新型城鎮化對商貿流通業效率影響的實證研究

劉文娟

內容摘要：本文基于2003-2013年省際面板數據，通過構建新型城鎮化指標體系，實證分析了新型城鎮化對商貿流通業效率的影響效應。結果發現，新型城鎮化水平呈現顯著的東中西依次下降的梯度差異，且新型城鎮化水平的提升有利于促進商貿流通業效率的提升，但新型城鎮化對商貿流通業效率提升的影響程度由大到小依次是東部地區、中部地區和西部地區。最后，根據上述研究結論提出相關政策建議。

關鍵詞：新型城鎮化 商貿流通業 效率 指標體系

改革開放以來，中國經濟快速發展，人民收入水平得到顯著提高。這些成績的取得得益于我國城鎮化發展戰略的制定和實施，為進一步適應新時期下經濟發展，國務院在2014年3月16日頒布了《國家新型城鎮化規劃（2014-2020）》，提出新型城鎮化發展戰略。相關研究表明提升地區新型城鎮化水平的關鍵在于提升經濟交易過程中商貿流通業的流通效率水平，再加上消費、投資、出口“三駕馬車”中，投資和出口均屬于商貿流通業，且商貿流通業作為連接消費部門和生產部門重要的中間環節，對于地區經濟發展具有一定的主導和引導作用。因此研究新型城鎮化對商貿流通業效率的影響效應具有一定的理論和現實意義。

文獻綜述

有關新型城鎮化與商貿流通業效率的研究主要集中在以下兩個方面：新型城鎮化水平的測度和新型城鎮化對商貿流通業效率影響效應的研究。

就新型城鎮化水平的測度而言，現有研究主要有單一指標法和綜合指標體系法，單一指標法主要采用人口城鎮化指標（王永杰等，2014）。綜合指標體系法主要以人口、經濟、社會、文化、生態等作為影響因素層，然后采用熵值法進行客觀賦權重進行測度（王洋等，2012）。相比而言，單一指標法主要局限在人口遷移情況，忽略了個人在教育、醫療、公共服務、理財、生態環境等方面的需求變化，使得城市化水平的測度結果有偏。因此參考（李江蘇等，2014）的做法，本文通過構建新型城鎮化的指標體系，采用熵值法進行測度。

就新型城鎮化對商貿流通業效率的影響研究上，國內學者主要從新型城鎮化對商貿流通業規模的影響或者新型城鎮化對商貿流通業效率的影響兩個方面。翟榮兵（2013）基于縣域數據層面，研究了內貿流通業與城鎮化率之間的相關關系，結果發現二者具有一定的相互促進作用。黎星池、曾慶均（2014）通過研究內貿流通業與城鎮化發展的互動影響關系，結果發現新型城鎮化有利于促進內貿流通業的發展，但是忽略了新型城鎮化的內涵，局限在傳統城鎮化的內涵上。鐘萬玲（2015）通過構建新型城鎮化指標體系對新型城鎮化水平進行測度，拓展了新型城鎮化對商貿流通業影響的相關研究，體現了新型城鎮化新的內涵。但上述研究僅僅采用商貿流通業規模對商貿流通業進行測度，無法體現新型城鎮化對商貿流通業效率或質量的影響研究。另外，鮮有作者根據中國經濟發展的區域非均衡性，進而分析不同區域下新型城鎮化對商貿流通業效率的影響。

學者的既有研究對于新型城鎮化對商貿流通效率的影響研究具有一定的參考借鑒意義，但存在一定的局限性，主要體現在新型城鎮化的指標測度、計量模型設定和分區域分析。本文將從兩個方面進行拓展研究，一是拓展新型城鎮化的測度方法體系，二是拓展新型城鎮化對商貿流通業的實證研究結論。本文采用動態面板的方法，在考慮新型城鎮化的惰性前提下分析了新型城鎮化對商貿流通規模和效率的影響，并進行區域差異分析。

模型設定、變量與數據

（一）模型設定

考慮到樣本區間內經濟發展的不確定性，本文采用簡約型計量模型，以商貿流通效率（EFF）為被解釋變量，同時為了體現城鄉商貿效率的差異性和穩健性檢驗，分別選取城鎮商貿流通效率（UEFF）和農村商貿流通效率（REFF）作為被解釋變量。以城鎮化水平（URB）作為核心解釋變量，同時加入產業結構（STR）、金融發展水平（FIN）、城鄉收入差距（GAP）作為被解釋變量。構建如下所示靜態面板模型：

（1）

但式（1）忽略了城鎮商貿流通效率（農村商貿流通效率）與新型城鎮化水平之間可能存在的相互影響效應，即模型設定可能存在一定的內生性，因此在式（1）中加入城鎮商貿流通效率（農村商貿流通效率）的一階滯后項作為解釋變量，得到動態面板模型。

（2）

靜態面板固定效應模型（FE-Model）和靜態面板隨機效應模型（RE-Model）不再適用式（2），但廣義矩估計（GMM）可以分為系統GMM和差分GMM，按照估算流程和工具變量使用數量的不同，又可以分為一步系統GMM和一步差分GMM。Bond（2002）和Windmeijer（2006）研究認為一步系統GMM相比一步差分GMM可以運用更多的信息，且二步廣義矩估計回歸結果有偏，因此本文選擇一步系統GMM對式（2）進行回歸分析。

（二）變量說明

1.商貿流通效率。本文同時采用城鎮商貿流通效率（UEFF）和農村商貿流通效率（REFF）來度量各地區商貿流通效率水平。參考王佳、張卓（2015）的做法，城鎮商貿流通效率采用工業品交易效率進行測度，具體為區域單位面積工業消費品綜合市場成交額。農村商貿流通效率采用農村農產品市場交易效率進行測度，具體為農村單位面積農產品綜合市場成交額。數據來源于2004-2014年《中國統計年鑒》和各地區統計年鑒。

2.新型城鎮化測度?；谛滦统擎偦膬群?，本文構造新型城鎮化的指標體系時選擇人口城鎮化基本水平、經濟城鎮化水平、社會城鎮化水平、文化城鎮化水平和生態城鎮化水平五個準則層，具體子指標如表1所示。然后采用熵值法對各指標層指標進行客觀賦權重，最后測算各地區的新型城鎮化水平。相關數據來源于2004-2014年《中國統計年鑒》和《中國勞動力統計年鑒》。新型城鎮化的指標體系如表1所示。

3.其他控制變量測度。本文同時選擇了產業結構（STR）、金融發展水平（FIN）、城鄉收入差距（GAP）作為控制變量加入模型中。其中產業結構（STR）采用第三產業所占GDP的比重進行測度。金融發展水平（FIN）采用各地區存貸款總額表示。城鄉收入差距（GAP）采用城鎮人均可支配收入水平與農村人均可支配收入水平的比值表示。數據來源于2004-2014年《中國統計年鑒》。

實證分析

（一）全國層面回歸分析

表2給出了全國層面的靜態面板模型的回歸結果和動態面板模型的回歸結果。Sargan檢驗的結果和二階序列相關AR（2）檢驗表明模型的工具變量選擇是合理有效的，且殘差不存在二階自相關，表明不存在過度識別。下面根據模型3和模型4對回歸結果進行分析。

就商貿流通效率的一階滯后項（UEFFt-1、REFFt-1）而言，其回歸系數分別為0.870和0.821，且均通過了顯著性水平為1%的顯著性檢驗。表明商貿流通效率具有一定的傳承性，前期商貿流通效率有利于保證或促進下期商貿流通效率水平的提升。這是因為商貿流通業涉及面廣，綜合性較強，單一外在沖擊無法在短期內對商貿流通業造成一定程度影響。城鄉比較而言，城鎮商貿流通效率一階滯后項（UEFFt-1）回歸系數大于農村商貿流通效率的一階滯后項（REFFt-1），表明城鎮商貿流通業發展優于農村商貿業發展。

就新型城鎮化（URB）而言，其回歸系數分別為0.201和0.153，表明新型城鎮化水平每提升1%，則會導致城鎮商貿流通效率提升0.201和0.153個百分點。新型城鎮化促進地區交通、公共設施、教育水平的快速提升，再加上互聯網信息技術的快速應用與推廣，使得商貿流通業的交易成本大幅降低，有力的推動了商貿流通效率水平的提升。就城鄉商貿流通而言，新型城鎮化對城鎮商貿流通效率的促進作用大于其對農村商貿流通業效率的提升效應。主要是因為城鎮商貿流通業在市場建設、行業管理、行業運輸等方面均優于農村商貿流通業。

就其他控制變量而言，產業結構（STR）的回歸系數均正，分別為11.132和10.002，且通過了顯著性水平為5%的假設檢驗，表明第三產業比重的提升可以顯著的促進城鄉商貿流通效率水平的提升。這符合商貿流通業的行業分類，第三產業基本上都屬于商貿流通業。金融發展水平（FIN）的回歸系數為正，分別為0.262和0.135，且都通過了顯著性水平為5%的顯著性檢驗。表明金融發展水平的快速提升可以促進金融要素資源在城鄉商貿流通行業的有效分配。城鄉收入差距（GAP）的回歸系數為負，分別為-0.067和-0.074，但并未通過一定顯著性水平下的顯著性檢驗。

（二）分區域回歸分析

為反映我國區域發展的非均衡性，更直觀的體現各不同區域的新型城鎮化對城鄉商貿流通業效率的影響效應，將樣本按三區域分類進行回歸分析，結果如表3和表4所示。

據表3可知，城鎮商貿流通效率的一階滯后項（UEFFt-1）回歸系數均為正，東部、中部和西部的回歸系數分別為0.916、0.892和0.765，且均通過了顯著性水平為1%的顯著性檢驗。說明城鎮商貿流通效率存在一定的惰性，政府應保持宏觀經濟的穩定運行。東中西三大區域的商貿流通效率的傳承效應不一致，呈現東中西依次遞減的態勢。啟示地區發展應消除地區間的貿易壁壘，加大交流合作，尤其是在交通基礎設施、公共服務設施和教育等方面加大投入力度。就新型城鎮化（URB）而言，三大區域的回歸系數均為正，且通過了顯著性水平為5%的顯著性檢驗。但由大到小依次是西部地區、東部地區和中部地區，可能是因為西部地區依托天然的地形地貌、傳統文化等具有地方底蘊的文化特色開展旅游業，在快速推進新型城鎮化的同時，極大拉動了西部地區商貿流通業的發展，提升了商貿流通業的效率水平。而中部地區偏好于第一產業發展，其作為中國政策發展的塌陷區，以“中原經濟區”為代表的政策戰略的制定和提出均遲于東西部地區的“東部開放”、“西部大開發”和“振興東北老工業基地”等戰略。

表4給出了被解釋變量為農村商貿流通效率的分區域回歸結果，總體來看變量回歸系數的正負性與表3保持了高度一致，但絕大部分系數均小于表3中相應變量的回歸系數，表明城鎮商貿流通業的發達程度明顯高于農村商貿流通業的發達程度。具體來看，農村商貿流通效率一階滯后項（REFFt-1）的回歸系數分區域分別為0.903、0.882和0.676，這符合農村商貿流通效率傳承性的特點。新型城鎮化（URB）的回歸系數分區域分別為0.249、0.172和0.327，表明農村地區的新型城鎮化的發展加大了商貿流通業的需求規模。主要體現在農村水利設施建設、農村道路基礎設施建設、農民技能培訓、農村勞動力區域內轉移、農業合作社的推動、農貿市場的建設等方面。產業結構（STR）的回歸系數分別為6.74、6.02、5.84，十一五、十二五期間中央政府提出了很多惠農、利農的政策，投資者逐步將投資區域轉移至農村，優化了當地產業結構，吸引和解決了眾多農村人員的就業問題。金融發展（FIN）的回歸系數分區域為0.142、0.135和0.117，說明金融發展逐漸向農村地區傾斜，如各地成立的針對農業發展的農村商業銀行，直接或間接的促進了農村商貿流通效率的提升。

相關政策建議

本文基于2003-2013年我國28個省、直轄市、自治區的面板數據為研究對象，同時構建新型城鎮化的綜合指標體系來測度新型城鎮化水平，設定面板動態計量模型實證分析了新型城鎮化對城鄉商貿流通效率水平的影響，并進行了分區域層面的差異化分析。結果發現，無論是全國層面，還是東部、中部和西部地區，新型城鎮化的發展均可以顯著的促進城鄉商貿流通效率，但影響程度由大到小依次是西部、東部和中部。根據上述研究結論，本文提出了如下政策建議：

第一，抓住新型城鎮化發展機遇，完善商貿流通市場，在商貿流通交易成本和專業化分工兩個方面進行拓展，來提升商貿流通市場效率水平。其一，在降低交易成本方面。具體可以從增大商貿流通業的信息宣傳面和宣傳程度，通過降低網絡流量費用來降低商貿流通業互聯網宣傳費用，通過交通基礎設施建設來降低運輸成本，通過優化商貿流通業網點布局等降低商貿流通業的交易成本。其二，在提升專業化水平方面。加大商貿流通業從業人員培訓的財政支持和教育師資的支持力度，加大高校商貿流通業所涉及的專業人員的培養，加快針對商貿流通業的行業標準的制定和管理細則出臺完善的速度。

第二，整合現有的商貿流通業的商貿資源，發揮集聚效應，促進新的消費增長點的形成。首先，各地政府應出臺相應整合方案和改進措施，引導、敦促并監管既有地區商貿流通行業的整合完善。其次，地區商貿流通行業應成立相應的商貿流通協會，在適應商貿流通市場變動的前提下針對行業發展和企業發展做好前瞻性分析和研究。最后，商貿流通業應根據地方區域位置的特色和文化傳統，因地制宜，有針對性的開發相應的消費品。另外，應積極回應國家“大眾創新，萬眾創新”的雙創戰略，積極探索適合商貿流通行業的創新點和創新面。

第三，產業結構和金融發展均有利于提升地區商貿流通效率，因此除了提升新型城鎮化建設和商貿流通業自身整合之外，還應加大產業結構優化和金融市場改革的力度。提升第三產業在產業結構中的比重是促進經濟發展的應有之義，其可以通過增大商貿流通業在零售業、旅游業及附加行業上的需求水平，因此地方應積極開發適應地方特色和第三產業。金融市場對資本要素的優化配置具有重要的引導和優化作用，只有提升金融市場針對農村商貿流通業的支持力度，才能實現商貿流通產業鏈中資金鏈的高效流通，對于提升商貿流通業效率水平有顯著的促進作用。

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