通产业影响力演变的“倒U型”理论假说及实证检验，本文主要内容关键词为：假说论文,实证论文,影响力论文,理论论文,产业论文，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。

      一、问题的提出

      中共十八届三中全会指出，发挥市场决定性作用是中国未来经济增长的重要机制。这意味着，作为传递市场信号，联结市场与生产的流通产业在未来中国经济发展中的地位更加关键。因为，流通产业对国民经济的影响力机制是市场决定性作用机制中的重要组成部分。

      流通产业影响力研究早已引起相关学者关注。赵萍（2007）对流通产业影响力进行了检验，发现流通产业对国民经济影响力一直被低估。赵凯、宋则（2009）采用1952—2007年时间序列数据进行了再次考察，进一步发现流通产业外溢系数在改革后呈现弱化现象；杨龙志（2013）采用格兰杰因果检验考察了流通产业与国民经济之间的互动关系，得到了流通产业影响力提升的结论。但这些文献主要关注的是流通产业影响力是否存在或影响力大小的粗略比较问题，属于流通产业影响力的后果性研究（李晓慧，2014）。而对于流通产业影响力演变规律及前因性研究，还很少有文献涉及，研究依然非常薄弱。宋则（2012）指出，中国流通产业影响力呈现出持续增长的趋势。但没有提供相应的经验证据。流通产业影响力与哪些因素有关，也没有文献对此进行分析。Anderson和Betancourt（2002）指出，流通产业在国民经济中占比与经济发展水平（人均国内生产总值）显著相关。流通产业在国民经济中占比是流通产业影响力发挥的重要基础，那么，流通产业影响力演变与经济发展水平也存在关联吗？对于这个问题的研究，无论是对于理论界正确认识流通产业影响力演变规律，还是对于政府当局流通产业影响力提升政策的制定，无疑具有非常重要的理论意义和实践价值，但还没有文献对此做出回答。这为本文的研究留下了一定的拓展空间。

      本文主要集中于对中国流通产业影响力演变特征的考察及与经济发展水平关系的研究。其创新之处在于：（1）在理论分析的基础上提出了流通产业影响力演变与经济发展水平关系的“倒U型”理论假说；（2）运用状态空间模型对中国流通产业的动态演变趋势进行了细致地考察，并证实了改革开放后流通产业影响力与经济发展水平关系的“倒U型”假说的成立；（3）揭示了未来流通产业影响力提升的潜在空间主要在于流通产业内涵式创新转型，而非外延式规模扩张。

      二、流通产业对国民经济影响渠道的分解：基于Feder模型框架

      一个部门对国民经济影响力包括“规模”和“效率”两个维度（何枫、袁晓安，2010）。前者是指对国民经济规模的影响，一般以国民经济规模为被解释变量来建模；后者是指对国民经济效率的作用，一般以国民经济效率为被解释变量来建模；一个部门对国民经济影响力又包括“水平效应”与“增长效应”两个层次（陈启清、贵斌威，2013）。“水平效应”是该产业部门发展水平高地区拥有高水平的国民经济规模或效率，一般以水平变量为被解释变量来建模；“增长效应”是该产业部门发展水平高拥有更高的国民经济规模增长率或效率增长率，一般以增长率为被解释变量来建模。比较而言，规模属于数量维度，效率属于质量维度，“效率”维度优于“规模”维度；“增长效应”属于强效应，“水平效应”属于弱效应，“增长效应”层次高于“水平效应”层次。

      现有文献中，考察一个部门对国民经济影响力的方法有两种：（1）采用单部门模型，把研究部门变量纳入国民经济生产函数，直接考察该部门变量在计量模型中的系数与显著性（课题组，2008）。（2）采用Feder（1983）两部门模型，从直接效应与间接效应两个渠道来考察该部门对国民经济的“增长效应”。直接效应是生产率差异效应，是流通产业与非流通产业部门间边际生产率存在差异，资源从低生产率部门转移到高生产率部门，资源优化配置，从而推动国民经济增长；间接效应是溢出效应，是流通产业部门的知识技术溢出推动非流通产业部门发展，从而推动国民经济增长。由于Feder模型具有坚实的理论基础，因而得到诸多学者的偏爱。本文分析也以两部门Feder模型为理论框架，意在研究流通产业对国民经济规模的“增长效应”。

      假定国民经济分成两个部门：流通产业部门W与非流通产业部门N。

      

      方程组（1）中，Y、W、N分别表示国民经济部门、流通产业与非流通部门的产出，K和L分别表示各部门的资本与劳动投入。假设部门W与部门N之间的要素边际生产率差异为α，即：

      

      对方程组（1）各式两边取微分，再利用式（2）的关系进行整理，得：

      

      代入式（3）得：

      

      结合式（2）可得：

      

      式（4）变成：

      

      两边同除以Y得：

      

      式（5）中，

表示W对N的外溢效应。

      借鉴Amable和Bruno（2000）的文献，同样假定在一个部门中，劳动边际生产率与整体劳动平均产出（Y/L）也呈线性关系，即

；同时令

      式（6）中，θ可表示流通产业（W）对国民经济的全部影响力系数。

      再假定流通产业对非流通部门的溢出效应系数保持不变，设溢出弹性系数为γ，则：

      

      三、流通产业影响力与经济发展水平关系的“倒U型”假说：理论分析

      流通产业影响力的演变特征是什么？宋则（2008，2012）和课题组（2008）指出，中国改革开放以来，流通产业影响力呈现由弱到强，不断增大的过程。然而，流通产业影响力增长趋势是否会一直持续？根据式（8）Feder模型框架，流通产业对国民经济的影响力可分解成直接效应与间接效应两个渠道。下面对直接效应与间接效应的演变趋势分别进行分析。

      （一）流通产业直接效应与经济发展水平的关系

      随着经济水平发展，流通产业直接效应如何演变？

      1.式（8）Feder模型表明，流通产业在国民经济中占比（W/Y）是直接效应的重要影响因素。随着W/Y增加，流通产业相对规模越大，对国民经济增长的直接贡献率越高，因生产率差异引发的资源流动数量越多，直接效应可能呈现递增趋势；相反，随着W/Y递减，流通产业相对规模越小，直接效应可能呈现递减趋势。Anderson和Betancourt（2002）以74个国家34年面板数据为样本的实证研究表明，W/Y与经济发展水平（用人均国内生产总值来衡量）存在长期上的“倒U型”关系，即“流通库兹涅茨曲线假说”。借鉴Anderson和Betancourt的思路，杨波、王章留（2011）采用省级面板数据也证实了“流通库兹涅茨曲线假说”在中国显著存在。“流通库兹涅茨曲线”规律暗示，流通产业直接效应可能存在阈值效应。随着经济发展水平的增长，经济规模的扩张导致商品品种数量的不断增加，从而推动流通产业影响力提升（杨波、王章留，2011）。但超过一定经济发展水平门槛值，由于经济结构软化，即服务产品比重的增加或实体商品交易与交通运输的减少，弱化了国民经济对流通产业的直接依赖（李江帆、曾国军，2003），W/Y下降，流通产业直接效应可能递减，呈现“倒U型”特征。魏作磊（2003）对美国服务业进行考察后发现，流通产业对国民经济的直接推动力已呈现递减趋势，为流通产业直接效应的“倒U型”规律提供了一定的佐证。

      2.式（8）Feder模型还表明，部门间生产率差异（α）也是直接效应的重要影响因素。部门间生产率差异及资源从低生产率向高生产率部门流动导致的优化配置是直接效应产生的重要基础。显然，资源流动与外部制度环境有关，改革开放是流通影响力演变的原动力（宋则，2008）。制度改革前期，部门间生产率差异较大及资源的可自由流动，对直接效应的激活产生了显著推动作用，直接效应增加。随着制度改革深入，资源流动已使部门间生产率差异呈现收敛现象，直接效应可能逐渐弱化；许和连、栾永玉（2005）的研究为上述分析提供了借鉴性经验证据。他们的研究发现，与“八五”期间相比，“九五”期间溢出效应存在明显下降的趋势，出口部门与非出口部门间生产率差异逐渐收敛，生产率差异效应也呈现弱化现象。综上，经济水平发展与制度变迁等因素，可能是流通产业直接效应呈现先递增再递减的“倒U型”演变规律的主要影响因素。

      （二）流通产业间接效应与经济发展水平的关系

      随着经济水平发展，流通产业间接效应又如何演变？

      1.式（8）Feder模型表明，间接效应不仅与溢入部门规模（即非流通部门在国民经济中占比N/Y）有关，同时与溢出效应系数（γ）有关。受“外资溢出效应大小与外资技术势能（外资参与度与技术差距乘积）相关”理论的启发（余泳泽、武鹏，2010），流通产业溢出效应系数（γ）也可能与溢出部门规模（即流通产业部门在国民经济中占比W/Y）、知识技术优势有关。根据Anderson和Betancourt（2002）的理论推断，W/Y与人均国内生产总值呈“倒U型”关系，则N/Y与人均国内生产总值呈“U型”关系。因此，流通产业间接效应与人均国内生产总值的关系变得复杂化，取决于两个因素影响的相对大小。如果溢出部门规模（W/Y）因素影响占主导地位，流通产业的间接效应与人均国内生产总值可能主要呈“倒U型”关系；如果溢入部门规模（N/Y）因素影响占主导地位，流通产业的间接效应与人均国内生产总值可能主要呈“U型”关系。外资溢出效应的相关文献发现（余泳泽，2012），外资规模影响系数远高于市场规模（代表溢入部门规模）影响系数。借鉴这些文献可推测，相对而言，和溢入部门规模因素相比，溢出部门规模因素可能是影响溢出效应的主要决定因素。同时，随着经济发展水平提升，溢出效应或扩散效应的延续，部门间技术差距可能逐渐收敛（许和连、栾永玉，2005）。综上，由于经济结构软化与扩散效应弱化等主要因素的作用，流通产业间接效应更可能与人均国内生产总值之间呈现“倒U型”关系。

      2.从经验证据来看，赵凯、宋则（2009）发现改革开放后（1978—2008）的溢出效应系数平均值0.090，而赵萍（2007）基于1996—2005年的研究发现溢出效应系数平均值为0.152。综合两者的研究可推断，流通产业的间接效应在改革开放后无疑是递增的。李蕊（2013）通过比较流通产业1997、2002和2007年三个年份的影响力系数和感应系数，也发现改革开放后流通产业影响力提升的信息，但无法区分直接效应与间接效应。因此，由于文献研究方法的限制，难以提供流通产业溢出效应是否存在阈值效应的证据。但我们可以寻找其他领域研究的参考证据。如许和连、栾永玉（2005）对出口部门溢出效应的研究证实，中国“九五”期间溢出效应明显低于“八五”期间，揭示了间接效应弱化现象，原因在于出口部门技术优势的弱化。这或许能为流通产业间接效应可能也存在弱化趋势提供一个间接性证据。因此，由经验证据可推断，流通产业间接效应也随经济发展水平提升可能呈现“倒U型”关系。但与直接效应的“倒U型”关系特征相比，间接效应“倒U型”关系由于受到溢入部门规模因素的影响，阈值或门槛要更高。

      （三）流通产业全部影响力与经济发展水平的关系

      由于全部影响力是直接效应与间接效应的综合，两个“倒U型”曲线的叠加在数学上依然具有“倒U型”特征。因此，流通产业的全部影响力也可能与经济发展水平呈“倒U型”关系。

      综上，可得到流通产业影响力与经济发展水平关系的“倒U型”理论假说：

      H1：流通产业直接效应与经济发展水平可能呈现“倒U型”演变规律。

      H2：流通产业间接效应与经济发展水平可能呈现“倒U型”演变规律。

      H3：综合起来，流通产业全部影响力与经济发展水平可能呈现“倒U型”关系特征。

      H4：相对而言，流通产业间接效应比直接效应可能有更高的“倒U型”阈值转折点。

      四、流通产业影响力演变规律：动态考察

      （一）计量模型

      根据赵凯、宋则（2009）研究结果，流通产业影响力在不同时段并非恒定，时变假设可能更为科学合理，因而采用状态空间模型是更理想的选择。本文重点意在考察流通产业（W）对国民经济（Y）之间的动态影响关系，因而依然把dK/Y与dL/L视为固定参数解释变量，把本文需要重点考察的流通产业影响力变量，如（W/Y）（dW/W），（N/Y）（dW/W）视为时变参数解释变量。

      根据式（6）可构建只包含流通产业全部影响力的状态空间计量模型如式（9）：

      量测方程：

      

      式（9）中，

和

分别是资本和劳动增长对国民经济增长的影响系数；sθ是流通产业全部影响力系数，是本文重点考察对象。

      尝试性估计发现，状态变量采用带漂移项随机游走形式最理想，因而设定状态方程如下：

      

      根据式（8）可以构建包含流通产业直接效应与间接效应的状态空间计量模型如式（10）：

      量测方程：

      

      式（10）中，

和

分别是资本和劳动增长对国民经济增长的影响系数；sμ与sv分别是流通产业直接效应系数与间接效应系数，也是本文重点考察对象。

      尝试性估计发现，状态变量采用带漂移项随机游走形式最理想，因而设定状态方程如下：

      

      模型（9）和（10）的设定中，ε和ζ分别是量测方程和状态方程的随机扰动项，表示除流通产业以外其他因素对国民经济增长的影响，服从正态分布，独立不相关；

是状态变量，为不可观测变量，随时间t变化；

是状态变量的漂移项（drift）。

      （二）变量设定与数据来源

      1.被解释变量dY/Y为国民经济增长率，采用国内生产总值Y的增长率来衡量。

      2.解释变量为dK/Y、dL/L，（W/Y）（dW/W）与（N/Y）（dW/W），变量设定如下：

      （1）dK/Y为资本存量增量与国内生产总值的比值，反映资本因素对国民经济增长的贡献。1953—2009年资本存量K则来自单豪杰（2008）的文献和网络数据（http://bbs.pinggu.org），并根据相同的方法补充了2010—2012年的数据。

      （2）dL/L为劳动力增长率，反映劳动因素对国民经济增长的贡献。劳动力数量（L）采用就业人员（年底数）指标。

      （3）（W/Y）（dW/W）为流通产业增长率（dW/W）与流通产业在国民经济中占比（W/Y）的乘积，反映流通产业对国民经济增长的直接效应。

      （4）（N/Y）（dW/W）为流通产业增长率（dW/W）与非流通产业在国民经济中占比（N/Y）的乘积，反映流通产业对国民经济增长的间接效应。其中，N=Y-W。

      国内生产总值Y，劳动力数量（L），流通产业增加值W等原始数据，1953—2008年数据来自《新中国60年统计资料汇编》，2009—2012年数据来自《中国统计年鉴》（2009—2013）。值得说明的是，流通产业范围界定在理论界并不完全统一。本文借鉴相关文献做法（赵萍，2007；李骏阳、包鋆伟、夏禹铖，2011），流通产业只包括了批发零售业。

      （三）流通产业影响力时变特征的实证考察

      1.变量平稳性检验。各变量的单位根检验结果如表1所示。

      

      显然，各变量单位根检验都在1%显著水平上通过，变量平稳，可直接进行状态空间模型估计。

      2.估计结果。根据式（9）和（10）的设定，采用中国1953—2012年数据，运用卡尔曼滤波（Kalman Filter）进行了试估计。（N/Y）（dW/W）解释变量项采用滞后2期，其余采用同期解释变量，AR和MA都取0阶，转移方程采用带漂移项的随机游走形式，模型AIC、SC与HQ最小，状态变量检验达到显著，残差检验平稳，无自相关与异方差，估计结果最理想。根据式（9）的最终结果，如表2中模型1与图1所示，根据式（10）的最终结果如表2中模型2和图2、图3所示。

      表2显示，模型1和模型2中状态变量系数sθ、sμ与sv在1%水平上达到显著，采用状态空间模型是合适的。同时显示，流通产业对国民经济规模产生了显著的“增长效应”。状态变量sθ、sμ系数在所有时段都为正，说明在改革前后，直接效应与全部影响力都是积极有效的。规模影响的“强效应”显著存在，显示流通产业在市场决定性作用机制中的强劲影响力；但sv在1967—1980年为负，则说明在这个时段流通产业的溢出效应是消极的，导致了国民经济的增长率下降。结果暗示，“文化大革命”时期流通产业遭受的极度破坏对国民经济增长产生了显著抑制。

      

      

      （四）实证研究的主要发现

      1.图1显示了流通产业全部影响力的时变特征。我国流通产业全部影响力（sθ）经历了“递增→递减→迅速递增→略微递减”的变化过程，最低点出现在1983年。也就是说，在改革前后各经历了一个先递增再递减的过程。对照我国流通产业发展实践，改革开放前的递增过程可能与建国初期流通产业的大力建设与规模壮大有关，而递减过程则可能与“文化大革命”期间流通产业的毁灭性破坏与规模萎缩、计划经济制度制约等相对应；改革开放后递增过程可能与流通产业的制度变迁、流通产业在国民经济中占比递增等有关，而递减过程则可能与经济结构软化、流通产业在国民经济中占比递减等存在关联。

      2.图2和图3展示了全部影响力内部构成的时变特征。图3结果表明，流通产业的间接效应在整体上展示出在1981年后一直递增的趋势，也显示我国流通产业的间接溢出效应已经进入不断上升的通道。这个结果印证了赵凯、宋则（2009）与赵萍（2007）文献综合比较后得出的推断。比较图1、图2与图3结果可知，直接效应系数（sμ）远远大于间接效应系数（sv），体现出直接效应主导的特征；流通产业直接效应与全部影响力的演变特征非常一致，说明流通产业全部影响力目前主要取决于直接效应变化，间接效应的贡献相对微弱。

      3.改革开放前的制度扭曲，导致流通产业影响力可能也存在扭曲。因此，本文重点考察改革开放后时段（1979—2012）。改革开放后，流通产业直接效应（sμ）与全部影响力（sθ）的绝对值的演变趋势是先迅速递增再略微递减，显露出明显的“倒U型”时变特征。而间接效应绝对值在1983年后一直递增，但环比或增长率呈现出逐渐递减趋势，也暗含着“倒U型”的时变特征。至于是否与经济发展水平呈现“倒U型”关系，还需要进行严格的计量检验和稳健性考察。

      4.溢出效应项采用滞后2期估计效果最佳，也显示流通产业对国民经济“增长效应”传递机制存在一定的时滞效应，即流通产业的间接效应要经过2年左右的时滞才显著体现出来。这结果同时暗示，流通产业的先行发展是必要的，流通产业的先行发展期为2年左右。

      五、流通产业影响力与经济发展水平关系的“倒U型”假说：实证检验

      （一）基本模型估计

      为了检验流通产业影响力与经济发展水平之间的“倒U型”假说是否真实存在，借鉴杨波、王章留（2011）的经验，下面分别以上文得到的流通产业全部影响力系数（sθ）、直接效应系数（sμ）和间接效应系数（sv）为被解释变量，以人均国内生产总值的对数值（lnpgdp）的一次项与平方项为解释变量，进行GMM回归估计，结果如表3所示。模型3意在检验流通产业全部影响力sθ的“倒U型”特征，模型4意在检验直接效应（sμ）的“倒U型”特征，模型5-1和模型5-2是为了检验流通产业间接效应（sv）的“倒U型”特征，在模型5-1中只包含解释变量lnpgdp的一次项，在模型5-2中则包含了解释变量的一次项和平方项。

      值得说明的是，鉴于改革开放前制度环境的异常，表3、表4和表5中模型估计都采用的是1983—2012年时段的数据，并对人均国内生产总值数据进行了以1990年为基期的价格指数平减。

      

      

      表3结果显示，模型3、模型4和模型5的调整后

都在0.9以上，残差检验平稳，不存在自相关，协整关系成立，暗示模型估计效果较好。同时，模型5-1拒绝了流通产业间接效应（sv）与经济发展水平（lnpgdp）的线性关系；在模型3、模型4和模型5-2中

的系数显著为负，表明流通产业的sμ sv与sθ与lnpgdp呈现显著“倒U型”关系。流通产业直接效应、间接效应、全部影响力与经济发展水平的“倒U型”关系假说H1、H2与H3都得到初步验证。但这个结果是否可信，还需要稳健性考察与内生性检验。

      （二）稳健性考察

      根据杨波与王章留（2011），宋则（2008），晏维龙等（2004）等学者的文献，除经济发展水平外，经济结构软化、制度变迁与城市化等可能是促进或抑制流通产业影响力的重要外部因素。本文分别以“服务业增加值占国内生产总值比例”（service），“非国有企业工业总产值占全国工业总产值比例”（institution）和“城镇人口占总人口比例”（city）为经济结构软化、制度变迁与城市化等因素的代理变量，作为控制变量纳入模型，对表3中模型进行重新估计。值得说明的是，由于lnpgdp、service、institution、city变量之间相关系数都在0.75以上，引发了比较严重的共线性问题。这可能是由于lnpgdp、service、institution、city的影响效应存在很多重合部分。本文借鉴Kumar（2000）的做法进行调整，先分别以service、institution与city为被解释变量，以lnpgdp为解释变量，进行OLS估计，分别得到残差

、

与

，以回归残差表示调整后的变量，但Kumar指出这种方法存在影响效应被低估的风险。检验表明，lnpgdp、

、

与

之间的相关系数都已降到0.50以下，共线性问题得到缓解。同样采用1983—2012年数据把

、

与

纳入后重新估计的结果如表4所示。

      

      模型6、模型7、模型8-1和模型8-2结果显示，在加入三个主要影响因素作为控制变量后，sμ、sv、sθ三者与lnpgdp的“倒U型”关系依然显著存在，证实结果是稳健的，又一次验证假说H1、H2与H3成立。同时表明，在10%水平上，

系数在模型7中显著为负，表明服务业比例越高，流通产业直接效应会显著越低。结合sμ与lnpgdp的“倒U型”关系结果，强烈暗示经济结构软化显著降低了流通产业对国民经济直接效应；

与

系数在10%水平上都没有达到显著。鉴于Kumar的处理方法可能存在影响效应被低估的风险，本文尝试性进行了各因素影响效应的单独估计。估计表明，在直接效应和全部影响力模型中，分别单独以institution与city为解释变量的估计结果发现，与流通产业影响力关联性是显著的，并且也都呈现“倒U型”关系特征。据此可推断，institution与city的影响可能是间接的，通过经济发展水平或经济结构软化进行完全中介传递，或已经完全反映在经济发展水平变量的影响效应中，因此，在进行变量调整之后，直接影响不再显著。这结果显示，模型6和模型7存在低估风险。一方面，显示我国市场化制度变迁为资源流动提供了有利的外部环境，促进了流通产业与非流通产业部门间的生产率差异效应的发挥，印证了宋则（2008）改革开放是流通产业影响力原动力的观点，但这种促进作用呈现逐渐弱化的趋势；另一方面，也显示城市化对流通产业直接效应的存在影响，印证了相关文献的观点（晏维龙等，2004）。但在间接效应模型中，分别单独以institution、city与service为解释变量的估计结果也不显著（值得说明的是，service对间接效应产生了负向影响，但在10%水平上没有达到显著），显示模型8-1和模型8-2中并不存在低估风险。这结果说明，间接效应的“倒U型”特征所呈现的增长速度递减趋势，经济结构软化的作用还不显著，而是经济发展水平进入较高阶段后，部门间技术差距的收敛与溢出效应的弱化所导致。

      （三）内生性检验

      由于遗漏解释变量与测量误差，特别是流通产业影响力与国民经济增长之间的逆向因果关系都可能使模型估计结果产生内生性偏误，即lngdp是否为内生解释变量。下面以lngdp与

的滞后1期为工具变量，重新进行工具变量（instrument variable，IV）回归估计，结果如表5所示。模型3-IV，模型4-IV，模型5-1-IV与模型5-2-IV分别是模型3，模型4，模型5-1与模型5-2的工具变量估计结果。

      豪斯曼检验（Hausman Test）表明，模型3-IV、模型4-IV、模型5-1-IV与模型5-2-IV的显著性水平p值都大于0.100，工具变量估计与非工具变量估计的差异在10%水平上没有达到显著，说明四个模型估计的内生性问题并不显著存在，因而采用非工具变量估计结果更佳，表3结果是理想的。再一次验证了假说H1、H2与H3成立。同时显示，国民经济增长对流通产业影响力的逆向因果关系可能并不显著存在。

      因此，不仅流通产业直接效应、间接效应与经济发展水平呈现“倒U型”关系显著，全部影响力的“倒U型”理论假说也成立。结果证实，随着经济发展水平增长，经济规模扩张导致的商品品种数量增长、制度变迁等因素推动了影响力提升。但随着经济发展水平增长，经济结构软化导致对流通产业依赖的弱化抑制了流通产业影响力的增长，流通产业对国民经济规模的“增长效应”存在门槛效应。根据表3模型3、模型4与模型5-2的系数值，计算出直接效应、间接效应与全部影响力对应的人均国内生产总值门槛值分别为32229.69元、694761.60元与39424.63元，根据表4模型6、模型7与模型8-2计算的门槛值与上述结果非常接近。结果表明，间接效应的门槛值远远大于直接效应的门槛值，H4得到验证。对照我国人均国民生产总值“原始数据”（以1990年为基期平减后）可知，流通产业直接效应和全部影响力的门槛分别在2007年和2008年就已经到来，但间接效应门槛还远未到来。结合间接效应与控制变量关系都不显著的检验结果推断，流通产业间接效应可能受到外部因素约束较小，抑制或促进因素可能主要在于流通产业内部特征，如流通产业技术创新、管理创新等可能是间接效应强弱的主要决定因素，流通产业的创新转型可能是促进间接效应最有效的战略手段。

      综上，流通产业对国民经济规模“增长效应”的“倒U型”理论假说得到有效验证。

      （四）进一步的分析与讨论

      在实证研究基础上，下面继续考察流通产业在国民经济中占比（W/Y）演变与其影响力变化之间的对应关系，以揭示经济发展水平与影响力变化之间的传导机制。

      1.“经济发展水平→流通产业直接效应”传导机制。杨波、王章留（2011）的文献表明，中国流通产业在国民经济中占比（W/Y）最低点在1980年，1980—1994年，W/Y在波动中逐渐递增，第二产业占比逐渐提升。这符合工业化前期与中期特征（Anderson和Betancourt，2002）。图2中，直接效应最低点在1983年，1983—1997年也呈现逐渐提升态势，而同时期国民经济增长趋势也同样处于逐渐加速阶段。因此，三者的演变特征比较吻合。1995—2012年，流通产业在国民经济中占比（W/Y）呈现逐渐降低趋势，第二产业占比出现阶段性微降，工业化后期与后工业化时期特征开始显露（Anderson和Betancourt，2002）。图2中直接效应也在1997年后逐渐递减。结果对比表明，流通产业在国民经济中占比（W/Y）与直接效应的演变特征基本吻合，这在一定程度上印证与揭示了经济发展水平与直接效应之间的传导机制：

      工业化前期与中期：“经济水平发展→国民经济制造业比例提升→对流通产业依赖性强化→流通产业在国民经济中占比（W/Y）提升→直接效应强化。”

      工业化后期与后工业化期：“经济水平发展→国民经济制造业比例降低→对流通产业依赖性弱化→流通产业在国民经济中占比（W/Y）下降→直接效应弱化。”

      同时，国民经济中占比（W/Y）与直接效应的最低点与最高点时差还间接反映出流通产业发展与直接效应发挥之间可能存在3年左右的时滞，流通产业的先行发展是必要的。

      2.“经济发展水平、内部创新→流通产业间接效应”传导机制。显然，流通产业在国民经济中占比（W/Y）与流通产业间接效应（sv）的变化特征并不一致。这显示，流通产业间接效应的影响，除了以上W/Y的传导机制，非流通产业在国民经济中占比（N/Y）及流通产业内部特征可能也存在影响。以间接效应（sv）为被解释变量，以流通产业全要素生产率（tfp）①、lngdp的一次项与平方项为解释变量，采用1978—2012年时间序列数据，估计结果如式（11）所示。

      

      结果表明，流通产业全要素生产率的提升对间接效应具有显著的促进作用。因此，间接效应演变是经济发展水平与流通产业的内部创新等因素同时作用的结果。

      六、主要结论与政策意义

      经过前面的理论分析与实证检验，本文得到如下结论：

      1.改革开放后，随着经济发展水平增长，商品品种数量的扩大因素推动了流通产业直接效应的递增，但经济结构软化削弱了流通产业的直接效应。因此，流通产业直接效应随经济发展水平提升呈现出先递增再递减的变化规律，即“倒U型”关系。

      2.流通产业的间接效应，虽然呈现递增趋势，但环比或增长率呈现逐渐递减，也与经济发展水平呈现“倒U型”关系。经济结构软化与间接效应负相关，但没有达到显著；因此，间接效应的递增趋势减缓可能主要是由经济发展水平进行较高阶段后，部门间技术差距的逐渐收敛与溢出效应的逐渐弱化所致。

      3.流通产业全部影响力包括直接效应与间接效应。从系数大小比较看，流通产业直接效应远大于间接效应，是全部影响力构成的主导因素，因而全部影响力的演变特征主要由直接影响力的变化特征决定。由于直接效应、间接效应与经济发展水平都存在“倒U型”关系，因而全部影响力也与经济发展水平存在“倒U型”关系。

      4.研究证实，流通产业的间接效应虽然没有成为全部影响力的主导因素，但它目前还没有受到经济发展水平约束，也没有受到其他外部经济环境影响的显著限制，显示其将成为未来流通产业影响力提升的主要潜在渠道，成为改变流通产业全部影响力弱化趋势的关键手段。间接效应在改革开放后快速增长趋势也印证了上述结论。

      由此延伸出的政策意义是，如果没有流通产业的创新转型升级，中国流通产业的影响力可能已经进入“倒U型”微弱递减阶段。流通产业直接效应的继续提升潜力可能受到经济结构转型的局限，单纯的流通产业外延式规模扩张不再是流通产业影响力提升战略的主流；但间接效应目前还没有受到经济结构转型限制，溢出效应可能更多地取决于流通产业的技术创新所导致的技术优势提升、组织创新所导致的效率提高等，因此，以内部的创新转型为主导的内涵式发展将是流通产业影响力提升的重要战略方向。具体建议如下：（1）流通产业资本深化。以技术装备化为导向的流通产业资本深化能显著提升流通产业全要素生产率，促进溢出效应的发挥。如流通信息化系统、电子商务系统、智慧流通系统、大数据挖掘等硬件与软件投资。（2）流通产业与知识密集型服务业融合。作为生产性服务业的流通产业，自身知识技术位势的提升尤为关键，而与知识密集型服务业的融合是最有效的途径。如投入更多的科学研究服务、技术服务、商务服务、信息服务、教育服务、金融服务等。（3）发展与规制大型高级流通企业。流通产业影响力也存在分级效应，大型流通企业与小型流通企业的影响力存在较大的差异。大型流通企业拥有更丰富的市场知识与管理经验，全要素生产率更高，溢出效应更强，提高市场效率，成为影响力高级部门。但也可能由于大型流通企业买方势力与影响力滥用抑制溢出效应发挥，对其进行规制必须同步进行。

      

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