縣域現代流通體系助推鄉村產業振興：作用機理與實證檢驗

摘"要：現代流通體系的發展為鄉村市場注入新的活力，完善鄉村地區基礎設施與商業網絡，為鄉村產業振興創造良好的經濟環境。本文從縣域經濟發展實際出發，選擇合適的指標構建鄉村產業振興的評價指標體系測算鄉村產業振興水平，進一步建立計量模型分析縣域現代流通體系發展對鄉村產業振興的作用，并從空間角度研究縣域現代流通體系發展對鄉村產業振興的空間溢出效應。研究發現：縣域現代流通體系發展對鄉村產業振興具有顯著的促進作用，鄉村就業情況、教育水平和居民收入提高都能夠顯著推動鄉村產業振興；空間溢出效應研究發現，縣域現代流通體系發展對本地區鄉村產業振興具有顯著的正向溢出效應，對于相近地區的溢出效應并不顯著。

關鍵詞：現代流通體系；鄉村產業振興；空間溢出效應

中圖分類號：F713""文獻標識碼：A""文章編號：1001-148X（2023）06-0108-12

收稿日期：2023-08-29

作者簡介：張琦（1989-）女，黑龍江大慶人，博士研究生，講師，研究方向：產業經濟理論與政策；曲盛恩（1971-），男，本文通訊作者，黑龍江哈爾濱人，副教授，研究方向：企業管理與技術創新。"

基金項目：黑龍江省哲學社會科學研究規劃項目“中國式現代化道路開創人類文明新形態的邏輯理路研究”，項目編號：22KSC303；哈爾濱商業大學教師“創新”項目支持計劃項目“中國式現代化道路開創人類文明新形態的邏輯理路研究”，項目編號：22KSC303；黑龍江省哲學社會科學研究規劃項目“習近平新時代關于中華優秀傳統文化傳承與發展研究”，項目編號：19KSB006。

黨的二十大報告明確指出：全面實現鄉村振興，加快構建農業強國，扎實推動鄉村產業、人才、文化、生態、組織振興［1］。由此可見，鄉村振興作為構建新發展格局、推動高質量發展的重要舉措，成為國家經濟發展布局的主要內容。現代流通體系的發展為鄉村市場注入新的活力，實現鄉村產業振興，就要適應經濟形勢變化，抓住現代流通體系建設的機遇，不斷完善鄉村地區基礎設施建設和商業網絡布局，推廣現代物流、先進技術應用，把發展現代農業和推進農業農村經濟多元化、綜合化作為推進鄉村產業振興的戰略重點，協同推進農業農村經濟高質量發展。

一、理論分析與研究假設

關于現代流通體系與鄉村振興的研究主要集中在兩個方面：一是流通數字化對于鄉村產業振興的作用。隨著互聯網、物聯網、大數據等新技術手段的應用和推廣，流通產業逐漸向數字化、智慧化方向發展，流通數字化能夠顯著促進鄉村產業振興這一結論已被多位學者證實。楊水根和王吉（2023）研究發現流通數字化能夠從技術成果化、農村創業活躍度、市場化水平、招商引資、對外開放等方面促進鄉村產業振興，其中占主導地位的傳導效應是技術成果轉化［2］；同樣的，劉輝和李雪薇（2023）在研究中也得出這一結論，他們運用中介模型對二者內部傳導機制進行分析，研究發現商貿流通數字化對鄉村產業振興具有顯著驅動效應，并且通過提升鄉村創業活力和推動農村三產融合，間接驅動鄉村產業振興［3］。二是流通業與其他產業融合促進鄉村振興，重視鄉村經濟多元化發展。雷鵬和周立（2020）認為鄉村產業發展要避免產業單一化，需要發展新產業、新業態、新模式，實現多業并舉，尊重鄉村發展規律，充分挖掘農業農村的多種經濟功能和社會價值，合理利用農業農村資源，通過發展特色農業、休閑農業、鄉村手工業等，推進鄉村產業綜合化發展［4］。現代流通體系充分運用了“互聯網+”的要素配置優化能力，匯集整合線上線下資源融合發展，緩解農產品生產流通過程中信息不對稱難題，保證產品質量的同時實現產品應有的價值，以“數商興農”促進鄉村產業振興；謝莉娟和萬長松（2021）認為流通體系與生產體系的融合以數字化為紐帶形成“消費洞察—供需匹配—再生產資源配置”的聯動機制［5］；數字化、智慧化的現代流通體系能夠充分利用數據要素，有效匹配供需、拓寬農產品流通渠道、節約成本，推動鄉村產業價值增值和數字化轉型［6］。圖1所示為縣域現代流通體系對鄉村產業振興的作用機理。

圖1"縣域現代流通體系對鄉村產業振興的作用機理

（一）縣域現代流通體系對鄉村產業振興的直接作用

鄉村產業振興著眼于農業發展，但不能局限于農業發展，要注重非農產業的引入，延長農業產業鏈，形成科學合理的鄉村產業體系。縣域現代流通體系的不斷完善為城鄉溝通建立了橋梁，暢通城鄉之間的要素流動，充分發揮市場在資源配置中的基礎性作用，激活要素、市場、主體，吸引資源向鄉村地區集聚。現代流通體系通過完善鄉村市場體系、物流體系、健全農產品流通網絡和深化鄉村電子商務發展等途徑助力鄉村產業振興。

一是鄉村市場體系的完善有效協調農產品生產銷售，穩定農產品供給。根據蛛網模型，鄉村產業涉及的產品，如糧食、蔬果、蛋奶等均為生活必需品，需求的價格彈性較小，供給價格彈性較大，當商品價格變動時，引起的需求量的變動遠小于供給量的變動。因此農產品一旦某一年份出現供過于求，產品價格會快速下降，又造成下一年的產品供不應求，價格上升，進一步引起供過于求，農產品市場將會一直處在失衡的競爭狀態，嚴重損害了農業生產者的利益。現代流通體系通過完善的信息傳導機制，運用互聯網、大數據、電子商務等數字技術和平臺經濟形式，使得農產品市場供求信息更加透明、完備、準確，有效緩解了市場信息傳導滯后造成的供需錯配，信息時效性得到充分地保障，解決了傳統商品流通過程中信息層層傳遞的失真問題，減小了由于需求變動引起的價格波動的程度，有利于提高農業生產的穩定性。二是現代物流體系發展使得城鄉流通網絡逐漸完善，鄉村物流基礎設施更加完善，電子商務模式應用于鄉村經濟中，打破了市場的空間界限，極大地拓展了鄉村產業主體類型、產品銷售范圍、銷售規模和產品種類，實現了將全部網絡范圍內的買方與鄉村賣方的直接連接，直面市場需求，由傳統的鄉村地區生產什么賣什么到市場需要什么生產什么，即現代流通體系有助于形成市場導向的鄉村生產體系；同時，現代物流體系的完善逐漸打通商品流通中重要的“一公里”，此處的“一公里”不僅是指產品配送到鄉村地區的最后一公里，更重要的是鄉村產品銷售的最先一公里，為鄉村產品能夠走出去創造了良好的條件［7］。此外，其他現代流通新模式也逐漸傳入農村地區，比如通過網紅、明星直播帶貨的方式宣傳本地主要農產品和特色農產品，一些企業的扶農助農活動也為農產品的銷售拓寬渠道。因此，提出研究假設：

H1：縣域現代流通體系能夠推動鄉村產業振興。

（二）縣域現代流通體系對鄉村產業振興的間接作用

縣域現代流通體系為鄉村地區帶來新的就業機會，吸納就業、推動產業融合、推廣新技術應用等，從而間接推動鄉村產業振興。

第一，縣域現代流通體系通過促進就業推動鄉村產業振興。現代流通體系發展在為鄉村經濟發展注入新活力的同時，促進了鄉村產業多元化發展，有效激勵鄉村創業與提高鄉村就業水平。蔡建剛（2023）從創業機會角度探討鄉村產業興旺問題，認為鄉村產業的興旺需要靠創業的成功作為支撐，鄉村創業活動以創業機會為基礎，進口鄉村振興總體要求展開，同時處理好環境與人力資源回流、市場與產業價值鏈延伸、農民參與與利益共享等問題，有效保證鄉村產業興旺和實現全面的鄉村振興［8］。郭光敏和黃曉宇（2023）從企業帶動鄉村產業振興角度，認為企業能夠通過參與鄉村市場建設、深入挖掘要素潛力、整合延伸產業鏈以及完善利益聯結機制，為鄉村產業振興創造市場條件和激活生產要素，完成產業鏈融入構建和利益鏈耦合［9］。縣域現代流通體系的發展將一些大型流通企業引入到鄉村地區，這些流通企業憑借先進的經營管理理念、技術優勢，驅動鄉村原有流通業經營主體紛紛效仿和學習，逐漸實現轉型；流通企業通過整合流通資源，不斷吸納和培養農業生產流通復合型人才，為鄉村產業發展的人才需求提供有力支撐。同時，現代流通體系暢通了鄉村與城鎮的經濟交流，為鄉村發展引入新發展理念，以此進一步激發鄉村地區的創業活力。

第二，縣域現代流通體系通過促進產業融合推動鄉村產業振興。農業是鄉村產業的最主要部分，但鄉村產業振興不能局限于發展農業，葉興慶（2018）提出如果農村局限于發展農業，農業局限于發展種養，在現有農業資源稟賦條件下，農民不可能得到充分就業，農業經濟收入增長受限，鄉村不可能實現繁榮發展［10］。王永瑜和徐雪（2021）認為鄉村產業振興要以農業為基本依托，將農產品生產、加工和銷售等過程有機統合，實現產業鏈縱向一體化，以促進農村一二三產業深度融合［11］。肖靜華和胡楊頌（2020）提出數字經濟與鄉村產業的融合發展不僅帶來新的價值增值，也通過技術協同、技術溢出和乘數效應推動新舊動能轉換［12］。總的來看，縣域現代流通體系在推動農業與加工制造業和現代服務業融合中發揮著關鍵作用，解決鄉村地區長期發展單一產業限制經濟水平提高的問題，不僅延伸了農業產業鏈，也促進了農村就業和創業。縣域現代流通體系發展使得鄉村產業振興不再局限于農業生產技術進步和生產結構調整，通過推動農村三產融合，縱向延伸農業生產產業鏈，實現鄉村地區的農產品深加工；橫向形成農業與商貿、旅游、文化等融合發展，鄉村地區形成“農業+”多種業態相互融合發展的鄉村產業體系，衍生出多元化的農產品流通方式和市場信息平臺，鄉村產業不再局限于“農業生產—農產品初加工”的簡單產業鏈，而是一二三產業融合發展，形成“農業生產—農產品初加工和分類—食品、醫藥等原料—深加工、生物制藥”“休閑農業—觀光旅游—餐飲住宿”等復雜或網絡化的農業生產鏈條，充分利用鄉村特色。

第三，縣域現代流通體系通過推廣新技術應用促進鄉村產業振興。現代流通體系通過物聯網、大數據等新技術的應用，使得農產品的選種、土壤狀況、生長情況、加工包裝、流通環節等均可監測，實現農業生產和產品流通的可視化、透明化過程，農產品生長過程的監測有助于減少化肥農藥的用量，從根本上減輕作物農藥殘留和環境污染，保證農產品生產的全過程的質量安全和提高流通過程的管理水平，助力農業現代化發展；流通過程的可追溯化極大緩解了信息不對稱問題，在保證產品質量安全的同時也有助于農產品的定價更加合理，促進農民收入水平提高，從而推動鄉村產業振興。王國英（2023）認為農業現代化主要承擔著保障糧食與重要農產品供給安全、增加農民收入、銜接小農戶與現代農業、賦能農村可持續發展的重要使命，有利于夯實鄉村產業振興的基礎，是助力鄉村振興事業開新局的重要抓手［13］。另外，縣域現代流通體系還通過促進鄉村招商引資推動鄉村產業振興。數字經濟時代，電子商務正在不斷地向鄉村地區發展，吸引電子商務企業進入鄉村成為鄉村經濟發展的重要途徑。現代流通體系發展使得鄉村地區形成完善的商業網絡和標準化的產品生產及市場經營方式，帶來支付體系、信用體系的完善，充分保障了支付安全性和信用水平，營造了良好的營商環境，不斷提升鄉村招商引資競爭力，緩解鄉村發展資金受限的難題，吸引大型電子商務企業進入鄉村。因此，提出研究假設：

H2：縣域現代流通體系通過促進鄉村就業、推動產業融合、推廣新技術以及助力鄉村招商引資等實現鄉村產業振興。

二、研究設計

為檢驗縣域現代流通體系對鄉村產業振興的影響作用，本研究將從縣域經濟發展實際出發，選擇合適的指標構建鄉村產業振興的評價指標體系，測算鄉村產業振興水平，進一步建立計量模型分析縣域現代流通體系發展對鄉村產業振興的作用，并從空間角度研究縣域現代流通體系發展對鄉村產業振興的空間溢出效應。因近年來黑龍江縣域GDP呈現出較快增長態勢，經濟總量逐步擴大，但仍存在個別相對薄弱的縣域流通中縣級龍頭企業規模不大、效益不夠，縣域產業發展對鄉村產業發展暫時難以形成強有力的輻射帶動作用等問題。因此，以黑龍江為例，探討縣域現代流通對于鄉村產業振興的作用與影響具有代表性。

（一）模型設定

1.面板模型

以鄉村產業振興作為被解釋變量，縣域現代流通體系發展水平作為核心解釋變量，并引入控制變量構建縣域現代流通體系對鄉村產業振興作用的普通面板模型：

industryit=α0+α1circulationit+βi∑ni=1Xit+μi+γi+εit

其中，i表示黑龍江省的第i個地市，i=1，2，…，13；t表示年份，t=1，2，…，18；α0為模型常數項，βi為各個變量的系數矩陣，industryit表示第i個地市的t年份鄉村產業振興水平；∑ni=1Xit包括政府對農業的財政支出、鄉村就業情況、鄉村教育情況、鄉村居民收入水平4個控制變量，μi和γi分別是用來確定個體固定效應和時間固定效應；εit為隨機誤差項。對模型進行hausman檢驗，確定選擇固定效應還是隨機效應模型更加合適，根據檢驗結果，hausman檢驗的χ2=16.49，在1%的顯著性水平下通過檢驗，因此選擇用固定效應模型進行估計。

2.空間面板模型

基于空間視角，建立一般的空間面板模型為：

yit=ρw′iyt+βx′it+d′iXtδ+ui+γi+εit

εit=μm′iεt+vit

其中，d′iXtδ為解釋變量的一階滯后，d′i為相應的空間權重矩陣D的第i行，w′i表示空間權重矩陣W的第i行，w′iyt=∑ni=1wijyit，wij為空間權重矩陣W的元素（i，j）；ui表示i的個體效應，γi表示時間效應，εit為空間誤差項。當μ=0時，即為空間杜賓模型（Spatial"Durbin"Model，SDM），當μ=0且δ=0時，即為空間自回歸模型（Spatial"Autoregression"Model，SAR），當ρ=0且δ=0時，即為空間誤差模型（Spatial"Error"Model，SEM）。

為了確定選擇何種模型形式分析空間溢出效應，首先進行LM檢驗和穩健的LM檢驗，結果如表1所示，針對空間誤差（Spatial"error）的檢驗中，LM-error和Robust"LM-error的p值分別為0.058和0.006，均在10%和1%的顯著性水平下通過檢驗；針對空間滯后（Spatial"lag）的兩個檢驗中LM-lag和Robust"LM-lag所對應的p值均為0.000，在%的顯著性水平下顯著，拒絕了“無空間自相關”的原假設；以上兩項檢驗結果均說明，鄉村產業振興發展水平之間存在空間相關關系，并且應該選用空間杜賓模型進行進一步分析縣域現代流通體系對鄉村產業振興的空間溢出效應。

為了探究建立的模型是否穩定，繼續進行LR檢驗和Wald檢驗，檢驗結果如表2所示，LR檢驗的卡方統計量LR_chi2=11.62且Probgt;chi2=0.0403說明其在5%的水平下顯著，選擇空間杜賓模型要優于空間自回歸模型，LR_chi2=12.69且Probgt;chi2=0.0265表示通過5%顯著水平的檢驗，選擇空間杜賓模型要優于空間誤差模型；Wald檢驗的統計量chi2=49.79且Probgt;chi2=0.0000表示卡方統計量在1%的顯著水平下顯著，選擇空間杜賓模型要優于空間自回歸模型，chi2=34.50且Probgt;chi2=0.0000表示卡方統計量在1%的顯著水平下顯著，選擇空間杜賓模型要優于空間誤差模型。LR檢驗和Wald檢驗均說明空間杜賓模型不會退化為空間自相關模型或空間誤差模型。對模型進行hausman檢驗得到統計量chi2=14.18，在1%的顯著性水平下顯著，拒絕“應該選用隨機效應”的原假設，選擇固定效應模型的解釋能力更強。

因此，構建縣域現代流通體系對鄉村產業振興空間溢出效應的固定效應空間杜賓模型如下：

industryit=ρWindustryit+β1circulationit+β2Wcirculationit+θ1controlit+θ2Wcontrolit+ui+γi+εit

其中，W表示空間權重矩陣，controlit為控制變量，包括政府關于農業的支出、鄉村就業情況、鄉村教育情況、鄉村居民收入水平；Wcirculationit和Wcontrolit分別為核心解釋變量和控制變量的空間滯后項，β2為空間滯后項的系數，代表空間溢出效應；ui和γi分別為個體固定效應和時間固定效應。但是僅用空間滯后項的系數來表示空間溢出效應有很大的誤差，因此，James"P.Lesage（2009）提出用偏微分方法將解釋變量對被解釋變量的影響分解為直接效應和間接效應，其中，直接效應是指本地區現代流通體系發展對本地區鄉村產業振興的影響，間接效應是本地區現代流通體系發展對鄰近地區鄉村產業振興發展的影響，直接效應與間接效應的和是總效應。

用矩陣表示溢出效應分解的原理為：對于上述模型可用矩陣表示為：

industry=ρWindustry+βcirculation+δWcirculation+ε

circulation為k列核心解釋變量構成的矩陣，β和δ為相應的回歸系數，是k×1的列向量；ε為隨機誤差項。

industry=（I－ρW）－1（βcirculation+δWcirculation）+（I－ρW）－1ε

以列向量形式表示矩陣X，第i個解釋變量為circulationi=（circulation1i，…，circulationni）′，則：

βcirculation=（circulation1，…，"circulationk）（β1，β2，…，βk）′=∑ki=1βicirculationi

Wδcirculation=w11…w1n""wn1…wnn（circulation1，…，circulationk）（δ1，δ2，…，δk）′=∑nj=1∑ni=1δiwijcirculationi因此上式還可以寫為：

industry=∑ki=1（βi+∑nj=1wijδi）（I－ρW）－1circulationi+（I－ρW）－1ε≡∑ki=1Si（W）circulationi+（I－ρW）－1ε

Si（W）為n×n的矩陣，Si（W）rj是矩陣Si（W）的元素，因此：

industryrcirculationij=Si（W）rj

由此可見，區域j的變量circulationij對任意r區域的被解釋變量circulationij都可能產生影響，當j=r時，有：

industryrcirculationir=Si（W）rr

表示本地區現代流通體系對本地區鄉村產業振興industryr的影響，稱為“直接效應”，是矩陣Si（W）的主對角線元素，將所有的主對角線元素取算術平均值即得到“平均直接效應”。總效應是矩陣Si（W）的第r行元素之和，即∑ni=1Si（W）rj，將所有區域的總效應取算術平均值得到"“平均總效應”。總效應與直接效應之差即為間接效應，即本地區現代流通體系對于其他鄉村產業振興的影響。

為確定個體固定效應模型、時間效應模型和雙向固定模型哪個最優，進一步對固定效應空間杜賓模型檢驗，根據表9中展示的檢驗結果，其中LR_chi2=45.76且Probgt;chi2=0.0000說明個體固定效應模型與雙向固定效應模型相比，雙向固定效應更優；LR_chi2=261.69且Probgt;chi2=0.0000說明時間固定效應模型與雙向固定效應模型相比，雙向固定效應模型更優，因此，本文選擇雙向固定的空間杜賓模型分析縣域現代流通體系對鄉村產業振興的空間溢出效應。

（二）變量說明與數據來源

1.被解釋變量：鄉村產業振興（industry），首先構建鄉村產業振興綜合評價指標體系，運用熵值法計算得到各地市鄉村產業振興發展水平，作為模型的被解釋變量。

在現有的研究成果中，關于鄉村產業振興的評價指標體系構建主要以農業發展的相關指標為主，如楊水根等（2023）從農業產業發展水平、農業產業融合支撐、農業產業融合水平三個方面著手，選取了包括農業生產、農業經營水平、農業與第二產業和第三產業融合的支撐、農業與第二產業和第三產業融合水平在內的6個三級指標以及32個四級指標［2］，李海央等（2023）在評價鄉村產業振興時主要選擇了衡量農業機械化程度、科技進步水平、農產品生產效率等方面的指標［14］。對于黑龍江省來說，目前的鄉村產業發展水平相對發達地區仍處于較低發展水平，農業是當前鄉村產業的主要部分，農業高質量發展是鄉村振興的重要內容，規模化、高效化、"機械化是現代農業發展的方向。

因此，本文結合已有的研究成果，將農業作為鄉村產業振興的主要衡量對象，從農業生產規模、效率、機械化水平三個角度建立了包括3個二級指標和15個"三級指標的鄉村產業振興的綜合評價指標體系。其中農業生產規模選擇農林牧漁業總產值和農作物總播種面積兩個指標，農業生產效率分別用糧食、油料、水產品、肉類奶類的人均產量和糧食、大豆、蔬菜類的單位面積產量來衡量，指標涵蓋了農業生產的各個行業；農業生產機械化水平則選擇農業機械總動力、農用收割機械總動力、農村用電量、有效灌溉面積、農村水庫容量來表示，農業機械總動力代表了整體機械應用規模，農用收割機械總動力代表了當前農業生產機械收割應用情況，農村用電量一定程度上反映了鄉村先進機械產品的應用程度，有效灌溉面積和水庫容量則體現了農業生產灌溉設施和蓄水設置質量，具體指標體系如表3所示，選取的所有指標均為正向指標。

參考楊水根（2023）等學者在評價鄉村產業體系時的研究方法，本文選用熵值法確定指標體系中各指標的權重后，通過計算得出黑龍江省各地市鄉村產業發展水平。熵值法是一種客觀賦權法，是對不確定性的度量，根據各項指標觀測值所提供的指標信息的大小和指標分散程度來確定指標權重，所提供的指標值之間的差距越大，該指標在評價中所起到的作用越大，若所提供的某一指標的值全部相等，則該指標在評價中不起任何作用，具體計算過程如下：

基于黑龍江省2004—2021年的數據，A={Xij}表示上述指標體系建立的數據矩陣，Xij代表所選擇m個指標，其中i表示年份，j表示指標類型，首先對數據進行標準化處理得到X′ij，由于所選指標均為正向指標，因此運用以下公式對數據進行標準化處理：

X′ij=Xij－min（Xj）max（Xj）－min（Xj）

其次，計算第i年份的指標在所有年份中所占的比重，得到Pij：

Pij=X′ij∑ni=1X′ij，0Pij1

由于計算信息熵時會用到lnPij，因此需要保證Pij大于0，這就要求用于計算Pij的X′ij的數據中不能等于0，因此對于經過標準化處理過后的X′ij中的0值進行平移變換，變換為0.0001，第j項指標的信息熵為：

ej=－1lnk∑ni=1PijlnPij，0ej1

其中，k為所選取的時間跨度。此時，所計算的ej的值與所包含的信息量成反比，ej的值越小，說明該指標所包含的信息越多，反之ej的值越大，表示該指標所包含的信息越多。因此，計算信息熵冗余度dj：

dj=1－ej，0dj1

最終得到指標的權重Wj：

Wj=dj∑mj=1dj，W1+W2+…+Wm=1

2.核心解釋變量：縣域現代流通體系發展水平（circulation），從流通主體、流通客體、流通渠道、流通環境四個維度出發，構建包括流通主體規模、流通客體規模、流通組織化程度、流通渠道便利程度、流通效率、基礎設施水平、政府支持力度、信息化水平、對外開放水平等在內的8個二級指標及15個三級指標的價指標體系，運用因子分析法對指標體系進行評價，最終得出各地市縣域現代流通體系整體發展水平。

3.控制變量：根據經濟發展實際和數據的可獲得性，選取4個控制變量。（1）政府對農業的財政支出（gov），用政府農林水事務財政支出來表示，反映政府對鄉村產業發展的支持力度；（2）鄉村就業情況（job），用鄉村從業人數表示；（3）鄉村教育水平（edu），用鄉村生師比的倒數表示，即普通中小學在校學生數與教職工數的比值的倒數；（4）鄉村居民收入情況（income）：用農村居民人均可支配收入表示。

本文基于2004—2021年黑龍江省各地市及縣域地區的面板數據對現代流通體系對鄉村產業振興的作用進行研究，數據主要來源于2005—2022年《黑龍江統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國縣域統計年鑒》，黑龍江省各地市統計年鑒及各地市和縣級市的統計公報等相關資料，對于特定指標對數據進行一定的計算得到，借助stata.17統計軟件進行分析，表4為所選變量的描述性統計。

三、實證結果分析

（一）縣域現代流通體系發展對鄉村產業振興作用分析

1.基準回歸

表5為基準回歸結果，其中列（1）和列（2）分別為不加控制變量和加入控制變量的個體固定效應回歸結果，縣域現代流通體系發展水平均在1%的水平下顯著為正，說明對于同一地市而言，隨著時間的推移，縣域現代流通體系發展能夠推動鄉村產業振興，并且鄉村教育水平在5%的顯著性水平下通過檢驗，反映了教育水平的提高能夠顯著促進鄉村產業振興發展；列（3）和列（4）分別為不加控制變量和加入控制變量的時間固定效應回歸結果，縣域現代流通體系發展水平均在1%的水平下顯著為正，說明在同一年份，縣域現代流通體系發展水平高的地區鄉村產業振興水平也高，反映了縣域現代流通體系發展對鄉村產業振興具有顯著的促進作用，并且鄉村就業情況和收入水平的系數均在1%的水平下顯著為正，說明鄉村就業人數增加、居民收入提高能夠顯著促進鄉村產業振興；列（5）和列（6）分別為不加控制變量和加入控制變量的個體固定和時間固定雙向效應的回歸結果，其縣域現代流通體系發展水平均在5%的顯著性水平下通過檢驗，且系數為正，說明縣域現代流通體系能夠推動鄉村產業振興的發展，并且鄉村就業情況和教育情況分別在10%和5%的水平下顯著為正，但在雙向固定效應回歸中鄉村收入水平的系數在5%的水平下顯著為負，說明在不同地市不同年份中，收入水平和鄉村產業振興發展呈現負向關系，可能的原因是鄉村經濟發展帶來居民收入的增長速度超過鄉村產業振興的發展速度，從而表現出收入水平與鄉村產業振興的負向關系。通過提高鄉村地區就業水平、教育水平和居民收入都有利于實現鄉村產業振興，同時，模型回歸結果顯示的政府農業支出對鄉村產業振興的作用并不顯著，可能的原因是當前政府對于鄉村產業的投資力度不足，應該繼續增加鄉村產業的財政支持，從而實現促進鄉村產業振興。

2.穩健性檢驗

發展鄉村產業是實現鄉村全面振興的重要根基，近年來，根據我國各地區鄉村發展中積累的寶貴經驗，發展農業與二、三產業融合是促進鄉村產業發展的重要途徑，根據劉輝（2023）等學者的研究成果，產業結構對鄉村產業振興的影響系數顯著為正，說明產業結構優化能夠有力推動鄉村產業振興，并且流通數字化能夠通過促進鄉村三產融合從而實現鄉村產業振興。

關于鄉村產業結構升級的測算方法，產業結構升級包括產業結構合理化與產業結構高級化，合理化是產業發展基礎，高級化是產業發展的方向，一般會將第三產業比重作為產業結構優化的標志，第三產業比重越大，表明經濟越偏向于高附加值的服務型經濟，第三產業比重越低，表明經濟越偏向于低附加值的農業經濟，因此，一些測算產業結構升級系數的方法會將第三產業的權重賦值為“3”，第一產業的權重賦值為“1”。但是對于鄉村地區來說，農業是基礎產業，鄉村產業振興仍應以農業現代化、高質量發展為主，有條件后逐漸轉向二、三產業。本文通過計算某一地區三次產業比重與三次產業分別相對于所觀測的所有地區該產業增加值的平均值的差異的乘積來表示該地區產業結構升級指數，具體計算公式為：

產業結構升級指數=∑[SX（]該產業增加值[]總增加值[SX）]×[SX（]該產業增加值-所有地區該產業增加值的平均值[]所有地區該產業增加值的平均值[SX）]

計算出的指數越大說明該地區的產業發展水平相對于所觀測地區的產業發展平均水平越高，產業結構發展水平更高。因此，用產業結構升級指數作為鄉村產業振興的評價指標，選擇黑龍江省66個縣和縣級市2004—2021年的面板數據，對上述結果進行穩健性分析。

基于上述普通面板模型，hausman檢驗結果顯示，χ2=76.63在1%的顯著性水平下通過檢驗，因此選擇固定效應面板模型進行分析。表6為縣域現代流通體系發展對鄉村產業振興作用穩健性回歸結果，其中列（1）和列（2）分別為不加控制變量和加入控制變量的個體固定效應回歸結果，縣域現代流通體系發展水平均在1%的水平下顯著為正，說明縣域現代流通體系發展能夠推動鄉村產業振興；列（3）和列（4）分別為不加控制變量和加入控制變量的時間固定效應回歸結果，其縣域現代流通體系發展水平均在1%的水平下顯著為正；列（5）和列（6）分別為不加控制變量和加入控制變量的個體固定和時間固定雙向效應的回歸結果，其縣域現代流通體系發展水平均在1%的顯著性水平下通過檢驗，且系數為正，說明縣域現代流通體系能夠推動鄉村產業振興的發展，這一回歸結果與將鄉村產業振興綜合評價指數作為鄉村產業振興衡量指標的回歸結果相一致，進一步證明了縣域現代流通體系對鄉村產業振興作用回歸結果的穩健性。

（二）縣域流通體系發展對鄉村產業振興的空間溢出效應

通過觀察測算出的黑龍江省產業振興綜合評價指數可以發現，其在2004—2021年間整體呈上升趨勢，并且對于經濟發展水平較高地區的縣域地區，其鄉村產業振興發展水平也更高，在地理位置上也呈現出顯著的關聯關系。本節從空間角度，探究縣域現代流通體系對鄉村產業振興的空間溢出效應。

1.鄉村產業振興空間相關性分析

空間相關性檢驗是進行空間計量分析的基礎，其第一個步驟就是構建空間權重矩陣，基于不同經濟原理和經濟視角研究問題時所構建的空間權重矩陣也是不同的［15］，由于黑龍江省鄉村產業振興與地區經濟發展水平具有較強的相關性，本文選擇經濟權重矩陣（Economic"Based"Weights"Matrix），是指選擇空間單元的某一經濟指標之間差的絕對值的倒數來構建。由于經濟發展的動態性，經濟指標往往會隨著時間而變化，為了消除偶然性因素對于所構建的空間權重矩陣的影響，一般會選擇該指標在一段時間內的算數平均值，本文選擇2004—2021年黑龍江省縣域地區的地區生產總值的算數平均值進行構建，經濟權重矩陣可表示為：

Wij=1Xi－Xj，i≠j0，=j

在上述權重矩陣中，空間單元i和j的經濟指標Xi與Xj的差距越小，所對應的Wij中的元素越大，代表經濟發展水平相近的兩個地區所表現的空間關聯性越強；經濟指標之間的差距越大，在空間權重矩陣中所體現的關聯性越小。"

空間相關性是變量在空間領域中存在的相互關系，一般通過構造特定的統計量來反映研究區域的自相關程度，如全局和局部Moran’s"I統計量、全局Geary’s"C統計量、全局Getis-Ord"G統計量等進行衡量，解釋某一現象的經濟地理聯系。全局Moran’s"I統計量的數值分布在［-1，1］之間，全局Moran’s"I為0表示隨機分布，即所研究空間單元無相關關系，越接近-1表示相鄰單位更趨向于分散，接近1表示相鄰單位更趨向于集聚，位于［0，1］之間是代表相鄰單位之間呈正相關的關系；反之位于［-1，0］之間時代表相鄰空間單位之間呈負相關關系；呈空間隨機分布。Moran’s"I從1到-1的變化反映了所研究空間單元從相鄰相似的正相關關系向相鄰相異的負相關關系的轉變。全局Geary’s"C與全局Moran’s"I類似，對空間數據的局部變異性更加敏感，數值分布在［0，2］之間，全局Geary’s"C為0表示完全正相關，為2表示完全負相關，越接近于0表示空間集聚作用越強。

其計算公式分別為：

Moran′s"I=n·∑ni=1∑nj=1Wij·（Xi－X-）（Xj－X-）∑ni=1∑nj=1Wij·∑ni=1（Xi－X-）2

Geary′s"I=（n－1）∑ni=1∑nj=1Cij（Xi－Xj）22（∑ni=1∑nj=1Cij）∑ni=1（Xi－X-）2

其中，Wij、Cij為空間權重矩陣，Xi與Xj分別表示不同地區i和j的鄉村產業振興綜合評價指數，X-為鄉村產業振興綜合評價指數的算數平均值。

表7為2004—2021年黑龍江省鄉村產業振興的全局Moran’s"I與Geary’s"C，從中可得，全局Moran’s"I均大于0且在10%的那個水平下通過檢驗，Geary’s"C均位于［0，1］之間，且在5%的顯著性水平下通過檢驗，二者均說明黑龍江省縣域地區鄉村產業振興存在顯著的正相關關系。結合圖2的變化趨勢，2004—2017年間，黑龍江省縣域地區鄉村產業的Moran’s"I呈現波動上升的趨勢，說明鄉村產業在經濟權重矩陣作用下表現出的集聚性不斷增強，2018年后，Moran’s"I呈下降趨勢，表示鄉村產業振興在經濟權重矩陣下表現出的集聚性減弱，可能的原因是2018年鄉村振興戰略開始實施，對于鄉村地區發展的重視程度提高，鄉村地區普遍得到較好的發展，鄉村產業受地區經濟發展的影響減小，因此在經濟權重矩陣下鄉村產業振興開始表現出分散的發展趨勢。

總的來說，全局Moran’s"I與Geary’s"C的結果均表明黑龍江省鄉村產業振興呈現顯著的空間相關性，能夠進行下一步的空間計量分析。

2.基準回歸結果

表8為縣域現代流通體系對鄉村產業振興作用的空間溢出效應回歸結果，列（1）—（4）分別為個體固定效應和時間固定效應在不加控制變量和引入控制變量的估計結果，其空間自相關系數均在1%的水平下通過檢驗，說明變量之間有自相關關系。其中無論是個體固定還是時間固定，現代流通體系的系數均在1%的水平下顯著為正，說明縣域現代流通體系對鄉村產業振興具有正向的促進作用，并且鄉村就業情況也在1%的水平下顯著為正，說明鄉村就業人數增加有利于推動鄉村產業振興；另外，在個體固定效應下，政府對農業的支出在10%的顯著性水平下通過檢驗，說明隨時間推移，政府對農業支出增加對鄉村產業振興具有正向的影響；在時間固定效應下，現代流通體系發展水平的空間滯后項在1%的水平下顯著為正，說明本地區現代流通體系的發展對經濟水平相近地區具有顯著的空間溢出效應，能夠帶動其他地區產業振興。

列（5）和列（6）分別為雙向固定下不加控制變量和引入控制變量的空間杜賓模型回歸結果，其空間自相關系數均在1%的水平下通過檢驗，變量之間的空間自相關關系顯著。兩個模型的核心解釋變量縣域現代流通體系發展水平均在1%的水平下顯著為正，說明縣域現代流通體系發展能夠促進實現鄉村產業振興；控制變量政府對農業的財政支出和鄉村就業水平也均在1%的水平下顯著為正，說明增加政府對農業的支出和推動鄉村剩余勞動力就業有利于促進實現鄉村產業振興。現代流通體系發展水平的空間滯后項系數為0.250，在10%的水平下顯著為正，說明一個地區現代流通體系的不斷完善能夠對鄉村產業振興產生顯著正向的空間溢出效應。根據溢出效應分解的結果，縣域現代流通體系發展對鄉村產業振興的直接效應和總效應均在1%的水平下顯著為正，反映了一個地區現代流通體系的不斷完善能夠對本地區鄉村產業振興產生顯著的溢出效應，但對于經濟相近地區的鄉村產業振興沒有表現出顯著的影響，產生這一結果的原因可能是當前黑龍江省現代流通體系發展水平比較低，沒有形成完善現代流通網絡，流通體系發展的作用局限在本身發展較好的地區，尚未能夠影響其他地區；或者是由于本文選擇的矩陣為經濟鄰接的權重矩陣，沒有將各縣域地區的地理位置納入模型中而產生的一定誤差，導致模型結果顯示為現代流通體系發展只表現出對本地區鄉村產業振興的直接效應。

3.穩健性檢驗

為了進一步驗證空間溢出效應，通過變量替換和數據替換的方式對縣域現代流通體系對鄉村產業振興的空間溢出效應進行穩健性檢驗。根據上文的計算，用2004—2021年黑龍江省66個縣域地區產業結構升級指數代表鄉村產業振興水平進行計量分析。首先檢驗縣域產業結構升級指數的空間相關性，LM檢驗的結果顯示產業結構升級指數的Moran’s"I"統計量在1%的水平下顯著，且LM-error和LM-lag均在1%的水平下顯著，進一步考察Robust"LM-error和Robust"LM-lag也都通過1%的顯著性水平的檢驗，這些結果表明鄉村產業結構升級具有顯著的空間相關關系，能夠進行空間計量分析。

通過LR檢驗和Wald檢驗來確定應該選擇何種模型具有更強的解釋能力，檢驗結果顯示限于篇幅，空間溢出效應穩健性分析圖表節略，留存備索。，LR檢驗的兩個卡方統計量的值分別為400.24和334.28，均在1%的水平下顯著，表示選擇空間杜賓模型比選擇空間自回歸模型和空間誤差模型具有更強的解釋能力；Wald檢驗的兩個卡方統計量分別為49.79和34.50，也在1%的水平下顯著，說明選擇空間杜賓模型要優于空間自回歸模型和空間誤差模型。因此，選擇空間杜賓模型對現代流通體系發展對鄉村產業振興的空間溢出效應進行穩健性檢驗。

Hausman檢驗結果顯示卡方的值為3.86，在5%的顯著性水平下通過檢驗，表明應該選擇固定效應的空間杜賓模型；進一步對時間固定、個體固定還是雙向固定效應進行檢驗，結果得出LR_chi2=-174.10未通過檢驗，說明個體固定效應模型要優于雙向固定效應模型；LR_chi2=1811.74，在1%的水平下通過檢驗，表示雙向固定效應模型優于時間固定效應模型，所以選擇個體固定的空間杜賓模型分析。根據結果，固定效應下現代流通體系發展水平的估計系數均在1%的水平下顯著為正，固定效應下表現出的現代流通體系空間滯后項顯著為負，進而分析其溢出效應，可以看出現代流通體系對鄉村產業結構升級的直接效應顯著為正，表明縣域現代流通體系建設對本地區鄉村產業結構升級具有顯著的溢出效應，此結論與上文中得出的結論相一致。

四、結論與政策建議

本文主要探討了縣域現代流通體系建設對鄉村產業振興的作用機理，并從空間角度分析縣域現代流通體系發展對鄉村產業振興的空間溢出效應。研究發現：（1）縣域現代流通體系能夠為鄉村產業發展注入新的活力，使得鄉村市場體系和物流體系不斷完善，鄉村地區逐漸形成完備的農產品和消費品流通網絡，流通業的數字化轉型拓展和深化了鄉村電子商務的發展，加速農業現代化進程，極大地降低了農業生產成本、暢通鄉村商品流通渠道、推動新技術應用和鄉村地區三產融合，從而推動鄉村產業振興。（2）以黑龍江為例，通過構建鄉村產業振興評價指標體系，運用熵值法計算各指標權重，綜合評價各地區鄉村產業振興水平，建立固定效應空間杜賓模型實證分析發現縣域現代流通體系發展對鄉村產業振興具有顯著的促進作用，同時，鄉村就業情況、教育水平和居民收入提高都能夠顯著推動鄉村產業振興；（3）從空間溢出角度，縣域現代流通體系發展對本地區鄉村產業振興具有顯著的正向溢出效應，對于相近地區的溢出效應并不顯著。

依據本文的研究結論提出以下政策建議：一是要加快完善縣域流通網絡，重點發展鄉村市場體系和物流體系，建立鄉村市場信息平臺，使鄉村生產主體能夠實時準確的了解產品市場信息，有效避免農產品生產時滯供需錯配，推動鄉村地區市場化體制改革；建立城鄉互通互聯的運輸網絡，形成高效的產品配送系統，降低產品配送中的損耗率。二是政府要重視對偏遠落后鄉村地區的扶持，增加農業產業的財政支出比重，針對不同地區的發展特點因地制宜制定發展規劃，指導鄉村地區產業結構調整，可以通過建立三產融合試點鄉村的方式推廣新的商業模式，為鄉村產業振興提供新路徑，促進不同發展水平的鄉村地區實現產業協調發展［16］。三是提高鄉村地區就業水平，鼓勵鄉村創業的發展，現代流通體系不斷完善為鄉村地區創造了新的就業機會和創業機會，有效提升了鄉村地區的創業活力，從而提高了鄉村居民收入水平，推動鄉村產業振興。四是積極推廣新技術應用，培養和引進農業復合型人才，拓展互聯網、物聯網、大數據等先進技術在農業領域的應用，鼓勵鄉村復合型人才立足農業生產實際，積極進行發明創造和實現技術成果轉化應用；普及先進農業生產設備，提高農業生產的現代化水平，結合現代流通體系的完善，不斷延長農業產業鏈，實現農業產業高質量發展。另外，發展縣域現代流通體系，推動鄉村產業振興，還需要大力實施招商引資，營造良好的市場環境和優惠的融資政策，緩解鄉村產業發展面臨的資金困境，擴大鄉村地區對外開放水平。

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County"Circulation"Systerm"to"Boost"Rural"Industry"Revitalization：Action"

Mechanism"and"Empirical"Study

ZHANG"Qia，QU"Shengenb

（Harbin"University"of"Commerce，"a.School"of"Marxism；b.Physical"Education"Institute，

Harbin"150028，China）

Abstract：""The"development"of"modern"circulation"system"has"injected"new"vitality"into"the"rural"market，"improved"the"infrastructure"andnbsp;business"network"in"rural"areas，"and"created"a"good"economic"environment"for"the"revitalization"of"rural"industries.Based"on"the"actual"development"of"county"economy"in"Heilongjiang"Province，"this"chapter"will"select"appropriate"indicators"to"build"an"evaluation"index"system"for"rural"industry"revitalization，"measure"the"level"of"rural"industry"revitalization，"further"establish"an"econometric"model"to"analyze"the"role"of"the"development"of"county"modern"circulation"system"on"rural"industry"revitalization，"and"study"the"spatial"spillover"effect"of"the"development"of"county"modern"circulation"system"on"rural"industry"revitalization"from"a"spatial"perspective.The"results"show"that"the"development"of"county"modern"circulation"system"has"a"significant"role"in"promoting"the"revitalization"of"rural"industry."Meanwhile，"the"increase"of"rural"employment，"education"level"and"residents’"income"can"significantly"promote"the"revitalization"of"rural"industry."From"the"perspective"of"spatial"spillover，"the"development"of"modern"circulation"system"at"county"level"in"Heilongjiang"Province"has"a"significant"positive"spillover"effect"on"the"revitalization"of"rural"industry"in"the"region，"while"the"spillover"effect"on"similar"regions"is"not"significant.

Key"words：modern"circulation"system；rural"industrial"revitalization；spatial"spillover"effect"

（責任編輯：鄒學慧）