本篇論文目錄導航：

【題目】小商品實體市場網絡發展對義烏經濟的促進研究
【第一章】義烏小商品實體市場網絡體系探究導論
【第二章】義烏小商品實體市場網絡及其經濟發展現狀
【第三章】義烏小商品市場網絡發展促進經濟增長的機制分析
【第四章】義烏小商品中心市場與其經濟增長關系的實證研究
【第五章】義烏小商品分市場建立對經濟增長影響的實證研究
【結論/參考文獻】義烏小商品市場網絡與經濟發展的關系研究結論與參考文獻

4 義烏小商品中心市場與其經濟增長關系的實證研究

在義烏小商品實體市場網絡中，義烏本地小商品市場無疑是中心市場，是整個市場網路的核心。因此，在本章中，實證分析了義烏小商品中心市場與義烏經濟增長之間的相關關系，并采用中介效應模型實證分析義烏小商品市場的發展是否通過生產制造業、配套服務業、企業家資源來促進義烏經濟增長的。

4.1 義烏小商品中心市場與其經濟增長相關關系的判斷

4.1.1 變量選取及數據說明

本文采用義烏市集貿市場成交額（JMSC）反映義烏小商品市場的發展狀況，義烏市生產總值（GDP）反映義烏經濟增長狀況。數據取自 1989-2013 年，共 25年。1989-1999 年 GDP 的原始數據來源于《2000 年義烏統計年鑒》，2000-2013年的原始數據源于歷年《義烏統計年鑒》。JMSC 則來源于《義烏市工商行政管理局志》和歷年《義烏統計年鑒》。

4.1.2 相關性檢驗

根據本文 2.3 節中的分析可知，義烏集貿市場成交額與義烏地區生產總值發展的方向和軌跡基本一致，說明兩者之間可能存在較強的相關關系。采用eviews6.0 計算義烏集貿市場成交額（JMSC）與義烏地區生產總值（GDP）之間的相關系數。

根據上圖結果可知，義烏集貿市場成交額與義烏生產總值之間的相關系數為0.9838,并且經過 t 檢驗，相關系數顯著，因而義烏集貿市場成交額與義烏生產總值之間高度正相關。

由于時間序列通常是非平穩的，在做回歸時若時間序列非平穩，則會產生偽回歸問題，因而首先對模型中的時間序列進行平穩性檢驗。

4.1.3 平穩性檢驗

本文采用增廣迪基-富勒（ADF）檢驗法（Augmented Dickey-fuller Test）對時間序列變量的穩定性進行檢驗。設定原假設 H0:存在單位根。若接受原假設，則意味著該序列非平穩；若拒絕原假設，則意味著該序列平穩。利用 Eviews6.0軟件對數據平穩性進行檢驗。

表中結果顯示，自變量 GDP 與因變量 JMSC 在二階差分前都是非平穩的，而二階差分之后，其序列在 1%、5%、10%的顯著性水平下均通過了 ADF 檢驗，說明 GDP 和 CJE 的二階差分序列是平穩的，因此之后可以進行協整檢驗。

4.1.4 協整檢驗

協整檢驗是研究非平穩的時間序列是否存在長期均衡關系的有效工具。本文采用 E-G 兩步法對義烏市生產總值與義烏集貿市場成交額的協整關系進行檢驗。

根據 E-G 兩步法，首先對 GDP 和 JMSC 進行 OLS 回歸，然后對回歸所得的殘差進行單位根檢驗。

設立基本的線性回歸模型： GDPJMSCutt=++01b b,利用 1989-2013 年的義烏市生產總值（GDP）和義烏集貿市場成交額做回歸分析，得出回歸方程為：

GDP =-62 .66195+1.064051JMSC（4.1）（-3.965869）（26.35760）0.9679542R =F =694.7233DW=0.442495雖然回歸方程中各項回歸系數是顯著的，擬合度也較高，但是 DW 的統計值較低，僅為 0.442495,查 n=25,k=1,α=0.05 的 DW 統計量表可知，=1.29Ld , =1.45Ud ,DW=0.442495<1.29,表明殘差存在嚴重的正自相關。首先采用偏相關系數檢驗方法進行檢驗，以判斷自相關的階數，其結果如下：

認定存在一階正自相關。為解決自相關問題，我們采用科克倫-奧科特（Cochrane-Orcutt）迭代法修正該模型存在的一階自相關問題，得到修正后的回歸方程為：

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 值為 1.749889, =1.45Ud <1.8259< 4 -=2.250111Ud ,說明模型中已不存在自相關問題，JMSC 的系數顯著，而且擬合效果也更佳。

JMSC 的系數為 1.053502,意味著義烏集貿市場的成交額每上升 1%,義烏市生產總值會增加 1.053502%.

對修正過后的回歸方程的殘差進行 ADF 檢驗，得出 ADF 檢驗的檢驗值為綜上所述，義烏市生產總值與義烏集貿市場成交額之間存在協整關系，即義烏經濟增長與義烏小商品市場發展之間具有長期穩定的均衡關系，并且根據協整回歸模型，義烏小商品市場的發展對義烏經濟的增長具有明顯的促進作用。

4.2 義烏小商品中心市場促進其經濟增長的中介效應分析

義烏小商品市場發展與義烏經濟增長相關關系的實證結果表明，義烏集貿市場成交額對義烏地區生產總值具有促進作用，即義烏小商品市場發展對義烏經濟增長具有一定的增長作用。接下來，將對義烏小商品市場促進其經濟增長的內在機制進行實證分析。

4.2.1 中介效應模型的選取

（1） 中介變量及中介效應

在衡量自變量 X 對因變量 Y 的影響時，如果 X 通過影響變量 M 來影響 Y,則稱變量 M 為中介變量，而這種間接影響就是中介效應。為避免在回歸方程中出現與方法討論無關的截距項，假設所有變量都已經中心化（即用樣本值減去樣本均值，中心化后數據的均值為 0）或者標準化（標準化后數據的均值為 0,標準差為 1），則可用圖 1 所示的路徑圖和相應的回歸方程來描述變量之間的關系。

圖 4.4 中系數 c 為 X 對 Y 的總效應，系數 a 為 X 對 M 的效應，系數 b 是在控制了 X 的影響后，M 對 Y 的效應，ab 則表示中介效應，系數c?是在控制了 M的影響后，X 對 Y 的直接效應，1e 、2e 、3e 則是回歸殘差。當只有一個中介變量時，效應之間的關系為： c = c?+ab,中介效應的大小可以表示為 ab = c-c?.

檢驗中介效應的方法一般采用的是逐步溫忠麟等（2004）提出的依次檢驗法，該方法綜合了 Baron 和 Kenny 以及 Judd 和 Kenny 等人的檢驗方法，使得中介效應檢驗的第一類錯誤率和第二類錯誤率都比較小，它既可以檢驗部分中介效應，又可以檢驗完全中介效應，其步驟如下（程序圖見圖 4.5）：

（1）檢驗回歸系數 c 是否顯著，若顯著，則進入步驟（2），否則停止檢驗；（2）依次檢驗回歸系數 a、b,若均顯著，進入步驟（3）；若至少有一個不顯著，則進入步驟（4）；（3）檢驗回歸系數c?,若c?不顯著，則為完全中介過程；若c?顯著，則為部分中介過程，X 對 Y 的影響只有一部分通過 M 實現，檢驗結束。

（4）進行 Sobel 檢驗，檢驗統計量absabZ??= （2 2?22?abbas = as+bs,a? 、b?為 a、b 的估計參數，as 、bs 為a? 、b?的標準誤差）。若顯著，則說明 M 的中介效應顯著，否則 M 的中介效應不顯著，檢驗結束。

（2） 模型的設定

本文主要研究義烏小商品市場拓展對經濟增長的影響，在中介效應模型中并沒有將各個變量進行中心化或標準化處理。因為在中介效應中，變量進行中心化或標準化處理只是為了避免在回歸方程中出現與方法討論無關的截距項，對檢驗結果并無影響。

通過前面的分析，義烏小商品市場能夠通過生產制造產業、配套服務產業、中小微企業主體成長三個方面促進當地經濟增長，因而影響機制如下：

建立與上圖中對應的簡單中介效應回歸模型如下：11GDP = b +cJMSC+e（4.3）iiiiMaJMSCe22= b ++（4.4）iiiiGDPcJMSCbMe33= b +?++（4.5）其中，iM （i=1、2、3）為中介變量，iia b為中介效應，1e 、ie2、3e 為殘差項。

中介變量iM （i=1、2、3）依次為義烏市生產制造業發展水平、義烏服務業發展水平和義烏市企業家資源水平。義烏市制造業生產制造業發展水平和服務業發展水平分別用義烏市工業總產值（ZCZ）和第三產業增加值（ZJZ）這兩個指標來衡量，義烏市企業家資源（QYJ）則是用義烏市每萬人中個體工商戶或私營企業家的戶數來衡量。1989-2002 年個體工商戶和私營企業數量的原始數據來源于《義烏市工商行政管理志》，2004-2013 年的數據源于歷年《義烏市統計年鑒》，而 2003 年的數據缺失，由前后兩年計算平均值所得；人口數據由 GDP 與人均GDP 計算所得，其原始數據源于《義烏統計年鑒》。

企業家資源可以從兩個維度來衡量，一是企業家資源的數量，二是企業家資源的質量。企業家資源的數量可以企業單位數量（張迎春、李萍，2006）、每萬人中民營企業數量（張小蒂，曾可昕，2013）等指標測量，而企業家資源的質量則可以通過典型上市公司的總市值（張小蒂、曾可昕，2013）等指標衡量?；跀祿目傻眯?，本文只考慮了企業家資源的數量指標，而且義烏小商品市場為中小微企業家創新與成長提供了土壤，使得企業家才能通過"干中學"能夠快速提升，對于義烏來說，企業家資源不應僅局限于私營企業家，義烏市場中個體工商戶或小商品市場中的商戶都可以看做是企業家資源，因此也將義烏市的個體工商戶考慮進來。另外，義烏民營企業是從 1988 年的第一家私營企業逐步發展起來，起步較晚，這也是所有指標數據皆從 1989 年開始的原因。

4.2.2 中介效應檢驗結果

根據上述模型，對自變量義烏集貿市場成交額（JMSC）和因變量義烏市生產總值（GDP）進行回歸分析，其回歸系數在 a =0.05的水平上顯著，且回歸系數為正，說明義烏小商品市場發展有助于義烏經濟的增長，該結果還表明可以進行下一步中介效用檢驗。

為了保持結果的有效性，本文運用 ADF 檢驗對各個變量進行了平穩性，雖然各個變量的原時間序列不平穩，但進行二階差分后的序列變為平穩，并進行了協整性檢驗，通過科克倫-奧科特（Cochrane-Orcutt）迭代法修正模型中存在的自相關問題，得到中介效應檢驗結果如下：

（1）生產制造業的中介效應

從上表 4.2 中第三列的結果可以看出，系數 a、b 均顯著，說明義烏小商品市場發展能夠顯著促進其生產制造業的發展，而生產制造業又能促進義烏經濟的增長，說明義烏生產制造業在義烏本地小商品市場促進義烏經濟增長的過程中起到了明顯的中介效應。根據前文中中介效應檢驗程序可知，若中介效應大小為1.0968,則屬于完全中介效應。但是，根據溫忠麟、葉寶娟（2014）的分析，完全中介效應和部分中介效應的概念是存在問題的，因為當總效應很小樣本本身也很小時，得到完全中介效應的結果是與常理相悖的，而且當說一個中介變量是因變量與自變量之間關系的完全中介時，也就排除了探索其他中介變量的可能性。

很顯然，在本文中，除了將工業總產值作為中介變量分析義烏小商品市場發展對義烏經濟增長的中介效應以外，也探討分析了第三產業增加值和企業家資源作為中介變量的情況。因而本文將忽略完全中介效應這一概念。

義烏小商品市場的快速發展，不僅使得市場內的交易費用降低、分工更加細致，能夠發揮規模經濟和范圍經濟，同時還能節約中小微企業的銷售成本。另外義烏小商品市場作為開放型的市場，不僅擁有國內市場，還擁有更加廣闊的國際市場，因而不僅能夠匯集國內市場需求，更能匯集國際市場需求；不僅能夠集聚國內市場產品的供求信息，也能集聚國際市場產品的相關信息，從而吸引更多的生產商通過義烏小商品市場出口，從而使得大量的生產商在義烏或周邊地區集聚。義烏小商品市場的快速發展不僅會聚集大量的消費者，也會集聚大量的生產經營者，促進義烏當地及周邊地區生產制造企業的發展。

在義烏小商品市場快速發展的帶動下，義烏培育了服裝、五金、飾品、玩具、工藝品、拉鏈、襪業、針織內衣、化妝品等 20 多個優勢行業，其中飾品產量占去昂過 65%以上，襪業占 35%以上，拉鏈占 30%以上，無縫針織服裝、工藝禮品、拉鏈等產業還被授予國家級產業基地，并且涌現了"浪莎"襪業、"新光"飾品等一大批知名品牌.據《2014 義烏市國民經濟和社會發展統計公報》和《2000年義烏統計年鑒》中的數據顯示，2014 年義烏市實現工業總產值 1796.1 億元，而 1978 年僅為 0.75 億元，年均增長率為 24.11%.相較之下，浙江省工業總產值則從1978年的46.97億元增加值2014年的16368.43億元，年均增長率為17.66%,明顯要低于義烏市的年均增長速度。

（2） 配套服務業的中介效應

從上表 4.2 第四列可以看出，在考察配套服務業對義烏本地小商品市場促進義烏經濟增長的中介效應時，第 2 步、第 3 步的回歸系數 a、b 分別為 0.6099、1.6765,均在 5%的水平下顯著，說明中介變量起到了明顯的中介效應，配套服務業是義烏本地小商品市場影響義烏經濟增長的一條顯著路徑。隨著義烏小商品市場交易規模的增加和信息技術的發展，商品流通各個環節（商流、物流、資金流、信息流）的專業化程度不斷加深，推動相關配套服務產業的快速增長，如餐飲服務、住宿、交通、郵電、快遞、旅游、金融、投資、房地產、廣告業、會展業等諸多行業，三次產業結構不斷優化升級。義烏以小商品市場為核心，不僅大力發展國內貿易，也積極開拓國際貿易，義烏對外經濟的迅猛發展更是加速了當地外貿公司、國際物流企業的發展，推動義烏傳統的外貿、物流企業逐漸向外貿綜合服務商轉型，形成了具有義烏特色的聯托運市場，同時也推動了義烏會展業的快速發展。義烏工業和服務業的快速發展，加快了城鄉一體化的進程，不僅方便了群眾的生活，更是增加了就業、創業機會，提高了當地人均收入，促進了經濟增長。

1978 年義烏市第一、二、三產業的增加值分別為 0.7355 億元、0.2706 億元、0.2748 億元，所占比例依次為 57.42%、21.13%、21.45%;到 2014 年，第一、二、三產業的增加值分別增長到 21.8 億元、381.4 億元、565.4 億元，所占比例分別達到 2.25%,39.38%、58.37%.很明顯第三產業所占比例增加了 36.92%,而第一產業則減少了 55.17%,第三產業所占比例遠遠超過第一和第二產業。雖然1978-2014 年間浙江省的第一產業所占比例從 38.1%下降到 4.4%,但第三產業從18.7%只增加到 47.9%,低于義烏市第三產業所占 GDP 的比例，義烏服務業發展水平更高。根據《2014 年義烏市國民經濟和社會發展統計公報》的統計數據顯示，僅 2014 年義烏市共舉辦各類會展活動 123 個，其中展覽 87 個，會議、論壇以及節慶等活動 36 個；參展企業 13424 家，增長 3.6%;觀眾數 143.2 萬人次，增長 8.7%;貿易成交額達 397.2 億元。

（3）企業家資源的中介效應

根據上表 4.2 第五列顯示，系數 a、b 分別為 2.4173、0.2814,在 5%的水平下均顯著，說明企業家資源作為中介變量在義烏小商品本地市場促進義烏經濟增長的過程中起到了部分中介效應。義烏小商品市場中的商戶和企業家不僅繼承了"雞毛換糖"的商業文化和經商傳統，更是隨著義烏小商品市場的不斷擴大，培養和鍛造了極為靈敏的商業嗅覺和吃苦耐勞、敢于冒險的精神。伴隨著義烏小商品市場步入國際化進程，義烏企業家的視野得到不斷拓展，義烏的企業家們能夠借助義烏這個開放型的市場，不斷接觸國外先進經營理念，了解國際市場上產品的種類、生產技術。義烏小商品市場中的商戶在不斷的探索中總結經驗，通過"干中學"不斷強化和提升企業家才能，同時義烏小商品市場的開放型又能使企業家不斷接觸國外先進經營理念、管理方式、生產技術，為企業家才能的成長提供了良好的成長環境，義烏小商品市場已成為培養企業家資源和提升企業家才能的"孵化器".而企業家不僅是市場知識和信息的發掘和運用主體，更是創造和傳播新的市場信息的源泉，是經濟增長和生產力發展的主要源泉。企業家作為各種資源要素的配置者，能夠將各種生產要素組合成現實的生產力，優化資源配置，促使生產效率提高，促進經濟增長。

2000-2013 年期間，義烏個體工商戶戶數從 58509 戶增加到 155819 戶，義烏私營企業數量則從 2352 戶增長到 30518 戶；2000 年和 2013 年末義烏市常住人口分別為 66.84 萬人、124.55 萬人。經計算可知，2000 年義烏市每 100 人中就約有 8.8 人是個體工商戶戶主，每 1000 個人當中就大約有 3.5 人是私營企業家；而到 2013 年義烏市每 100 人中就約有 12.5 人是個體工商戶戶主，每 1000 個人當中就大約有 24.5 人是私營企業家。義烏市個體工商戶和私營企業家密度明顯上升。

而浙江省 2000 年年末常住人口為 4679.91 萬人，個體工商戶 158.86 萬戶，私營企業家 17.88 萬戶；2013 年浙江省年末常住人口為 5498 萬人，個體工商戶259.22 萬戶，私營企業 93.63 萬戶。浙江省 2000 年每 100 人中才有 3.4 人是個體工商戶戶主，每 1000 人中只有 3.8 人是私營企業家；浙江省 2013 年每 100 人中有 4.7 人是個體工商戶戶主，每 1000 人中只有 17 人是私營企業家?？梢?，無論是個體工商戶密集度還是私營企業家密集度，浙江省明顯低于義烏水平。

4.3 小結

經分析義烏市生產總值與義烏集貿市場成交額之間存在協整關系，即義烏經濟增長與義烏本地小商品市場發展之間具有長期穩定的均衡關系，并且根據協整回歸模型，在長期義烏本地小商品市場的發展對義烏經濟增長具有明顯的促進作用。而且，將生產制造業、配套服務業以及企業家資源作為中介變量，其中介效應均顯著，表明義烏本地小商品市場通過促進生產制造業發展、帶動相關配套服務業發展、培養企業家資源，顯著推動了義烏經濟的快速發展。