■ 汪 艳（广州南洋理工职业学院 广州 510900）

文章探讨了我国商贸流通组织规模对区域市场分割的影响，发现商贸流通组织规模的扩张加剧了区域市场分割。通过对商贸流通组织规模扩张加速区域市场分割的机制讨论，认为这种阻碍作用的重要根源在于批发环节，而零售企业规模的扩张则有利于降低区域市场分割。

商贸流通组织 区域市场分割批发 零售

随着我国市场经济不断推进，商业氛围的浓厚，以专业市场、综合市场为代表的商品交易市场不断发展和提升。截至2012年底，国内商品交易市场总量达到5194个，亿元以上商品交易市场的总成交额达到9.3万亿元，是2005年成交额的3倍多。与此同时，我国产业经济体的分工和专业化程度不断加深，在这过程中，又难免因地方保护主义或其他因素影响而出现区域间市场分割。目前，国内大部分学者认为产生这种分割情况的罪魁祸首在于政府保护行为（张超、王春杨，2013；旭日，2014等）。但是，市场作为“看不见的手”，是否也存在一定的内部作用机制来加速市场分割呢？国内相关文献非常罕见。

变量选取与模型设计

（一）变量选取及模型构建

被解释变量：市场分割程度。借鉴Parsley & Wei（2001）等人的研究方法，本文采用“相对价格法”对我国区域市场分割程度进行定量测算。基于后面相关指标数据的可获得性，本文选取我国30个省市自治区为样本，其中西藏自治区由于数据缺失，故没有计入样本范围。首先，根据对应时期30个省市自治区的各类商品价格指数，计算66对相邻地区（假设海南与广西、广东相邻）之间的对数差分

形式的价格差异：

其中，i、j表示两个地区；k表示商品种类，根据搜集数据结果，这里商品共有31种；t表示时期（年份）；P表示商品价格。式（1）显然可以变换为：

于是，可以通过相应地区对应商品的环比价格指数进行测算。

在得到对数差分形式的价格差异之后，减去t时期第k类商品在各地区之间价格差异的均值并计算以下数值：

然后，计算两个地区之间在t时期的不同商品价格变异的方差值：

于是，第i个地区在t时期的市场分割程度指数可表示为该地区与所有与之相邻地区Var（△qijt）的算术平均值，即：

解释变量。商贸流通组织规模：该变量作为本文的核心解释变量，用商贸流通企业的经营规模来衡量，具体采用流通企业资产规模表示，记为Asset。流通企业在经营过程中往往会通过设立门店、网点及配套仓储基地，增强自身规模水平。

控制变量组：为了使本文的实证分析更为可靠，在模型中还有必要加入一些影响区域市场分割的变量。基于前人的研究经验，这里引入三个变量：地区经济发展水平，衡量区域经济发展对市场分割的影响，用地区人均GDP表示，记为PGDP；政府参与程度，衡量政府行为对市场分割的影响，用地区财政支出占地区GDP比重表示，记为Fina；对外开放程度，衡量对外开放对市场分割的影响，用地区进出口总额占地区GDP比重表示，记为Open。

根据上述变量选择，构造计量模型如下：

（二）数据来源说明

本文采用我国30个省市自治区为样本，时间跨度为2003-2012年。以上变量的数据来源于历年《中国统计年鉴》、各地区统计年鉴以及国研网数据库。为了剔除某些指标的价格因素，按照相应的价格指数，对流通企业资产规模、地区人均GDP这两个指标进行消胀处理。

商贸流通组织规模扩张对区域市场分割的影响分析

在没有进行实际研究之前，往往做出这样的直观判断：商贸流通组织的规模越庞大，那么其经营覆盖面就越广，因此对区域间的市场整合具有积极的推动作用。那么，这种直观判断在我国是否成立呢？下面将通过实证分析，对这种观点进行检验。

以式（6）为框架，同时考虑到商贸流通组织规模对区域市场分割可能产生滞后效应，以及两者的关系存在非线性特征，因此引入商贸流通组织规模的一阶滞后项和平方项。通过回归，得到结果如表1所示。

表1 回归结果一

由于面板数据模型的形式有固定效应、随机效应和无效应三种，因此首先要确定面板数据模型的回归形式。由表1可知，所有面板数据模型的Hausman检验均拒绝了随机效应的形式，LR值检验结果又拒绝了无效应的形式，因而最终均选择固定效应的形式。

（一）商贸流通组织规模扩张对区域市场分割的影响

由第I列回归结果可知，商贸流通组织规模的系数为0.0716，且在5%的水平下显著，这说明我国商贸流通组织规模的扩张不仅不能有效整合区域间的市场，反而可能加速区域市场的分割。观察第II列结果，商贸流通组织规模一阶滞后项的系数为-0.0085，且并没有通过显著性检验，表明商贸流通组织规模的扩张在未来虽然可能促进区域市场分割有所缓解，但这种促进程度微不足道。由此可见，整体上我国商贸流通组织规模的扩张不但没有降低区域市场分割程度，反而促使区域市场分割程度上升，这与前面的直观判断截然相反。我国商贸流通组织规模的扩张，一般意味着商品交易量不断增加，交易范围不断扩大，但是这一过程的实现应以更多消费者以及下游企业的消费为前提。

再观察第I列商贸流通组织规模的平方项，其系数为0.0084，且在5%的水平下显著，说明商贸流通组织规模扩张对区域市场分割的影响可能存在“U型”关系。可见，商贸流通组织规模扩张到一定程度后，商贸流通组织的跨区域市场进入行为变得不像以前那么活跃，而可能更多地为本区域商贸流通发展服务。为什么会产生这种现象呢？如果单就政府行为而言，一个区域内商贸流通企业越是发达，则政府采取地方保护行为的动机应当越小。商贸流通组织内部是否存在新的壁垒而导致一定区域内企业立足地方服务呢？还有必要做深入探讨。

表2 回归结果二

（二）控制变量组对区域市场分割的影响

由表1可知，地区经济发展水平的系数为0.0009，且并没有通过显著性检验，表明区域经济增长与区域市场分割之间的关系并不密切，其原因可能是其他变量对区域经济发展水平也产生一定影响，从而对区域市场分割起到一定的中间效应。政府参与程度的系数为0.0078，且在5%的水平下显著，这说明我国区域政府行为对市场分割产生显著的助推作用。显然，政府出于自身区域发展考虑，往往会实施一系列的区域保护措施，这无疑对区域间市场整合带来一定的制约作用。对外开放程度的系数为0.0047，且在5%的水平下显著，说明我国当前的对外开放措施并不能有效缓解区域市场分割，反而促成了区域市场分割加剧。

商贸流通组织规模扩张加速区域市场分割的深层讨论

通过前面的研究发现，至少在短期内，我国商贸流通组织规模的扩张非但没有降低区域市场分割程度，反而促使区域市场分割程度上升。本节将通过分析商贸流通细分行业对区域市场分割的影响，从中探究我国商贸流通组织规模扩张反而有碍于区域市场整合的根源。

在商贸服务方面，商贸流通企业包括批发型企业和零售型企业两种类型。批发企业是推动商品跨区域流通的重要力量，零售企业则是在特定区域内实现商品交易的功能。可以继续以式（6）为框架，将商贸流通组织规模分别替换为批发企业规模和零售企业规模，并加入一阶滞后项，对式（6）再回归，结果如表2所示。

与表1回归效应类似，这里所有面板数据模型的Hausman检验均拒绝了随机效应的形式，LR值检验结果又拒绝了无效应的形式，因而最终均选择固定效应的形式。

由表2第I列结果可知，批发企业规模的系数为0.0461，且在1%的水平下显著，这说明我国批发企业规模的扩张加速了区域市场的分割。批发企业规模一阶滞后项的系数为-0.0012，但并没有通过显著性检验，表明批发企业规模的扩张在未来一期内对区域市场分割的缓解作用微不足道。

由表2第II列结果可知，零售企业规模的系数为-0.0096，且在5%的水平下显著，零售企业规模一阶滞后项的系数为-0.0025，也在5%的水平下显著，这说明我国零售企业规模的扩张无论是在当期还是下一期都能有效降低区域市场分割。

综合批发、零售企业的回归结果可知，我国商贸流通组织规模扩张有碍于区域市场整合的重要根源在于批发环节。本文的解释如下：随着传统封闭式流通组织的不断解体，固定完整的中间批发组织体系也已瓦解，于是缺少直销渠道的制造企业不得不亲自进入产品销售过程。而在这个过程中，为了便于流通渠道管理，制造厂商习惯将市场分解为多个分区，并且各个分区形成一定的销售限制，久而久之便出现了区域市场的分割。与此同时，零售企业却仅仅扮演了通道角色，而且现实中许多零售企业还采用连锁经营的方式，因而有利于降低区域市场分割。

结论及建议

本文从定量角度探讨了我国商贸流通组织规模对区域市场分割的影响，研究发现，我国商贸流通组织规模的扩张非但没有降低区域市场分割程度，反而加剧了区域市场分割。接着，又对商贸流通组织规模扩张加速区域市场分割的机制进行了讨论，结果显示，我国商贸流通组织规模扩张有碍于区域市场整合的重要根源在于批发环节，而零售企业规模的扩张则有利于降低区域市场分割。

由此，本文提出如下建议：第一，各地政府不能盲目追求商贸流通企业规模扩张，而应积极引导企业之间建立横向联系；第二，进一步强化零售组织一体化建设，实现区域间产供销一体化；第三，加强批发环节的渠道整合，利用财政、金融等政策，鼓励经销商和代理商随零售企业的跨区域扩张而进入外部区域市场，以打破区域界线。