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【論文】宏觀産業政策對現代商貿流通業發展的影響

摘要:商貿流通業是引導經濟發展的重要産業,隨著我國産業結構調整加快,商貿流通業的持續發展面臨著嚴峻的轉型壓力。文章深入分析了宏觀産業政策變動的過程中,隨著政策投資的供給不同而導致的現代商貿流通業發展出現的差異特征,並采用霍爾基米安敏感度指數量化估算了宏觀産業政策的“投資-現金流”約束程度,最後通過我國2000-201731個省、市、自治區的統計數據進行了深入的實證分析。實證結果表明:我國當前的宏觀産業政策調整對商貿流通業發展産生了顯著的正向影響;宏觀産業政策調整的貢獻作用更集中于流通基礎産業較差的西北部區域,通過強化政策調整與資本分配,有助于實現我國不同地區流通業發展的動態均衡。

關鍵詞:商贸流通业,宏观产业政策,現金流,实证分析,霍尔基米安敏感度指数

隨著我國經濟的持續發展,諸多産業的結構問題逐漸顯現,以高庫存、高杠杆爲代表的一系列問題企業,已成爲我國實現可持續發展中的痼疾。對此,我國政府進行了新一輪的宏觀産業政策調整,其始終面向一個主題,即“以市場爲主導的經濟發展”。在這一過程中,産業結構調整一定是遵從更多的市場化趨勢,但需要看到的是,我國市場分割的情況十分嚴重,城鄉間的二元市場對立現象始終存在,同時上下遊市場間的渠道存在大量暗線,不同區域間的市場標准無法接軌,市場發展路徑中存在大量的桎梏,這造成了許多資源的損失。另一方面,作爲我國産業結構調整的“風向標”,商貿流通業在市場層面對産業結構調整具備顯性的指導作用。對商貿流通業而言,宏觀産業政策推動屬于典型的“短期利好”,隨著我國整體産業結構轉型和優化的完善,現階段的政策資金支持不斷下降,如何保持發展的“沖量”,需要進一步從政策角度進行解讀。鑒于上述實踐發展問題,本文擬從宏觀産業政策對現代商貿流通業發展的影響角度出發,深入分析我國宏觀産業政策的作用,並說明商貿流通業發展的方向。

文獻綜述

針對我國當前展開的宏觀産業結構調整現象,我國學者進行了深入且全面的分析。劉小魯(2017)從産業發展政策和自然壟斷領域的規制政策兩個角度,分析了國有企業在産業政策實施中的積極意義,其認爲我國的産業政策規劃過程中,應區分競爭性環節和自然壟斷環節,並側重于通過機制設計和價格管制限制自然壟斷環節的市場勢力;楊明國和金瑞庭(2017)結合技術發展分析了我國當前的宏觀産業政策調整情況,其研究表明,建立適應未來新型生産組織方式的管理體系,需要從實施創新驅動戰略和經濟社會管理體制改革兩大方面入手,因此要切實提高我國在全球創新鏈中的位勢;張倩肖和馮雷(2018)的分析則基于我國上市公司的經驗,其證明了宏觀經濟政策不確定性對企業技術創新具備一定的負面作用;張荻(2017)的研究認爲,通過加強宏觀指導、完善與優化城市商貿流通主體所有制結構,能夠有效降低宏觀經濟政策不確定性的負面作用。此外,對商貿流通發展的深度挖掘,也成爲此次宏觀産業整體調整過程中的一個主要研究方向。周海英(2018)提出,在市場經濟背景下,盡管我國商貿流通業取得了長足發展,但由于宏觀經濟環境和二元經濟結構的制約,我國商貿流通業的發展具有一定滯後性。其研究基于商貿流通業的産業先導視角,對我國商貿流通業的發展現狀和業態結構進行分析,並在此基礎上提出了商貿流通業的創新發展路徑;劉新華(2017)的研究則進一步采用數量分析對此進行了深化,其研究利用面板數據研究我國商貿流通業的發展情況,發現我國商貿流通業的發展需要在宏觀經濟結構優化的背景下加強人力資本投入,推動業務模式創新;鄭轶(2017)認爲,推動中國商貿流通業供給側改革,不僅要從宏觀角度提高要素貢獻率,還要通過供給側改革與需求管理的同步進行強化市場運行動力,同時要從微觀上實現商貿流通業的發展,從産品管理和科技創新兩個角度加大投入,提高自身經營能力。上述研究雖然在宏觀産業調整和現代商貿流通業發展兩個方面進行了一定分析,但尚未有研究將兩者進行結合分析,對此本文結合分析了宏觀産業政策調整對商貿流通業發展的作用。

參數構造與模型設定

(一)模型設定

針對宏觀産業政策對現代商貿流通業發展的影響,本文擬采用多元回歸模型進行計量分析:

  lnCFSIit=α0+α1TSIit+α2X+εi (1)

由公式(1)可見,文章研究的核心變量間依然可能存在部分能夠對模型穩健性産生影響的其他變量,對此,本文控制了如下可能對現代商貿流通業發展産生影響的因素,其分別爲:産業結構(ST),三次産業占比;市場因素(MA),基于樊綱(2016)的《中國市場化報告》;對外開放水平(OP),以進出口額占GDP比例代替;城鎮化水平(UR),采用城鎮人口占總人口比例表示。

(二)參數構造

本文的核心被解釋變量是商貿流通業發展水平,而商貿流通業實質上是由多個子行業結合形成的單一行業。爲了保證指標內部信息不出現交叉,本文采用主成分因子法對此進行測算,具體參數如表1所示。

1 商貿流通業發展水平指標

總指標

二級指標

對應計算方法

商貿流通業發展指標

實際增長

限額以上批發和零售業利潤增長率(%)

發展前景

社會消費品零售總額增長率(%)

規模效應

批發與零售業份額占GDP比值(%)

针对三类二級指標,设定系数矩阵:


  根據矩陣對應的雅克比行列式求解:

  Ci)=(C1i)…,C2i)…,Cpi))(i=1,2,…,p)(3)

 

上述矩陣對應協方差存在如下規律:λ1λ2λp0。從而可以設定多個有效因子:


 

公式(2)中,xi的標准化變換,且z1z2zp之間線性無關。從而可以對應計算出i因子的信息值:


 

信息值達到80%以上的因子作爲主成分因子(m個),從而得到指數值:


 公式(6)中的TSI即爲商貿流通業發展水平的指數,它代表了一個區域內部商貿流通産業發展的實際情況和未來趨勢。其次,本文需要構造主要解釋變量,宏觀産業政策在某一個地區的事實水平。由于政策的效果難以從經濟變量中直接提煉而出,本文借鑒劉小魯(2017)文章中所采用的霍爾基米安敏感度指數(CFSI),該指數定義了産業對外部投資的敏感程度,采用“投資-現金流”的方式進行計算,定義式爲:


 公式(7)中,CF代表現金流;K爲企業的固定資産;t代表對應時期;投資方程的定義如下:


 公式(8)中,1/K代表以固定資産總額標准化的固定資産投資,爲了表現宏觀産業政策調整的影響,固定資産主要由政府投資(GI)的對應函數所決定,αiαt分別代表區域固定效應和時間固定效應。本次研究的數據時間爲2000-2017年,由于宏觀産業政策在各個省對流通業的影響不一致,本文的研究對象包含我國31個省區市(除港澳台地區外),數據均來源于《中國統計年鑒》(2000-2017),部分缺失數據由各省統計局官網公告補充得出。

實證過程

(一)可行性分析

爲采用Eviews 9.0軟件對上述模型進行回歸分析,首先需要解決核心變量間的共線性問題,以滿足多元回歸的條件。根據ADF檢驗發現,各個時間序列均服從I1)的分布,可以進行線性回歸分析。對全樣本進行皮爾森檢驗發現,模型總體擬合率爲97.26%,高于臨界值50%,模型擬合水平較高,同時各個變量間不存在虛擬共線性,因此本文最後采用方差分解分析各個因子的貢獻水平,結果如表2所示。

      表2 方差分解判定結果

模型

回歸系數

方差

F值

δ值

單一回歸

1.123E7

1

3.092E7

29.726

0.001

殘差

3.129E7

30

2.129E7

 

 

總計

7.012E8

31

 

 

 

由表2可见,單一回歸情况下的F值高達29.726,對應值爲0.001,說明核心解釋變量與被解釋變量之間不存在多重共線性問題,且顯著拒絕原假設“回歸系數为0”,可以直接采用本文設定的模型對各個區域的影響系數進行實證分析。

(二)實證回歸結果

在全樣本實證中,由于宏觀産業政策的影響絕不止于一期,因此本文分別采用多元線性回歸(GLS)對單期變量關系進行了分析,同時本文采用虛擬最小二乘回歸(DSV)構建了下一期的商貿流通業與宏觀産業政策的回歸,最終得到回歸結果如表3所示。

      表3 全樣本回歸結果

變量

GLS

DSV

回歸系數

t值

回歸系數

t值

TSI

1.518***

67.391

1.097***

56.320

ST

0.467

0.021

0.326

0.109

MA

0.314*

2.217

0.205*

2.336

UR

0.004

0.093

0.032

0.084

時間效應

 

 

區域效應

 

 

ρ

0.719***

10.318

0.983***

11.298

Adj-R2

0.971

 

0.952

 

最大似然比

473.211

 

362.128

 

注:******分別代表在10%5%1%的置信水平上顯著。

由表3不難看出,總體模型的ρ值在1%的置信水平上显著,说明宏观产业政策与现代商贸流通业之间具备显著的管理效应,在当期回歸系數为1.518,其滞后變量的强度有所下降,为1.097,關聯特征依然顯著,兩者間爲明顯的正向關系。宏觀産業政策的資金供給會在當期對流通産業發展造成較強影響,此後逐漸降低。調整後的模型擬合比R2的判決系數爲0.9710.952)均在95%的擬合度水平之上,說明模型具備較高擬合度,在實證層面具備較強的解釋力,宏觀産業政策是推動我國流通産業發展的重要力量。爲了辨析不同區域的促進作用,本文采用三大經濟區域的分類進行了計算,結果如表4所示。

       表4 分樣本回歸結果

自變量

東部

中部

西部

TSI

1.312***

1.325***

1.671***

ST

0.415

0.321*

0.247

MA

0.314*

0.253

0.225*

UR

0.004

0.074

0.051

時間效應

區域效應

ρ

0.925***

0.921***

0.976***

Adj-R2

0.947

0.936

0.922

似然比

457.139

405.234

516.227

注:******分別代表在10%5%1%的置信水平上顯著。

由表4的分样本回归结果可以看到,宏观产业政策对现代商贸流通业发展的作用存在明显的区域差异,東部与中部的推动作用较为近似,其回歸系數分别为1.3121.325;而西部的推動作用顯著較高,達到1.671。不難發現,宏觀産業政策調整的貢獻作用,更集中于流通基礎産業較差的西北部區域,通過強化政策調整與資本分配,將有助于實現我國不同地區流通業發展的動態均衡。

對策建議

本文认为应该从如下三个方面进一步推动我国现代商贸流通业产业发展与结构优化:第一,通过产业间的有效融合,使得宏观产业政策对现代流通业的推动作用向相关产业溢出。作为经济发展的中心产业,商贸流通业能够直接推动产业间进行有效融合,从而实现区域产业集群的构建。一方面来看,商贸流通业可以实现多个市場之间的联通,从而强化传统市場的产出水平,进而降低单一产业的运营成本。另一方面来看,在多层次的产业集群结构中,企业间的相互协作能够大幅降低流通成本,从而通过規模效應实现产业发展的突破和优化。随着宏观产业政策对现代商贸流通业的有力促进,其能够通过政策效应的溢出,实现不同产业异质化发展的互补,这不仅能够从宏观上为企业发展提供助力,还能够从微观激发企业的发展活力。鉴于此,利用宏观产业政策的推动作用实现商贸流通业的发展,并建立配套政策发展相关产业,能够有效帮助各类企业在同一区域间和谐共生,从而实现以商贸流通为中心的产业规模化和有效化,进而为我国商贸流通业的发展提供动能;第二,重视政策推动下的企业管理创新,使得短期政策红利在长期发挥作用。企业的转型不能仅仅依赖政策,其更多需要自身的技术管理的突破。流通企业利用管理上的模式创新和技术上的产品创新,能够强化单一产品的边际产出,并以此产生更多利润。同时,流通企业可通过当前的充沛资金实现技术上的突破,进而通过技术创新建立企业发展的“護城河”,這可以爲行業整體發展提供借鑒,進而讓技術發展的合力産生質變,這將促使政策紅利延伸至遠期,最終構建我國的商貿發展價值鏈;第三,重視市場的作用,強調以市場爲引導的商貿流通發展模式。如何實現多元市場價值的統一,依然要回歸到現代商貿體系的構建上。從宏觀層面來看,商貿流通業的發展目標是實現諸多市場價值機制的統一,從而強化內部産品市場的實際價值,進而幫助周邊産業實現長期發展和規範發展,因此,商貿流通業本身就是市場的載體。總的來說,商貿流通企業要以宏觀産業政策爲起點,建立“政策-流通-市場-流通”的良性循環發展渠道,這將成爲我國破解産業結構問題的重要途徑。

參考文獻:

1.劉小魯.産業政策視角下的國有企業分類改革與政策調整[J].經濟理論與經濟管理,20177

2.楊明國,金瑞庭.全球産業變化新動向對我國産業發展的影響與對策[J].宏觀經濟研究,20176

3.張倩肖,馮雷.宏觀經濟政策不確定性與企業技術創新——基于我國上市公司的經驗證據[J].當代經濟科學,20184

4.張荻.現代化進程下城市商貿流通結構的完善與優化[J].商業經濟研究,20172

5.周海英.産業先導視角下現代商貿流通業創新發展研究[J].商業經濟研究,20173

6.劉新華.商貿流通業的經濟發展效應及優化策略研究——基于我國31個省1978-2013年面板數據檢驗[J].商業經濟研究,201721

7.鄭轶.供給側改革背景下商貿流通業先導作用機制剖析[J].商業經濟研究,201724

作者簡介:余欣(1981-),女,漢族,廣東廣州人,助理研究員,碩士,主要研究方向:社會經濟發展。