商貿流通產業(yè)發(fā)展與城市化進程關系實證分析

■ 王國鋒 副教授 劉小娟 博士 邱 虹 博士生（1、北京大學光華管理學院 北京 1008712、電子科技大學經濟與管理學院成都 61171、重慶市對外經濟貿易委員會 重慶 00020、西南財經大學統(tǒng)計學院 成都 61171）

長三角地區(qū)城市化與流通業(yè)發(fā)展

（一）長三角地區(qū)城市化水平

1.總體水平。總體來看，長江三角洲地區(qū)是我國城市化水平最高的區(qū)域，且與全國的平均城市化水平正在逐漸拉大。長三角地區(qū)的城市化發(fā)展過程為：1990-1999年，是平穩(wěn)發(fā)展階段；2000-2006年是高速發(fā)展階段；2006年以后，長江三角洲的城市化進入瓶頸期。尤其是近年來，部分二線城市脫離區(qū)域發(fā)展狀況，盲目追求速度，一定程度上造成了區(qū)域城市體系的失調。因此在此背景下，研究城市化水平與商貿流通業(yè)的動態(tài)關系，對指導我國的城市化健康發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

2.各省市的城市化發(fā)展狀況。從1990年代開始，上海的城市化率就一直領先于江蘇、浙江兩省，并能早在2004年，上海的城市化水平已達到發(fā)達國家水平，每年的城市化環(huán)比增長速度約為3.3%。20世紀90年代是浙江省城市化的大力發(fā)展起始階段，浙江省主要依靠自主經商為主動力，在大城市周邊建立一批中小城市，完善和提高社會服務的功能。江蘇省主要依靠輕型制造業(yè)的迅速發(fā)展，吸引大量農村勞動力和城市勞動力到服務業(yè)領域就業(yè)，以此推動城市化的發(fā)展（陳海燕，2005）。

（二）長三角地區(qū)商貿流通業(yè)發(fā)展情況

長三角是我國經濟發(fā)展水平最高的區(qū)域，既是改革開放的前沿，也是我國經濟創(chuàng)新的“主戰(zhàn)場”。在三大產業(yè)中，以商貿流通業(yè)作為重要組成部分的第三產業(yè)對長三角的經濟社會發(fā)展起到了重要的影響作用。改革開放以來，長三角經濟迅速發(fā)展。上海作為我國經濟的龍頭，在全國都發(fā)揮著示范和帶頭作用，上海的經濟實力、政策環(huán)境以及地理優(yōu)勢都存在著較大的比較優(yōu)勢。2001年，上海市對長江三角洲商貿流通業(yè)的貢獻率就已經達到39.7%，隨后由于江蘇、浙江的迅速崛起，上海的商貿貢獻率有所下降。原因是上海市的產業(yè)發(fā)展較為粗放，產業(yè)涉及不夠精細，因此產業(yè)的資源配置效率受到了影響。江蘇省一直力推商貿流通體制改革，新型的流通方式不斷出現(xiàn)，商貿流通業(yè)對江蘇省的經濟貢獻度不斷增加。在浙江省，商貿流通業(yè)是經濟發(fā)展的先導產業(yè)，商貿流通業(yè)扮演著橋梁和紐帶的作用，推動了浙江省貿易流通多元化、市場化的進程。

實證研究

（一）面板數(shù)據(jù)模型介紹

面板數(shù)據(jù)模型的一般形式為：

其中xit為解釋變量，為l×k 向量，βit為k×l向量，k為解釋變量的數(shù)目，i為橫截面?zhèn)€數(shù)，t為時期（年），un為橫截面i在時間t 時的隨機擾動項。從式（1）可以看出，模型設定的形式決定了參數(shù)估計的有效性，建立正確模型的前提是確定一個正確的模型形式。面板數(shù)據(jù)模型一般主要有以下三種模型：

變系數(shù)模型。變系數(shù)模型中的參數(shù)不隨時間的變化而變化，即表示不存在橫截面的結構變化。變系數(shù)模型的形式為：

其中δ和β 都是個體時期常量，它們的取值不受時間影響，只受橫截面單元不同的影響。

變截距模型。變截距模型是指截距δ在不同橫截面上不同，它無法反映觀察到的橫截面?zhèn)€體上的差異，但這種差異不隨個體的變化而變化，是固定的。即個體間的差異只反映在截距項上，其形式為：

混合回歸模型?；旌匣貧w模型是指δt為常量，表示不存在橫截面的個體影響和結構變化，即變截距模型的截距和斜率都為常數(shù)，其模型形式為：

（二）模型建立與數(shù)據(jù)說明

1.模型形式的確定。本文建立下面兩類模型：

其中1代表的城市上海，2代表的城市是江蘇，3代表的城市是浙江，smz代表的是流通產業(yè)增加值，csh 代表的是城市化率。t-1表示該指標上一年的值，本文之所以設立一個滯后一期的變量，是考慮到指標不僅受外部因素的影響，同時也受自身發(fā)展的影響。

2.數(shù)據(jù)說明。本文選取的流通產業(yè)增加值只包括住宿業(yè)、餐飲業(yè)和批發(fā)零售業(yè)的增加值。流通產業(yè)的增加值來自江浙滬16個城市的商貿流通業(yè)的加總，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網站。本文用城市人口比重法來代表城市化率，其中城市人口和總人口數(shù)都來自于各地各年的統(tǒng)計年鑒。同時為了避免數(shù)據(jù)波動對實證產生影響，筆者將流通產業(yè)增加值進行對數(shù)化處理（馬龍龍，2005）。

（三）實證分析

1.確定固定效應模型。本文通過Stata軟件對數(shù)據(jù)進行hausman檢驗，輸出結果如表1所示。表中檢驗結果表明，在顯著性水平為5%時，拒絕了原假設，所以本文的面板數(shù)據(jù)模型采用固定效應模型。

2.確定變系數(shù)模型。通過F檢驗確定本文實證模型為變系數(shù)模型、變截距模型還是混合模型。通過F檢驗得：n=3，T=16，K=2。計算可以得到：F1=383.6597，F(xiàn)2=54.0593 。其對應顯著性水平為5%的相應臨界值是：F0.95（4,39）=3.13，F(xiàn)0.95（6,39）=2.75 。由于F1=383.6597 ＞F0.95（4,39）=3.13，所以拒絕模型為混合模型的假設。由于F2=54.0593 ＞F0.95（6,39）=2.75，所以拒絕模型為變截距模型的假設。因此本文采用的模型應該為固定效應變系數(shù)模型。

3.模型參數(shù)的估計。由于橫截面會經常遇到異方差和時間序列自相關問題。筆者采用似然不相關回歸方法對模型進行參數(shù)的估計。統(tǒng)計輸出結果如下：

第一組：

表1 Hausman 檢驗結果

表2 面板模型檢驗結果

表3 原數(shù)據(jù)的單位根檢驗

表4 二階差分的單位根檢驗

表5 Pedroni 面板協(xié)整檢驗

第二組：

面板模型檢驗結果如表2所示。

4.模型參數(shù)結果分析。第一組的檢驗結果方程可以得出：一座城市的城市化水平不僅與商貿流通產業(yè)具有高度的相關關系，同時也與上一年度的城市化水平高度相關。具體來看：江蘇省的流通產業(yè)增加值每增加1億元，其城市化率下降12.46%，上海市流通產業(yè)增加值每增加1億元，其城市化率下降8.03%。筆者分析這種狀況出現(xiàn)的原因是：我國實行的“戶籍制度”一定程度上影響了城市人口的遷移，造成城市人口統(tǒng)計存在失真現(xiàn)象，影響了城市化率；另外流通產業(yè)的迅速發(fā)展依賴于科學技術的廣泛應用，減少對工人數(shù)量的需求，也在一定程度上制約了城市化的進程。而浙江省的實證結果則表明浙江省流通產業(yè)發(fā)展對城市化率具有正向的影響，即流通產業(yè)增加值每增加1億元，城市化率提高0.04%。筆者認為浙江省主要依靠私營經濟，通過市場引導企業(yè)，吸引了大量勞動人口從事民營經濟，促進了浙江省城市化率的提高。

第二組的檢驗結果方程表明各省市的城市化率均無形中促進了各地商貿流通產業(yè)的發(fā)展。具體來看：江蘇省的城市化率每提高1%，其流通產業(yè)增加值增加0.002億元；上海市的城市化率每提高1%，其流通產業(yè)增加值增加0.25 億元；浙江省的城市化率每增加1%，流通產業(yè)增加值增加0.3031億元。

5.面板協(xié)整檢驗。首先進行面板單位根檢驗。通過eviews6.0軟件實現(xiàn)原數(shù)據(jù)的單位根檢驗，檢驗結果如表3所示。從表3中可以看出，在5%的顯著性水平下，原數(shù)據(jù)通過LLC檢驗和IPS檢驗，即接受存在單位根的假設；在5%的顯著性水平下，無法通過Hadri檢驗，即拒絕不存在單位根的原假設。所以，在5%的顯著性水平下，上述兩個序列都是非平穩(wěn)序列。從表4 二階差分的結果來看，LLC檢驗和IPS檢驗結果都表明原數(shù)據(jù)的二階差分序列是平穩(wěn)的。所以，可以確定在5%的顯著性水平下，原序列二階單整。

其次進行面板協(xié)整檢驗。本文采用Pedroni協(xié)整檢驗方法對兩個變量進行協(xié)整檢驗，檢驗結果如表5所示，從Pedroni面板協(xié)整檢驗可以看出，panel-v-statistic，panel-ADF-statistic，group-p-statistic，group-ADF-statistic四個統(tǒng)計量是顯著的。所以，在顯著性水平為10%時，統(tǒng)計變量拒絕變量之間不存在協(xié)整關系的原假設，即城市化與商貿流通產業(yè)存在著長期的協(xié)整關系（陳繼松，2014）。

結論

通過面板數(shù)據(jù)分析結果來看，雖然長三角地區(qū)城市化率與商貿流通產業(yè)增加值各自指標值的增長是非平穩(wěn)的，但長期內兩者之間存在著比較穩(wěn)定的協(xié)整關系。流通產業(yè)的發(fā)展為城市化進程創(chuàng)造力良好的條件，促進城市化的發(fā)展。同時城市化的發(fā)展也會對商貿流通產業(yè)的發(fā)展起到促進作用，兩者是相互作用的關系。

本文的實證結果表明，可以通過加快商貿流通產業(yè)的發(fā)展促進城市化的發(fā)展。因此我國中西部地區(qū)要想加快城市化的進程，必須合理發(fā)展商貿流通產業(yè)。因為從長三角地區(qū)的經驗來看，商貿流通產業(yè)發(fā)展制約勞動力進入城市，阻礙了勞動力的轉移，從而影響城市化的進程。同時城市化的推進也要在商貿流通業(yè)適度發(fā)展的前提下進行，否則容易造成城市居民缺少就業(yè)，制約城市化的進程。

在大力發(fā)展流通產業(yè)的前提下，應結合城市化進程的規(guī)劃，對流通產業(yè)的布局進行合理的安排。特別是在進行新城區(qū)規(guī)劃時，應充分考慮該地區(qū)商貿流通產業(yè)發(fā)展的潛力，切勿盲目進行新城區(qū)的規(guī)劃。另外在城市周圍可以積極布局衛(wèi)星鎮(zhèn)，作為城市化功能的補充，進而完善商貿流通網絡。

1.陳海燕.我國經濟增長與居民消費的面板協(xié)整檢驗[J].統(tǒng)計與決策，2013（9）

2.陳繼松.浙江城市化道路的實踐與對策[J].城市發(fā)展研究，2014（2）

3.馬龍龍.流通產業(yè)政策[M].清華大學出版社，2005