我國城市化水平與商貿流通業的互動發展分析

宮彩娟

內容摘要：本文以我國城市化水平和商貿流通業產值建立向量自回歸（VAR）模型，定量分析我國城市化水平的提高對商貿流通業發展的影響。實證研究發現，我國城市化水平對商貿流通業的拉動響應大于商貿流通業對城市化水平的拉動響應，隨著時間滯后期數的增加，沖擊效應逐步減弱，最終趨向于0;我國城市化水平的提升對商貿流通業的發展貢獻程度，大于商貿流通業發展對城市化水平提升的貢獻，且城市化水平的提升對商貿流通業的發展貢獻度隨著滯后期數的增加而上升。

關鍵詞：城市化水平 ? 商貿流通業 ? VAR模型 ? 方差分解

引言

第三產業在其經濟體系中占據比重越來越大，商貿流通產業發展迅速。城市化水平的不斷提升完善了國家（地區）的基礎設施建設，為國家（地區）商貿流通業的發展提供了必要條件。朱傳沖（2006）對我國城市化與商貿流通業之間的關系進行定量分析，認為城市化水平提升一個百分點，商貿流通業產值提升27億元。通過對國內外城市化與商貿流通業關系的研究文獻分析，可以看出國內外的研究集中于定性分析，學者們普遍認為城市化與商貿流通業之間存在密切關系，二者相互促進，但是并沒有說明城市化以何種方式影響商貿流通業發展，對這種影響缺乏必要的計量?；诖?，本文以我國1995-2016年城市化水平和商貿流通業產值為依據，定量研究我國城市化發展對商貿流通業的影響，希望可以豐富國內外有關城市化與商貿流通業的研究文獻，并為我國政府制定商貿流通業發展政策提供一定的借鑒。

我國商貿流通業和城市化發展現狀

（一）商貿流通業發展現狀

第一，我國商貿流通業發展規模實現新跨越。2016年社會消費品零售總額30多萬億元，5年來平均增速達18.1%;生產資料銷售總額130萬億元，5年來平均增速達20.4%;批發零售、住宿、餐飲業營業額達8938.18億元，5年來平均增速達16.9%。第二，覆蓋城鄉的流通網絡初步形成。城市形成了以購物中心、倉儲式商店、超市、便利店、專業店等業態為支撐的城市流通體系;東部地區商貿流通業發展迅速，上海、寧波等城市人均商業面積達到發達國家水平;工業品下鄉和農產品進城雙向流通渠道初步形成，新的零售業態和經營方式由城市走向農村。第三，商貿流通業現代化初步顯現。2016年限額以上連鎖零售餐飲企業銷售額增加2.5萬億元，年均增長率達17.8%。第四，流通主體呈現多元化。在限額以上連鎖銷售企業銷售額中，國有及國有控股企業占據10.2%、集體企業占2.2%、外商及港澳臺投資占據16.3%、私營企業占6.1%、混合所有制企業占65.2%。

但是，我國商貿流通業發展也面臨許多問題。第一，流通業結構性矛盾突出，城鄉發展不平衡;第二，流通領域市場秩序混亂，缺乏相應的流通標準和質量標準;第三，商貿流通業現代化、信息化程度有待提升，距離發達國家仍有較大差距;第四，流通市場主體能力不足，流通領域經營主體企業360萬家，但是大型流通企業數量較少，規模以上企業數量僅占1%。

（二）我國城市化發展現狀

改革開放以來，伴隨著工業化的發展我國城市化經歷了一個低起點、速度快的發展過程。1978-2016年，我國城市化水平由17.91%增長到57.35%，年均增長1.038%。1978-1989年我國城市化水平增長較快，1989-1995年城市化水平增長緩慢，1990年甚至有所下降，但是1995年以后，我國城市化水平穩步上升，由1995年的29.04%逐步上升到2016年的57.35%，年均增長率為1.35%。在我國整體城市化水平不斷上升的同時，我國城市的數量由193個增加到658個。

計量模型分析

本文以我國城市化水平和商貿流通業產值建立向量自回歸（VAR）模型，定量分析我國城市化水平的提高對商貿流通業發展的影響。VAR模型由Sims在1980年提出的作為一種聯立方程模型。此后，VAR模型常用于時間序列的預測以及隨機擾動項對變量系統的影響。其基本表達式如方程1所示：

Yt=a1*Yt-1+a2*Yt-2+a3*Yt-3+…ap*Xp-1+b1*Xt-1+b2*Xt-2+…+bq*Xt-q+в ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（1）

其中，Yt為內生變量，Xt為外生變量，a1，a2，…，ap為內生變量的參數矩陣，b1，b2，…，bp為內生變量的參數矩陣，B為隨機擾動項。在VAR模型建立之前，必須要對時間序列進行平穩性檢驗，若平穩則可直接建立VAR模型，如果時間序列不平穩，若滿足協整關系，亦可建立VAR模型。

（一）實證數據的選擇與處理

本文采用商貿流通業的新增固定資產總值，表示我國商貿流通業的發展狀況，基于數據的可獲得性，使用交通運輸、倉儲和郵政業新增固定資產、批發和零售業新增固定資產、住宿和餐飲業新增固定資產加總得到商貿流通業固定資產增加總值，用ST表示。使用學術界普遍認可的城市人口與總人口的比例表示城市化發展水平，用CS表示。城市化水平（CS）和商貿流通業固定資產增加總值（ST）如表1所示。由于時間序列可能存在異方差性，故在下文計量分析之前，對我國商貿流通業固定資產增加總值和城市化水平取對數，結果分別使用LNST和LNCS表示。

（二）商貿流通業與城市化率的相關性分析

相關性分析是對時間序列之間相關關系程度進行分析，本文所選取的商貿流通業固定資產增加總值，是由交通運輸、倉儲和郵政業新增固定資產、住宿和餐飲業新增固定資產、批發和零售業新增固定資產加總得到，所以本文將此三個時間序列分別與我國城市化水平進行相關性分析。我國商貿流通業與城市化水平相關系數為0.863569;交通運輸、倉儲和郵政業與城市化水平相關系數為0.875783;批發和零售業與城市化水平相關系數為0.827645;住宿、餐飲業與城市化水平相關系數為0.873748。由此，可知我國商貿流通業與城市化水平有高度的相關關系，其中交通運輸、倉儲和郵政業、住宿和餐飲業與城市化水平相關度較高。

（三）變量的單位根檢驗

ADF檢驗存在的另一個問題是檢驗回歸中是否包含常數和線性趨勢，這主要通過時序圖觀察判斷，涉及三個模型表達式，如公式（2）、（3）、（4）所示。

零假設為：H0：δ=0，檢驗從方程（3）至方程（1）依次進行，直至拒絕原假設，即原始時間序列不存在單位根，該序列為平穩的時間序列，則檢驗終止。LNST、LNCS的單位根檢驗結果如表2所示。

由單位根檢驗結果可知LNST、LNCS的單位根分別為-0.148638、-2.552268，只有LNCS在5%的顯著水平下平穩，LNST在1%至10%的顯著水平下是非平穩的時間序列。對LNST、LNCS進行一階差分用DLNST、DLNCS表示，一階差分結果分別為-1.4555618、-13.96443，結果表明DLNST、DLNCS在1%的顯著水平下平穩，所以LNST、LNCS是一階單整序列，它們之間存在平穩的線性關系，需要對它們之間的關系進行進一步的協整分析。

（四）協整分析

協整檢驗可以分析時間序列之間是否存在穩定的長期關系，如果時間序列之間存在協整關系，那么序列之間的相互偏離不會太遠，即使因某種沖擊偏離了均衡位置也會在短時間內自動恢復到均衡位置?；貧w結果方程如式（5）所示：

LNST=4.401502*LNCS+12.8717 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（5）

（14.11507）（47.20147）

R2=0.908774 ? ? ? F=199.2353

設e1是方程（5）的殘差，對e1進行單位根檢驗。由殘差單位根檢驗結果可知，e1在5%的顯著水平下平穩，所以我國城市化水平和商貿流通業之間存在協整關系，R2=0.908774表明擬合效果顯著。根據方程（5），我國城市化水平上升一個百分點，我國商貿流通業固定資產總值增加4.401502億元。

（五）格蘭杰因果關系檢驗

LNST、LNCS之間具有協整關系，但是它們之間的格蘭杰因果關系還需要進一步檢驗，其原理如方程（6）和（7）所示：

通過對序列LNST和LNCS進行格蘭杰因果關系檢驗，其結果如表3所示。

表3的檢驗結果顯示，在顯著水平為1%的條件下，在滯后4期時，拒絕城市化水平提升不是商貿流通業增長的格蘭杰原因的原假設。同樣的，拒絕商貿流通業增長不是城市化水平提升的格蘭杰原因，因此我國商貿流通業發展與我國城市化水平提升互為格蘭杰因果關系。

（六）VAR模型構建及分析

VAR模型的建立。建立VAR模型要求時間序列必須是平穩的，本文對我國城市化水平以及商貿流通業固定資產增加總值進行的單位根檢驗表明，它們并不是平穩的時間序列，但是對它們進行一階差分之后得到了平穩的時間序列，所以本文使用城市化水平和商貿流通業固定資產增加總值的一階差分作為內生變量來建立VAR模型，并根據AIC和SC準則判斷VAR模型的滯后階數為1階，模型參數估計值和檢驗結果如表4所示。

由表4可以建立VAR模型的向量矩陣：

此矩陣表示我國城市化水平和商貿流通業固定資產增加總值的VAR向量模式，基于VAR模型的廣義脈沖響應函數和方差分解可以對變量沖擊的響應進行測算。

脈沖響應函數。脈沖響應函數用來衡量隨機擾動項的一個標準差對其它變量當前和未來運動趨勢的影響，它能夠比較直接的反應變量之間的動態交互作用和影響。對DLNCS和DLNST進行脈沖響應分析結果如圖1所示。

由圖1可知，我國城市化水平對自身的一個標準差信息的響應總體上呈下降趨勢，我國城市化水平對商貿流通業的當期響應程度為0，此后響應程度逐漸增加，在第2期時達到最大值，在2期以后響應程度逐漸減弱并且趨向于0。我國商貿流通業對自身的一個標準差信息的響應在當期較高，然后迅速下降，但是下降的速度在3期以后開始減弱，并且趨向于0，我國商貿流通業對城市化水平的當期響應程度最高，此后響應程度快速下降，但是在2期以后下降速度開始減緩。由此，可以得出我國城市化水平對商貿流通業的拉動響應大于商貿流通業對城市化水平的拉動響應，隨著時間滯后期數的增加，沖擊效應逐步減弱，最終為趨向于0。

結論與建議

實證研究得出以下結論：通過對數變化之后的城市化率和商貿流通業固定資產增加總值并不是平穩的時間序列，通過ADF檢驗得出城市化率和商貿流通業固定資產增加總值為一階差分平穩序列;通過協整分析發現，我國城市化水平與商貿流通業存在長期穩定的均衡關系，城市化水平提升1個百分點，我國商貿流通業固定資產總值增加4.401502億元;格蘭杰因果檢驗顯示，我國城市化水平和商貿流通業發展互為格蘭杰原因;在脈沖響應分析中發現，我國城市化水平對商貿流通業的拉動響應大于商貿流通業對城市化水平的拉動響應，隨著時間滯后期數的增加，沖擊效應逐步減弱，最終為趨向于0;基于方差分解得出，我國城市化水平的提升對商貿流通業的發展貢獻程度大于商貿流通業發展對城市化水平提升的貢獻，并且城市化水平的提升對商貿流通業的發展貢獻度隨著滯后期數的增加而上升。

通過實證研究，提出如下建議：為了保障我國商貿流通業持續穩定發展，必須注重城市基礎設施建設，不斷提升我國的城市化水平。首先，我國政府應該增加在城市建設方面的財政支出，完善城市公路、鐵路等交通運輸設施建設，為城市商貿流通業等各行業的發展提供良好的基礎條件。其次，注重商貿流通業與城市化的互動關系，著力建設現代商貿流通體系，以商貿流通業的發展帶動城市基礎設施的完善，以良好的城市服務體系吸引更多的優質商貿流通企業。最后，要注重農村地區流通體系建設，走區域城市化道路，建立合理而完善的周邊城鎮體系。

參考文獻：

1.張雪源.我國商貿流通業發展與城鎮化發展進程聯動性研究[J].商業經濟研究，2017（3）

2.魏群.工業化、城市化和城鄉商貿流通一體化研究[J].商業經濟研究，2016（23）

3.黃旭東.內涵式城市化建設視角下現代商貿流通業的發展研究[J].物流技術，2016，35（10）

4.張艷麗.關于工業化、城市化和城鄉商貿流通一體化的思考[J].商業經濟研究，2016（13）

5.趙憲敏.城鎮化與商貿流通體系發展的動態分析與對策[J].商業經濟研究，2015（36）

6.陳苡.我國城鎮化與商貿流通業的互動機理及協同發展探討[J].商業經濟研究，2015（9）

7.柳江，程銳.甘肅省城鎮化水平與商貿流通業發展研究[J].蘭州學刊，2014（11）

8.湯向俊，任保平.工業化、城市化和城鄉商貿流通一體化[J].經濟經緯，2014，31（3）

9.黎星池，韓小敏.我國商貿流通業與城鎮化關系的動態計量分析[J].經濟視角（上），2013（10）