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【论文】宏观产业政策对现代商贸流通业发展的影响

摘要:商贸流通业是引导经济发展的重要产业,随着我国产业结构调整加快,商贸流通业的持续发展面临着严峻的转型压力。文章深入分析了宏观产业政策变动的过程中,随着政策投资的供给不同而导致的现代商贸流通业发展出现的差异特征,并采用霍尔基米安敏感度指数量化估算了宏观产业政策的“投资-现金流”约束程度,最后通过我国2000-201731个省、市、自治区的统计数据进行了深入的实证分析。实证结果表明:我国当前的宏观产业政策调整对商贸流通业发展产生了显著的正向影响;宏观产业政策调整的贡献作用更集中于流通基础产业较差的西北部区域,通过强化政策调整与资本分配,有助于实现我国不同地区流通业发展的动态均衡。

关键词:商贸流通业,宏观产业政策,现金流,实证分析,霍尔基米安敏感度指数

随着我国经济的持续发展,诸多产业的结构问题逐渐显现,以高库存、高杠杆为代表的一系列问题企业,已成为我国实现可持续发展中的痼疾。对此,我国政府进行了新一轮的宏观产业政策调整,其始终面向一个主题,即“以市场为主导的经济发展”。在这一过程中,产业结构调整一定是遵从更多的市场化趋势,但需要看到的是,我国市场分割的情况十分严重,城乡间的二元市场对立现象始终存在,同时上下游市场间的渠道存在大量暗线,不同区域间的市场标准无法接轨,市场发展路径中存在大量的桎梏,这造成了许多资源的损失。另一方面,作为我国产业结构调整的“风向标”,商贸流通业在市场层面对产业结构调整具备显性的指导作用。对商贸流通业而言,宏观产业政策推动属于典型的“短期利好”,随着我国整体产业结构转型和优化的完善,现阶段的政策资金支持不断下降,如何保持发展的“冲量”,需要进一步从政策角度进行解读。鉴于上述实践发展问题,本文拟从宏观产业政策对现代商贸流通业发展的影响角度出发,深入分析我国宏观产业政策的作用,并说明商贸流通业发展的方向。

文献综述

针对我国当前展开的宏观产业结构调整现象,我国学者进行了深入且全面的分析。刘小鲁(2017)从产业发展政策和自然垄断领域的规制政策两个角度,分析了国有企业在产业政策实施中的积极意义,其认为我国的产业政策规划过程中,应区分竞争性环节和自然垄断环节,并侧重于通过机制设计和价格管制限制自然垄断环节的市场势力;杨明国和金瑞庭(2017)结合技术发展分析了我国当前的宏观产业政策调整情况,其研究表明,建立适应未来新型生产组织方式的管理体系,需要从实施创新驱动战略和经济社会管理体制改革两大方面入手,因此要切实提高我国在全球创新链中的位势;张倩肖和冯雷(2018)的分析则基于我国上市公司的经验,其证明了宏观经济政策不确定性对企业技术创新具备一定的负面作用;张荻(2017)的研究认为,通过加强宏观指导、完善与优化城市商贸流通主体所有制结构,能够有效降低宏观经济政策不确定性的负面作用。此外,对商贸流通发展的深度挖掘,也成为此次宏观产业整体调整过程中的一个主要研究方向。周海英(2018)提出,在市场经济背景下,尽管我国商贸流通业取得了长足发展,但由于宏观经济环境和二元经济结构的制约,我国商贸流通业的发展具有一定滞后性。其研究基于商贸流通业的产业先导视角,对我国商贸流通业的发展现状和业态结构进行分析,并在此基础上提出了商贸流通业的创新发展路径;刘新华(2017)的研究则进一步采用数量分析对此进行了深化,其研究利用面板数据研究我国商贸流通业的发展情况,发现我国商贸流通业的发展需要在宏观经济结构优化的背景下加强人力资本投入,推动业务模式创新;郑轶(2017)认为,推动中国商贸流通业供给侧改革,不仅要从宏观角度提高要素贡献率,还要通过供给侧改革与需求管理的同步进行强化市场运行动力,同时要从微观上实现商贸流通业的发展,从产品管理和科技创新两个角度加大投入,提高自身经营能力。上述研究虽然在宏观产业调整和现代商贸流通业发展两个方面进行了一定分析,但尚未有研究将两者进行结合分析,对此本文结合分析了宏观产业政策调整对商贸流通业发展的作用。

参数构造与模型设定

(一)模型设定

针对宏观产业政策对现代商贸流通业发展的影响,本文拟采用多元回归模型进行计量分析:

  lnCFSIit=α0+α1TSIit+α2X+εi (1)

由公式(1)可见,文章研究的核心变量间依然可能存在部分能够对模型稳健性产生影响的其他变量,对此,本文控制了如下可能对现代商贸流通业发展产生影响的因素,其分别为:产业结构(ST),三次产业占比;市场因素(MA),基于樊纲(2016)的《中国市场化报告》;对外开放水平(OP),以进出口额占GDP比例代替;城镇化水平(UR),采用城镇人口占总人口比例表示。

(二)参数构造

本文的核心被解释变量是商贸流通业发展水平,而商贸流通业实质上是由多个子行业结合形成的单一行业。为了保证指标内部信息不出现交叉,本文采用主成分因子法对此进行测算,具体参数如表1所示。

1 商贸流通业发展水平指标

总指标

二级指标

对应计算方法

商贸流通业发展指标

实际增长

限额以上批发和零售业利润增长率(%)

发展前景

社会消费品零售总额增长率(%)

规模效应

批发与零售业份额占GDP比值(%)

针对三类二级指标,设定系数矩阵:


  根据矩阵对应的雅克比行列式求解:

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

 

上述矩阵对应协方差存在如下规律:λ1λ2λp0。从而可以设定多个有效因子:


 

公式(2)中,xi的标准化变换,且z1z2zp之间线性无关。从而可以对应计算出i因子的信息值:


 

信息值达到80%以上的因子作为主成分因子(m个),从而得到指数值:


 公式(6)中的TSI即为商贸流通业发展水平的指数,它代表了一个区域内部商贸流通产业发展的实际情况和未来趋势。其次,本文需要构造主要解释变量,宏观产业政策在某一个地区的事实水平。由于政策的效果难以从经济变量中直接提炼而出,本文借鉴刘小鲁(2017)文章中所采用的霍尔基米安敏感度指数(CFSI),该指数定义了产业对外部投资的敏感程度,采用“投资-现金流”的方式进行计算,定义式为:


 公式(7)中,CF代表现金流;K为企业的固定资产;t代表对应时期;投资方程的定义如下:


 公式(8)中,1/K代表以固定资产总额标准化的固定资产投资,为了表现宏观产业政策调整的影响,固定资产主要由政府投资(GI)的对应函数所决定,αiαt分别代表区域固定效应和时间固定效应。本次研究的数据时间为2000-2017年,由于宏观产业政策在各个省对流通业的影响不一致,本文的研究对象包含我国31个省区市(除港澳台地区外),数据均来源于《中国统计年鉴》(2000-2017),部分缺失数据由各省统计局官网公告补充得出。

实证过程

(一)可行性分析

为采用Eviews 9.0软件对上述模型进行回归分析,首先需要解决核心变量间的共线性问题,以满足多元回归的条件。根据ADF检验发现,各个时间序列均服从I1)的分布,可以进行线性回归分析。对全样本进行皮尔森检验发现,模型总体拟合率为97.26%,高于临界值50%,模型拟合水平较高,同时各个变量间不存在虚拟共线性,因此本文最后采用方差分解分析各个因子的贡献水平,结果如表2所示。

      表2 方差分解判定结果

模型

回归系数

方差

F值

δ值

单一回归

1.123E7

1

3.092E7

29.726

0.001

残差

3.129E7

30

2.129E7

 

 

总计

7.012E8

31

 

 

 

由表2可见,单一回归情况下的F值高达29.726,对应值为0.001,说明核心解释变量与被解释变量之间不存在多重共线性问题,且显著拒绝原假设“回归系数为0”,可以直接采用本文设定的模型对各个区域的影响系数进行实证分析。

(二)实证回归结果

在全样本实证中,由于宏观产业政策的影响绝不止于一期,因此本文分别采用多元线性回归(GLS)对单期变量关系进行了分析,同时本文采用虚拟最小二乘回归(DSV)构建了下一期的商贸流通业与宏观产业政策的回归,最终得到回归结果如表3所示。

      表3 全样本回归结果

变量

GLS

DSV

回归系数

t值

回归系数

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

时间效应

 

 

区域效应

 

 

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:******分别代表在10%5%1%的置信水平上显著。

由表3不难看出,总体模型的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,在当期回归系数为1.518,其滞后变量的强度有所下降,为1.097,关联特征依然显著,两者间为明显的正向关系。宏观产业政策的资金供给会在当期对流通产业发展造成较强影响,此后逐渐降低。调整后的模型拟合比R2的判决系数为0.9710.952)均在95%的拟合度水平之上,说明模型具备较高拟合度,在实证层面具备较强的解释力,宏观产业政策是推动我国流通产业发展的重要力量。为了辨析不同区域的促进作用,本文采用三大经济区域的分类进行了计算,结果如表4所示。

       表4 分样本回归结果

自变量

东部

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

时间效应

区域效应

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:******分别代表在10%5%1%的置信水平上显著。

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,东部与中部的推动作用较为近似,其回归系数分别为1.3121.325;而西部的推动作用显著较高,达到1.671。不难发现,宏观产业政策调整的贡献作用,更集中于流通基础产业较差的西北部区域,通过强化政策调整与资本分配,将有助于实现我国不同地区流通业发展的动态均衡。

对策建议

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场之间的联通,从而强化传统市场的产出水平,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,从而通过规模效应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“护城河”,这可以为行业整体发展提供借鉴,进而让技术发展的合力产生质变,这将促使政策红利延伸至远期,最终构建我国的商贸发展价值链;第三,重视市场的作用,强调以市场为引导的商贸流通发展模式。如何实现多元市场价值的统一,依然要回归到现代商贸体系的构建上。从宏观层面来看,商贸流通业的发展目标是实现诸多市场价值机制的统一,从而强化内部产品市场的实际价值,进而帮助周边产业实现长期发展和规范发展,因此,商贸流通业本身就是市场的载体。总的来说,商贸流通企业要以宏观产业政策为起点,建立“政策-流通-市场-流通”的良性循环发展渠道,这将成为我国破解产业结构问题的重要途径。

参考文献:

1.刘小鲁.产业政策视角下的国有企业分类改革与政策调整[J].经济理论与经济管理,20177

2.杨明国,金瑞庭.全球产业变化新动向对我国产业发展的影响与对策[J].宏观经济研究,20176

3.张倩肖,冯雷.宏观经济政策不确定性与企业技术创新——基于我国上市公司的经验证据[J].当代经济科学,20184

4.张荻.现代化进程下城市商贸流通结构的完善与优化[J].商业经济研究,20172

5.周海英.产业先导视角下现代商贸流通业创新发展研究[J].商业经济研究,20173

6.刘新华.商贸流通业的经济发展效应及优化策略研究——基于我国31个省1978-2013年面板数据检验[J].商业经济研究,201721

7.郑轶.供给侧改革背景下商贸流通业先导作用机制剖析[J].商业经济研究,201724

作者简介:余欣(1981-),女,汉族,广东广州人,助理研究员,硕士,主要研究方向:社会经济发展。