金融支持商貿流通業發展運行機理與實證范文

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摘要：金融作為經濟的核心，對商貿流通業的發展具有重要的支持作用。從運行機理來看，金融業態可通過籌融資、調結構、優配置等方式，直接促進商貿流通業規模水平和運作效率的提升，同時金融業態也可以通過消費渠道間接促進商貿流通業發展。文章實證分析發現，我國金融對商貿流通業發展起支持作用，且該支持作用存在一定的門檻效應，即支持作用的強度隨著金融水平的提高而存在階段性變化。總體上，金融對商貿流通業的支持作用隨著金融水平的提高表現出先上升后下降的趨勢。

關鍵詞：金融；商貿流通業；支持作用；機理分析

引言

商貿流通業是連接生產與消費的橋梁，對生產與消費具有重要的帶動作用。近年來，國家強調供給側改革，要求在生產上實現創新、深層次發展。同時，在內需不足的現狀下，國家提倡促進形成強大國內市場，持續釋放內需潛力，報告中提到要增強消費對經濟發展的基礎性作用，這說明消費已確立的基礎作用還需進一步提升。商貿流通業作為先導性產業，想要發揮好其對生產與消費的帶動作用，資金的支持必不可少，這就需要金融為其提供強力支撐。可以說，一個地區的金融發展狀況直接影響該地區商貿流通業的發展水平與產業競爭力，并由此影響該地區生產與消費的協調與發展。金融支持商貿流通業發展的機理分析商貿流通業發展可通過金融支持擴大自身規模、優化內部結構、提高區域經濟發展貢獻率。同時，商貿流通業發展還可以吸納就業，促進流通產業創新，實現商貿流通業集約化發展。商貿流通業發展的推動因素主要包括勞動、資本等要素投入增長和技術創新、制度進度、規模效應等要素生產力的提高，而金融作為商貿流通中儲蓄者與投資者之間的橋梁，有利于商貿流通中資金要素的合理流動。

（一）金融對商貿流通業發展的直接作用機理金融具有融通資金的功能，其通過金融機構為相關產業發展提供融資服務，從而促進市場結構優化升級。金融對商貿流通產業發展的直接作用主要表現金融通過籌融資、調結構、優配置等方式實現商貿流通業發展。籌融資中的資金運用結構決定了商貿流通業的產業結構，調結構的主要方法是調整增量結構和存量結構，金融的優化配置是商貿流通業產業結構優化與發展的過程，其本質是發揮金融在商貿流通業中資源配置的過程。

（二）金融對商貿流通業發展的間接作用機理金融對商貿流通業發展的間接作用主要包括消費動機和消費成本兩個方面。從消費動機來看，金融通過影響消費者消費促進商貿流通業發展。消費者的消費行為受到資金限制，金融為消費者提供了貸款服務，這增加了消費者消費預期，提高了消費者的消費水平，間接刺激了商貿流通業發展。從消費成本來看，傳統現金消費方式消費者取錢時間成本較高，進而制約了消費者的消費行為。金融改變了消費者的消費模式，金融產業的發展為消費者提供了如信用卡等更便利的支付方式，這有效降低了消費者的消費成本，間接促進商貿流通業發展。

金融支持商貿流通業發展的實證分析

（一）變量選取與數據來源本文利用我國2010-2017年30個省級面板數據，實證檢驗金融與商貿流通業發展之間的關系。由于西藏自治區的數據不全，因此未包括在樣本范圍內。相關變量的統計數據來源于國家統計局—國家數據網站、各省的歷年統計年鑒、國研網數據庫和wind數據庫，部分數據通過其他網站平臺搜集得到。變量具體如下：商貿流通業發展水平（Circu）。作為被解釋變量，本文采用商貿流通業單位勞動力的增加值來衡量其發展水平，即商貿流通業增加值與商貿流通業從業人員的比值。受統計數據的限制，本文在商貿流通業界定時，采用物流業、批發和零售業、住宿和餐飲業三大門類相關統計數據進行加總得到。金融發展水平（Fi）。在國內以往的許多實證研究中，學者習慣采用金融機構的存貸款余額與地區生產總值的比重，或金融機構貸款余額與地區生產總值的比重作為衡量金融發展水平的變量。但僅采用這類指標不足以反映金融業發展的深度，更不能完全反映我國整體金融發展水平。參考相關研究，并結合我國金融發展現狀，本文采用兩個變量來衡量金融發展水平：非國有部門貸款成分（Fid），即非國有部門的貸款余額與地區生產總值的比值。由于較難區別國有部門和非國有部門的貸款分配，因此本文采用一定的技術手段進行衡量。假設一個地區分配到國有部門的貸款余額與該地區同期的固定資產投資成正比，非國有部門的貸款余額=總貸款余額×（1-國有經濟固定資產投資額）/全社會固定資產投資總額。互聯網貸款份額（Fih）。作為一個現代金融體系，互聯網金融是必不可少的組成部分。本文采用各地區的互聯網金融總成交額占地區生產總值的比重作為變量。控制變量。由于影響經濟增長的因素較多，為避免因控制變量過多而出現多重共線性，本文采用與其他自變量相關性不高的變量組成控制變量，其包括：第一，消費水平（Income），采用最終消費率表示；第二，政府支持力度（Gov），采用財政支出額占地區生產總值的比重表示；第三，勞動力增長率（Labor），采用一個地區就業人口的年度增長率表示；第四，地區經濟增長的初始水平（Econ），采用平滑方法，取各地區前五年生產總值的平均值，再取對數，作為經濟增長初始水平的變量，這就盡量避免了地區經濟發展水平與金融業水平、消費水平、就業水平之間的相關性。

（二）金融對商貿流通業發展的影響作用實證變量的平穩性檢驗。為了盡量避免有“偽回歸”現象，在進行回歸分析前，首先要對變量進行平穩性檢驗。為簡便起見，本文采用同根Levin-Lin-Chu和異根Fisher-ADF兩種檢驗方法，進行面板數據單位根檢驗，結果如表1所示。從單位根檢驗結果來看，Circu、Fid、Income、Labor和Econ這五個變量均通過1%的顯著性檢驗，Fih和Gov兩個變量也都通過5%的顯著性檢驗，因此所有變量均拒絕LLC檢驗的原假設H0的，即都不存在單位根，因此本文認為所有變量的面板數據都是平穩的。普通面板數據模型檢驗。構建面板數據模型如下：式（1）中，i表示地區，t表示年份，a0-a5為待估計參數，ui為橫截面不可觀測項，vt為時間序列不可觀測項，εit為隨機誤差項。各變量定義在前文已說明。在實際回歸分析中，變量Fi分別由Fid和Fih代替，作為兩個模型分別回歸。基于式（1），采用Eviews軟件進行估計，整理結果如表2所示。通過回歸結果可以看出，各個解釋變量的顯著性都良好，模型整體擬合效果也較為良好。為驗證模型的穩健性，本文將原樣本分為東、中、西三大區域并分別進行回歸，結果顯示：中部地區模型II中Labor的系數不顯著；西部地區模型I和模型II中Gov的系數均顯著；其余變量系數均顯著。由此，可認為模型回歸結果是穩健的，模型的解釋力較強。首先，觀察金融發展水平兩個變量的結果。回歸結果I，Fid的系數為正，且通過了1%的顯著性檢驗，根據這個結果可知，我國非國有部門的貸款份額越高，則越能支持商貿流通業發展。相對于工業而言，商貿流通業的國有成分較少，如物流業、批發業、零售業、住宿業、餐飲業等行業市場中集聚了大量的非國有企業，特別是阿里巴巴、京東等民營零售巨頭。在市場競爭日益激烈的背景下，金融機構對非國有部門的支持力度越大，則意味著非國有商貿流通企業能分得更多的金融紅利，因此就更能加速企業發展，進而促進商貿流通業整體成長；回歸結果II，Fih的系數也為正，且通過了5%的顯著性檢驗，由這個結果可以看出，我國互聯網金融的發展有利于加速商貿流通業發展。隨著我國商貿流通業內部業態的增多及業務的豐富化，其資金流動也變得越來越復雜，對金融工具的需求也更加多樣。互聯網金融可以憑借其便捷的資金融通、支付、投資手段以及強大的信息互動，為流通企業運營提供有力支持，從而推動商貿流通業發展。綜合兩個金融發展水平變量的回歸結果，本文認為我國金融的發展對商貿流通業發展具有較明顯的支持作用。門檻面板數據模型檢驗。由于金融與商貿流通業發展的關系可能存在非線性特征，金融對商貿流通業發展即使有促進作用，但也存在一定的閾值。為了考察這種性質，本文以式（1）為藍本，構建門檻面板數據模型：上式中，I為門檻變量的指示函數，這里引入門檻變量qit，γ1、γ2均為門檻值，β1、β2為待估計系數，X統稱為式（1）中的控制變量，η為控制變量系數組成向量。式（2）是單門檻效應模型，在其基礎上也可擴展為多門檻效應模型。這里重點考慮門檻變量q的選取，由于重點研究金融對商貿流通業的門檻效應，因此以金融發展的變量作為門檻變量最為合適。但是門檻效應模型要求門檻變量是外生變量，故若選取金融變量，首先須進行弱外生性檢驗。通過Breusch-Goldfrey檢驗，得到F值為0.2995，相應的p值為0.2214，因此變量具有弱外生性，符合要求。

通過門檻效應檢驗，得到表3和表4。根據非國有部門貸款成分Fid的門檻效應檢驗結果，在原假設不存在門檻值、存在一個門檻值、存在兩個門檻值的條件下，所得到的F值和p值都是非常顯著的，因此拒絕這些原假設，認為Fid存在三個門檻值。這三個門檻值分別為0.4277、0.6389和0.9294。根據互聯網金融變量Fih的門檻效應檢驗結果，在原假設不存在門檻值、存在一個門檻值的條件下，所得到的F值和p值都是非常顯著的，但是在原假設存在兩個門檻值的條件下，得到的F值和p值不顯著，因此接受原假設，即存在兩個門檻值。這兩個門檻值分別為0.2218和0.4267。采用門檻面板數據模型進行估計，結果見表5。首先根據表5判斷變量Fid的門檻效應情況。結合表3，當非國有部門貸款成分低于42.77%時，金融貸款對商貿流通業的影響系數僅為0.0475，且顯著性水平也僅為10%；當非國有部門貸款成分介于42.77%-63.89%之間時，金融貸款對商貿流通業的影響系數提高到0.086，且顯著性水平也明顯提高；當非國有部門貸款成分介于63.89%-92.94%之間時，金融貸款對商貿流通業的影響系數提高到0.1214；但當非國有部門貸款成分再提高時，金融貸款對商貿流通業的影響系數開始減小。這充分印證了金融對我國商貿流通業發展的影響效應存在非線性特征。據不完全統計顯示，當前我國非國有貸款余額與地區生產總值比值在70%左右，因此金融信貸對商貿流通業發展的促進作用趨向于峰值，若非國有貸款余額與地區生產總值比值再提高，則金融貸款對商貿流通業發展的促進作用可能減小。原因可能在于，金融機構對非國有經濟貸款的過度提高，其也反映了過度貸款可能產生的非效率性。根據表4判斷Fih的門檻效應情況。根據表4所示，Fih存在兩個門檻值。當互聯網金融份額低于22.18%時，互聯網金融對商貿流通業發展的影響系數為0.0338，顯著性水平為5%。當互聯網金融份額介于22.18%-42.67%之間時，互聯網金融對商貿流通業發展的影響系數提高到0.0582；當互聯網金融份額再有所提高時，互聯網金融對商貿流通業發展的影響程度開始出現下調。原因可能在于，過度的互聯網金融可能引發資金“避實向虛”，反而不利于商貿流通業發展。綜合以上兩個門檻效應結果可以發現，我國金融對商貿流通業發展的影響存在一定的非線性特征，且隨著金融發展水平的提高金融對商貿流通業的作用系數存在先升后降的“倒U型”趨勢。

結論及建議

本文通過機理分析和實證檢驗相結合的方法，研究了金融對我國商貿流通業發展的支持作用。從作用機理來看，首先金融業態可通過籌融資、調結構、優配置等方式，擴大資金規模、優化金融效率、促進商貿流通業規模水平和運作效率的提升；其次，金融借助消費渠道，通過金融工具刺激消費、降低消費成本，從而間接促進商貿流通業發展。據我國2010-2017年的面板數據實證發現，我國金融發展總體上對商貿流通業發展起到較明顯的支持作用，且這種支持作用隨著金融水平的變化存在一定的門檻效應，隨著非國有貸款、互聯網金融水平等指標的不斷提高，金融對商貿流通業的支持作用表現出先上升后下降趨勢。據上述研究結論本文提出以下建議：第一，要加大金融對商貿流通業的支持。在內需不足的現狀下，商貿流通業的發展存在巨大空間。實證表明，當前金融對商貿流通業的支持作用隨金融水平的上升而提高。故，要圍繞商貿流通業不同業態的發展，進一步加大金融的支持力度與創新力度，增強金融對商貿流通業發展的支持效率，從而激發商貿流通業的發展潛力，拓展流通業市場范圍；第二，要提高金融市場的廣度。要加快建立多層次的金融市場體系，多方位拓寬融資渠道，提高企業直接融資所占比重，提高對商貿流通業企業拓展、項目建設、管理運營等方面的融資效率。鼓勵中小金融機構及民間融資機構對商貿流通業進行資金支持，保障中小企業的融資需求；第三，優化金融對商貿流通業發展的傳導機制。根據金融對商貿流通業發展的作用機理，要兼顧好直接作用機理和間接作用機理兩方面，深入分析金融內部傳導機制，并據此制定相應的政策扶持措施，增強金融對商貿流通業發展路徑的順暢性。同時，要依托良好的傳導機制，有效促進金融業優質融資要素流向商貿流通業的實體經濟領域，避免過度金融支持導致的金融“避實就虛”。

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作者：屈晶 單位：黃淮學院經濟與管理學院