“一帶一路”背景下的物流業發展與社會結構變遷
——基于對城鎮化和城鄉收入差距影響

侯冠平

(海南熱帶海洋學院，海南三亞 572022)

城鄉收入差距一直是困擾我國經濟學界與經濟社會的重要問題。城鄉收入差距作為我國“二元經濟結構”問題的一個表現，隨著我國經濟的發展具有不斷擴大的趨勢。另外，市場機制導致的勞動力工資差異，使農村勞動力不斷流向城鎮，從而使城鄉收入差距具有不斷縮小的趨勢。2種趨勢的較量結果為城鄉收入差距擴大的趨勢略占優勢。事實上，一些綜合素質較好的農村居民到了城鎮，成為比農村居民收入更高的城鎮居民；綜合素質較低的農村居民仍然留在農村，收入相對較低[1]。

為擴大內需、促進農村剩余勞動力順利轉移到城鎮，我國政府實行了城鎮化。城鎮化是指農村人口相對下降、城鎮人口不斷上升，以及城鎮向其周邊擴張和農村轉化為城鎮的過程。城鎮化發展也帶來了一系列問題，它不但沒有縮小城鄉收入差距，反而在擴大城鄉收入差距。此外，隨著城鎮化的推進，農村具有被邊沿化的趨勢[2]。

進入21世紀后，物流業作為第三利潤源泉而倍受重視。我國加入世界貿易組織(World Trade Organization，簡稱WTO)后，國際商品物流深刻影響著物流產業變革和物流業發展。物流產業集群的出現促進了物流產業資源優化與功能組合，大大提高了物流經濟效率。與此同時，我國經濟的外向性日趨明顯，這種外向性使得我國和世界其他國家的經濟聯系更加緊密?！耙粠б宦贰背h把我國引向更為開放和包容的經濟體系，也使物流業發展面臨新的機遇和挑戰，同時，它通過影響經濟狀況來影響我國城鎮化進程和城鄉居民收入的增長。

進入21世紀，擺脫貧困、扶貧攻堅成為中國共產黨和我國經濟工作者面臨的特殊使命。習近平在對脫貧攻堅工作的重要指示中強調：“全黨全社會要再接再厲、扎實工作，堅決打贏脫貧攻堅戰，在全面建成小康社會的征程上不斷創造新的業績?！币虼耍芯俊耙粠б宦贰北尘跋拢覈锪鳂I發展與城鎮化、城鄉收入差距之間的關系，對引導物流產業發展，推進城鎮化的健康發展，縮小城鄉收入差距，以及消除我國存在的“不平衡不充分的發展”具有重要意義。

1 文獻述評

15世紀以前，經濟思想處于一種“道德哲學”時代，沒有形成比較完整的體系與流派。從16世紀開始，貿易逐漸成為經濟生活的重要組成部分，重商主義也因此逐漸產生，但其骨子里塞滿了貿易保護主義的脊髓。1776年亞當·斯密《國富論》的出版，敲響了貿易保護主義占統治地位的喪鐘，自由貿易逐步成為國際社會貿易思想的主流；亞當·斯密一開始就以生產大頭針為例，闡述分工帶來勞動生產率的提高，并以此擴展到國際分工[3]。他的國際貿易理論被稱為絕對優勢理論。

托馬斯·孟在《英國得自對外貿易的財富》中提到，通過對外貿易，商人用自己的船將商品從一國運輸到另一國，不僅會彌補貨物在本國售價的不足，而且還會獲得扣除保險費、運輸費等運往國外的所有費用之外的商業利潤，價值大幅度提高，這大概是西方學者最早的關于物流創造價值的表述[4]。托馬斯·孟將物流作為對外貿易中的一個環節來分析物流在對外貿易中的位移作用與增值作用。

1953年，阿瑟·劉易斯提出了二元經濟結構模型。他假定傳統農業部門的邊際生產率為0或負數，勞動者以最低工資水平提供勞動；經濟社會由一個弱小的現代資本主義工業部門和一個強大的傳統農業部門組成，其中工業部門工資比農業部門高，并假定工資水平不變。2個部門的工資差異使得農業剩余勞動力日益向城市工業部門轉移。當剩余勞動力逐漸消失，農村勞動的邊際生產率也就提高了；當農村勞動的邊際生產率與工業達到一致時，經濟中的二元結構也就消失了[5]。劉易斯的二元經濟結構模型是一個用于解決欠發達國家二元經濟結構問題的模型，從勞動力轉移方面看，也是一個人口城鎮化的模型：農業部門勞動力向工業部門轉移，農村人口轉變為城鎮人口，從而實現城鎮化；從提高農村勞動生產率來看，也是一個提高農村居民收入的過程。

關于物流業發展和城鎮化、城鄉收入差距以及它們之間的關系，我國學者也作了許多有益的探索。

關于物流業與城鎮化。王之泰認為，推進城鎮化必須重視物流業發展，要利用現代信息技術改變物流業的落后狀況，促進物流業的更新與升級，并提出以物流園區為抓手，打造智慧物流[6]。魏洪茂對我國1991—2012年間的城鎮化率與單位國內生產總值(gross domestic product，簡稱GDP)物流需求系數數據進行了分析。他認為，城鎮化建設與物流業發展具有很強的關聯度，城鎮化對物流業的推動作用在短期內并不明顯，但從長期來看，能帶動物流業發展[7]。賀興東認為，物流業可促進產業分工，吸引產業集聚，提高城鎮居民的生活質量，促進經濟增長，擴大就業數量，從而帶動城鎮化發展[8]。張廣勝等通過分析1997—2011年的數據發現，城鎮化與農產品物流高度相關，促進農產品物流的根本動力是人均GDP[9]。曾慧敏認為，城鎮化對農民收入的直接效應與間接效應都是正向的；除西部地區不明顯外，我國農產品流通效率的提高有利于農民收入水平的增加；東、中、西部地區城鎮化對農民收入的影響大于農產品流通效率對農民收入的影響，其中，東、中部地區城鎮化對農民收入的間接效應大于直接效應，而西部地區的間接效應小于直接效應[10]。羅永華通過研究廣東省的數據發現，城鎮化與港口物流具有較強的關聯性，兩者之間相互促進，是一種協調聯動關系[11]。付東明認為，物流產業集群作為一種新型空間組織形式，可通過發揮產業集群效應和規模效應來促進產業結構、就業結構、空間結構的轉變，帶動人口集聚、產業集聚、空間集聚，進而推動城鎮化進程，促進區域經濟發展[12]。黃偉軍等認為，作為生活必需品的農產品，隨著城鎮化的推進，其物流也從傳統物流業向現代物流業轉變，但其物流體系建設明顯滯后，物流效率偏低，制約著農業和農村經濟的發展[13-14]。

在物流與二元經濟結構方面。白茹茹認為，加快農村商貿流通業的發展，建立城鄉雙向流動的商貿流通體系，有利于降低生產、經營成本，縮小城鄉收入差距，解決“三農”問題[15]。張廣勝研究發現，農村經濟和農產品物流之間存在長期的協整關系，農村物流業的發展可以推動農村經濟的發展[16]。李先玲等認為，物流溢出效應可以縮小城鄉收入差距，而產業結構渠道和城鎮商流溢出效應可擴大城鄉收入差距，信息流不影響城鄉收入差距[17]。姚冠新等認為，農村物流可以提高農民收入，增加農民就業渠道，調整農村產業結構，優化農村的投資環境，從而促進農村經濟的發展[18]。王靜通過將我國農產品物流與歐美發達國家進行對比認為，目前我國的農產品物流與農村經濟制度變遷存在供需結構、區域結構失衡問題，缺乏可持續性[19]。梁雯等認為，城鄉一體化可以通過農村物流和農村金融的中介作用對農民收入產生影響，城鄉一體化、農村物流和農村金融協同促進農民增收[20]。

上述研究可在一定程度上反映物流業發展與城鎮化、城鄉收入差距之間的關系，對制定我國物流業發展和經濟發展應對策略具有一定的指導作用。但在這些論述中，大部分缺乏嚴密的邏輯推理和數據支撐，因而有些結論讓人難以信服，他們的結論之間甚至相互矛盾。物流業發展與城鎮化、城鄉收入差距之間的關系研究不夠深入。因此，進一步研究物流經濟效應，對于解決我國經濟發展、城鄉“二元物流結構”和城鄉“二元經濟結構”問題顯得非常重要，尤其是在“一帶一路”背景下，厘清物流產業和城鎮化以及城鄉收入差距之間的關系顯得更為緊迫。

2 “一帶一路”對我國物流業的影響

“一帶一路”的實質是發展對外貿易、加強國際經濟往來，促進我國與其他國家和地區的經濟交流，從而促進經濟社會的發展和人們福祉的提高。“一帶一路”對我國物流產業也將產生重大影響。

首先，“一帶一路”對物流業的直接影響是促進我國物流業務進一步國際化，增加進出口物流業務，從而增加物流業利潤。其次，“一帶一路”對我國物流業的間接影響是促進物流理論與實踐的國際交流，從而促進我國物流技術的改進和物流業管理水平的提升，進而促進物流業的發展。最后，物流業的發展會降低物流費用在產品價值形成中所占的比重，從而降低物流費用在國內生產總值中所占的比重。

事實上，“一帶一路”對物流業發展的影響是顯著的，引入虛擬變量表示“一帶一路”的前后變化，采用物流業指標和國民收入指標進行適當處理后回歸，可以看出，虛擬變量的顯著性檢驗水平非常高，說明虛擬變量的存在具有合理性?？赡茉蛑饕校?1)“一帶一路”后的運輸路線發生優化，減少了每單位國內經濟產值所需要的物流運輸量。如大量基礎設施(公路、鐵路、物流園區等)的建設，客觀上縮短了貨物運輸線路，為貨物運輸提供了便利。(2)物流運輸的組織、設備、技術或運輸系統與基礎設施等在“一帶一路”后得到了改進，節省了物流運輸的工作量與運輸成本。(3)物流運輸資源與區域間的物流在“一帶一路”后得到了更好地整合，使得各個物流資源得以充分整合利用，跨區域間的物流組合更加合理。

此外，物流業發展會對社會經濟結構產生影響，因此，在“一帶一路”背景下，研究物流業發展對城鎮化和城鄉收入差距的影響，對于改善農民收入狀況，“打贏脫貧攻堅戰”，全面建設小康社會具有重要意義[21]。

3 “一帶一路”背景下的物流經濟效應分析

當今世界貿易保護主義有所抬頭，而我國的“一帶一路”倡議給世界自由貿易注入了新的生機。盡管我國努力捍衛自由貿易的大旗，但近幾年的國際貿易還是有所下降，國際貿易進出口總額有所減少。具體來說，進口總額和出口總額都有不同程度地減少，前者由2013年的121 037.46億元減少至2015年的104 336.10億元，后者由2014年的143 883.75億元降至2016年的138 455.00億元(以上進出口數據均沒有剔除物價上漲因素的影響，核算貨幣為人民幣；數據來源于國家統計局)。但我國經濟增長勢頭仍然強勁，供給側改革、去產能、“一帶一路”都將給優化我國產業結構帶來正面影響。我國物流業也將搭上“一帶一路”的順風車，對我國社會經濟結構產生影響?！耙粠б宦贰焙蛯ν赓Q易對物流業的發展具有推動作用，物流企業在參與對外貿易時，可以學習并借鑒國外先進的物流技術、管理經驗和管理方法，促進物流業務的規范化與國際化。與此同時，物流業的發展對經濟結構和社會結構將產生深刻影響，考察“一帶一路”背景下物流業發展帶來的社會經濟結構變遷具有重要意義。但由于社會經濟結構的指標太多，因此，只選擇具有代表性的城鎮化和城鄉收入差距進行研究。

3.1 物流業發展與經濟發展的關系

物流業發展和經濟發展之間存在非常密切的聯系。物流業是經濟系統的血脈，是經濟發展的潤滑劑，物流業的發展對經濟的發展具有促進作用，同時，經濟發展會加大對物流的需求，為物流業發展提供經濟保障，推進物流業發展。但物流業發展與經濟發展不是完全同步的，在經濟發展的初級階段，由于物流技術與物流過程的組織、管理還有待完善，因此物流費用在國內生產總值中所占的比重較大；隨著經濟的不斷發展，物流管理水平和物流技術會在經濟發展中不斷完善與提高，使物流成本或物流費用在國內生產總值中所占的比重隨著物流技術的進步與物流管理水平的提高而不斷降低。因此，物流業的發展與經濟的發展是相互促進、相互制約的。

選擇貨物周轉量為被解釋變量，國內生產總值為解釋變量。用TM表示貨物周轉量，單位為億t·km；GDP表示以1978年為基期的不變價格指數平減后的我國國內生產總值，單位為億元；選取1990—2016年的年度數據(數據來源于國家統計局)為研究對象。對由TM和GDP構建的一元二次方程用最小二乘法進行回歸，所得方程殘差存在一階自相關和一階偏相關的問題，采用其他估計方法仍然不能消除該問題，且會導致更嚴重的其他問題。因此，考慮采用半對數模型，將貨物周轉量取自然對數，用LTM表示TM取對數后的變量，考慮方程為：

式中：c0、c1、c2、n均為待估參數，用試錯法估計方程中指數n的值，在各項檢驗指標能夠通過的情況下，使擬合優度盡可能好，用μ1表示隨機干擾項，用最小二乘法進行回歸可得：

(492.9482) (38.6938) (-24.9842)

(1)

R2=0.997 3，調整R2=0.997 1；F=4 486.701；DW=1.395 8；T=26(1990—2016年)

檢查殘差序列的相關圖[AC(autocorrelation)、PAC(partial correlation)]可以看出，殘差序列已經不存在自相關和偏相關。

(2)

說明貨物周轉量增長率隨著國內生產總值的增大呈逐漸下降的趨勢。當然，這一模型適合于研究期間的GDP規模以及GDP變動不大的情況，和其他任何模型一樣，如果GDP變動太大會使擬合情況變差，進而使模型變得不合適。

3.2 物流發展對城鎮化和城鄉收入差距的影響分析

如前所述，經濟發展促進物流業發展，物流業的發展反過來加速經濟發展。但是，物流業發展對不同經濟因素的影響也不盡相同，它具有不平衡性。另外，物流業發展會通過經濟發展直接或間接影響城鎮化進程和城鄉收入差距。城鎮化和城鄉收入差距是反映社會經濟結構的2個重要指標，因此，在“一帶一路”背景下通過研究物流業發展對城鎮化和城鄉收入差距的影響來分析社會經濟結構的變遷。

3.2.1 “二元物流結構”的形成與城鎮化和城鄉收入差距之間的關系 我國物流業發展是不平衡的，這種不平衡性不僅表現在區域發展的不平衡上，而且還表現在對城鄉收入差距和城鎮化的影響上。農村物流落后、物流基礎設施匱乏且物流效率低下，阻礙了農村經濟產品的商品化進程，也降低了農村居民的生活水平。流通成本過高，流通不方便使得農業產品難以轉化成商品銷售出去，也降低了農村居民的收入水平；同時，農村居民需要獲得生活用品和生產資料，也需要商品流通，但農村落后的流通條件阻礙了城鄉的經濟交流，導致城鄉生活水平和收入差距進一步擴大。因此，加大農村物流基礎設施建設、發展農村物流、減少流通環節、降低農村流通費用可以縮小城鄉差距。另外，較低的農村生活水平和農村居民收入以及農村相對的人稀地廣，導致農村物流需求不足，從而難以形成規模[22]。小的物流規模導致高額流通成本，也阻礙農村物流經濟的發展。

城市與農村這種物流業的不平衡性導致我國城鄉“二元物流結構”格局的形成且影響非常嚴重。城鄉“二元物流結構”是指城鎮與農村之間存在的一種物流供給以及供給能力的顯著差距，主要表現在物流基礎設施(運輸、倉儲以及運輸通道、運輸道路等)、物流功能、物流服務的供給質量和供給能力等方面。城鄉“二元物流結構”的另一個表現是城鄉之間對物流服務消費的數量差距。據國家統計局公布的數據顯示，1997年，運輸倉儲郵政、信息傳輸、計算機服務和軟件業用于城鎮居民消費的金額是農村居民消費金額的3.07倍，而運輸倉儲郵政、信息傳輸、計算機服務和軟件業用于每位城鎮居民消費的金額是每位農村居民消費金額的1.44倍；到2012年，運輸倉儲郵政、信息傳輸、計算機服務和軟件業用于城鎮居民消費的金額達到農村居民消費金額的4.16倍，而運輸倉儲郵政、信息傳輸、計算機服務和軟件業用于每位城鎮居民消費的金額達到每位農村居民消費金額的3.76倍(數據來源于中華人民共和國國家統計局網站)。運輸倉儲郵政、信息傳輸、計算機服務和軟件業居民消費金額的城鄉比如圖2所示。

從圖2可以看出，我國“二元物流結構”已經非常明顯，運輸倉儲郵政等的城鄉對比非常懸殊，而且總體呈加深態勢。運輸倉儲郵政、信息傳輸、計算機服務和軟件業平均用于每位居民消費金額的城鄉比在2005年度達到6.08倍，同年用于居民消費總額的城鄉比達到4.59倍。由于2005年10月提出社會主義新農村建設之后，用于農村基礎設施建設的資金大幅度增加，因此，該比值在2007年迅速下降。盡管如此，這些比值仍維持在非常高的水平。農村具有廣袤的土地，且很多地方地形地貌復雜，農村居民居住分散，產品的市場化程度不高，這些因素導致農村物流成本高昂，從而給物流業在農村的發展帶來困難。

城鎮化意味著比農村有更好的基礎設施，好的基礎設施可為物流業發展提供基礎。城鎮化也意味著物流需求的擴大，由于城鎮化后的人口需要更多的商品交流，因而更離不開物流。從滿足日常生活最基本需要的蔬菜大米和油鹽醬醋，到生活居住所需要的家電家具，再到工作生活的各個方面都離不開物流。與此同時，物流業的發展也為城鎮化鋪平了道路，有了基本的物流才能保證城鎮居民的基本生活，人們才能夠安居樂業，生活才會幸福。此外，每位農村居民對物流的需求相對較少，且農村的物流需求比較分散，加上落后的基礎設施，導致較大的流通成本，這既阻礙了農村生活的改進，也不利于物流業在農村的發展。

因此，物流業與城鄉收入差距、城鎮化之間存在錯綜復雜且非常密切的聯系，研究物流業發展，消除城鄉“二元物流結構”對推進城鎮化進程和縮小城鄉收入差距具有重要意義。

3.2.2 數據選擇與處理 為研究物流經濟的社會結構效應，分析物流對城鄉收入差距和城鎮化產生的影響，可以選擇恰當的指標加以分析。其中，物流以貨物周轉量來表示，單位為億t·km；城鎮化率(UR)用城市人口占總人口的百分數表示；城鄉收入差距(GUR)即城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均可支配收入之差，單位為元；財政支出(FE)、進出口(IE)的單位均為億元。出于數據獲取可能性原因，選擇1978—2016年的數據為研究對象，對模型涉及到的價值指標均用以1978年為基期的零售商品價格指數平減，并對除城鎮化率外的指標取自然對數。取自然對數后，貨物周轉量用LTM表示；城鄉收入差距、財政支出、進出口總額分別用LGUR、LFE、LIE表示。選擇LTM、LGUR、UR為內生變量，LFE、LIE為外生變量來建立向量自回歸模型(vector autoregression model，簡稱VAR)[23]。所有數據來源于中華人民共和國國家統計局網站。

3.2.3 數據分析與檢驗 采用ADF檢驗法進行單位根檢驗，以檢驗變量數據是否同階平穩[24-25]。選用最大滯后階數為5，檢驗結果如表1所示。

表1 ADF檢驗法單位根檢驗結果

注：“*”表示在5%的顯著性水平上是I(0)序列；“**”表示在10%的顯著性水平上是I(0)序列；其他在1%的顯著性水平上為I(0)序列。

從表1可以看出，內生變量ΔLTM、ΔLGUR在5%的顯著性水平上都是I(0)序列，內生變量ΔUR和外生變量ΔLFE在10%的顯著性水平上是I(0)序列，外生變量ΔLIE在1%的顯著性水平上是I(0)序列。因此，模型中所涉及到的變量在10%的顯著性水平上都是同階平穩的。

數據的同階平穩是建立模型的一個基本條件，要構建VAR模型，還需要變量數據協整且具有相關關系。以LTM、LGUR、UR為內生變量，LFE、LIE為外生變量，采用約翰森協整檢驗方法檢驗這些數據組的協整性，檢驗結果如表2所示。

協整檢驗結果表明，內生變量LTM、LGUR、UR與外生變量LFE、LIE之間在5%的顯著性水平上存在2個協整方程，即這些數據組之間存在協整關系，變量之間存在長期均衡關系。

3.2.4 模型構建 根據上述分析，構建以LTM、LGUR、UR為內生變量，LFE、LIE為外生變量的VAR模型。要構建VAR模型，

表2 協整檢驗

注：“*”表示拒絕假設。p1表示拒絕原假設的概率，表5同。

還需要先確定滯后階數，即確定n值[26]。采用赤池信息量準則(Akaike information criterion，簡稱AIC)和施瓦茨(Schwartz，簡稱SC)準則選擇滯后期的n值，用Eviews 9.0軟件求出各滯后期(n)的AIC和SC，選擇兩者均最小的那一期作為滯后期。

由表3可知，滯后期(n)為4時的AIC值最小，但滯后期(n)為1時的SC值最小，因此，需要用似然比(likelihood ratio，簡稱LR)確定滯后期的n值。

假設模型滯后期為1，則似然比檢驗統計量LR的值為：

LR=-2[lnl(1)-lnl(4)]=-2(126.354 6-164.934 8)=77.160 4。

本研究中，VAR(4)和VAR(1)的估計參數之差為36。在Eviews 9.0軟件中使用“genr”計算檢驗原假設成立的伴隨概率p2=1-@cchisq(77.1604，36)=7.96×10-5<0.05。所以拒絕原假設，選擇滯后期為4，即構建VAR(4)模型。該模型檢驗結果如表4所示。

表3 VAR模型的滯后期選擇結果

注：lnl表示對數似然函數值；FPE為最終預測誤差準則；HQ為漢南-奎因準則；“*”表示該列最小值。

表4 VAR方程檢驗結果

表4中的3部分(LTM方程、LGUR方程、UR方程)依次表示模型各方程參數估計結果和F檢驗值、各子方程的檢驗結果、VAR模型的整體檢驗結果。

要進一步分析該VAR(4)模型，還須要進一步檢驗。先檢驗VAR模型各方程內生變量的Granger因果關系[27]。利用Eviews 9.0軟件可以得出VAR方程的Granger因果關系檢驗結果(表5)。

表5 VAR方程的Granger因果關系檢驗

在LTM方程中，LGUR不能Granger引起LTM被拒絕，說明城鄉收入差距對物流具有Granger影響，可能的原因是城鄉收入差距的擴大會使得農村對物流需求相對不足，從而也不利于農村物流的發展。UR不能Granger引起LTM被接受，即城鎮化貨物周轉量在Granger意義下影響不顯著。LGUR、UR不能同時Granger引起LTM在10%的顯著性水平上被拒絕，說明城鄉收入差距和城鎮化在90%的置信度水平下至少有1個對物流具有Granger影響。

在LGUR方程中，LTM不能Granger引起LGUR、UR不能Granger引起LGUR分別在10%、5%的顯著性水平下被拒絕，兩者不能同時Granger引起LGUR在1%的顯著性水平下被拒絕，說明物流、城鎮化分別在10%、5%的顯著性水平上對城鄉收入差距具有Granger影響，在99%的置信度水平上兩者至少有1個對LGUR具有Granger影響。可能原因是(1)物流業的發展主要發生在城鎮區域，促進了該區域商品流通速度的加快，提高了資金運作效率，從而提高了城鎮居民的收入水平；(2)農村物流發展滯后使農村生產的產品難以成為商品進行出售，即使能在城鄉流通，其物流成本也非常高，流通時間非常長；農村物流高昂的成本也會阻礙農村經濟的發展，從而擴大城鄉收入差距。城鄉物流發展的不平衡性形成了城鄉“二元物流結構”。這種城鄉“二元物流結構”使城鄉收入差距擴大，城鄉生活水平差距拉大。因此，城鄉物流業的不平衡發展和城鎮化可能會導致城鄉收入差距的擴大。從城鎮化對城鄉收入差距的Granger影響來看，城鎮化使城鎮居民在各方面具有優越的條件，在創業和尋找就業機會，將自己勞動力的使用價值得以實現并轉化為價值等方面有著得天獨厚的優勢，進而促進城鎮居民收入的提高，擴大城鄉收入差距。兩者的合力更會影響城鄉收入差距。

在UR方程中，LTM不能Granger引起UR被接受，說明物流對城鎮化在Granger意義下影響不顯著。改革開放之后，我國物流業跟其他產業一樣逐步走向市場化，而利益導向是市場經濟最明顯的特點。物流也因此將追逐利益作為幾乎唯一的目標，而城鎮化是一個農村人口轉變為城鎮人口，農村區域縮小和城市區域擴大以及由農業產業為主導向第二、第三產業為主導的產業結構轉變過程。物流業作為利益的追逐者，只會在城鎮化過程中扮演服務的功能。因而導致LTM不能Granger引起UR被接受。LGUR不能Granger引起UR被拒絕，說明城鄉收入差距對城鎮化具有Granger意義的影響，可能的原因是城鄉收入差距的存在使得收入低的農村居民流向收入高的城市，從而促進城鎮化的發展。LTM、LGUR不能同時Granger引起UR被拒絕，說明物流和城鄉收入差距對城鎮化具有Granger意義的影響。

特征根檢驗結果(圖3)表明，特征根都在單位圓內，即其倒數絕對值都小于1。因此，該VAR模型是穩定的[28]。

3.2.5 脈沖響應函數 引入廣義脈沖響應函數，為了研究方便，選擇時期長度為60年。由圖4可知，從總體上看，對新息的響應盡管有的為正向，有的為負向，但該廣義脈沖響應函數具有共同特點，即在最初幾期有一定較短周期的波動，且這些較短周期圍繞長周期變動趨勢而波動，即長周期中有短周期，短周期包含在長周期內。經過幾個短周期的波動后，所有的響應都具有非常明顯的長周期性，這些長周期均圍繞橫軸逐漸衰減，并逐漸趨向于0。但每一響應又都有自身的特點。

由圖4-a可知，LTM對自身一個標準差的沖擊為正向響應，經過3個短暫小幅的圍繞長周期的周期波動后，從第7期開始波動變得平滑，在第14期轉為負值，在第19期達到最低點后開始回升，并在第26期重新轉為正值后不斷上升，至第31期達到最高點，完成第1個長周期，該長周期為24年。第2個周期振幅明顯減弱，且逐漸向0的方向緩慢衰減，時長也為24年。

LTM對LGUR一個標準差的沖擊為負向響應，在第2期迅速衰減，經過幾個較短周期的波動后，在第7期達到最低點，然后開始上升，在第14期轉為正值后不斷上升，至第19期達到最高點，然后開始下降并在第31期達到極低點，完成第1個長周期，該周期時長為24年。然后開始第2個周期，第2個長周期時長也為24年。整個過程周期性非常明顯，且以衰減的趨勢向0波動。

LTM對UR一個標準差的沖擊為負向響應，在第2期略有回升后迅速衰減，在第4期達到極小值，經過2個較短周期的波動后，在第7期達到最低點，然后開始上升，在第12期轉為正值后不斷上升，至第18期達到最高點，完成第1個長周期，該周期時長為18年。然后始下降并在第29期達到極低點，然后開始上升，并在第41期達到極大值，完成第2個長周期，第2個長周期時長也為23年。整個過程周期性非常明顯，且振幅以衰減的趨勢圍繞0波動，并逐漸趨向于橫軸。

通過對圖4-a的分析可知，刺激物流、城鄉收入差距和城鎮化的沖擊在短期內會使得物流業發生波動，但從長期來看，經過周期性波動后振幅逐漸衰弱并趨向于0。

由圖4-b可知，LGUR對LTM一個標準差的沖擊為負向響應，且在第2期降低到最低點，經過第3、4期緩慢變化后開始迅速反彈，第5期轉為正值，第7期達到最大值，經過幾個周期圍繞長周期的波動后，在第13期后短周期逐漸消失，長周期趨勢明顯，第18期轉為負值，并在第23期達到極低點，完成第1個長周期。然后開始第2個周期，第2個長周期時長為24年。整個響應過程長周期中包含小周期，周期性非常明顯。長周期的振幅以衰減的趨勢圍繞橫軸波動，并逐漸趨向于0。

LGUR對自身一個標準差的沖擊為正向響應，在第2期迅速下降并在第3期略有回升后繼續迅速下降，在第6期達到負值，第9期達到極低點，經過小幅波動后在第13期達到最低點，然后開始反彈，并在第18期轉為正向響應，到第23期達到極大值，完成第1個長周期，該長周期時長為23年。進入第2周期后振幅繼續衰減，第2個周期時長為24年。整個響應過程周期性比較明顯，開始時長周期中有短周期，從第13期后短周期漸漸消失。長周期圍繞橫軸波動，且振幅逐漸衰減，逐漸趨向于橫軸。

LGUR對UR一個標準差的沖擊為正向響應，在第2期達到負值后第3期又轉為正值，第4期再次迅速衰減至負值后，第8期達到最小值，然后開始反彈，并在第16期轉為正值后在第20期達到極大值，完成第1個長周期；第1個周期時長為20年。然后繼續圍繞橫軸以衰減的趨勢波動，并在第45期完成第2個長周期，第2個長周期時長為25年。整個響應過程周期性比較明顯，開始時長周期中包含短周期，從第13期后短周期漸漸消失。然后繼續圍繞橫軸波動，且周期振動幅度呈逐漸衰減的趨勢，逐漸收縮于橫軸。

通過對圖4-b的分析可知，刺激物流、城鄉收入差距和城鎮化的沖擊在短期內會使城鄉收入差距發生波動，并呈明顯的長周期性影響。從長期來看，所有的周期振幅逐漸衰減，并圍繞橫軸收縮性波動，且逐漸收縮于橫軸。

由圖4-c可知，UR對LTM一個標準差沖擊為負向響應，經過幾年總體趨勢向下的波動后，在第8期達到最低點，然后開始上升，到第12期轉為正向響應，并在第17期達到最高點后開始下降，到第24期響應轉為負值，并在第29期達到極低點；從第8期至此完成1個周期，該周期時長為21年。下1個周期在第52期結束，時長為23年，但振幅逐漸衰弱，逐漸趨向于0。

UR對LGUR一個標準差的沖擊為正向響應，并開始上升，到第6期達到最大值后開始衰減，到第12期轉為負值并在第17期達到最小值，然后開始反彈，在第24期轉為正值并在第29期達到極高點；從第6期到第29期為第1個周期，該周期時長為23年。然后以衰減的態勢進入下1個周期，下1個周期的時長為23年。以后每個周期的振幅逐漸衰減并圍繞橫軸趨向于0。

UR對自身一個標準差的沖擊為正向響應，在第4期達到最大值后開始衰減，在第10期轉為負值并在第15期達到最小值，然后開始逐漸反彈，在第22期轉為正值并在第26期達到極大值；從第4期到第26期完成1個周期，時長為22年；然后以衰減的趨勢開始進入下1個周期，下1個周期到第50期完成，時長為24年；以后每個周期的振幅逐漸衰減，并圍繞橫軸趨向于0。

通過對圖4-c的分析可知，刺激物流和城鄉收入差距、城鎮化的沖擊在短期內會使得城鎮化產生波動，但從長期來看，振幅都會趨向于0。

3.2.6 方差分解 對VAR方程2進行方差分解，Cholesky順序為LTM、LGUR、UR，選擇時期為60期。

由圖5-a可知，LTM對自身標準差的貢獻度從第1期的100%迅速降到第2期的87.3%，然后緩慢而平緩降低，到第12期降低到70.0%后仍緩慢下降，最后向65.8%靠近。LGUR的貢獻度從第1期為0迅速上升到第2期的10.4%然后繼續緩慢上升，到第9期上升到26.1%后變得更加平緩，最后向28.9%緩慢逼近。UR的貢獻度從第1期的0上升到第2期的2.3%，經過緩慢而平緩的上升后，最后維持在5.2%左右。因此，不管是在短期還是在長期，對LTM標準差的貢獻度主要是LTM自身，長期仍能維持在65.8%的高水平，LGUR的貢獻度也是比較大的，大約能達到28.9%，而UR的貢獻度始終是非常小，最終維持在5.2%左右。

由圖5-b可知，LTM對LGUR標準差的貢獻度從第1期的20.6%迅速上升到第2期的32.6%，到第10期達到46.3%，然后緩慢增長，逐漸逼近49.2%。LGUR對自身的貢獻度從第1期為79.4%迅速下降到第2期的58.5%，再經過緩慢的下降后，到第9期下降到45.9%，然后逐漸平穩下降，在第50期下降到42.7%。UR的貢獻度從第1期的0迅速上升到第2期達9.0%，然后略帶波動性的下降，最后基本穩定在 8.1% 左右。因此，在短期內對LGUR標準差的貢獻度主要是LGUR自身，其次是LTM，而UR的貢獻度比較小。從長期來說，對LGUR標準差的貢獻度主要是LTM，其貢獻度將近達到 49.2%，其次是LGUR自身，達42.7%，UR的貢獻度始終比較小，約為8.1%。

由圖5-c可知，LTM對UR標準差的貢獻度在第1期為 2.9%，經過較平穩的上升階段后在第19期達到30.3%，然后轉為平緩上升，第32期達到34.1%，然后繼續緩慢上升，到第50期逼近35.0%。LGUR的貢獻度在第1期為18.9%，然后迅速上升，到第9期達到最大值，且逼近40.0%，然后緩慢下降，并逐漸穩定在37.4%。UR對自身的貢獻度從第1期的78.2%迅速下降到第9期的43.2%，然后經過幾期平緩的波動后，從第13期的43.9%下降到第20期的30.7%，然后開始平穩細微的下降，到第50期降至27.7%。因此，從短期來說，對UR標準差的貢獻度主要是UR自身，其次是LGUR，而LTM的貢獻度較小。從長期來說，對UR標準差的貢獻度主要是LGUR，達到37.4%；其次是LTM，逼近35.0%；最后是UR自身，約為27.7%。

4 結論與啟示

“一帶一路”的實質是發展對外貿易，加強國際經濟往來，促進我國與其他國家和地區的經濟交流，從而促進經濟社會的發展和人們福祉的提高。在世界貿易保護主義有所抬頭的今天，“一帶一路”倡議給世界自由貿易注入了新的生機，同時，對我國經濟結構和包括城鎮化、城鄉收入差距等在內的社會結構問題產生重大影響。

物流業是經濟系統的血脈，是經濟發展的潤滑劑，物流業的發展對經濟發展具有促進作用，同時，經濟發展會加大對物流的需求，從而推進物流業發展。但是，我國物流業發展對不同經濟因素的影響也不盡相同，它具有不平衡性。另外，物流業發展會通過經濟發展直接或間接影響城鎮化進程、城鄉收入差距。農村物流基礎設施落后、物流需求分散、物流成本高、效率低下，阻礙了農村經濟產品的商品化進程，也降低了農村居民的生活水平，導致城鄉生活水平、收入差距和物流差距的進一步擴大。

我國物流業發展的不平衡性導致我國形成城鄉“二元物流結構”格局，城鎮與農村的物流供給以及供給能力存在顯著差距，這對物流服務的消費需求也存在巨大差異。

我國“二元物流結構”已經非常明顯，運輸倉儲郵政等的城鄉對比非常懸殊，城鎮在運輸倉儲郵政等方面的消費不管是總體消費還是人均消費都遠高于農村，而且這一差別總體上呈擴大態勢。我國“二元物流結構”和城鄉“二元經濟結構”相互糾結在一起，成為制約農村居民收入提高的障礙。因此，解決我國“二元物流結構”問題是提高農村居民收入，改善農村生活現狀，解決我國“二元經濟結構”問題的關鍵。所以，要縮小城鄉收入差距，就要加大農村物流基礎設施建設、發展農村物流、減少流通環節、降低農村流通費用，尤其是要發展農村旅游物流，吸引城市居民到鄉村旅游消費，增加農村居民的收入。

城鎮化意味著比農村更好的基礎設施，好的基礎設施可以為物流業發展提供基礎。城鎮化也意味著物流需求的擴大，由于城鎮化后的人口需要更多的商品交流，因而產生更多的物流需求。與此同時，物流業的發展也為城鎮化鋪平了道路，有了基本的物流，才能保證城鎮居民的基本生活，人們才能夠安居樂業，生活才會幸福。此外，每位農村居民對物流的需求相對較少，而且農村地廣人稀，物流需求比較分散，加上落后的基礎設施，導致較大的流通成本，這既阻礙了農村生活的改進，也不利于物流業在農村的發展。

協整檢驗結果表明，外生變量LFE、LIE與內生變量LTM、LGUR、UR之間在5%的顯著性水平下存在協整關系，變量之間存在長期均衡關系。

從Granger因果關系來看，LGUR不能Granger引起LTM和UR均被拒絕；LTM不能Granger引起LGUR被拒絕，且不能Granger引起UR被接受；UR不能Granger引起LTM被接受，且UR不能Granger引起LGUR被拒絕；任何2個變量不能同時Granger引起另一變量被拒絕。城鄉收入差距與物流發展之間互為Granger因果關系，兩者之間存在密切的聯系，一方的發展會引起另一方的變化，因此必須妥善處理好兩者之間的關系；城鄉收入差距和城鎮化之間也互為Granger因果關系，兩者之間同樣存在密切聯系；物流發展和城鎮化之間不存在Granger因果關系，但這并不是說他們兩者互不關聯，事實上，城鎮化發展為物流業發展奠定了基礎，物流業發展為城鎮化發展鋪平了道路；物流業、城鄉收入差距和城鎮化中的任意兩者一起都是另一因素的Granger原因，因此，正確處理好這三者之間的關系，對于縮小城鄉收入差距、促進物流業發展和城鎮化進程具有重大意義。

從脈沖響應函數分析來看，對新息的響應盡管有的為正向，有的為負向，但該模型的廣義脈沖響應函數具有共同特點，即在最初幾期有一定較短周期的波動，而這些較短周期的波動圍繞長周期變動趨勢而波動，即長周期中有短周期，短周期包含在長周期內。經過幾個短周期的波動后，短周期消失，所有的響應都具有非常明顯的長周期性，這些長周期的振幅均圍繞橫軸逐漸衰減，并逐漸趨向于0。1個長周期為22～26年。刺激物流、城鄉收入差距和城鎮化任一變量的沖擊，在短期內會使經濟社會的物流、城鄉收入差距和城鎮化發展發生波動，但從長期來看，經過周期性波動后振幅逐漸衰弱并趨向于0。

因此，對物流、城鄉收入差距和城鎮化的沖擊在短期內是有效的，都會引起自身和其他因素的波動，但從長期來說，所有沖擊帶來的波動都將趨于0。

從方差分解來看，不管是在短期還是在長期，對LTM標準差的貢獻度主要是LTM自身，長期仍能維持在65.8%的高水平，LGUR的貢獻度也是比較大的，在長期約能達到28.9%，UR的貢獻度始終是非常小，最終維持在5.2%左右。在短期內，對LGUR標準差的貢獻度主要是LGUR自身，其次是LTM，而UR的貢獻度比較小；但從長期來說，對LGUR標準差的貢獻度主要是LTM，其貢獻度約為49.2%，其次是LGUR自身，達42.7%，而UR的貢獻度始終較小，約為8.1%。從短期來說，對UR標準差的貢獻度主要是UR自身，其次是LGUR，而LTM的貢獻度較??；但從長期來說，對UR標準差的貢獻度主要是LGUR，達37.4%；其次是LTM，逼近35.0%；最后是UR自身，約為27.7%。簡單來說，對物流業的貢獻度主要在物流業自身，城鄉收入差距也占有很大的比重，而城鎮化所占的比重非常微??；對城鄉收入差距的貢獻度主要在于物流，城鄉收入差距自身次之，城鎮化的貢獻度不大，但不容忽視；對城鎮化的貢獻度，三者差異不大，但與物流和城鄉收入差距相比，城鎮化自身的貢獻度略低。

因此，要提高我國農村物流服務質量和物流服務效率，降低物流成本，須加大農村與農業物流的投入力度，加強農村物聯網建設，提高農村物流信息化程度，逐漸消除城鄉“二元物流結構”。

要加大高新技術的引入力度，創新國際人才交流與培養模式，不僅要從國外引入先進的管理經驗和技術，更要在引進的同時轉變自己的思維方式，剔除某些陳腐觀念。同時，要注重軍事方面的出口，以出口軍事武器和軍事技術為引領，加強國際軍事聯系，進一步改善我國國家安全環境。

在財政支出方面，要增加軍事技術上的投入，在軍事技術上的投入再多也不為過，在軍事問題上要不惜血本。要加大農村和農村經濟建設的力度，加大農村物流的投入，增加農業信息化與農業現代化的投入力度，加強農業與工業及其他產業的聯系和農村與城市的聯系；充分利用信息化的優勢，縮小城鄉信息差距，減少農村信息方面的劣勢。讓農村居民獲得免費發布信息的平臺；設計、制造適合農業產業發展需要的機械設備，為第一產業服務。要向海洋和藍天要資源、要空間，支持發展海洋技術與太空技術。

城鎮化道路選擇問題一直是一個有爭論的問題。要從加強城鄉聯系，消除城鄉隔離帶，促進城鄉經濟一體化的角度考慮，我國城鎮化道路應該選擇一條以大中城市為依托，注重小城鎮發展的道路，要把農村打造成城鎮的后花園。

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