內容摘要：本文利用2003-2011年我國30個省際面板數(shù)據(jù)對城鎮(zhèn)化與商貿流通業(yè)發(fā)展的關系進行分析。采用固定效應變系數(shù)模型對我國東、中、西部各省市城鎮(zhèn)化和商貿流通業(yè)之間的關系進行量化分析，得出兩者相互促進作用大致呈反比例關系的結論。最后提出相關政策建議。

　　關鍵詞：城市管理論文發(fā)表,城鎮(zhèn)化,商貿流通業(yè),變系數(shù)模型

　　隨著《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃(2014年-2020年)》的出臺，城鎮(zhèn)化已成為我國實現(xiàn)擴大內需、提高消費需求的根本路徑和動力。商貿流通業(yè)作為滿足消費需求的平臺和載體，與城鎮(zhèn)化進程密不可分。新一輪城鎮(zhèn)化建設對商貿流通業(yè)提出新的要求，為其發(fā)展提供更大的空間;反之，商貿流通業(yè)在推進城鎮(zhèn)化過程中起著重要的支撐作用。自2003年以來，我國城鎮(zhèn)化率年均提高1.34個百分點，商貿流通業(yè)GDP保持年均1.8個百分點的增長速度。但是，各省市城鎮(zhèn)化進程與商貿流通業(yè)發(fā)展存在著怎樣一種量化關系呢?它們之間的這種量化關系又存在什么差異呢?

　　我國有不少學者對城鎮(zhèn)化進程和流通業(yè)的發(fā)展關系進行相關研究。例如，晏維龍(2006)、朱發(fā)倉(2007)以及劉根榮(2010)等，但大多采用時間序列研究它們在某個時期的相互影響關系，較少采用全國面板數(shù)據(jù)分析兩者的互動關系，并缺乏對各省市間影響強度差異作對比分析。本文將運用Panel Data計量模型對我國30個省市在2003-2011年期間城鎮(zhèn)化與商貿流通業(yè)的相互關系展開研究。

　　Panel Data計量模型概述

　　Panel Data是采用個體、時間、指標等三維信息結構對時間序列數(shù)據(jù)和截面數(shù)據(jù)進行綜合分析的一種方法。通過采用合成數(shù)據(jù)研究變量間相互關系并預測其影響趨勢，該模型的一般形式為：

　　i=1，2，…，N，t=1，2，…，T (1)

　　其中，K是解釋變量個數(shù)，N是橫截面?zhèn)�體變量個數(shù)，T表示樣本觀測時期數(shù)，參數(shù)αi表示截距項，β1i，…，βki表示解釋變量的系數(shù)。

　　根據(jù)截距項和解釋變量系數(shù)不同的限制條件，通常將面板數(shù)據(jù)分為三種。第一種是混合回歸模型，即截距和解釋變量系數(shù)均相同，模型形式為：

　　i=1，2，…，N，t=1，2，…，T (2)

　　第二種是變截距模型，即截距項不同但解釋變量系數(shù)相同，模型的形式為：

　　i=1，2，…，N，t=1，2，…，T (3)

　　第三種是變系數(shù)模型，即截距項和解釋變量系數(shù)均不相同，模型的形式為：

　　i=1，2，…，N，t=1，2，…，T (4)

　　依據(jù)不同形式的個體影響，又將變截距模型和變系數(shù)模型分為固定效應模型和隨機效應模型。通常采用hausman檢驗對隨機效應和固定效應進行選擇。通過協(xié)方差分析法確定面板數(shù)據(jù)的模型形式，該方法需構造兩個F統(tǒng)計量F1和F2：

　　(5)

　　(6)

　　其中，S1、S2、S3分別表示變系數(shù)模型、變截距模型和混合模型的回歸殘差平方和，并提出如下兩個假設：

　　H1：β1=β2=…=βN

　　H2：α1=α2=…=αN，β1=β2=…=βN

　　模型形式檢驗過程是：先檢驗原假設H2，如果經計算得到的統(tǒng)計量F2的值小于給定顯著性水平下的相應臨界值，則不能拒絕原假設H2，選用混合回歸模型。否則，拒絕原假設H2，并繼續(xù)檢驗原假設H1，如果計算得到的F1值小于給定顯著性水平下的相應臨界值，則認為接受假設H1，采用變截距模型，否則采用變系數(shù)模型。

　　實證分析

　　(一)數(shù)據(jù)說明

　　本文采用2003-2011年全國30個省市的城鎮(zhèn)化率(UL)代表城鎮(zhèn)化水平;用批發(fā)和零售以及住宿和餐飲的國內生產總值(CGDP)代表商貿流通業(yè)水平。原始數(shù)據(jù)來源于2004-2012年《中國統(tǒng)計年鑒》，為消除異方差，分別對指標取對數(shù)，記作lnUL和lnCGDP。

　　(二)面板數(shù)據(jù)單位根檢驗

　　在進行協(xié)整檢驗之前運用Eviews6.0軟件對變量進行LLC、IPS、ADF、PP等方法的單位根檢驗，檢驗結果如表1所示。

　　由此可知，變量lnUL和lnCGDP都存在單位根，但二者的一階差分在5%的顯著性水平下拒絕存在單位根的假設，可見這兩個變量均為一階單整。

　　(三)面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗

　　通過單位根檢驗后，將采用EG方法進行變量之間的協(xié)整檢驗，分為以下兩步：

　　1.模型回歸估計。由于本文樣本數(shù)據(jù)是對自身進行推論，所以選擇固定效應模型。采用F檢驗確定模型形式，以lnUL為解釋變量，lnCGDP為被解釋變量，分別得到：S1=0.989，S2=3.125，S3=46.02，將K=1，T=9，N=30代入式(5)和(6)得到F1=15.64> F0.95(29，210)=0.598，F(xiàn)2=164.86>F0.95(58，210)=0.693，因此，采用變系數(shù)模型。同理，以 lnCGDP為解釋變量，以lnUL為被解釋變量時也采用變系數(shù)模型，建立固定效應變系數(shù)模型：

　　(7)

　　(8)

　　式(7)旨在研究城鎮(zhèn)化進程對商貿流通業(yè)的影響，系數(shù)βi代表城鎮(zhèn)化對商貿流通業(yè)的影響系數(shù);式(8)中系數(shù)β`i則代表商貿流通業(yè)對城鎮(zhèn)化的貢獻率。通過Eviews6.0得到固定效應變系數(shù)模型回歸結果，如表2所示。

　　由表3可知，變系數(shù)模型的R2均在0.99以上，說明城鎮(zhèn)化進程與商貿流通業(yè)發(fā)展水平很大程度上能夠相互解釋。D.W統(tǒng)計量都比較接近于2，表明殘差序列均不存在一階序列自相關。

　　從表2可以看出，城鎮(zhèn)化進程對商貿流通業(yè)的影響強度為：東部>中部>西部，即城鎮(zhèn)化率每提高1個百分點會使得東、中、西部商貿流通業(yè)GDP 分別增長10.9578、6.227、5.5905個百分點�？梢姡瑬|部地區(qū)城鎮(zhèn)化帶動商貿流通業(yè)的相對能力較強，可能的原因是東部地區(qū)商業(yè)設施較為完善，居民人均收入較高，消費潛力必然超過中西部地區(qū)。在東、中、西部各省市之間也存在一定差異。例如，在東部，城鎮(zhèn)化帶動最強的省市是北京和天津，它們有著較為獨特的地理位置，其次是上海和廣東等沿海城市。處于中部的黑龍江受城鎮(zhèn)化影響較大，這固然離不開黑龍江老工業(yè)基地的作用以及各種促進流通業(yè)發(fā)展的政策措施。而以四川、陜西等為代表的西部地區(qū)商貿流通業(yè)受城鎮(zhèn)化影響的敏感度較弱，其中一個原因是其本身的經濟基礎較差，商業(yè)網(wǎng)點布局不完善，但從另一方面說明西部商貿流通業(yè)受城鎮(zhèn)化推動有較大的提升空間。 　　相反，通過系數(shù)β`可以看到，商貿流通業(yè)對城鎮(zhèn)化的貢獻程度依次為：中部>西部>東部。即商貿流通業(yè)GDP每增長1個百分點能使東、中、西部的城鎮(zhèn)化率分別提高0.1121、0.1781、0.1688個百分點。由此可見，在中西部大力發(fā)展商貿流通業(yè)必然會推動其城鎮(zhèn)化進程。中部地區(qū)商貿流通業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化的推動作用之所以要略強于西部地區(qū)，主要是因為河南、湖北、安徽等中部省市均是人口大省，通過發(fā)展商貿流通業(yè)改變就業(yè)結構，使農民走向城鎮(zhèn)的作用更加明顯。在西部的廣西和甘肅等商貿流通業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化貢獻較大，原因可能是在少數(shù)民族地區(qū)，發(fā)展商貿流通業(yè)更能提高人民收入，促使人們向城鎮(zhèn)轉移。然而，位于東部的北京、天津、廣東等省市城鎮(zhèn)化進程受商貿流通業(yè)影響并不明顯，原因是這些省市的城鎮(zhèn)化已經達到較高水平，商貿流通業(yè)發(fā)展程度也幾乎達到極限，再靠商貿流通業(yè)推動城鎮(zhèn)化進程空間狹小。

　　2.模型回歸殘差的單位根檢驗。經過模型回歸估計后，對各截面回歸方程的殘差序列 uit、u`it進行單位根檢驗，其結果如表4所示。由此可見，模型回歸殘差的單位根檢驗的概率值均為零，則認為估計所得到的殘差序列uit、u`it是平穩(wěn)的，即序列l(wèi)nCGDP與lnUL之間存在協(xié)整關系。

　　結論與政策建議

　　通過以上分析，本文可以得到以下結論：我國的城鎮(zhèn)化進程與商貿流通業(yè)發(fā)展是相互促進的，但它們之間的相互促進作用大致呈反比例關系，即城鎮(zhèn)化對商貿流通業(yè)的帶動作用越大，那么商貿流通業(yè)對城鎮(zhèn)化的促進作用就越小，反之亦然。因此，針對上述研究，提出以下政策建議：

　　第一，抓住城鎮(zhèn)化機遇，完善城鎮(zhèn)商業(yè)網(wǎng)點布局，加快商貿流通業(yè)發(fā)展。在我國全面推進城鎮(zhèn)化建設中，充分發(fā)揮城鎮(zhèn)化對商貿流通業(yè)的帶動作用。例如加大對道路、交通等基礎設施的投入力度，加強對城鎮(zhèn)商業(yè)網(wǎng)點的規(guī)劃，包括社區(qū)商業(yè)網(wǎng)點的布局。針對城鎮(zhèn)化水平較為落后的中西部地區(qū)，可以通過城市群的建立，提升對商貿流通業(yè)的帶動力度，例如西南地區(qū)的成渝城市群。

　　第二，重視商貿流通發(fā)展，建立中西部商貿流通中心，推動城鎮(zhèn)化進程。分析結果顯示，中西部商貿流通業(yè)的發(fā)展能夠較大地推動城鎮(zhèn)化，與我國當前加強中西部新型城鎮(zhèn)化的戰(zhàn)略目標一致。作為先導產業(yè)的商貿流通業(yè)是綠色產業(yè)，能改善我國的就業(yè)結構，縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。因此，特別要加強重慶、安徽、甘肅、河南等中西部省市商貿流通業(yè)的發(fā)展。例如，建立以重慶為中心的西南商貿中心，出臺相關優(yōu)惠政策，重視以商貿流通業(yè)促進城鎮(zhèn)化的戰(zhàn)略路徑。

　　第三，加快農村流通體系建設，推進城鄉(xiāng)商品流通一體化，促進城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展。新型城鎮(zhèn)化的最終目的是要達到城鄉(xiāng)統(tǒng)籌，通過城市與農村商品交換，使農村居民享受城市商品，城市居民享用綠色農產品。因此，需要政府加大對農村流通體系建設的資金投入，包括加強對農村道路、市場以及信息化服務的投資，以實現(xiàn)城鄉(xiāng)商品流通一體化，使得我國城鎮(zhèn)化到達城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的效果。

　　參考文獻：

　　1.晏維龍.中國城市化對流通業(yè)發(fā)展影響的實證研究[J].財貿經濟，2006(3)

　　2.朱發(fā)倉，蘇為華.城市化水平對流通業(yè)發(fā)展影響Panel Data證據(jù)―兼與晏維龍教授商榷[J].財貿經濟，2007(2)

　　3.劉根榮，李欣欣.城市化與流通產業(yè)發(fā)展互動關系的實證分析[J].價格月刊，2010(9)

　　4.鄭勇軍.現(xiàn)代流通業(yè)發(fā)展與新型城鎮(zhèn)化―以浙江省為例[J].商業(yè)經濟與管理，2014(3)