2.文献表明，生产（制造业）与交换这两种职能在每一瞬间都互相制约，并且互相影响，以至它们可以叫做经济曲线的横坐标和纵坐标。流通本身只是交换的一定要素，或者也是从总体上看的交换②。新兴古典经济学的代表人物Yang and Rice（1994）在Yang（1991,1993）关于城市化、交易效率与分工演进的一般均衡模型的基础上进一步扩展，阐明了随着交易效率演进而出现的城乡二元结构及其过渡性。杨小凯（1998）指出交易效率的提高使得不同工业的分工变得有利可图，为了节省它们之间的交易费用，这些工业集中于城市，于是，城市开始出现，并不断发展。A.O'Sullivan （2002）分析了城市经济与流通业发展的互动关系，指出城市之所以会存在，是因为个人是不能自给自足。地区的比较优势使地区间贸易变得有利可图，所以地区内贸易促进了城市经济的发展。在生产和市场销售上的规模经济促使公司集聚到城市里，这种群聚性促进了大城市的发展。上述分析为工业和商业在城市的集聚和提高效率提供了依据。

    3.随着市场经济的发展和产业革命及消费革命的要求，流通革命也日益深化，为发挥“先导作用”提供了基础。林周二指出：流通机构在国民经济发展的意义将发生重大变化，销售的社会意义也将发生根本的变化③。黄国雄、洪涛（2003）提出：城市的竞争力是由生产力、流通力和文化力共同形成的，市场经济越发达，流通的先导作用就越明显；反之，亦然。晏维龙等（2004）从理论与实证两方面分析了城市与流通业发展的关系，提出“流通先导”的发展战略。

    需要指出的是，从现有文献看，尽管对流通重要性的认识已经从“无用论”发展为“有用论”、“先导论”，但理论分析居多，有说服力的实证分析较少，如流通业在城市经济中的促进作用的量化分析、对城市经济发展的贡献程度等，在定量分析所使用传统的回归方法，因假定所使用的时间序列是平稳的故有一定的局限性。实际上，时间数列大多为非平稳序列，如果直接对非平稳时间序列进行回归分析，有可能是伪回归，采用协整分析可以克服以上问题。本文的贡献在于，运用定性与定量结合的分析方法和模型，实证分析了流通业对不同地区城市经济发展的促进作用，并提出进一步发挥流通业的“先导作用”，促进流通业与城市经济和谐发展的建议。

    二、分析与模型构建
    流通业促进城市经济发展机理在于：流通业是处于承上（生产）启下（消费）的市场经济条件下的“先导产业”地位，引导市场、决定生产和促进消费，如图1所示，二者的关系总体上是相互推动。① 含义是：在市场化程度较高的城市和地区，流通业对城市经济发展的决定作用较强，其发展直接带动着整个城市经济的发展；与此同时，流通业作为城市各产业间的纽带，通过消费品、生产资料和要素市场优化资源配置，协调各产业之间的关系，提高经济运行效率。② 含义是：在市场化程度较低的城市和地区，城市经济对流通业的发展方向和规模有较大的制约作用。

图1　城市流通业与城市经济发展的互动关系

    考虑中国经济的快速增长使得多数宏观经济变量表现出非平稳性，非平稳性的时间序列，常规的t和F检验失效，引起伪回归问题，使得传统的回归模型所估计的参数丧失应有的意义，而协整以及建立在协整关系基础上的误差修正模型（ECM）为研究非平稳变量间的定量关系奠定了理论基础，由Sargan（1964）开创并经过Hendry-Anderson（1977）以及Davidson（1978）进一步完善的ECM可以有效解决上述问题。ECM可由自回归分布滞后模型（ADL）变换而来。ADL模型的一般形式是：
 

 其中x[,jt－i]，j＝1，2…，p，p表示外生变量个数，通常p＝1，2，3。m和n分别表示y[,t]和x[,jt]最大滞后期。ADL模型可转化成ECM形式，以一阶ADL模型为例，记为ADL（1，1）：
    y[,t]＝α[,0]＋α[,1]y[,t－1]＋β[,1]x[,t]＋β[,2]x[,x－1]＋ε[,t]　ε[,t]～iid（0，σ[2]）　（2）
    其中│α│＜0，记y*＝E（y[,t]），x*＝E（x[,t]），由于E（ε[,t]）＝0，对（2）式两边取期望得：
    y*＝α[,0]＋α[,1]y*＋β[,1]x*＋β[,2]x*　（3）
    整理后得：

其中， 度量了y[,t]与x[,t]的长期均衡关系，即长期乘数k，对于多阶自回归分布滞后模型，则

对（2）式两边同时减去y[,t－1]，再在右边加减β[,0]x[,t－1]整理后得：
    Δy[,t]＝α[,0]＋β[,0]x[,t]＋（α[,t]－1）y[,t－1]＋（β[,0]＋β[,1]）x[,t－1]＋ε[,t]　（6）

    在（6）式右侧同时加减（α[,1]－1）整理后得：

其中（7）式中的（α[,1]－1）   为误差修正项， 表示第t－1期的非均衡误差，（α[,1]－1）＜0为误差修正系数，表示误差修正项对Δy[,t]的修正速度。

    ECM的优点在于其包含的全部差分变量和非均衡误差项都具有平稳性，用OLS法估计参数不存在伪回归。更为重要的是，假定ADL模型中的变量具有一阶非平稳性，只要变量之间存在协整关系，那么ECM中的误差修正项和差分变量就具有平稳性，回归参数的估计量具有优良的渐进性。ECM中参数包括长期和短期参数，使得分析变量的短期和长期影响变得极为方便。因此，综合使用ADL和ECM模型来定量研究流通业对城市经济发展的影响具有科学性和相对精确性。

    三、实证分析
    1.数据选取及处理。流通业发展水平用批发、零售及餐饮的增加值来衡量（模型中的x），城市经济用GDP、社会消费品零售总额（消费）、流通业就业人数、主要产业的增加值来衡量（模型中的y），原始数据来自1990—2006年的中国、北京、哈尔滨、贵阳统计年鉴。GDP[,i]④ 分别代表全国、北京、哈尔滨、贵阳的GDP，UT[,i]、LB[,i]、CN[,i]、IN[,ij]分别代表它们的流通业增加值、流通业就业人数、社会消费品零售总额和产业的增加值，为消除时间序列中的异方差，对实际的数据取自然对数（不改变原协整关系），再用Eviews5.0软件对处理后的数据进行分析。

    表1　时间序列平稳性检验结果

　变量　　　　　ADF　　5％临界值　检验类型(c,t,k) 结论
　LNUT[,1]　　 -3.7852　-4.2465　　 (c,t,0)　　　 非平稳
　LNGDP[,1I　　-3.5683　-4.2465　　 (c,t,0)　　　 非平稳
　LNGDP[,2]　　-1.1845　-4.2465　　 (c,t,0)　　　 非平稳
　LNUT[,2]　　 -2.8249　-4.2465　　 (c,t,0)　　　 非平稳
　△LNUT[,1]　 -4.4863　-4.1078　　 (c,t,0)　　　 平稳
　△LNGDP[,1]　-4.4573　-4.1078　　 (c,t,0)　　　 平稳
　△LNGDP[,2]　-6.7891　-4.1078　　 (c,t,0)　　　 平稳
　△LAUT[,2]　 5.0663　 -4.1078　　 (c,t,0)　　　 平稳

    注：t、c、k表示单位检验方程包括时间趋势、常数项和滞后阶数。限于篇幅，这里仅列出部分变量检验结果。

    2.协整检验。对变量数据序列LNUT、LNGDP、LNLB、LNCN以及LNIN进行单位根的检验，检验部分结果见表1，变量序列ADF检验的统计量值都大于5％的临界值，说明变量都存在单位根，接受了变量数列是非平稳的原假设，接着再对变量一阶差分进行单位根检验，得出在5％的显著性水平上，拒绝存在单位根的原假设，因此变量序列都是一阶单整。

    采用EG两步法检验变量间的协整性。先对变量进行最小二乘回归，建立回归方程，根据回归方程求得残差e[,t]，然后对e[,t]进行单位根检验，检验表明，ADF值都小于5％的临界值，且D.W.接近于2，故残差项在5％的显著性水平上平稳，不存在单位根，这说明存在协整关系。

    表2　协整分析

检验变量　　　　　　　　　　　　检验信息
　　　　　　　　　　 R[2]　D.W.　　　　 协整回归方程　　　　ADF值　　临界值　 结论
LNUT[,1] LNGDP[,1]　 0.91　2.12　 LNGDP=-0.004+1.232LNUT　　-3.03　　-1.94　　有协整关系
LNUT[,2] LNGDP[,2]　 0.92　2.04　 LNGDP=-0.829+1.588LNUT　　-2.69　　-1.94　　有协整关系
LNUT[,3] LNGDP[,3]　 0.87　1.98　 LNGDP=1.166+1.122LNUT　　 -1.98　　-1.94　　有协整关系
LNUT[,4] LNGDP[,4]　 0.89　2.21　 LNGDP=2.510+0.826LNUT　　 -3.22　　-1.94　　有协整关系

    注：检验水平为0.05，限于篇幅，仅列出部分分析结果。

    3.方程及估计结果。根据（1）式ADL模型，估计流通业增加值与城市GDP的方程如下：
    LNGDP[,1t]＝0.0115LNGDP[,1t－1]－0.4548LNCGDP[,1t－2]＋1.1424LNUT[,1t]＋0.7131LNUT[,1t－1]⑤
    （1.56）　　（－3.04）　　（5.94）　　（3.06）
    R[2]＝0.84　　D.W.＝2.16　（8）

    括号内的t检验值具有95％的可靠性，D.W.接近于2，不存在自相关，R[2]＝0.84，说明城市经济发展的84％可通过流通业的整合措施变动来解释，根据（4）式计算出k＝1.286，长期均衡方程为：
    LNGDP[,1t]＝1.286 LNUT[,1t]　（9）

    再以（e）为基础，建立如下误差修正模型：
    ΔLNGDP[,1t]＝1.5673 LNGDP[,1t－1]－0.5764 LNUT[,1t]－1.5473 ECT[,1t－1]
    （6.19）　　（－2.22）　　（－4.46）
    R[2]＝0.88　　D.W.＝1.947　（10）

    误差修正系数分别为－1.547，小于零，符合反向修正机制。短期乘数0.576小于长期乘数1.286，不管是从短期看还是从长期看，流通业对城市GDP的增长都具有重要的作用。

    表3　流通业对城市经济发展的贡献度

　　　　 变量　　　　　　k　　　　 变量　　　　　　　 k　　　　　变量　　　　　　 k　　　　变量　　　　　　　 k
 LNUT[,1]LNGDP[,1]　　1.286　　LNUT[,2]LNCN[,2]　　1.334　　LNUT[,3]LNLB[,3]　 0.359　 LNUT[,4]、LNIN[,41]　　0.808
 LNUT[,2]LNGDP[,2]　　1.588　　LNUT[,3]LNCN[,3]　　0.969　　LNUT[,4]LNLB[,4]　 0.628　 LNUT[,1]、LNIN[,12]　　1.388
 LNUT[,3]LNGDP[,3]　　1.122　　LNUT[,4]LNCN[,4]　　0.770　　LNUT[,1]LNIN[,1]　 1.226　 LNUT[,2]、LNIN[,22]　　1.098
 LNUT[,4]LNGDP[,4]　　0.845　　LNUT[,1]LNLB[,1]　　0.350　　LNUT[,2]LNIN[,21]　0.732　 LNUT[,3]、LNIN[,32]　　1.701
 LNUT[,1]LNCN[,1]　　 1.027　　LNUT[,2]LNLB[,2]　　0.825　　LNUT[,3]LNIN[,31]　1.389　 LNUT[,4]、LNIN[,42]　　1.147

    注：k代表长期乘数，限于篇幅，对产业分析，仅列出对各城市制造业和建筑业的分析。

    长期来看，流通业增加值每提高1％带来GDP增长1.286％，北京、哈尔滨和贵阳分别为1.588％、1.122％和0.826％（见表3），可见，流通业对GDP增长的贡献大，市场化程度越高，其作用的发挥就越大；流通业增加值每增加1％，会带动城市消费增长1.027％，北京、哈尔滨、贵阳的增长数分别为1.334％、0.969％和0.770％；流通业增加值每增加1％，会带动工业增加值增长1.226％，北京、哈尔滨、贵阳的增长数分别为0.732％、1.389％和0.808％；流通业增加值每增加1％，使就业人数增长0.350％，北京、哈尔滨、贵阳分别为0.825％、0.359％、0.628％，反映流通业对扩大就业的带动作用，对于东部地区，作用会更大一些，但从弹性系数来看，西部发展的潜力会更大。

    从流通业的纵向发展来看，流通业的“先导作用”越来越大：其增加值由1978年的265亿元增加到2005年的18232亿元，占GDP比重由7.3％提高到10％，流通业增加值的平均增长速度为14.9％，高于GDP的平均增长速度2个百分点；社会商品零售额由1978年的1140亿元增加到2005年的67176亿元，平均增长速度14.5％；吸纳就业人数由1978年的1558万人增加到2005年的5600万人（见表4），而且随着流通业规模的不断扩大、竞争力的不断提高，“先导作用”还会加强。

    表4　1978—2005年流通业发展的指标数值

　　　　　　流通业增加值　　流通业增加值占　社会商品零售额　流通业从业人数　　流通业从业人数占
　　　　　　　(亿元)　　　　　 GDP比重(％)　　(亿元)　　　　　　(万人)　　　　总从业人数比重(％)
1978年　　　 265　　　　　　　　7.3　　　　　　 1140　　　　　　1558　　　　　　　　3.6
2005年　　　 18232　　　　　　　10.0　　　　　　67176　　　　　 5600　　　　　　　　7.6

    资料来源：《中国统计年鉴2006》。

    四、结论与政策建议
    （一）基本结论
    1.现代流通业对城市经济发展的“先导作用”日益加强。流通业对城市GDP消费、就业以及相关产业具有较大的促进作用，实证结果支持现有文献对两者关系的理论研究。流通的综合能力将是衡量一个地区竞争力基本标志，它表现为科学技术应用所焕发出来的现代生产力，以及有效配置社会资源和充分利用内外资源所表现的市场支配力，直接关系到经济运行的效益和效率。

    2.流通业对东、中、西部地区经济发展的作用具有明显的差异。东部、中部与西部流通业对GDP的贡献度比为1∶0.71∶0.52，对消费的贡献度比为1∶0.73∶0.58，对就业贡献度比为1∶0.43∶0.76，地区间差距十分明显，尤其西部，“流通先导”地位未能确立，大市场、大流通格局尚未形成。本研究对现实中比较突出的地区经济差距问题具有重要的政策借鉴意义。

    3.城市经济发展中实行“流通先导”的战略。无论是新城市的兴起、卫星城建设，还是大城市的扩张，无论是经济发达地区还是欠发达地区，应通过积极发展流通业来推进城市经济发展。

    （二）对策建议
    1.充分认识流通产业发展在城市经济发展中的重要作用。政策制定者必须纠正“重生产、轻流通”的传统思想，要从战略高度重视流通产业的先导作用，改变长期对城市的商业基础设施实行“零投资”，而热衷于那些对于GDP增长见效快的工业项目或基建项目的错误思想。

    2.在城市发展的总体规划中，应坚持流通先导的方针，按照流通产业的布局和流向来规划城市的建设，通过各种中心城市和小城镇建设，形成和完善地区的商品流通网络。

    3.继续深化流通体制改革，消除流通发展中的体制性和政策性障碍，促进商品和各种要素在全国范围自由流动和充分竞争；国家和省、区的流通产业政策的重点应有利于企业的重组整合和做强、做大，并通过税收、信贷等优惠条件促使其实施。

    4.要通过规划和措施统筹流通业与城市经济的发展的关系。按照和谐发展的要求，深化管理体制改革，加强职能部门的沟通与合作，统筹流通业与城市经济发展。建议由（国家和省、区）发改委牵头，将两方面的发展统筹规划，并出台有力措施保障实施；两者发展规划要以市场为导向，以调控为基础；要有利于城市主导、优势产业的发展和城市竞争力的提高。

    5.西、中、东部城市流通业的发展要根据地区实际情况，采取相应发展措施。西部城市要通过重组整合、扩大企业的规模，提高流通效率，进一步发挥流通业的“先导”效应；中部城市要加大对中小流通企业发展的扶持力度，在财政、税收和土地使用等方面的政策，鼓励和吸引国内各类投资者以及外商投资创办中小流通企业；东部城市要着眼于流通业的国际竞争优势，通过大型流通企业的“走出去、引进来”，培育一批内外贸一体化、具备国际竞争力的大型流通企业。

    注释：
    ① 流通业，就是从事商品或服务的流动与交易的行业。在中国，流通业又分广义与狭义两种：狭义的流通业包括零售业、批发业（商业）、物流业；广义的流通业包括零售业、批发业、物流业、餐饮业、旅游业。本文研究是狭义流通业。
    ② 《马克思恩格斯选集》（第2版），第3卷，北京人民出版社1995年版，第489页。
    ③ 林周二：《流通革命》，北京华夏出版社2000年版，第258页。
    ④ 在东、中、西部地区各选一个有代表性城市进行研究，并结合全国平均水平作参照，i＝1…4，分别代表全国、北京、哈尔滨、贵阳的数据，j＝1…5，分别代表它们的制造业、建筑业、房地产业、金融业、交通运输业增加值。
    ⑤ 仅列出对全国流通业增加值与GDP分析，详见商务部课题研究报告《现代流通业在城市经济发展中的作用研究》。