义乌小商品中心市场与其经济增长关系的实证研究

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　　【题目】小商品实体市场网络发展对义乌经济的促进研究
　　【第一章】义乌小商品实体市场网络体系探究导论
　　【第二章】义乌小商品实体市场网络及其经济发展现状
　　【第三章】义乌小商品市场网络发展促进经济增长的机制分析
　　【第四章】义乌小商品中心市场与其经济增长关系的实证研究
　　【第五章】义乌小商品分市场建立对经济增长影响的实证研究
　　【结论/参考文献】义乌小商品市场网络与经济发展的关系研究结论与参考文献

　　4 义乌小商品中心市场与其经济增长关系的实证研究

　　在义乌小商品实体市场网络中，义乌本地小商品市场无疑是中心市场，是整个市场网路的核心。因此，在本章中，实证分析了义乌小商品中心市场与义乌经济增长之间的相关关系，并采用中介效应模型实证分析义乌小商品市场的发展是否通过生产制造业、配套服务业、企业家资源来促进义乌经济增长的。

　　4.1 义乌小商品中心市场与其经济增长相关关系的判断

　　4.1.1 变量选取及数据说明

　　本文采用义乌市集贸市场成交额（JMSC）反映义乌小商品市场的发展状况，义乌市生产总值（GDP）反映义乌经济增长状况。数据取自 1989-2013 年，共 25年。1989-1999 年 GDP 的原始数据来源于《2000 年义乌统计年鉴》，2000-2013年的原始数据源于历年《义乌统计年鉴》。JMSC 则来源于《义乌市工商行政管理局志》和历年《义乌统计年鉴》。

　　4.1.2 相关性检验

　　根据本文 2.3 节中的分析可知，义乌集贸市场成交额与义乌地区生产总值发展的方向和轨迹基本一致，说明两者之间可能存在较强的相关关系。采用eviews6.0 计算义乌集贸市场成交额（JMSC）与义乌地区生产总值（GDP）之间的相关系数。

　　根据上图结果可知，义乌集贸市场成交额与义乌生产总值之间的相关系数为0.9838,并且经过 t 检验，相关系数显著，因而义乌集贸市场成交额与义乌生产总值之间高度正相关。

　　由于时间序列通常是非平稳的，在做回归时若时间序列非平稳，则会产生伪回归问题，因而首先对模型中的时间序列进行平稳性检验。

　　4.1.3 平稳性检验

　　本文采用增广迪基-富勒（ADF）检验法（Augmented Dickey-fuller Test）对时间序列变量的稳定性进行检验。设定原假设 H0:存在单位根。若接受原假设，则意味着该序列非平稳；若拒绝原假设，则意味着该序列平稳。利用 Eviews6.0软件对数据平稳性进行检验。

　　表中结果显示，自变量 GDP 与因变量 JMSC 在二阶差分前都是非平稳的，而二阶差分之后，其序列在 1%、5%、10%的显著性水平下均通过了 ADF 检验，说明 GDP 和 CJE 的二阶差分序列是平稳的，因此之后可以进行协整检验。

　　4.1.4 协整检验

　　协整检验是研究非平稳的时间序列是否存在长期均衡关系的有效工具。本文采用 E-G 两步法对义乌市生产总值与义乌集贸市场成交额的协整关系进行检验。

　　根据 E-G 两步法，首先对 GDP 和 JMSC 进行 OLS 回归，然后对回归所得的残差进行单位根检验。

　　设立基本的线性回归模型： GDPJMSCutt=++01b b,利用 1989-2013 年的义乌市生产总值（GDP）和义乌集贸市场成交额做回归分析，得出回归方程为：

　　GDP =-62 .66195+1.064051JMSC（4.1）（-3.965869）（26.35760）0.9679542R =F =694.7233DW=0.442495虽然回归方程中各项回归系数是显著的，拟合度也较高，但是 DW 的统计值较低，仅为 0.442495,查 n=25,k=1,α=0.05 的 DW 统计量表可知，=1.29Ld , =1.45Ud ,DW=0.442495<1.29,表明残差存在严重的正自相关。首先采用偏相关系数检验方法进行检验，以判断自相关的阶数，其结果如下：

　　认定存在一阶正自相关。为解决自相关问题，我们采用科克伦-奥科特（Cochrane-Orcutt）迭代法修正该模型存在的一阶自相关问题，得到修正后的回归方程为：

　　GDP = -68 .2298+1.0535JMSC（（ ）AR 1 =0.7418） （4.2）t=（ -1.650392）（13.26280）（5.512271）0.9876962R =F =842.8571DW=1.749889修正后的方程中 DW 值为 1.749889, =1.45Ud <1.8259< 4 -=2.250111Ud ,说明模型中已不存在自相关问题，JMSC 的系数显著，而且拟合效果也更佳。

　　JMSC 的系数为 1.053502,意味着义乌集贸市场的成交额每上升 1%,义乌市生产总值会增加 1.053502%.

　　对修正过后的回归方程的残差进行 ADF 检验，得出 ADF 检验的检验值为综上所述，义乌市生产总值与义乌集贸市场成交额之间存在协整关系，即义乌经济增长与义乌小商品市场发展之间具有长期稳定的均衡关系，并且根据协整回归模型，义乌小商品市场的发展对义乌经济的增长具有明显的促进作用。

　　4.2 义乌小商品中心市场促进其经济增长的中介效应分析
　　
　　义乌小商品市场发展与义乌经济增长相关关系的实证结果表明，义乌集贸市场成交额对义乌地区生产总值具有促进作用，即义乌小商品市场发展对义乌经济增长具有一定的增长作用。接下来，将对义乌小商品市场促进其经济增长的内在机制进行实证分析。

　　4.2.1 中介效应模型的选取

　　（1） 中介变量及中介效应

　　在衡量自变量 X 对因变量 Y 的影响时，如果 X 通过影响变量 M 来影响 Y,则称变量 M 为中介变量，而这种间接影响就是中介效应。为避免在回归方程中出现与方法讨论无关的截距项，假设所有变量都已经中心化（即用样本值减去样本均值，中心化后数据的均值为 0）或者标准化（标准化后数据的均值为 0,标准差为 1），则可用图 1 所示的路径图和相应的回归方程来描述变量之间的关系。

　　图 4.4 中系数 c 为 X 对 Y 的总效应，系数 a 为 X 对 M 的效应，系数 b 是在控制了 X 的影响后，M 对 Y 的效应，ab 则表示中介效应，系数c?是在控制了 M的影响后，X 对 Y 的直接效应，1e 、2e 、3e 则是回归残差。当只有一个中介变量时，效应之间的关系为： c = c?+ab,中介效应的大小可以表示为 ab = c-c?.

　　检验中介效应的方法一般采用的是逐步温忠麟等（2004）提出的依次检验法，该方法综合了 Baron 和 Kenny 以及 Judd 和 Kenny 等人的检验方法，使得中介效应检验的第一类错误率和第二类错误率都比较小，它既可以检验部分中介效应，又可以检验完全中介效应，其步骤如下（程序图见图 4.5）：

　　（1）检验回归系数 c 是否显著，若显著，则进入步骤（2），否则停止检验；（2）依次检验回归系数 a、b,若均显著，进入步骤（3）；若至少有一个不显著，则进入步骤（4）；（3）检验回归系数c?,若c?不显著，则为完全中介过程；若c?显著，则为部分中介过程，X 对 Y 的影响只有一部分通过 M 实现，检验结束。

　　（4）进行 Sobel 检验，检验统计量absabZ??= （2 2?22?abbas = as+bs,a? 、b?为 a、b 的估计参数，as 、bs 为a? 、b?的标准误差）。若显著，则说明 M 的中介效应显著，否则 M 的中介效应不显著，检验结束。

　　（2） 模型的设定

　　本文主要研究义乌小商品市场拓展对经济增长的影响，在中介效应模型中并没有将各个变量进行中心化或标准化处理。因为在中介效应中，变量进行中心化或标准化处理只是为了避免在回归方程中出现与方法讨论无关的截距项，对检验结果并无影响。

　　通过前面的分析，义乌小商品市场能够通过生产制造产业、配套服务产业、中小微企业主体成长三个方面促进当地经济增长，因而影响机制如下：

　　建立与上图中对应的简单中介效应回归模型如下：11GDP = b +cJMSC+e（4.3）iiiiMaJMSCe22= b ++（4.4）iiiiGDPcJMSCbMe33= b +?++（4.5）其中，iM （i=1、2、3）为中介变量，iia b为中介效应，1e 、ie2、3e 为残差项。

　　中介变量iM （i=1、2、3）依次为义乌市生产制造业发展水平、义乌服务业发展水平和义乌市企业家资源水平。义乌市制造业生产制造业发展水平和服务业发展水平分别用义乌市工业总产值（ZCZ）和第三产业增加值（ZJZ）这两个指标来衡量，义乌市企业家资源（QYJ）则是用义乌市每万人中个体工商户或私营企业家的户数来衡量。1989-2002 年个体工商户和私营企业数量的原始数据来源于《义乌市工商行政管理志》，2004-2013 年的数据源于历年《义乌市统计年鉴》，而 2003 年的数据缺失，由前后两年计算平均值所得；人口数据由 GDP 与人均GDP 计算所得，其原始数据源于《义乌统计年鉴》。

　　企业家资源可以从两个维度来衡量，一是企业家资源的数量，二是企业家资源的质量。企业家资源的数量可以企业单位数量（张迎春、李萍，2006）、每万人中民营企业数量（张小蒂，曾可昕，2013）等指标测量，而企业家资源的质量则可以通过典型上市公司的总市值（张小蒂、曾可昕，2013）等指标衡量。基于数据的可得性，本文只考虑了企业家资源的数量指标，而且义乌小商品市场为中小微企业家创新与成长提供了土壤，使得企业家才能通过"干中学"能够快速提升，对于义乌来说，企业家资源不应仅局限于私营企业家，义乌市场中个体工商户或小商品市场中的商户都可以看做是企业家资源，因此也将义乌市的个体工商户考虑进来。另外，义乌民营企业是从 1988 年的第一家私营企业逐步发展起来，起步较晚，这也是所有指标数据皆从 1989 年开始的原因。
　　
　　4.2.2 中介效应检验结果

　　根据上述模型，对自变量义乌集贸市场成交额（JMSC）和因变量义乌市生产总值（GDP）进行回归分析，其回归系数在 a =0.05的水平上显著，且回归系数为正，说明义乌小商品市场发展有助于义乌经济的增长，该结果还表明可以进行下一步中介效用检验。

　　为了保持结果的有效性，本文运用 ADF 检验对各个变量进行了平稳性，虽然各个变量的原时间序列不平稳，但进行二阶差分后的序列变为平稳，并进行了协整性检验，通过科克伦-奥科特（Cochrane-Orcutt）迭代法修正模型中存在的自相关问题，得到中介效应检验结果如下：

　　（1）生产制造业的中介效应

　　从上表 4.2 中第三列的结果可以看出，系数 a、b 均显著，说明义乌小商品市场发展能够显著促进其生产制造业的发展，而生产制造业又能促进义乌经济的增长，说明义乌生产制造业在义乌本地小商品市场促进义乌经济增长的过程中起到了明显的中介效应。根据前文中中介效应检验程序可知，若中介效应大小为1.0968,则属于完全中介效应。但是，根据温忠麟、叶宝娟（2014）的分析，完全中介效应和部分中介效应的概念是存在问题的，因为当总效应很小样本本身也很小时，得到完全中介效应的结果是与常理相悖的，而且当说一个中介变量是因变量与自变量之间关系的完全中介时，也就排除了探索其他中介变量的可能性。

　　很显然，在本文中，除了将工业总产值作为中介变量分析义乌小商品市场发展对义乌经济增长的中介效应以外，也探讨分析了第三产业增加值和企业家资源作为中介变量的情况。因而本文将忽略完全中介效应这一概念。

　　义乌小商品市场的快速发展，不仅使得市场内的交易费用降低、分工更加细致，能够发挥规模经济和范围经济，同时还能节约中小微企业的销售成本。另外义乌小商品市场作为开放型的市场，不仅拥有国内市场，还拥有更加广阔的国际市场，因而不仅能够汇集国内市场需求，更能汇集国际市场需求；不仅能够集聚国内市场产品的供求信息，也能集聚国际市场产品的相关信息，从而吸引更多的生产商通过义乌小商品市场出口，从而使得大量的生产商在义乌或周边地区集聚。义乌小商品市场的快速发展不仅会聚集大量的消费者，也会集聚大量的生产经营者，促进义乌当地及周边地区生产制造企业的发展。

　　在义乌小商品市场快速发展的带动下，义乌培育了服装、五金、饰品、玩具、工艺品、拉链、袜业、针织内衣、化妆品等 20 多个优势行业，其中饰品产量占去昂过 65%以上，袜业占 35%以上，拉链占 30%以上，无缝针织服装、工艺礼品、拉链等产业还被授予国家级产业基地，并且涌现了"浪莎"袜业、"新光"饰品等一大批知名品牌.据《2014 义乌市国民经济和社会发展统计公报》和《2000年义乌统计年鉴》中的数据显示，2014 年义乌市实现工业总产值 1796.1 亿元，而 1978 年仅为 0.75 亿元，年均增长率为 24.11%.相较之下，浙江省工业总产值则从1978年的46.97亿元增加值2014年的16368.43亿元，年均增长率为17.66%,明显要低于义乌市的年均增长速度。

　　（2） 配套服务业的中介效应

　　从上表 4.2 第四列可以看出，在考察配套服务业对义乌本地小商品市场促进义乌经济增长的中介效应时，第 2 步、第 3 步的回归系数 a、b 分别为 0.6099、1.6765,均在 5%的水平下显著，说明中介变量起到了明显的中介效应，配套服务业是义乌本地小商品市场影响义乌经济增长的一条显著路径。随着义乌小商品市场交易规模的增加和信息技术的发展，商品流通各个环节（商流、物流、资金流、信息流）的专业化程度不断加深，推动相关配套服务产业的快速增长，如餐饮服务、住宿、交通、邮电、快递、旅游、金融、投资、房地产、广告业、会展业等诸多行业，三次产业结构不断优化升级。义乌以小商品市场为核心，不仅大力发展国内贸易，也积极开拓国际贸易，义乌对外经济的迅猛发展更是加速了当地外贸公司、国际物流企业的发展，推动义乌传统的外贸、物流企业逐渐向外贸综合服务商转型，形成了具有义乌特色的联托运市场，同时也推动了义乌会展业的快速发展。义乌工业和服务业的快速发展，加快了城乡一体化的进程，不仅方便了群众的生活，更是增加了就业、创业机会，提高了当地人均收入，促进了经济增长。

　　1978 年义乌市第一、二、三产业的增加值分别为 0.7355 亿元、0.2706 亿元、0.2748 亿元，所占比例依次为 57.42%、21.13%、21.45%;到 2014 年，第一、二、三产业的增加值分别增长到 21.8 亿元、381.4 亿元、565.4 亿元，所占比例分别达到 2.25%,39.38%、58.37%.很明显第三产业所占比例增加了 36.92%,而第一产业则减少了 55.17%,第三产业所占比例远远超过第一和第二产业。虽然1978-2014 年间浙江省的第一产业所占比例从 38.1%下降到 4.4%,但第三产业从18.7%只增加到 47.9%,低于义乌市第三产业所占 GDP 的比例，义乌服务业发展水平更高。根据《2014 年义乌市国民经济和社会发展统计公报》的统计数据显示，仅 2014 年义乌市共举办各类会展活动 123 个，其中展览 87 个，会议、论坛以及节庆等活动 36 个；参展企业 13424 家，增长 3.6%;观众数 143.2 万人次，增长 8.7%;贸易成交额达 397.2 亿元。

　　（3）企业家资源的中介效应

　　根据上表 4.2 第五列显示，系数 a、b 分别为 2.4173、0.2814,在 5%的水平下均显著，说明企业家资源作为中介变量在义乌小商品本地市场促进义乌经济增长的过程中起到了部分中介效应。义乌小商品市场中的商户和企业家不仅继承了"鸡毛换糖"的商业文化和经商传统，更是随着义乌小商品市场的不断扩大，培养和锻造了极为灵敏的商业嗅觉和吃苦耐劳、敢于冒险的精神。伴随着义乌小商品市场步入国际化进程，义乌企业家的视野得到不断拓展，义乌的企业家们能够借助义乌这个开放型的市场，不断接触国外先进经营理念，了解国际市场上产品的种类、生产技术。义乌小商品市场中的商户在不断的探索中总结经验，通过"干中学"不断强化和提升企业家才能，同时义乌小商品市场的开放型又能使企业家不断接触国外先进经营理念、管理方式、生产技术，为企业家才能的成长提供了良好的成长环境，义乌小商品市场已成为培养企业家资源和提升企业家才能的"孵化器".而企业家不仅是市场知识和信息的发掘和运用主体，更是创造和传播新的市场信息的源泉，是经济增长和生产力发展的主要源泉。企业家作为各种资源要素的配置者，能够将各种生产要素组合成现实的生产力，优化资源配置，促使生产效率提高，促进经济增长。

　　2000-2013 年期间，义乌个体工商户户数从 58509 户增加到 155819 户，义乌私营企业数量则从 2352 户增长到 30518 户；2000 年和 2013 年末义乌市常住人口分别为 66.84 万人、124.55 万人。经计算可知，2000 年义乌市每 100 人中就约有 8.8 人是个体工商户户主，每 1000 个人当中就大约有 3.5 人是私营企业家；而到 2013 年义乌市每 100 人中就约有 12.5 人是个体工商户户主，每 1000 个人当中就大约有 24.5 人是私营企业家。义乌市个体工商户和私营企业家密度明显上升。

　　而浙江省 2000 年年末常住人口为 4679.91 万人，个体工商户 158.86 万户，私营企业家 17.88 万户；2013 年浙江省年末常住人口为 5498 万人，个体工商户259.22 万户，私营企业 93.63 万户。浙江省 2000 年每 100 人中才有 3.4 人是个体工商户户主，每 1000 人中只有 3.8 人是私营企业家；浙江省 2013 年每 100 人中有 4.7 人是个体工商户户主，每 1000 人中只有 17 人是私营企业家。可见，无论是个体工商户密集度还是私营企业家密集度，浙江省明显低于义乌水平。

　　4.3 小结

　　经分析义乌市生产总值与义乌集贸市场成交额之间存在协整关系，即义乌经济增长与义乌本地小商品市场发展之间具有长期稳定的均衡关系，并且根据协整回归模型，在长期义乌本地小商品市场的发展对义乌经济增长具有明显的促进作用。而且，将生产制造业、配套服务业以及企业家资源作为中介变量，其中介效应均显著，表明义乌本地小商品市场通过促进生产制造业发展、带动相关配套服务业发展、培养企业家资源，显著推动了义乌经济的快速发展。