流通多样化发展推进统一市场建设的路径研究--基于产业结构服务化的门槛效应

刘瑞卿，刘晓华

（忻州师范学院，山西 忻州 034000）

1 问题提出

经济学经典理论认为，生产要素和商品服务自由流动程度的提高增加社会净福利。自市场经济提出以来，我国经济的高速增长掩盖了部分遗留问题，如产业固化、市场分割和要素错配等。近年来的国际经济衰退和国内疫情双重冲击致使市场经济的部分堵点和痛点逐渐显现，党中央在2022 年发布了《中共中央、国务院关于加快建设全国统一大市场的意见》，明确提出了建设“高效规范、公平竞争、充分开放的全国统一大市场”的目标，以及推动实施“完善市场基础制度规则、加快要素和资源市场建设、推进商品和服务市场高水平统一”等重点任务。依据《意见》的相关表述，统一市场与产品（服务）流通的内在联系是处理市场交换关系的核心，与商品和生产要素自由流动关系密切的流通产业健康发展是全国统一大市场“动力变革”和“效率变革”的前提条件，也是对经济高质量发展实践的有益探索。鉴于此，本文以产业结构服务化为门槛变量，构建面板门槛模型实证检验流通多样化发展对统一市场建设的门槛效应，并进一步检验该效应的耦合协调程度，以期为我国统一大市场建设提供决策参考。

2 理论机制

本文在Barany 等研究的基础上，构建理论分析框架解释产业结构服务化对生产要素流动的作用机理，进而清晰刻画流通产业多样化发展与统一大市场建设的关系。

假设经济系统中包含生产部门M，低端服务部门S1 和高端服务部门S2，部门产出分别为YMt、YS1t和YS2t，部门产出比重分别为RMt、RS1t和RS2t，则：

RMt= YMt/Yt，RS1t= YS1t/Yt，RS2t= YS2t/Yt

根据产业结构服务化的内涵，S1 和S2 部门的产出比重不断上升，M 部门的产出比重不断下降，则：

YS1t/YMt=（YS1t/Yt）×（Yt/YMt）= RS1t×（1/RMt），YS2t/YMt=（YS2t/Yt）×（Yt/YMt）= RS2t×（1/RMt）

假设家庭部门的CES 效用函数为：

式中，ρ 和k 分别为消费替代弹性和消费份额，C 为消费量。假设W 和P 为工资水平和消费价格，根据消费效用最大化原则并结合RMt递减、RS1t和RS2t递增的趋势与家庭消费效用最大化的一阶条件：

WS1t/WMt=（TS1t/TMt）×（kS1t/kMt）×（CS1t/CMt）-（1-ρ）=（PS1t/PMt）×（TS1t/TMt）

WS2t/WMt=（TS2t/TMt）×（kS2t/kMt）×（CS2t/CMt）-（1-ρ）=（PS2t/PMt）×（TS2t/TMt）

可以看出：①在需求方面，产业结构服务化的RS1t和RS2t递增将导致（YMt＞CMt，YS1t＞CS1t，YS2t＞CS2t），并进一步导致M 部门的产出价格高于S1 和S2 部门。因此，在家庭部门消费弹性保持不变的条件下，产业结构服务化通过需求效应导致了生产部门工资水平和收益率的上升，引致劳动力和资本等生产要素向生产部门流动。②在供给方面，产业结构服务化的RS1t和RS2t递增导致（TS1t/TMt和TS2t/TMt）的增长，进而导致（WS1t/WMt和WS2t/WMt）的增加。因此，产业结构服务化通过供给效应导致了服务部门工资水平和收益率的上升，引致劳动力和资本等生产要素向服务部门流动。

3 模型与变量

3.1 模型设定

构建基准面板回归模型如下：

UMAit=α0+α1DIVit+α2Xit+εit

式中，UMA 为核心被解释变量统一市场建设，DIV 为核心解释变量流通多样化发展，Xit为控制变量，ε 为随机扰动项。

引入产业结构服务化（SER）的门槛变量，构建面板门槛模型如下：

UMAit=β0+β1DIVit（SER≤θ1）+β2DIVit（θ1≤SER≤θ2）+…+βnDIVit（θn-1≤SER≤θn）+βn+1DIVit（SER≥θn+1）+γXit+δi+εit

式中，SER 为门槛变量，β 为不同门槛水平下流通多样化发展对统一大市场建设的影响系数，DIV（）为示性函数，δ 为个体效应，ε 为随机扰动项。

3.2 变量选取与数据来源

①核心解释变量：流通多样化发展（DIV）。本文通过流通产业多样化指数来替代流通多样化发展水平。具体计算如下：

式中，n 表示流通产业的子行业个数，并根据国家统计局口径设定n=5；pi表示城市流通产业的就业人数比重。DIV 取值为0～1。

②核心被解释变量：统一市场建设（UMA）。本文通过相对价格方差均值法进行市场一体化指数的测算，具体如下：假设市场一体化发展与地区价格波动成反比：

式中，m、i（j）、t 分别为商品、省份和年份，P 和Q 分别为价格和相对价格。和的收敛性保持一致，进一步对进行方差分解：

其中，α 为商品自身特异性特征导致的价格波动，ε 为商品地区环境差异导致的价格波动，在进行均值消除、计算价格方差和均值合并后得出场分割指数（SE）：SEi=[∑jvar（）]N。

通过地区市场分割指数构造市场一体化指数，即：UMAi=

③门槛变量：产业结构服务化（SER）。本文选择服务业产值占GDP 的比重表示门槛变量，具体如下：

式中，SER 值越趋向3，表明产业结构服务化程度越高。

④控制变量（X）。实证控制了经济发展水平（gdp）、基础设施建设水平（inf）、城镇化率（urb）和财政支出（gov）等变量。

⑤数据来源。源于历年的《中国统计年鉴》《中国区域经济统计年鉴》、中国经济信息网及各省份统计局网站。实证考察样本为2013-2021 年中国大陆30 个省份地区（不含西藏）。

4 实证结果分析

4.1 门槛显著性检验与门槛值测算

根据表1 检验结果，SER 门槛变量的单一门槛变量的检验在1%统计水平上显著，双重门槛变量通过了5%的显著性检验，三重门槛未通过显著性检验。结果表明，流通产业多元化发展对统一市场建设的影响存在基于产业结构服务化的双重门槛效应。基于流通产业多元化发展对统一市场建设的影响存在基于产业结构服务化的双重门槛效应显著，进一步测算门槛值和置信区间发现，在95%的置信区间内，产业结构服务化的门槛效应存在0.332 9 和0.610 5 两个真实门槛值，需要进一步进行拟合分析

表1 门槛显著性检验结果

4.2 门槛回归

根据表2 回归结果，固定效应模型中的流通多元化发展对统一市场建设影响系数为0.087 5，说明流通多元化发展显著促进了统一市场的建设。在双重门槛模型中，第一个产业结构服务化门槛区间的流通多元化发展系数为负；第二个和第三个产业结构服务化门槛区间的流通多元化发展系数为正。双重门槛效应模型与固定效应模型的核心解释变量系数均显著且方向基本吻合，控制变量的系数基本保持一致，印证了检验结果的稳健性，但双重门槛模型的拟合度（0.491）明显高于固定效应模型（0.308），因此重点分析双重门槛效应模型的检验结果。

表2 门槛回归结果

根据双重门槛效应模型的检验结果：当产业结构服务化水平低于0.332 9 时，流通多元化发展的系数为-0.005 9，在5%的显著性水平下显著，表明流通多元化发展对统一市场建设存在微弱的抑制效果。当产业结构服务化水平跨越第一个门槛值0.332 9 而未到达第二个门槛值0.610 5 时，流通多元化发展对统一市场建设存在显著的正向促进，且通过了1%统计性检验；当产业结构服务化水平超过第二门槛值0.610 5后，流通多元化发展对统一市场建设的正向促进效果下降显著，仅为0.001 8。结果表明，考察期内，流通多元化发展对统一市场建设存在基于产业结构服务化的双重门槛效应，即流通多元化发展对统一市场建设的影响随着产业结构服务化水平的提升呈现先上升后下降的趋势。

本文认为，产业结构服务化过程是劳动力、资本等生产要素的重新配置过程。结合前文理论分析框架，在服务业产出不足的条件下，工业部门的高生产率引导生产要素从服务业部门流出，导致流通产业的行业生产率和全要素生产率降低，因此对统一市场建设产生不利影响。随着第二产业产能的增加，服务部门产出比重不断提升（尤其是金融业和房地产业），生产要素从工业部门流回服务部门，而劳动力和资本等要素流动的同时带动了知识和技术的传导，促进了工业部门和服务业部门的融合发展，因此对统一市场建设的正向促进十分显著。当服务业部门产出达到一定阈值后，工业部门和服务业部门的工资水平、产出水平、行业效率和TFP 趋于一种稳态，即结构化的平衡状态，此时结构服务化水平的提升幅度十分有限，且对生产要素流动吸引的边际效应十分微弱，因此表现为对统一市场建设的微弱促进。

5 结论与启示

本文主要结论如下：

①在消费弹性保持不变的条件下，产业结构服务化通过需求效应引致劳动力和资本等生产要素向生产部门流动，通过供给效应引致劳动力和资本等生产要素向服务部门流动。

②流通多元化发展对统一市场建设存在基于产业结构服务化的双重门槛效应。当门槛变量低于0.332 9 时，流通多元化发展微弱抑制统一市场建设；门槛变量在0.332 9 和0.610 5 区间内，流通多元化发展显著促进统一市场建设；门槛变量超过0.610 5 后，流通多元化发展对统一市场建设的正向促进显著下降。

基于实证结论，得出以下政策启示：一方面，兼顾产业结构服务化进程与行业效率的提升。应继续推进并优化产业结构升级，通过服务化进程引导劳动力和资本等生产要素与工业部门和服务业部门的合理匹配，通过生产要素的集聚效应和规模效应推动行业效率的提升。另一方面，构建现代商贸流通体系。要以流通环节为关键抓手实现商品、生产要素的供需匹配和市场整合，强化流通体系在国内统一大市场中的流通主体职能，通过规模化、体系化的商贸流通体系推动统一大市场建设。