商貿流通業發展對我國農業經濟增長的影響分析

黃亞林　王歡

內容摘要：本文在分析商貿流通業發展對我國農業經濟增長作用機制的基礎上，利用2006-2013年的省級面板數據進行實證分析。研究結果表明：商貿流通業、農業資本投入量都對農業經濟增長具有正向促進效應，農業勞動投入對于農業經濟增長具有反向相關性，且東中西部之間存在差異。最后，本文提出相關政策建議，以期新常態下商貿流通業發展能更好促進農業經濟增長。

關鍵詞：商貿流通業 農業經濟增長 新常態

作為宏觀經濟研究的重要問題，經濟增長源問題一直是宏觀經濟研究的重點，國內外學者普遍認為勞動、資本、土地、企業家才能等生產要素對于經濟增長具有促進作用。將商貿流通業發展引入經濟增長問題中來也成為了當前學術界的熱點研究問題。何永達（2012）利用浙江省1985-2009年的時間序列數據，在分析農村流通業對經濟增長的影響路徑基礎上進行實證檢驗，得出結論：浙江農村流通業對于經濟增長具有正向促進效應，但是促進效應不顯著，農村流通業還需要進一步完善和提高。

對于農業經濟增長影響因素問題以及商貿流通業對于經濟增長的影響研究，成果較為豐富，但關于商貿流通業對于農業經濟增長的理論與實證研究較為缺乏。因此本文在已有學者的研究基礎上，對全國以及區域間差異進行分析，同時加入對農業經濟增長影響資本和勞動力，利用省級面板數據實證得出相關結論，并提出相關建議，以期新常態下商貿流通業發展能更好促進農業經濟的增長。

商貿流通業發展影響農業經濟增長作用機制

商貿流通業發展影響農業經濟增長主要通過農產品運輸設施、農產品交易設施和農產品儲存設施三條途徑，提升農產品市場交易能力，進而影響農產品市場范圍和農業勞動分工程度，最終影響農業經濟增長，如圖1所示。

（一）商貿流通業發展-農產品運輸設施-農業經濟增長

商貿流通業的發展能夠增加農產品運輸設施的數量和運輸效率，而數量充足且效率優越的運輸設施能夠加快農產品流通，擴大農產品銷售市場，增加農產品需求，從而提高農產品價格和銷量，增加農業收入，同時商貿流通業的發展促進了農業生產的專業化，促進農業生產率提高和農業生產產值增加，最終影響農業經濟增長。

（二）商貿流通業發展-農產品交易設施-農業經濟增長

農產品交易市場作為農產品流通的核心市場，能夠實現農產品的市場價值。農產品交易市場一般分為農產品批發市場和農產品交易市場，其都是農產品交易設施不可或缺的，這兩個部分的協同運作促進了農業經濟的增長。其中，批發市場決定了農產品從生產商到零售商的流通效率，而零售市場則決定了農產品從零售商到消費者手中的效率。因此商貿流通業的發展能夠促進批發和零售市場的建設，加快農產品從生產商到消費者手中的流通速度，實現農產品的商品價值，促進農業經濟增長。

（三）商貿流通業發展-農產品儲存設施-農業經濟增長

農產品儲存設施可以在農產品的產量因受自然環境等因素影響造成產量不穩定，市場上出現供過于求或供不應求的現象時，對農產品進行儲存，起到調節農產品的市場供應量，穩定農產品價格的作用。同時農產品儲存設施能夠對農產品進行長時間的保存，延長農產品的保質期。因此，商貿流通業的發展可以促進農產品儲存設施的建設和儲存技術的提高，穩定農產品市場的供求平衡，保障農業生產商的收入，促進農業經濟的增長。

實證分析

（一）模型建立與指標選取

1.模型建立。C-D生產函數即柯布-道格拉斯生產函數，在經濟增長理論中廣泛使用，在經濟增長分析中得到廣泛的認可，其基本函數形式為：Q=AKαLβ，其中Q是總產出，A代表技術水平和結構等影響因素，K和L分別表示資本和勞動的投入量，α、β為參數，并滿足0<α，β<1。本文主要研究農業經濟的增長問題，將以柯布-道格拉斯生產函數為基礎，并加入解釋變量商貿流通業發展，同時考慮到影響農業經濟增長的因素很多，因此加入農業資本投入、農業勞動投入相關控制變量。

綜上所述，在C-D生產函數的一般形式下加入相關變量，改變相關參數，并對方程兩邊取對數，得到本文的最終模型：

LnAGDit=β0+β1LnMDDit+β2LnKit+β3LnLit+εit

其中，AGDP為農業增加值，β0為常數項，MDD表示商貿流通業的發展，K為農業資本投入，L為農業勞動投入，ε為誤差項。

2.指標選取和數據收集。本文通過以上建立的計量模型，實證檢驗商貿流通業發展和我國農業經濟增長的數量關系，驗證商貿流通業發展是否對我國農業經濟增長產生顯著影響。根據實證分析的需要和數據可得性等因素，被解釋變量、解釋變量和控制變量的說明和衡量指標如下：農業經濟增長的指標（AGDP）選用農業增加值，進一步根據行業數據可得性，選用農林牧漁業的增加值進行衡量；商貿流通業發展的指標（MDD）：采用批發、零售業的社會商品零售總額來衡量；控制變量為農業資本投入（K）、農業勞動投入（L），關于變量的詳細說明見表1。

數據采用2006-2013年我國省際面板數據作為研究樣本，樣本數據均來自2007-2014年《中國統計年鑒》、歷年各地區統計年鑒和國研網數據庫。為消除價格因素，利用GDP平減指數對各省歷年農業增加值和批發、零售業的社會商品零售總額調整為2006年的不變價值，農業資本投入采用固定資產投資價格定基指數進行了調整。

（二）實證結果分析

根據本文的研究目的，分為全國層面和東中西地區層面，利用面板數據樣本，實證檢驗農業經濟增長與商貿流通業發展的關系。在運用豪斯曼檢驗（Hausman Test）檢驗是采用固定效應模型還是隨機效應模型時，全國整體檢驗結果顯示，在5%的顯著水平下拒絕了隨機效應模型原假設，所以選擇固定效應模型；東中西地區在經過豪斯曼檢驗后，得到同樣的結論，所以本文只列出了固定效應回歸結果，如表2所示。

從全國角度來看，批發、零售業社會商品零售總額的系數為正，通過了1%的顯著性水平檢驗，說明批發、零售業社會商品零售總額與農業增加值呈正向變動關系，批發、零售業社會商品零售總額每增長1%，則農業增加值增長1.05%，商貿流通業的發展顯著帶動農業經濟增長。農業資本對農業經濟增長的影響在1%的水平下顯著為正，說明農業資本投入的增加對農業經濟增長具有顯著的正向效應，即資本投入量每增加1%，我國農業經濟增長增加0.11%。同時，農業勞動力對農業經濟增長的影響在10%的水平下顯著為負，說明一味地增加農業的勞動力并不能夠促進我國農業經濟的增長。批發、零售業社會商品零售總額的系數大于勞動力與資本的系數，且數值相差較大，表明商貿流通業發展對農業經濟增長的促進作用大于勞動力與資本投入。從東中西部角度來看，商貿流通業的發展對于我國農業經濟增長都具有顯著的正向影響，但是這種影響存在區域差異，其中商貿流通業發展對于東部地區農業經濟增長的影響最大，這可能是由于東部地區經濟發展水平較高，交通便捷，商業繁榮，有利于農業產品的商品化，加速農業產品的流通，從而有利于農業經濟增長，而中西部地區由于經濟發展較為落后，商業發展滯后，不利于商貿流通業發展，也不利于農業產品商品化，因此商貿流通業發展對于中西部地區農業經濟增長的影響較小。從各地區農業資本投入的系數可以看出，農業資本的投入對于東部地區農業經濟增長影響較小，而對中西部地區農業經濟增長影響較大，這也反映了中西部地區農業經濟發展中資本的匱乏。各地區農業勞動力投入的系數與全國模型的系數一致都為負數，勞動力稟賦隨著經濟的發展，在農業中發揮的作用越來越弱，這也是由于現代農業的發展要求技術的投入與勞動投入相適應，盲目地增加各地區農業勞動力的數量并不能達到預期效果，新常態時代下應更注重技術的投入。

結論與建議

本文通過分析影響農業經濟增長的因素，利用2006-2013年的省級面板數據，以農業經濟增長為被解釋變量，商貿流通業發展為解釋變量，并加入農業資本投入、農業勞動力投入為控制變量，實證分析了我國商貿流通業發展對農業經濟增長的影響，并將我國分成東中西部地區分析了商貿流通業發展對于農業經濟增長影響的區域差異。從實證結果可以看出：商貿流通業發展對于農業經濟增長具有正效應，即商貿流通業越發達，農業經濟增長越快；同時傳統的農業經濟增長因素——農業資本投入的提高對農業經濟的增長具有正效應，因此需要進一步提高農業資本的投入量來促進農業經濟增長；而同樣是傳統農業經濟增長要素的勞動力對于農業經濟增長沒有起到促進作用，這可能與農業機械化水平的提高有關。同時商貿流通業發展對于農業經濟增長的影響存在區域差異，商貿流通業發展對于東部地區農業經濟增長的影響最大，而對中西部地區農業經濟增長的影響次于東部，應該實施相關政策來實現東中西部地區商貿流通業的協調發展以促進農業經濟增長。綜上所述，新常態下商貿流通業的發展可以成為我國農業經濟增加的新動力，應著力做好以下工作：加強商貿流通基礎設施建設，加強現代運輸網絡建設，提高交通運輸效率，加大農產品倉儲設施建設的規模，進一步建設農產品分揀、初加工、包裝和垃圾處理設施建設，支持農產品監測能力建設；再次要完善農產品批發零售市場機構，培育大型農產品批發市場，大力發展農村連鎖經營方式，同時利用計算機網絡和電子商務技術，降低農產品流通銷售成本，提高農產品流通效率；最后應該減少農產品進入餐飲業的流通環節，縮短農產品供應鏈，提高流通效率，實現農產品從供應商到消費者之間的快速對接，實現餐飲住宿業與農業經濟協調增長。

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