城鄉商貿流通效率對城鎮化的影響及實證檢驗

■ 王 佳 助理教授 張 卓 助理教授（澳門科技大學 澳門 999078）

商貿流通業是連接生產部門與消費市場的重要中間環節，是決定一個地區經濟運行效率的重要引導產業，也是反映該地區經濟社會發展繁榮程度的窗口。當前我國城鄉二元結構仍普遍存在，城鎮與農村商貿流通水平差距懸殊，因此城鎮和農村商貿流通業對我國城鎮化建設的影響也存在差異。

國內商貿流通業發展對城鎮化的影響已是一個研究熱點，主要表現在商貿流通業發展規模、效率等方面對城鎮化發展的影響。但關于分城鄉兩個角度研究商貿流通效率對城鎮化影響的文獻較鮮有。基于此，本文就城鄉商貿流通效率對城鎮化影響的問題展開討論，為學術界的進一步研究以及政府決策提供一定參考。

理論模型分析

借鑒FUJITA M和KRUGMAN的生產行為模型，假定只有一種農產品，由農村勞動者生產，n種工業品由城鎮勞動者生產，勞動者總數量為N。每個消費者消費農產品及工業產品，農村勞動者最優生產決策為：

其中，yA表示農村勞動者消費農產品數量，xA表示農村勞動者消費工業品數量，pA表示農產品價格，pM表示工業品價格，wA表示農村勞動者的工資， θ表示城鄉之間工業品交易效率，α、ρ為彈性相關參數。

根據上式可解得農村勞動者需求效用函數如下：

同樣地，城鎮勞動者的最優生產決策為：

其中，yM表示農村勞動者消費農產品數量， xM表示城鎮勞動者消費工業品數量，wM表示城鎮勞動者的工資，ε表示城鎮勞動者消費農產品的交易效率，μ表示城鎮工業品交易效率。

根據上式可解得城鎮勞動者需求效用函數如下：

假定工業生產投入滿足L = f + aMQ，結合城鎮勞動者最優決策，工業品均衡產量為：

其中，γ=ρ/(1-ρ)。

本節課以問題為驅動，采取教師指導下的學生自主探究學習，利用多個連續的推理探究問題，通過層層探索，引導學生通過假設與論證、歸納與推理，循著科學家的思維路徑，深度體驗“假說-演繹法”，充分感受邏輯推理之美。在探索知識的發生與發展的過程，學生不僅構建了知識體系，也發展了自身的科學思維和科學探究能力。

設農村生產者生產一份農產品需提供a份勞動力和1份土地，于是農產品價格可表示為：

假設勞動者在農村和城鎮生產的效用相等（uA=uM），那么有：

記NA為農村勞動者數量，NM為城鎮勞動者數量，借鑒楊小凱（2013）的研究，有：

結合NA+NM=N，化簡得到城鎮化率的模型如下：

對相應變量求偏導數，有：

由此可見，農產品交易效率和工業品交易效率的提升，都能對城鎮化水平提升產生正向推動作用。與此同時，城鄉之間的工業品流通效率卻不利于城鎮化水平提升，這也反映了城鎮化建設中可能存在部分商貿流通效率的損失，體現了公平與效率的均衡。

計量模型構建及數據選取

（一）計量模型構建

以城鎮化率作為城鎮化水平的變量，作為模型的被解釋變量。以農產品市場交易效率作為農村商貿流通效率的代理變量，具體用單位區域面積農產品綜合市場成交額表示；工業品交易效率作為城鎮商貿流通效率的代理變量，具體用單位區域面積工業消費品綜合市場成交額表示。同時，由于商貿流通業的規模或效率是統領城鄉商貿流通規模的綜合變量，因此有必要在原模型基礎上引入商貿流通水平的綜合變量，采用平均化后的社會消費品零售額表示，即人均社會消費品零售額。

根據上述分析，初步構建本文的計量模型如下：

這里再引入經濟發展水平、投資份額、出口份額三個變量對模型進行調整，分別用人均地區生產總值、投資率（資本形成總額占地區生產總值的比重）、出口比率（出口總額占地區生產總值的比重）這三個指標來衡量。特別地，對人均GDP添加二次項，以檢驗經濟發展水平對城鎮化建設的影響是否存在U型規律。

根據以上控制變量選擇，構建新的計量模型如下：

表1 回歸結果

其中， PGDP為經濟發展水平，INV為投資份額，EX為出口份額。

（二）樣本數據說明

本文采用2003-2012年中國28個省市自治區的面板數據作為樣本，其中西藏、寧夏、海南3個地區因數據缺失，以及港澳臺地區未計入樣本范疇。數據來源于《中國統計年鑒》、各地區統計年鑒。為消除價格因素，對人均社會消費品零售額、人均地區生產總值都按照各地區CPI平減，基期為2003年。

檢驗結果及分析

利用以上面板數據樣本，實證檢驗城鄉商貿流通效率對城鎮化的影響機制。通過Hausman檢驗和LR檢驗，該回歸模型拒絕了隨機效應和混合效應，因此最終選擇固定效應。具體結果如表1所示。

（一）城鄉商貿流通效率對城鎮化的影響

就綜合層面而言，人均社會消費品零售額的系數為0.278，且在1%的水平上顯著，表明我國商貿流通業的總體發展對我國城鎮化過程的加速具有較明顯的驅動作用。人均社會消費品零售額的增加意味著社會總體商貿流通效率提升，有助于流通商品交易效率的提升，有利于擴大工農業消費品的交易規模和交易覆蓋面，有利于促進城鄉社會分工進一步深化，促進城鎮區域綜合實力不斷提升，農村區域不斷加強與城鎮聯系，對城鎮化整體進程的加速提供必要的內在動力。

就農村流通效率而言，其對城鎮化的影響系數為0.063，且在5%的水平上顯著，表明我國農村商貿流通效率的總體提升對我國城鎮化過程的加速具有較明顯的推動作用。就城鎮流通效率而言，其對城鎮化的影響系數為0.471，且在1%的水平上顯著，表明我國城鎮商貿流通效率的總體提升對我國城鎮化過程的加速也具有較明顯的推動作用。對比可以發現，城鎮商貿流通效率對城鎮化的影響系數明顯要高于農村，這也從一定程度上表明我國農村商貿流通業的發展層次遠弱于城鎮。

就我國商貿流通業發展的實際來看，由于長期以來城鄉二元結構的模式根深蒂固，即便目前國家大力實施商貿流通走進農村的戰略，但畢竟農村商貿流通業非常滯后，商貿流通體系尚不完善，直接削弱了農村商貿流通對城鎮化建設的潛在推動力。相對而言，我國城鎮商貿流通業發展相對較快，特別是東部沿海許多省市（如上海、廣東、江蘇等）目前已大量運用云計算、大數據等信息優勢，大力發展先進電子商務模式的商貿流通業，對完善商貿流通體系起到十分重要的作用，并不斷深入到農村范圍，進一步促進城鎮化建設。

（二）控制變量對城鎮化的影響

人均GDP。人均GDP的一次項系數顯著為負，二次項系數顯著為正，表明我國經濟發展水平的提升對城鎮化建設的影響具有“U型”特征。對于這個結果，本文的客觀解釋如下：我國城鎮化率總體上剛突破50%界線，目前實際上城鎮化建設進程低于經濟發展速度，由于表現在戶籍、土地等方面的制度還很不完善，人口城鎮化遠滯后于土地城鎮化。當經濟水平達到一定程度后，又會加速城鎮化進程，這是因為隨著經濟水平持續提高，經濟的發展不僅僅側重于工業發展，農業現代化、人口素質化、公共服務體系均等化、科技研發普遍化等方面均能一定推進，這些因素都是加速城鎮化進程的重要內驅力。

投資份額。投資份額在5%的水平上顯著為負，這說明投資份額的提升反而有礙于城鎮化推進。我國城鎮化建設是明顯滯后于工業發展的，而當前投資重點仍聚焦于工業項目建設，過度的工業開發使國土資源日趨衰竭，生態環境也不斷被惡化，這顯然不利于城鎮化建設。更深層次的原因在于，國家體制機制不與時俱進，一些地方政府借助戶籍土地制度約束，實施高價城鎮化偏向型政策，不利于農村人口向城鎮人口良性轉移，有礙于人口城鎮化。

出口份額。出口份額在5%的水平上顯著為負，說明出口份額的提升在現階段也有礙于城鎮化推進。原因可能在于我國對外出口貿易也長期存在區域分割、城鄉分割型政策，于是使對外開放對城鎮化的驅動作用發生變質。

結論及建議

本文通過理論模型分析了城鄉商貿流通效率對城鎮化建設的影響機制，結果表明，城鎮工業品交易效率、農產品交易效率的提升都能加速城鎮化進程。然后，以我國為樣本，實證檢驗我國城鄉商貿流通效率對城鎮化的影響。結果顯示，我國商貿流通業綜合效率的提升對加速城鎮化進程具有明顯的促進作用。但是，農村商貿流通效率對城鎮化的影響弱于城鎮商貿流通效率，即商貿流通功能也存在較明顯的城鄉二元結構。

因此，本文提出以下政策建議：一是進一步發揮集聚集群效應，促進分工范圍不斷擴大和專業化水平提升，降低交易過程中的各種成本，提高交易效率，促進商貿流通業不斷發展轉型。二是加快農村戶籍改革和土地改革，從根本上扭轉城鄉之間市場顯著分割的局面，一定程度上為降低流通成本提供動力，進一步國內商貿流通市場規模，為擴大內需提供支撐。三是努力加強縣級以下地區的商貿流通體系建設，擴大這些相對偏遠地區或小規模地區的商貿流通覆蓋面，促進區域間商貿流通平衡發展，進一步縮短區域發展水平差距，加強區域之間的交流溝通，為城鄉二元格局的扭轉提供更大動力。

1.魏婕，何愛平.城鄉分工、交易效率與城鄉商貿流通一體化[J].商業經濟與管理，2011（10）

2.楊小凱.發展經濟學—超邊際與邊際分析[M].社會科學文獻出版社，2003