農村流通產業發展對我國城鎮化進程的作用機理及實證分析

內容摘要：本文利用1995-2010年農村流通業發展和城鎮化率相關數據，分析農村流通業對我國城鎮化進程影響機理和數量關系。結果表明：農村流通業的投資和農村流通業規模對城鎮化進程的影響顯著；農村流通業組織和渠道的發展狀況也對城鎮化起到積極作用。據此提出了繼續加大對農村流通業基礎設施的投入力度、以“農超對接”為契機，逐步建立和完善城鄉互動的雙向流通系統等政策建議。

關鍵詞：流通產業 城鎮化 農村 影響機理

農村流通業的高效運作可更好地發揮市場配置資源的基礎性作用，也影響我國城鎮化的進程。已有少量文獻分析流通業和城鎮化之間的關系，但專門研究農村流通業發展對城鎮化的影響機理以及農村流通業發展過程中哪些方面對推進我國城鎮化的進程有顯著的影響，目前還鮮有研究。

農村流通產業發展對城鎮化作用的機理分析

流通業的界定有狹義和廣義兩種。考慮到實證分析時數據的可得性和統計期數據前后的一致性，本文中的農村流通業指的是狹義的流通業，且不包含餐飲住宿業。即農村批發業和零售業是本文的研究范圍。

城市化是指人類生產與生活方式從農村型向城市型轉化的過程，其表現為一個國家內部人口、資源與產業進行空間配置（楊文蘭，2010）。農村流通產業的發展首先會使得農村要素資源的配置和產業結構產生變化，這種變化會進一步引起城鎮資源的重新配置和流動，其對城鎮化的影響機理可以分解為直接影響和間接影響兩個方面：

（一）農村流通產業發展對城鎮化作用的直接影響

直接影響指農村流通產業的發展通過影響農村經濟發展和農戶的決策，引起農村要素資源的流動與重新配置，進而直接影響城鎮化的過程。它體現為以下幾點：

第一，完善的農村流通業對農村經濟具有正的效應，能有效地提升農業生產效率。農村流通業的發展有利于拓寬農產品的銷售渠道，激發對農產品的市場需求和農村商品化率的提高。農產品需求的增加有利于農業生產的專業化分工和新技術在農業中的運用，由此提升了農業生產效率，從而節約了農業生產中的勞動力資源，推動農村勞動力資源向城市流動。這種源自于農業生產效率提升而導致的農村“剩余”勞動力向城市流動，可稱之為“被動型”的農村勞動力資源的轉移。

第二，農村收入水平的增加一定程度上也促進了城鎮化水平的提高。發達的農村流通業為農產品向農村以外的區域銷售提供便捷流通渠道的同時，也為農業生產提供了大量的市場信息，尤其是城鄉互動的雙向流通系統（夏春玉，2009；李志剛，2013）可以顯著增加農民的收入水平。另外，對農村流通業的投資也可以通過乘數方式直接或者間接地促進農村相關產業的發展，也有利于農民收入水平的提高。當前我國在教育、醫療等公共物品和基礎設施提供還存在城鄉嚴重非均等的背景下，收入增加的農民為獲取城鎮“優質”的公共物品，會盡可能“主動”向城鎮轉移，從而促進我國城鎮化的發展。

（二）農村流通產業發展對城鎮化作用的間接影響

間接影響指農村流通產業的發展通過作用于農村以外的城鎮各產業等進而影響城鎮化的過程。

第一，農村流通業的發展增加了農村對城鎮第二、三產業產品的需求量。首先，發達的農村流通系統為農村以外的產品進入廣闊的農村市場提供了更加方便快捷的通道；其次，農村流通產業的發展對農村消費增加具有正效應。據統計，農村人口每增加1元的消費，就能為整個國民經濟帶來2元的消費需求。對第二、第三產業消費需求的增加，可以促進城市生產部門的規模擴張，刺激對生產要素新的需求，尤其是對勞動力的需求。

第二，對農村流通業的投資會增加對城鎮中如建材、商品流通設備等相關產業的需求。更重要的是，這種由投資帶來的直接需求增加，會通過乘數作用，擴散到城市其它部門，從而導致對勞動力需求上升，引起農村勞動力向城鎮流動。

農村流通業發展對城鎮化作用的實證分析

（一）指標選取和數據來源

本文利用我國1995-2010年相關統計數據分析農村流通業發展對城鎮化進程的影響。根據國內相關年鑒能夠獲得的數據資料以及統計期指標口徑前后的一致性，選擇縣及縣以下商品零售總額（LSE）表示農村流通業的規模（由于縣以下批發總額數據不全并難以獲得，故沒有將該指標納入分析）、以鄉鎮批零企業單位數（QYS）和鄉鎮批零企業就業人數（JYS）表示農村流通產業的組織和渠道狀況、以非農戶固定資產投資（ZCTZ）來近似說明農村流通業投資情況，以上指標都是作為自變量。選擇我國城鎮化率（RC）作為因變量，來表示城鎮化的水平。考慮到多種因素都會對城鎮化有影響，為最大程度地減少估計誤差，特地引入人均GDP（AGDP）作為控制變量。

表1中所有數據均來自2011年《中國統計年鑒》、《中國農村統計年鑒》、《中國勞動統計年鑒》。需要說明的是：為了剔除物價波動的影響，部分數據以其相應的價格指數以1995年為100進行平減；鄉鎮批零企業單位數和就業人數兩個指標值2007年、2009年和2010年采用了與往年不同的統計口徑，原數據不可用。但其它年份的歷史數據呈斜坡形，因此采用二次移動平均法進行了估算。經過計算處理，所有的指標數據如表1所示。

（二）模型構建和數據處理

1.本文將農村流通產業的發展與我國城鎮化進程之間的變動關系通過以下模型進行描述：

。

模型中β0為常數項；βi（i=1、2、3、4、5）為對應各個變量的系數，表示該變量對我國城鎮化進程的影響程度；ξ為隨機誤差項。將表1的數據，依據已構建的模型，采用Eviews軟件進行處理，得到的結果如下：

模型的Adjusted R-squared為0.975，F統計量為118.08，D-W值為1.678。根據以上各項統計檢驗的數據，總體上說明模型擬合很好，方程初步成立，各自變量與因變量之間的關系密切；由于是時間序列模型，下一步檢驗模型的穩定性。endprint

2.協整檢驗。為了檢驗模型的穩定性，本文對所擬合的模型進行協整檢驗。通過對模型計算的殘差序列et進行 ADF 檢驗，得到以下結果：

△et=0.0223-0.0019t-4.0115△et-1+

2.4118△et-2

該檢驗模型的R-squared值為0.8076，F的值為73.49106，D-W統計量為2.373252；殘差et-1前參數的t值為 -4.3057，小于顯著性水平5%的ADF臨界值-3.8730，說明在該顯著性水平下拒絕殘差存在單位根的假設，表明殘差項是平穩的，因此經濟模型存在協整關系。

（三）結果分析

從模型的參數估計結果中可以得到以下結論：第一，總體上看，我國農村流通業發展與我國城鎮化進程之間存在高度的相關性，模型也具有較強的穩定性。第二，縣及縣以下社會消費品零售額、鄉鎮批零企業就業人數和非農戶固定資產投資都對我國城鎮化發展起到正向促進作用，而鄉鎮批零企業單位數則與我國城鎮化發展呈反向關系。第三，模型表明：除去作為控制變量的人均GDP對城鎮化影響最大外，在農村流通業發展過程中，對我國城鎮化進程影響最大的因素是非農戶固定資產投資，其參數值為0.135，表明非農戶固定資產投資每增加1%，促進我國城鎮化率增長0.135%；其后是縣及縣以下社會消費品零售額，其參數值為0.134，表明農村流通規模每增加1%，促進我國城鎮化率增加0.134%；當然，模型也反映出鄉鎮批零企業就業人數每增加1%，能夠促進我國城鎮化率增加0.0942%。這些與農村流通業發展對城鎮化進程作用機理的描述是一致的。

模型也表明：鄉鎮批零企業單位數的參數值為-0.0264，說明鄉鎮批零企業單位數每減少1%，我國城鎮化率反而會增加0.0264%。可能的解釋是：隨著農村經濟的發展和政策的推進，具有先進管理模式和高效運作的城市現代連鎖超市等新型流通業態進入鄉鎮和農村，逐漸對鄉村傳統的個私流通門店等業態形成了一定的沖擊甚至造成部分業態的解體。在這種外部環境擠壓下，原有農村流通業從業者將轉行融入城市其它經濟部門，客觀上為城鎮化的進程提供豐富的要素資源。

結論及政策建議

通過以上的研究可以得出如下結論：我國農村流通的規模和發展水平對城鎮化提升具有促進作用。為此提出以下簡要的建議：

第一，繼續加大對農村流通業基礎設施的投入力度。加大對農村流通業基礎設施的建設既是公共服務產品均等化的要求，還能帶動農村經濟的發展和生產效率的提高。在引導社會資本進入農村流通領域的同時，政府應該加大投入的力度。一方面，要注重合理布局農村流通網點，借助縣以及中心鎮的區域經濟中心的優勢，提升流通效率；另一方面，順應現代網絡和電子商務技術的發展趨勢，逐步建立有利于農村電子商務發展的平臺，以降低農村流通成本。

第二，以“農超對接”為契機，逐步建立和完善城鄉互動的雙向流通系統。當前相對落后的農村流通業可以借助城市現代流通系統與農村現有的流通網絡進行整合。以我國“千鎮連鎖超市和萬村放心店”工程為契機，城市流通企業逐步進入縣、中心鎮、村的農村流通網絡。利用這些整合后的流通網絡節點，為城市工業品進入農村市場提供方便快捷的渠道。更為重要的是，可以將這些網絡節點打造成指導農業生產的信息中心和農產品向外銷售的農產品交易中心。同時，探索城鄉互動的雙向流通系統與農村新型生產經營主體之間的聯系與合作，比如與農業專業合作社、種植大戶的合作，可為農村經營主體在市場信息獲取、生產資料的購買和農產品銷售等方面提供支持，也能使得流通企業獲得規模經濟和范圍經濟。

參考文獻：

1.魏鳳娟.我國農村消費需求增長緩慢的原因及對策探討[J].企業經濟，2011（8）

2.晏維龍，韓耀，楊益民.城市化與商品流通的關系研究：理論與實證[J].經濟研究，2004（2）

3.王俊.流通業對制造業效率的影響—基于我國省級面板數據的實證研究[J].經濟學家，2011（1）endprint

2.協整檢驗。為了檢驗模型的穩定性，本文對所擬合的模型進行協整檢驗。通過對模型計算的殘差序列et進行 ADF 檢驗，得到以下結果：

△et=0.0223-0.0019t-4.0115△et-1+

2.4118△et-2

該檢驗模型的R-squared值為0.8076，F的值為73.49106，D-W統計量為2.373252；殘差et-1前參數的t值為 -4.3057，小于顯著性水平5%的ADF臨界值-3.8730，說明在該顯著性水平下拒絕殘差存在單位根的假設，表明殘差項是平穩的，因此經濟模型存在協整關系。

（三）結果分析

從模型的參數估計結果中可以得到以下結論：第一，總體上看，我國農村流通業發展與我國城鎮化進程之間存在高度的相關性，模型也具有較強的穩定性。第二，縣及縣以下社會消費品零售額、鄉鎮批零企業就業人數和非農戶固定資產投資都對我國城鎮化發展起到正向促進作用，而鄉鎮批零企業單位數則與我國城鎮化發展呈反向關系。第三，模型表明：除去作為控制變量的人均GDP對城鎮化影響最大外，在農村流通業發展過程中，對我國城鎮化進程影響最大的因素是非農戶固定資產投資，其參數值為0.135，表明非農戶固定資產投資每增加1%，促進我國城鎮化率增長0.135%；其后是縣及縣以下社會消費品零售額，其參數值為0.134，表明農村流通規模每增加1%，促進我國城鎮化率增加0.134%；當然，模型也反映出鄉鎮批零企業就業人數每增加1%，能夠促進我國城鎮化率增加0.0942%。這些與農村流通業發展對城鎮化進程作用機理的描述是一致的。

模型也表明：鄉鎮批零企業單位數的參數值為-0.0264，說明鄉鎮批零企業單位數每減少1%，我國城鎮化率反而會增加0.0264%。可能的解釋是：隨著農村經濟的發展和政策的推進，具有先進管理模式和高效運作的城市現代連鎖超市等新型流通業態進入鄉鎮和農村，逐漸對鄉村傳統的個私流通門店等業態形成了一定的沖擊甚至造成部分業態的解體。在這種外部環境擠壓下，原有農村流通業從業者將轉行融入城市其它經濟部門，客觀上為城鎮化的進程提供豐富的要素資源。

結論及政策建議

通過以上的研究可以得出如下結論：我國農村流通的規模和發展水平對城鎮化提升具有促進作用。為此提出以下簡要的建議：

第一，繼續加大對農村流通業基礎設施的投入力度。加大對農村流通業基礎設施的建設既是公共服務產品均等化的要求，還能帶動農村經濟的發展和生產效率的提高。在引導社會資本進入農村流通領域的同時，政府應該加大投入的力度。一方面，要注重合理布局農村流通網點，借助縣以及中心鎮的區域經濟中心的優勢，提升流通效率；另一方面，順應現代網絡和電子商務技術的發展趨勢，逐步建立有利于農村電子商務發展的平臺，以降低農村流通成本。

第二，以“農超對接”為契機，逐步建立和完善城鄉互動的雙向流通系統。當前相對落后的農村流通業可以借助城市現代流通系統與農村現有的流通網絡進行整合。以我國“千鎮連鎖超市和萬村放心店”工程為契機，城市流通企業逐步進入縣、中心鎮、村的農村流通網絡。利用這些整合后的流通網絡節點，為城市工業品進入農村市場提供方便快捷的渠道。更為重要的是，可以將這些網絡節點打造成指導農業生產的信息中心和農產品向外銷售的農產品交易中心。同時，探索城鄉互動的雙向流通系統與農村新型生產經營主體之間的聯系與合作，比如與農業專業合作社、種植大戶的合作，可為農村經營主體在市場信息獲取、生產資料的購買和農產品銷售等方面提供支持，也能使得流通企業獲得規模經濟和范圍經濟。

參考文獻：

1.魏鳳娟.我國農村消費需求增長緩慢的原因及對策探討[J].企業經濟，2011（8）

2.晏維龍，韓耀，楊益民.城市化與商品流通的關系研究：理論與實證[J].經濟研究，2004（2）

3.王俊.流通業對制造業效率的影響—基于我國省級面板數據的實證研究[J].經濟學家，2011（1）endprint

2.協整檢驗。為了檢驗模型的穩定性，本文對所擬合的模型進行協整檢驗。通過對模型計算的殘差序列et進行 ADF 檢驗，得到以下結果：

△et=0.0223-0.0019t-4.0115△et-1+

2.4118△et-2

該檢驗模型的R-squared值為0.8076，F的值為73.49106，D-W統計量為2.373252；殘差et-1前參數的t值為 -4.3057，小于顯著性水平5%的ADF臨界值-3.8730，說明在該顯著性水平下拒絕殘差存在單位根的假設，表明殘差項是平穩的，因此經濟模型存在協整關系。

（三）結果分析

從模型的參數估計結果中可以得到以下結論：第一，總體上看，我國農村流通業發展與我國城鎮化進程之間存在高度的相關性，模型也具有較強的穩定性。第二，縣及縣以下社會消費品零售額、鄉鎮批零企業就業人數和非農戶固定資產投資都對我國城鎮化發展起到正向促進作用，而鄉鎮批零企業單位數則與我國城鎮化發展呈反向關系。第三，模型表明：除去作為控制變量的人均GDP對城鎮化影響最大外，在農村流通業發展過程中，對我國城鎮化進程影響最大的因素是非農戶固定資產投資，其參數值為0.135，表明非農戶固定資產投資每增加1%，促進我國城鎮化率增長0.135%；其后是縣及縣以下社會消費品零售額，其參數值為0.134，表明農村流通規模每增加1%，促進我國城鎮化率增加0.134%；當然，模型也反映出鄉鎮批零企業就業人數每增加1%，能夠促進我國城鎮化率增加0.0942%。這些與農村流通業發展對城鎮化進程作用機理的描述是一致的。

模型也表明：鄉鎮批零企業單位數的參數值為-0.0264，說明鄉鎮批零企業單位數每減少1%，我國城鎮化率反而會增加0.0264%。可能的解釋是：隨著農村經濟的發展和政策的推進，具有先進管理模式和高效運作的城市現代連鎖超市等新型流通業態進入鄉鎮和農村，逐漸對鄉村傳統的個私流通門店等業態形成了一定的沖擊甚至造成部分業態的解體。在這種外部環境擠壓下，原有農村流通業從業者將轉行融入城市其它經濟部門，客觀上為城鎮化的進程提供豐富的要素資源。

結論及政策建議

通過以上的研究可以得出如下結論：我國農村流通的規模和發展水平對城鎮化提升具有促進作用。為此提出以下簡要的建議：

第一，繼續加大對農村流通業基礎設施的投入力度。加大對農村流通業基礎設施的建設既是公共服務產品均等化的要求，還能帶動農村經濟的發展和生產效率的提高。在引導社會資本進入農村流通領域的同時，政府應該加大投入的力度。一方面，要注重合理布局農村流通網點，借助縣以及中心鎮的區域經濟中心的優勢，提升流通效率；另一方面，順應現代網絡和電子商務技術的發展趨勢，逐步建立有利于農村電子商務發展的平臺，以降低農村流通成本。

第二，以“農超對接”為契機，逐步建立和完善城鄉互動的雙向流通系統。當前相對落后的農村流通業可以借助城市現代流通系統與農村現有的流通網絡進行整合。以我國“千鎮連鎖超市和萬村放心店”工程為契機，城市流通企業逐步進入縣、中心鎮、村的農村流通網絡。利用這些整合后的流通網絡節點，為城市工業品進入農村市場提供方便快捷的渠道。更為重要的是，可以將這些網絡節點打造成指導農業生產的信息中心和農產品向外銷售的農產品交易中心。同時，探索城鄉互動的雙向流通系統與農村新型生產經營主體之間的聯系與合作，比如與農業專業合作社、種植大戶的合作，可為農村經營主體在市場信息獲取、生產資料的購買和農產品銷售等方面提供支持，也能使得流通企業獲得規模經濟和范圍經濟。

參考文獻：

1.魏鳳娟.我國農村消費需求增長緩慢的原因及對策探討[J].企業經濟，2011（8）

2.晏維龍，韓耀，楊益民.城市化與商品流通的關系研究：理論與實證[J].經濟研究，2004（2）

3.王俊.流通業對制造業效率的影響—基于我國省級面板數據的實證研究[J].經濟學家，2011（1）endprint