1、政府干預對我國商貿流通業影響的實證分析 摘要：中國改革開放30多年來，經濟的快速發展離不開政府的作用，政府集中配置資源能夠在短期內提高效率，但是長期而言，政府干預是否仍然有效是值得探討的課題。本文通過收集 1996-2022 年中國省級面板數據，實證檢驗政府干預對商貿流通發展的影響關系，實證結果發現整體上政府干預對商貿流通沒有顯著影響，地區異質性檢驗結果發現政府干預對于西部地區商貿流通業具有顯著促進作用。 關鍵詞：政府干預 商貿流通 實證研究 引言 我國 1978 年實行改革開放以來，連續 30 多年的經濟高速增長被稱為奇跡，經濟快速增長背后是政府干預經濟的結果。在經濟低迷時期，積極的政府干預

2、能夠有效刺激消費和需求，提高就業，帶動經濟增長。但是過度的政府干預也可能對市場經濟發展產生負面作用，因此，政府伸出的是扶持之手還是掠奪之手都需要實證檢驗。 商貿流通作為連接生產與消費的重要環節，政府在其發展中發揮重要作用。商貿流通的發展一方面需要政府的政策扶持，另一方面需要政府完善其商業交易環境。但是，政府主導的投資行為有可能缺乏效率，并導致尋租現象，而且在政府干預經濟過程中，還需要警惕政府對私人和企業的擠出效應。在商貿流通行業發展中，政府干預的影響有多大，是正面還是負面都有待研究。 文獻綜述 許多研究證明政府在公司投資中扮演了掠奪者的角色，即政府干預越多，企業過度投資的行為越嚴重（趙卿，20

3、22）。然而，在經濟轉軌國家，由于法律制度不完善，私人所簽訂的合約往往得不到法律的有效保護。在這種情況下，政府監管成本往往低于執行法律的成本，政府的監管制度能在一定程度上彌補法律制度的不足。早在 200 多年前，亞當斯密就提出看不見的手的論斷，認為政府應該充當守夜人的作用。20 世紀 30 年代美國爆發了經濟危機，凱恩斯主義在短期內緩解了失業等經濟蕭條問題，凱恩斯主義主張政府干預，認為政府干預能夠彌補市場失靈。但是到了 20 世紀 70 年代，凱恩斯主義解決不了當時的滯脹難題。因此 20 世紀 70 年代末 80 年代初，世界爆發了放松規制的改革。在這次改革浪潮中，美國拋棄了凱恩斯主義，實施了

4、里根新政，英國政府進行了撒切爾改革，印度政府進行了行政改革，中國實施了改革開放。放松管制即要求減少政府干預，實現小政府、大市場。但是，放任市場發展的結果會出現市場失靈，進而可能導致經濟危機的爆發。2022年美國金融危機就是很好的證明，當發生金融危機時就需要政府的干預，通過刺激需求來刺激消費。 對于影響商貿流通發展因素的研究，國內外學者得出了不同結論。楊丹（2022）認為社會文化、城市化水平、市場化水平、對外開放程度和信息技術及創新能力五個方面，是造成我國東中西部商貿流通業發展差距明顯的原因。陳宇峰和章武濱（2022）采用 DEA 模型測算了中國 29 個省份的商貿流通效率，發現東部地區商貿流通

5、效率最高，中西部地區商貿流通效率較低，并通過實證發現，地區的對外開放程度、產業結構優化、市場化水平和城市化水平顯著地影響商貿流通效率水平。 模型設定與變量選取 （一）模型設定 為了實證檢驗政府干預對商貿流通業的發展影響，本文構建了以下模型： T it = 0 + 1 G it + 0 X it + it 上式中，下標 i 和 t 分別表示第 i 個省份的第 t 年，是隨機擾動項。被解釋變量 T 用來衡量商貿流通業的發展水平，解釋變量 G 用來衡量政府干預市場的水平。變量 X是其他影響創業的控制變量矩陣，包括了投資率（inv）、金融規模（fin）、開放度（open）、教育水平（edu）、失業率（

6、une）。 （二）變量選取 被解釋變量：商貿流通發展（T）。商貿流通概念的范疇較為廣泛，包括社會消費品零售、生產資料銷售、進出口和物流等方面，由于社會消費品零售是商貿流通的重要組成部分，本文采用社會消費品零售總額占各省 GDP的比重表示商貿流通業的發展水平。圖 1 顯示的是 2022年我國 30 個省市社會消費品零售情況。 解釋變量：政府干預（G）。對于政府干預市場的衡量是本文的難點和創新點。早期的政府干預指標主要采用財政收入占 GDP 的比例，通過衡量政府規模來度量政府干預的水平。本文在此基礎上構建政府干預指標，采用地方政府行政性收入占財政收入的比例，來度量政府干預水平。圖 2 是 2022

7、 年我國各省地方財政一般預算收入情況。 控制變量（con）。文中采用的控制變量包括投資率（inv），用各省固定資產投資增長率表示；金融規模（fin），一個地區金融規模的增加意味著投資的增加，從而帶來商貿流通的發展，用各省貸款總額與 GDP 比值表示；開放度（open），用各省 FDI 總額與 GDP 比值表示；教育水平（edu），用各省高中在校人數與常住人口比重表示，用教育水平表示人力資本水平；失業率（une），用各省城鎮登記失業人口與勞動人口比重表示。 本文采用 1996-2022 年中國 30 個省市的統計數據（由于西藏和新疆數據缺失，因此剔除這兩區的樣本數據），均來自中國統計年鑒提供的省

8、份、直轄市和自治區的數據。主要變量的統計特征描述如表 1 所示。 實證結果分析 （一）基礎檢驗 由于收集的是 1996-2022 年我國 30 個省市的面板數據，因此首先采用豪斯曼檢驗（Hausman）。根據豪斯曼（Hausman）檢驗結果，拒絕零假設，接受備擇假設，即解釋變量和個體效應相關，采用固定效應估計。將變量帶入模型，檢驗結果如表 2 所示。 固定效應實證檢驗結果顯示，從整體而言，政府干預對于商貿流通發展的影響作用不顯著。控制變量投資率、金融規模和開放度對地區商貿流通發展沒有顯著的影響作用，教育水平對商貿流通發展具有顯著的正向促進作用。控制變量失業率在 5% 的顯著性水平下，對商貿流通

9、具有反方向作用，即失業率降低 1%，商貿流通發展水平則提高 3.35%。 （二）地區異質性檢驗 為了進一步考察不同地區經濟發展對商貿流通發展的影響作用，將全國30個省市的樣本分為東、中、西部三組。分地區實證檢驗結果如表 3 所示。 地區異質性檢驗結果顯示，東部和中部地區政府干預對商貿流通發展沒有顯著的影響作用，但是西部地區在5% 的顯著性水平下，政府干預對商貿流通具有顯著的正向促進作用，政府干預水平提高 1%，商貿流通發展水平提高 0.02%。這說明在西部地區，政府干預具有積極作用，政府對商貿流通業發展提供扶持之手，幫助商貿流通業發展。同樣，教育對于商貿流通也具有正向的影響作用，在 1% 的顯

10、著水平下，教育水平提高 1%，商貿流通業發展水平提高 5.37%；失業率對商貿流通業的發展具有反向的影響作用，在 1% 的顯著水平下，失業率降低 1%，商貿流通業發展水平提高 4.32%。 （三）穩健性檢驗 為了得到可靠的實證檢驗結果，對模型進行穩健性檢驗。采用地方政府行政性支出占地方財政支出比例衡量政府干預水平。對全國 30 個省市的樣本劃分為東、中、西部三組。穩健性檢驗結果如表 4 所示。 采用新的指標度量政府干預水平，帶入模型進行檢驗。實證結果顯示，東部和中部地區政府干預對于商貿流通發展依然沒有顯著的影響作用。在西部地區，政府干預對于商貿流通具有正向影響作用，在 5% 的顯著性水平下，政

11、府干預水平提高 1%，商貿流通水平提高0.02%。控制變量教育水平在 1% 的顯著性水平下對商貿流通具有正向影響作用，失業率在 5% 的顯著性水平下對商貿流通具有負向影響作用，投資率、金融規模和開放度對商貿流通沒有顯著影響。通過比較東、中、西部實證檢驗結果，發現只有西部地區政府干預對于商貿流通具有顯著的積極作用。對于西部地區，政府干預的增大意味著政府投資的增加，這對西部基礎設施建設具有積極作用，能夠促進西部商貿流通的發展，最終使政府干預的擠出效應不明顯。 政策建議 通過以上實證檢驗，發現政府干預在西部地區具有積極作用，根據我國具體國情，本文建議通過以下幾個方面，來改善政府干預對商貿流通的積極促

12、進效應。 充分發揮市場配置資源的作用，避免無效的政府行政干預。2022 年 11 月，十八屆三中全會確立了市場在資源配置中的決定性作用。李克強總理提出簡政放權改革任務，下放三分之一的行政審批項目已經提前完成。行政審批實際是政府干預的主要形式，在商貿流通行業中，過多的行政審批增加了企業交易負擔，抑制了商貿流通業的發展。因此，應充分發揮市場配置資源的主導地位，推進市場體制改革。 降低市場準入門檻，政府加強事后監管。過高的市場準入門檻會減少市場中的商業貿易往來，降低市場準入，吸引更多企業進入市場，以創業帶動創新，充分發揮互聯網作用，鼓勵商貿流通創新。政府降低市場準入標準并不意味著政府不干預市場交易，政府應加強對企業的事后監管，監督生產與交易流程，嚴格控制商品質量，清除不符合要求的商品和企業。 政府應加大基礎設施投入，進一步發揮互聯網 +作用。政府進