■ 鐘萬玲(湖北工業大學工程技術學院 武漢 470068)
作為我國經濟發展的重要增長點,商貿流通業在擴大內需、促進生產等方面起到了不容忽視的作用。特別是當前國內亟待拉動內需增長的背景下,內貿流通業理所應當被作為重點來發展。我國內貿流通業發展呈現較強的二元結構特征,而城鄉分工與交易效率的差異性帶來了內貿流通不暢和交換關系混亂。為了加快我國農村內貿流通業發展,首先必須強化農村自身的內貿流通功能。同時,近年來我國不斷大力實施新型城鎮化戰略,加快統籌城鄉一體化,對農村內貿流通業的發展起到一定的促進作用。
國內也有較多學者對內貿流通業規模與城鎮化關系進行研究,黎星池、曾慶均(2014)研究城鎮化與內貿流通業發展的互動關系,但是并沒有考慮到新型城鎮化的“新”所包含內容。翟榮兵(2013)也研究了內貿流通業與城鎮化的關系,主要研究縣域內貿流通發展與城鎮化率的關系。但是,鮮有學者能將城鎮化上升為新型城鎮化,尤其在城鎮化衡量指標方面可能不盡合理。本文從新型城鎮化建設角度,研究它對農村內貿流通業發展的影響機理及影響效應。
從供給的角度看,城鎮化進程的不斷加速,推動了市場規模日益擴大,從而生產者提供的產品也不斷多元化。這種特征要求與之配套的內貿流通功能不斷向專業化發展,以保證有充分的產品供給效應。在商貿流通業領域中,第三方物流和第四方物流發展、批發行業脫離、專賣店等業態形成,這些都是市場分工不斷細化的表現。隨著我國新型城鎮化不斷加速,農村內貿流通業也將進一步細化和專業化。
從需求的角度看,隨著新型城鎮化的推進,居民的生活水平不斷提高,對生活品質的追求不斷增加,于是多元化消費不斷突出,這便要求商貿流通產品也不斷多元化,消費行為也必然趨向多元化。為了滿足這種需求傾向,我國農村內貿流通業就必須要根據農村消費差異的需要,不斷提供多元化、精細化的流通產品,以適應農村社會發展需要。
首先,新型城鎮化為我國農村居民帶來更多生活性需求。隨著新型城鎮化不斷推進,農村的基礎設施不斷完善,這意味著商貿流通環境也不斷改善,有助于城市內的大量生活消費品向農村擴散,進一步釋放對生活需求產品的消費動力。這顯然為農村內貿流通業發展帶來可靠動力。其次,新型城鎮化為我國農村帶來更多生產性需求。隨著新型城鎮化不斷推進,農村產業結構也不斷優化調整,單純的農業不斷“接二連三”,產業層次不斷提升,從而增加了生產動力,同時刺激農村富余勞動力不斷釋放,為城鄉各種生產提供大量的勞動供給和原材料。作為依附于制造業的商貿流通業,其需求量也會相應增加。
新型城鎮化加速了農民市民化,提高了人口集聚度。這種人口集聚效應在釋放大量集中式消費需求外,也可以使農民在城鎮獲得更好更優的教育,通過教育培育獲得更加精細化的勞動力,為農村內貿流通業發展提供更豐富的勞動力資源。由于農民作為勞動力的成本相對較低,這就為農村內貿流通業降低了要素成本。新型城鎮化加速了產業的集聚。根據工業區位理論,勞動力成本、交易成本、集聚和分散的經濟性是影響工業企業選址的重要條件。隨著新型城鎮化推進,工業不斷集聚式發展,內貿流通業也能獲得因生產、消費距離縮短而帶來的流通費用降低的好處,為農村內貿流通業發展帶來更多便利條件。新型城鎮化加速了商業網點的不斷集聚。隨著新型城鎮化推進,人口集聚程度進一步提高,而城市中心的商業網點發展潛力也不斷壓縮,于是郊區將萌發新的商業集聚中心。因此,新型城鎮化的加速,也為農村發展商業網點提供了可能,有利于提高農村地區內貿流通業的發展效率。

表1 新型城鎮化衡量指標體系

表2 ADF檢驗結果

圖1 我國新型城鎮化綜合指數的變化趨勢
農村內貿流通業發展水平的指標值用農村商貿流通業國內市場的消費規模來衡量,具體為農村商品零售的規模。而統計數據中沒有專門統計農村商品零售額的數據,因此用縣及縣級以下的商品零售總額替代。根據我國新型城鎮化的未來趨勢,新型城鎮化指標簡單用城鎮人口規模比重顯然不夠合理。引入經濟、社會、生活和環境,綜合衡量我國的新型城鎮化水平,如表1所示。
本文選擇1993~2013年的數據作為樣本,數據來源于國家統計局網站。采用熵權法,對表1的指標體系中各個指標進行權重測算,并通過加權得到經濟、社會、生活、環境4方面的綜合指數。然后,再應用熵權法,得到1993~2013年我國新型城鎮化發展的綜合指數。圖1給出了我國新型城鎮化綜合指數的變化趨勢,20世紀90年代初期以來,我國城鎮化進程總體上明顯加快,2013年新型城鎮化發展指數達到15.306,是2003年的12.7倍。
在進行實證檢驗之前,首先需要確定所有的序列是否是同階平穩序列。否則,如果不滿足同階平穩序列,那么可能出現“偽回歸現象”。一般可通過ADF單位根檢驗進行平穩性確定。設新型城鎮化的變量為Nurban,農村內貿流通業發展水平的變量為Rcir,對兩個變量指標的數據取對數,記為lnNurban和lnRcir,進行ADF檢驗,結果如表2所示。由表2的結果可知,當lnNurban和lnRcir均為水平值時,ADF檢驗值均大于10%的臨界值水平,因此這兩個變量的水平項都不是平穩序列。但是,對lnNurban和lnRcir分別取一階差分,得到的ADF檢驗值都小于5%的臨界值,因此這兩個變量的一階差分項都是平穩序列,即有lnNurban~I(1),lnRcir~I(1)。所以,可以進行下面的實證檢驗。

表3 格蘭杰因果檢驗結果
首先通過VAR檢驗可知,最佳的滯后期為1期。于是,本文進行滯后1期和滯后2期的格蘭杰因果檢驗,結果如表3所示。
由表3的結果可知,當滯后期數為1和2時,零假設“lnRcir不是lnNurban的格蘭杰因”都為拒絕,零假設“lnNurban不是lnRcir的格蘭杰因”都為接受。這就表明,我國新型城鎮化建設是農村內貿流通業發展的格蘭杰因,而農村內貿流通業發展卻不能構成新型城鎮化發展的格蘭杰因。可見,我國新型城鎮化建設與農村內貿流通業之間的關系并非為互動關系,而是新型城鎮化建設促進農村內貿流通業發展的單向關系。從前文的機理分析也可以看出,新型城鎮化的推進,能從多個方面共同促進我國農村內貿流通業發展,格蘭杰因果檢驗得到的結果也在一定程度上驗證了這種影響效應。
既然前面格蘭杰因果檢驗分析表明,我國新型城鎮化建設與農村內貿流通業之間的關系是新型城鎮化建設促進農村內貿流通業發展的單向關系,下面就通過構建協整模型,檢驗這種影響效應達到何種程度。由于本文涉及兩個變量,因此可以采用E-G兩步法進行協整分析。協整模型如下:

其中,α0、α1為系數,εt為隨機殘差項。
對式(1)進行回歸,結果如下:

由上述回歸結果可知,新型城鎮化對農村內貿流通業的影響系數達到0.8348,且t統計值非常高,滿足1%的顯著性檢驗。由此可見,我國新型城鎮化建設水平的提高,對農村內貿流通業發展具有明顯的正向促進作用。從統計意義上看,新型城鎮化水平每提高1個百分點,將促進農村內貿流通業提高0.8348個百分點。
結合前面新型城鎮化促進我國農村內貿流通業發展的機理看,新型城鎮化的建設,通過分工效應、需求效應和集聚效應,為農村內貿流通業發展提供巨大的市場空間,為農村內貿流通產業發展創造良好的條件。這里協整分析得到的經驗結果也在一定程度上驗證了這種影響。
本文分析了新型城鎮化促進我國農村內貿流通業發展的機理,新型城鎮化主要從分工效應、需求效應和集聚效應三個層面促進我國農村內貿流通業發展。新型城鎮化建設與農村內貿流通業之間的關系并非為互動關系,而是新型城鎮化建設促進農村內貿流通業發展的單向關系,可見我國新型城鎮化建設為農村內貿流通業發展提供巨大的市場空間。
一是加快體制機制改革,加速土地城鎮化向人口城鎮化轉變的進程。首先,應大力推進戶籍制度改革,破除城鄉二元結構壁壘。其次,積極完善農村的土地制度,尤其是完善農村土地流轉機制,引導農民走出土地瓶頸。
二是完善城鄉商貿流通體系,健全城鄉商品流通的網絡。首先,應積極完善城鄉商貿流通網點建設,加速城鄉流通網點一體化。其次,健全農村商貿流通體系,適應農民經營的需要。再次,繼續推進城鄉流通基礎設施一體化,不僅要繼續推進交通設施一體化,還應探索城鄉流通信息設施一體化。
三是豐富農村內貿流通業態。首先,應加快發展鄉村連鎖經營業態,擴大和豐富流通規模。其次,積極發展農村第三方物流,加快提高農村物流配送效率,加速城鄉物流配送體系的一體化。
1.黎星池,曾慶均.我國城鎮化與商貿流通業互動發展研究——基于省際面板數據模型的實證分析[J].商業時代,2014(25)
2.翟榮兵.新型城鎮化背景下的縣域商貿物流業研究——以安徽為例[J].銅陵學院學報,2013(5)
3.戚曉旭,楊雅維,楊智尤.新型城鎮化評價指標體系研究[J].宏觀經濟管理,2014(2)
4.Reinhard Madlener,Yasin Sunak.Impacts of Urbanization on Urban Structures and Energy Eemand:What Can We Learn for Urban Energy Planning and Urbanization Management[J].Sustainable Cities and Society,2011(1)