鄉村振興政策環境對農村物流 與新興業態演化的助推效應

朱佳翔 畢清香

摘? 要：產業興旺是鄉村振興的重要基礎，是解決農村一切問題的前提[1]。構建鄉村振興政策環境對農村物流與新興業態演化助推效應的生成模型，同時從理論上分析了鄉村振興政策環境對農村物流業與新興業態的助推效應，運用2001～2018年常州數據對鄉村振興政策環境對農村物流與新興業態演化的助推效應進行了實證分析，研究結果表明：鄉村振興政策將加速農村物流與農村新興業態發展進程，成為農村物流與農村新興業態的外部助推器。

關鍵詞：鄉村振興;農村物流;新興業態;助推

中圖分類號：F250? ? 文獻標識碼：A

Abstract： Industrial prosperity is an important foundation for rural revitalization and a prerequisite for solving all rural problems. Constructing a generative model of the boosting effect of the rural revitalization policy environment on the evolution of rural logistics and emerging business forms， and theoretically analyzes the boosting effect of the rural revitalization policy environment on the rural logistics industry and emerging business forms. Using Changzhou data from 2001 to 2018， an empirical analysis of the boosting effect of the rural revitalization policy environment on the evolution of rural logistics and emerging business formats was carried out. The research results show that the rural revitalization policy will accelerate the development process of rural logistics and rural emerging businesses， and become an external booster for rural logistics and rural emerging businesses.

Key words： rural revitalization; rural logistics; emerging business formats; boost

黨的十九大初次提出了鄉村振興戰略以促進全面實現小康。該戰略不僅推動實現農村現代化，還有利于三農問題的解決。農村與城鎮具備多功能性特征，是國家的根基和命脈，大多數鄉村資源的開發沒有達到飽和，農村蘊含巨大的發展潛力和資源基礎[1]。梁雯（2019）認為農村物流在促進農民收入和新型城鎮化中發揮了積極作用[2]。潘錦云（2021）認為應依靠互聯網信息技術建立農村物流系統來實現全面減貧[3]。2021年全國郵政市場監管工作會議將農村物流作為一項重要的政治任務融入鄉村振興戰略。農業產業鏈的延伸可以明顯提高農產品的附加值，產業鏈延伸所產生的新興產業是當前國民經濟新常態下農業結構轉型的重要突破口。謝天成（2020）認為農村新興業態應包括農產品加工、鄉村旅游等形式[4]。錢鑫（2020）認為農村新興業態具有改變普羅大眾對傳統農業的認知、推動經濟轉型、催化新需求等功能[5-6]。黨的十九大報告提出培育壯大農業農村新業態成為鄉村振興戰略的主要措施之一[7]。

農村物流與新興多元業態相互聯系、共同發展，在鄉村振興政策的推動下，最終會實現共贏。然而，鄉村振興政策分別對農村物流與新興業態的助推效果如何？應如何合理分配政策、資金等政府才會有力推動農村物流與新興多元業態良性互動發展？此類問題值得思考，因此構建鄉村振興政策環境對農村物流與新興業態演化助推效應的生成模型，同時從理論上分析鄉村振興政策環境對農村物流業與新興業態的助推效應，運用2001～2018年常州數據，探究鄉村振興政策對農村物流與新興業態不同的助推效果，為后續政府合理安排資源推動兩產業共同演化相互促進提供思路，實現鄉村振興。

1? 鄉村振興政策環境對農村物流與新興業態演化助推效應的生成模型

1.1? 模型假設及變量符號

1.1.1? 模型假設

（1）鄉村全面振興戰略實施環境下，農村物流業與生態農業、休閑觀光旅游產業等農村新興業態在吸收政策資金方面具有一定的競爭關系。

（2）考慮到鄉村全面振興戰略對農村的宏觀產業都有正向的助推影響力，農村物流業及其他業態的自然增長率與宏觀經濟的增長率之間都存在一定的正向協整關系。

1.1.2? 變量符號

令gt、gt分別表示第t年農村物流業與其他新興業態的產出指標值;g、g分別表示鄉村全面振興政策紅利下，農村物流業與其他新興業態所預期最大產出值;η、η表示農村物流業與其他新興業態的產出均依賴于宏觀經濟自然增長率。

1.2? 模型邏輯關系

鄉村全面振興對農村物流業及其他新興業態的助推效應模型存在如下邏輯關系：

（1）鄉村振興戰略實施所帶來的宏觀經濟環境是推動農村物流業與其他新興業態發展的重要基礎。因數據缺乏，假定在實證分析的年限內，政策已有鄉村振興的扶持傾向，并已經對農村物流業及其他新興業態發展有扶持政策，只不過是到了最近的2017年、2018年，國家正式提出鄉村全面振興戰略，政策環境得以延續并有加大扶持力度的后續政策。

（2）鄉村全面振興過程中農村物流業與其他新興業態均呈現普遍的自然增長率，但假設農村物流業與其他新興業態的自然增長率存在一定的差異，即η≠η。

（3）農村物流業與其他新興業態的產出增長均需要政策、資金的支持，假設農村物流業及其他新興業態內部均存在一定存量資金規模。在鄉村全面振興戰略實施過程中，要想達到各自的預期最大產出，即從產出的底部區域逐步提升到較高區域，每個業態在演化過程中均存在內生的“阻滯性”特征。

（4）農村物流業與其他新興業態并非呈現同步上漲規律。在鄉村全面振興政策紅利下，農村各個業態均受到政策扶持，但因資源稀缺與資金約束，一種業態的發展均對其他業態發展形成外生“阻滯性”。

1.3? 模型構建

上述假設前提說明，鄉村全面振興中各個業態演化的助推模型充分體現了“自然增長性”與“阻滯性”的雙重特征，因此，可建立農村物流業與其他新興業態相互助推的模型：

（1）

其中：η>0i=1，2，g

1.4? 穩定性及平衡點

要分析式（1）的穩定性與平衡點，需給出該線性微分動力系統的判別定理。令二維微分動力系統：，m，n為該微分動力系統的平衡點，即滿足。

若b=？鄣f/？鄣m+？鄣f/？鄣n，c=？鄣f/？鄣m+？鄣f/？鄣n，b-4c≥0，則存在如下情形：（1）b<0， c>0時，m，n為微分動力系統的穩定點;（2）b>0， c>0時，m，n為微分動力系統的不穩定點;（3）c≤0時，m，n為微分動力系統的不穩定鞍點。根據判別定量，給出助推模型對應的平衡關系方程組：

（2）

求解方程式（2），可得到助推模型的所有平衡點Q0，0、Qg，0、Q0，g，進而給出式（1）所對應的平衡點判別矩陣：

=? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （3）

將三個平衡點代入判別矩陣，可得到如下結論：（1）對于第一個平衡點Q0，0，b-4c=η-η≥0，b=η+η>0，c=ηη>0，則Q0，0是助推模型（1）的不穩定點。（2）對于Qg，0，b-4c=η>0，b=-η<0，c=0，則Qg，0為助推模型（1）的不穩定鞍點。（3）Q0，g，b-4c=η1-+η>0，根據判別定理，Q0，g為助推模型（1）的穩定點。綜上所述，助推模型最終形成一個唯一的穩定平衡點。

2? 鄉村全面振興政策環境對農村物流業與新興業態的助推

2.1? 助推模型的演化

對于初始時間t所對應的農村物流業、其他新興業態等兩類產出指標gt、gt，gt>0、gt>0，在結合g=ηg1-、g=ηg1-，依據gt、gt的單調性，可得到不等式gt>gt>0、gt>gt>0，可見農村物流業與其他新興業態等兩類產出指標gt、gt都分布在g-g相平面的第一象限。

由此構建g-g相平面，并分析g-g相平面第一象限內農村物流業及其他新興業態等兩類產出指標的演化軌跡，再根據助推模型1分別計算出兩類業態產出指標的邊界線L、L，其軌跡方程式分別為g=g+g，g=g

+g，邊界線L、L將g-g相平面第一象限分割成三大區域，即D： >0， >0，D： <0， >0，D： <0， <0。兩類業態產出指標演化的相平面如圖1所示。

農村物流業及其他新興業態等兩類產出指標在相平面演化過程如下列命題。

命題1：若農村物流業與其他新興業態等兩類產出指標的初始狀態gt， gt分別在區域D內，則農村物流業與其他新興業態等兩類產出指標必然穿越D進入區域D。

命題2：若農村物流業與其他新興業態等兩類產出指標的初始狀態gt， gt分別在區域D內，則農村物流業與其他新興業態等兩類產出指標必然穿越D進入區域D。

命題3：若農村物流業與其他新興業態等兩類產出指標的初始狀態gt， gt分別在區域D內，則農村物流業與其他新興業態等兩類產出指標將無法穿越D，且在區域D內沿著梯度場逐步逼近平衡點Q0， g。

由命題1～3可知，農村物流業與其他新興業態經過一段時間演化后，兩類業態的產出指標都將進入區域D，因此可將區域D視為“可行區域”。

命題4：在鄉村振興戰略實施背景下，對于農村物流業及其他新興業態等兩類產出指標的任意初始狀態gt， gt，其產出指標必將進入區域D，并在區域D內沿著平衡點Q0， g方向演化，且兩類業態的產出指標最終滯留在唯一的平衡狀態點Q0， g。

2.2? 鄉村全面振興戰略助推效應的理論詮釋

鄉村全面振興戰略的實施必將改善農村區域的投資、經濟及生態大環境，也將對農村物流業及其他新興業態的增長產生助推效應。為進一步分析農村物流業及其他新興業態等兩類業態在演化過程中的增長強度，令Δg、Δg分別表示Δt時間段內上述兩類業態的產出指標的增量，、分別表示農村物流業及其他新興業態等兩類業態的產出增長率。再令E、E分別表示農村物流業與其他新興業態的產出增長強度，其中，E==，E==。事實上，各類新興業態產出增長率與產出增長強度之間滿足關系式：=Edt、=Edt。將助推模型（1）代入產出增長強度E、E，可得到農村物流業及其他新興業態產出增長強度的表達式：

E=η1+， E=η1+? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （4）

進而進行求導可得到：

=-η， =-η? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （5）

由命題1～4可知，對于任意初始狀態的兩類業態，經過一段時間演化后將進入可行區域D，并逐步逼近唯一的平衡點Q0，g。若鄉村振興對其他新興業態的扶持力度大于農村物流業，則新興業態產出的增長速度將會大于農村物流業產出的下降速度<0，即滿足+>0，于是得到式（6）：

<0， <0? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （6）

命題5：在鄉村全面振興戰略實施背景下，農村物流業與其他新興業態的產出將進入可行區域D，且在可行區域D內，農村物流業與其他新興業態的產出增長強度將會出現單調遞減趨勢。

根據命題1～5，對鄉村全面振興戰略對農村物流業及其他新興業態的助推效應作如下解釋。

（1）農村物流業與其他新興業態的初始產出指標值位于區域D時，這兩類業態的產出均處于底部區域，因此農村物流業預期的產出增長率將大于其他新興業態的預期增長率，此時，g>g，將助推一部分新興業態的資本轉入物流業，進而導致這兩類業態的產出指標穿過區域D進入可行區域D。

（2）農村物流業與其他新興業態的初始產出指標值位于區域D時，這兩類業態的產出均處于高位區域，出于對風險的規避，在國家扶持資金沒有增量的情形下，這兩類業態的產出指標值將會出現下降趨勢，進而引起產出指標值穿過區域D進入可行區域D。

（3）農村物流業與其他新興業態的最終產出指標值將定位于區域D，此時，農村物流業的產出指標逼近或達到最大值

g，而其他新興業態的產出指標值尚未達到或逼近其最大值g，此時，資本、人力、技術等將進入新興業態，新興業態產出則會出現大幅上漲趨勢，其增長率要超過農村物流業的增長率。

（4）在鄉村全面振興戰略實施背景下，農村物流業與其他新興業態業存在競合關系，演化共生、協同發展是其主旋律，最終農村物流業與其他新興業態的產出指標將逼近平衡點Q0，g。

（5）鄉村全面振興戰略實施環境對農村物流業及其他新興業態的發展具有極大的助推效應是本節預設的一個假設前提，但是，資源的有限性及業態內部的內生阻滯性等因素，也必然導致農村物流業與新興業態的演化并非一直單調上升，有時還會出現增長率下降的態勢。

3? 實證研究設計

3.1? 變量設計與數據來源

江蘇蘇南的常州市在遭受疫情沖擊后經濟復蘇步伐快，產業抵抗能力較好，企業實力較強，發展水平高，近幾年常州各方面經濟處于上升階段，在產業轉型方面做的很好，經濟質量提升很快值得借鑒。根據《中國統計年鑒》及中國產業信息網常州市2001～2018年數據進行實證分析，探討鄉村振興政策環境對農村物流與新興多元業態的助推效應，變量設計如下：

（1）因變量。因變量1：農村物流業的產出指標Y，通過選擇《中國統計年鑒》中交通運輸、倉儲和郵政業增加值（億元）乘以農村人口比重得到。因變量2：農村其他新興業態的產出指標Y，通過農林牧漁業增加值（億元）乘以農村人口比重得到。

（2）自變量。依據鄉村振興政策環境對農村物流與新興業態的助推效應，X：貨物運輸量（萬噸）;X：貨物周轉量（億噸公里）;X：規模以上港口吞吐量（萬噸），成為農村物流樣本組實證模型中反映鄉村振興政策的3個自變量。X：農林牧漁從業人員（萬人）;X：農村新增發電設備容量（千瓦）;X：農村居民家庭擁有生產性固定資產原值（元/戶），成為農村其他新興業態樣本組實證模型中反映鄉村振興政策的3個自變量。

（3）控制變量。經濟增長水平主要用于反映國家經濟發展狀況及程度，經濟增長水平越高[8]，農村物流與農村其他新興產業發展越好，農村經濟發展就會越好。因此，經濟增長指標用GDP表示。為避免數據過度波動及降低異方差，對一切變量取自然對數進行預處理。

3.2? 實證模型構建

分別構建農村物流業及其他新興業態的多元回歸模型。其中農村物流業的多元回歸模型為：

LNY=β+βLNx+βLNx+βLNx+βLNGDP? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（7）

LNY=β+βLNx+βLNx+βLNx+βLNGDP? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（8）

建立p階滯后向量的自回歸模型VARp，通過脈沖響應分析揭示自變量與因變量之間的短期互動關系，VARp的方程式如下：

X=λX+λX+…+λX+ε? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（9）

X=LNx，LNx，LNx，LNGDP? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （10）

X=LNx，LNx，LNx，LNGDP? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （11）

其中：t=1，2，…，T，λ，λ，…，λ為待估系數矩陣，ε為誤差項向量。再對p階滯后向量的自回歸模型VARp及多元回歸模型進行實證檢驗。

4? 協整與因果檢驗：長期助推效應

4.1? 平穩性檢驗：ADF檢驗

使用Eviews軟件，對以上多元回歸模型中的5個變量樣本數據及其差分處理數據進行平穩性檢驗（ADF檢驗），其檢驗結果如表1所示。

由表1可知，LNY、LNX、LNX、LNX、LNGDP、LNY、LNX、LNX、LNX、LNGDP等變量對應的ADF統計量的絕對值均小于1%臨界值的絕對值，原假設被接受，因此得出上述時間序列數據是不平穩的。然而一階差分對應的ADF統計量的絕對值都大于1%臨界值的絕對值，并且對應概率值都趨于0，因此，上述時間序列數據是一階單整序列，滿足協整檢驗條件。

4.2? Johansen協整檢驗

通過Johansen極大似然估計法分析變量之間的長期均衡關系，對此，將分析的樣本數據分為農村物流業與其他新興業態兩類，分別對這兩類樣本組進行協整檢驗，得到農村物流業樣本組的跡檢驗與最大特征根檢驗結果，如表2、表3所示。

表2可知，第一特征值的P值小于0.01，因此，拒絕原假設，至少存在一個協整關系。由表3可知，在H0：None中，P值為0.0001，小于0.01，因此，在顯著水平α=0.01時，農村物流業年度數據序列樣本組各個變量之間存在唯一協整關系，如方程式（12）所示。

LNY=8.5631LNx+0.7857LNx-3.9705LNx-14.0112LNGDP+20.2814

t=8.0235? ?4.7825? ?-1.3529? ? -7.8354? ? ? ?1.3336

由式12可知，在α=0.01顯著性水平及相應的臨界值下，對于農村物流業實證分析年份的樣本組，農村物流業的產出指標，貨物運輸量（萬噸），貨物周轉量（億噸公里），規模以上港口吞吐量（萬噸），每年的國民生產總值（GDP）等變量間存在長期的均衡關系。下面再對其他新興業態樣本組進行協整檢驗，得到農村其他新興業態的跡檢驗及最大特征根檢驗結果如表4，表5所示。

由表4可知，第一個特征值所對的P值為0.0000，小于顯著性水平0.0100，因而拒絕原假設，至少存在一個協整關系。由表5可知，在假設At most 1中，最大特征值對應的P值為0.0012，小于顯著性水平0.0100，因此拒絕原假設，至少存在一個協整關系。

由表5的假設At most 2中，P值為0.1030，大于顯著性水平0.0100，因此認為在農村新興業態研究年度的樣本組變量之間存在兩個協整關系。因兩個協整關系所包含的信息相似，且第一個協整關系幾乎包含了所有信息，由此選擇第一個協整關系，給出其方程式為：

LNY=7.0331LNx+0.7898LNx-8.9118LNx-10.2228LNGDP+50.8657

t=5.2228? ?5.6671? ? -3.2675? ? -7.9991? ? ? ?3.3228

由式（13）可知，在α=0.01顯著性水平及相應的臨界值下，對于農村新興業態實證分析年份的樣本組，農村新興業態的產出指標Y、農林牧漁從業人員（萬人）、農村新增發電設備容量（千瓦）、農村居民家庭擁有生產性固定資產原值（元

/戶）、各個年度GDP（萬億），即經濟增長變量等變量之間也存在長期的均衡關系，

4.3? 穩健性檢驗

首先進行自相關檢驗以驗證其穩健性，然后用ARP法，也就是在回歸的時候加添加ARP項，通過調整階數P來確定最優D.W.值。通過一系列檢驗發現，模型中加入AR1具備最佳效果，并且基本上可以消除模型的自相關性。

5? 進一步的脈沖響應分析：短期助推效應

為進一步揭示各個因素對農村物流業及新興業態的短期助推效應，必須對其做脈沖響應分析。依據所給出的P階滯后向量自回歸模型VARp，對兩個樣本組分別進行穩定性檢驗，發現VAR2單位根的值小于1，因此，選取VAR2進行了脈沖響應分析。對應于VAR2，選取兩個樣本組，脈沖響應結果如圖2、圖3所示。其中：沖擊測試的期數用橫坐標來表示，脈沖響應函數用黑線來表示，紅線、藍線、綠線分別是標準差的正、負兩倍。

5.1? 鄉村振興政策對農村物流的短期沖擊

由圖2可知，農村物流樣本組中代表鄉村振興政策的貨運量和貨運周轉量兩個變量與控制變量經濟增長變量的變動對農村物流發展的影響較大，規模以上港口吞吐量的變動對農村物流業的發展影響較小。主要表現為農村物流業發展的沖擊幅度層面，貨運量、貨運周轉量及經濟增長對農村物流業的增長沖擊幅度較大，而規模以上港口吞吐量對農村物流業的增長沖擊幅度較小，主要原因在于，農村區域主要通過陸路運輸方式進行貨物的周轉與配送，港口的運輸方式主要存在于城市區域，因此對農村物流業的沖擊幅度較小。總體來說，鄉村振興政策對農村物流的短期助推效應較明顯。

5.2? 鄉村振興政策對新興業態的短期沖擊

由圖3可知，反映國家持續經濟增長的GDP指標變量對農村新興業態的發展影響較大，其次是農村新興業態樣本組中代表鄉村振興政策的農林牧漁從業人員、農村新增發電設備容量等變量，影響最小的是農村新興業態樣本組中代表鄉村振興政策的農村居民家庭擁有生產性固定資產原值。可知鄉村振興政策對農村其他新興業態的助推效應較弱，農村其他新興業態的發展短期來看更加依賴于國家持續經濟增長。而且通過比較圖2、圖3的反映國家持續經濟增長的GDP指標對農村物流、其他新興業態兩個樣本組的沖擊幅度，可看出反映國家持續經濟增長的GDP指標對新興業態的短期沖擊幅度遠大于對農村物流的沖擊幅度，短期內經濟增長對新興業態的影響大于對農村物流的影響。

6? 總? 結

探究鄉村振興對農村物流與新興業態的助推效應，其結果表明：鄉村振興政策將加速農村物流與農村新興業態發展進程，成為農村物流與農村新興業態的外部助推器，表現為：（1）鄉村振興政策與經濟增長（GDP）及農村物流之間存在長期的均衡關系，鄉村振興政策與經濟增長（GDP）及農村其他新興業態之間也存在長期的均衡關系。（2）鄉村振興政策短期內對農村物流具有很強的助推效應，而鄉村振興政策短期內對農村其他新興業態助推效果卻很弱，但農村其他新興業態短期內更加依賴于國家經濟增長。

參考文獻：

[1] 國務院. 關于促進鄉村產業振興的指導意見[J]. 農技服務，2019，36（9）：1-4.

[2] 梁雯，桂舒佳. 中國新型城鎮化、農村物流與農民收入的關系研究——基于主成分分析和VAR模型[J]. 哈爾濱商業大學學報（社會科學版），2019（4）：93-103.

[3] 潘錦云，程勇. 相對貧困治理與城鄉經濟一體化進路[J]. 江漢論壇，2021（3）：30-36.

[4] 謝天成，施祖麟. 農村新業態發展現狀、問題與對策研究[J]. 當代經濟管理，2020，42（1）：41-46.

[5] 錢鑫，顧金峰，程培堽，等. 培育新產業新業態推進產業融合發展[J]. 江蘇農村經濟，2020（3）：45-47.

[6] 雷鵬，周立. 農村新產業、新業態、新模式發展研究——基于福建安溪茶莊園產業融合調查[J]. 福建論壇（人文社會科學版），2020（4）：172-181.

[7] 梁瑞華. 河南省農業新業態發展問題與對策研究[J]. 河南工程學院學報（社會科學版），2018，33（2）：12-15.

[8] 顧海峰，周亞偉. 貨幣政策環境對公司股價異質性的助推效應研究——基于二元所有制結構的視角[J]. 中國工業經濟，2016（3）：36-51.