中国城市化与流通产业发展关系的动态计量分析，本文主要内容关键词为：产业发展论文,中国论文,化与论文,关系论文,动态论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
城市是社会分工的产物，其演进过程可以概括为：农业革命提高了农业劳动生产力，推动了农业生产的发展，为城市的出现奠定了物质基础；伴随着农业革命而发生的手工业与农业的社会分工使商品交换更加频繁和活跃，交换的商品品种越来越多、数量越大越大，再加上交换在时间上的经常化和地点上的固定化，导致原始集市的出现；而商人的出现和商业的产生，使集市固定化，进而演变为城市。由此可见，城市的发展与交换、流通的发展的确存在着某些必然的联系。
从我国的实际情况来看，在计划经济时期，由于国家采取了限制城市人口增长的政策，城市化的进程十分缓慢。与此同时，整个流通产业的发展也处于停滞的状态。在1960～1980年间，我国的城市化率不仅没有提高，反而由19.75%下降到19.39%。同期，我国流通产业的增加值由1960年的133.1亿元上升到1980年的213.6亿元，20年末翻一番。改革开放以来，流通产业取得了前所未有的发展。流通产业增加值从1980年的213.6亿元猛增到2003年的9238.1亿元。同时期城市化的进程大大加快，在1980～2003年，我国的城市化率由19.39%提高到40.53%，平均每年增加0.92个百分点。其中，1991～2003年城市化率提高了14.12个百分点，平均每年增加超过1个百分点。这些现象表明，在城市化与流通产业的发展之间客观上存在着某种内在的联系。那么这是一种怎样的内在联系呢?在中国的城市化与流通产业之间是怎样一种动态协调发展的规律呢?
对城市化和流通产业关系的研究，一般是从分工的角度论证城市的形成以及城市化对贸易和流通产业的作用。马克思说：“某一民族内部的分工，首先引起工商业劳动和农业的分离，从而也引起城乡的分离和城乡利益的对立”［1］。哈里斯(C.D.Harris，1943)在他著名的美国城市职能分类中列出了零售商业城市、批发商业城市、运输业城市等以流通活动为主要指标的城市类型(许学强，1997)［2］。巴顿(K.J.Button，1984)认为，农业和商业是城市形成的两条主要线索［3］。阿瑟·奥沙利文(A.O’Sullivan，2000)进一步明确指出：“地区的比较优势使地区间贸易变得有利可图，所以地区间贸易促进了市场城市的发展”［4］。这些都为研究中国城市化进程与流通产业发展的关系提供了很好的理论文献。
在我国，将中国城市化与流通产业发展结合起来的研究文献比较少，其中具有代表性的观点，如：谢朝斌(1995)认为，“城市化过程是现代商品流通发展与变革的直接推动力量，而现代商品流通发展与变革的过程也反过来构成城市化过程的基本内容”［5］。晏维龙等(2004)认为：“城市化与商品流通的发展有着密切的关系。一方面，城市化的进程对商品流通提出了更高的要求，为商品流通的发展提供了动力；另一方面，城市化的发展又为商品流通的发展提供了更广阔的市场空间，为商品流通的发展创造了条件”［6］。还有城市经济学类的著述等等涉及到城市商品流通问题。这些文献主要是从城市化促进流通产业发展或城市内流通规划的角度的研究，而不是流通发展对城市化的作用。
从研究方法上看，这些文献基本上是从定性分析的角度来研究这一问题，从定量分析的角度研究得并不充分。而且在他们的定量研究中所使用传统的回归方法值得商榷，因为这些分析是假定所使用的时间序列是平稳的。事实上，时间序列大多为非平稳序列，如果直接对非平稳时间序列进行回归分析，有可能是伪回归。而能够解决这一问题的是协整理论。
中国的城市化进程正在如火如荼地进行，在这一进程中有诸多问题有待于我们去研究。本文正是要运用协整理论、建立误差修正模型对中国城市化与流通产业发展之间的动态关系这一重大的理论与实践问题进行实证研究，并得出几点有价值的结论。
二、计量分析方法与实证数据的选择
为了检验经济体制变迁的影响，我们不仅要对1960年以来中国城市化与流通产业发展进行动态研究，而且还分改革开放前后进行比较研究。在指标设计上，城市化率采用理论界通用的城镇人口占总人口的比重，流通产业为GDP中“批发和零售贸易餐饮业”指标。用CH和LT分别表示1960～2003年的城市化水平和流通产业发展水平；用CH1和LT1分别表示1960年～1979年的城市化水平和流通产业发展水平，用CH2和LT2分别表示1980～2003年的城市化水平和流通产业发展水平。
因为当时间序列变量之间存在协整关系时，线性回归才具有现实意义。因此，本文首先采用ADF检验法分析变量的平稳性(滞后期的选择遵循AIC和SC最小的原则)，如果变量均为平稳的，则进一步进行回归分析；如果非平稳，则进一步采用EG两步法检验变量之间的协整关系；如果具有协整关系则建立误差修正模型(ECM)，并在此基础上分析它们的格兰杰因果关系。本文的所有检验都应用计量经济软件EV iews进行运算。进行实证研究所用原始数据来源于1960～2003年的《中国统计年鉴》和《中国人口统计年鉴》(见表1)。
表1 1960～2003年中国城市化率和流通产业
附图
资料来源：《中国统计年鉴》、《中国人口统计年鉴》1960～2003年。
三、实证研究
中国经济体制改革基本上将建国以来的中国经济分成改革前和改革后两种类型，因而这里对中国城市化与流通产业发展的动态关系研究分1960～2003年、1960～1979年和1980～2003年三种情况进行实证研究，这样可以考察不同经济体制背景下的城市化与流通产业之间的动态关系。
(一)城市化与流通产业动态关系实证研究；1960～2003年
1.变量的平稳性检验
这里用ADF检验法来检验CH和LT这两个时间序列究竟是否为平稳过程。检验结果如表2所示。在1%、5%和10%的显著水平下，LT序列和CH序列的ADF检验值都大于相应的临界值，因而LT和CH都是非平稳变量，所以不能直接对它们进行线性回归分析，而必须进一步做协整分析。
2.协整分析
这里采用协整检验的EG两步法。首先分别对序列LT和CH进行单整检验。检验结果(见表2)表明，一阶差分之后，序列△LT仍然非平稳，而序列△CH已是平稳的；二阶差分后的△2LT才是平稳的。可见，LT是二阶单整的即I(2)，而CH则是一阶单整的即I(1)。由于两个非平稳变量不是同阶单整的，因而二者并不存在协整关系。这说明，从1960～2003年的40多年的时间区间来看，中国的城市化与流通产业之间并不存在一种长期稳定协调发展的动态关系。
表2 变量LT和CH平稳性检验结果
附图
(二)城市化与流通产业动态关系实证研究：1960～1979年
1.变量的平稳性检验
基于表1中的数据资料对变量LT1和CH1的ADF检验结果如表3。由表3可知，两变量都是平稳的。可以对两变量进行回归分析。
表3 变量LT1和CH1平稳性检验结果
附图
2.回归分析
对LT1和CH1进行回归分析，得出两个回归模型如下：
CH1=18.06536174-0.00177299LT1
(30.24181)(-0.497700) R2=0.013575
LT1=296.5219982-7.656318443CH1
(1.083098)(-0.497700) R[2]=0.013575
从两个回归模型看，t检验不显著，R[2]值甚低，表明在我国改革开放之前，城市化进展与流通产业发展之间的相关性极不显著，方程的解释能力只有1.36%。可以说，在计划经济时期，由于采取了不重视城市化和限制商品流通的做法，因此，限制了城市化对流通产业发展所应有的作用，也限制了流通产业发展对于推进城市化进程的重要作用。流通产业规模的增加与城市化基本无关，两者之间缺少互动性。
(三)城市化与流通产业动态关系实证研究：1980～2003年
1.变量的平稳性检验
基于表1中的数据资料对变量LT2和CH2的ADF检验结果如表4。由表4可知，在1%、5%和10%的显著水平下，LT2序列和CH2序列的ADF检验值都大于相应的临界值，因而LT2和CH2都是非平稳变量，所以不能直接对它们进行线性回归分析，而必须进一步做协整分析。
2.协整分析
这里仍然采用协整检验的EG两步法。首先分别对序列LT2和CH2进行单整检验。检验结果(见表4)表明，一阶差分之后，两序列仍然非平稳；二阶差分后可以以95%的置信水平表现为平稳性。可以认为，两序列都是二阶单整的即I(2)。由于两个非平稳变量序列是同阶单整的，满足协整检验前提。第二步，对序列LT2和CH2进行普通最小二乘回归，并对模型估计残差序列e做单位根检验。根据AIC、SC最小原则的ADF检验结果如表5。由于检验统计量值-3.578092小于临界值，因此可以认为e为平稳序列。EG两步检验表明序列LT2和CH2具有协整关系。这说明，从1980～2003年，中国的城市化与流通产业之间存在一种长期稳定协调发展的动态关系。
表4 变量LT2和CH2平稳性检验结果
附图
表5 序列e的ADF检验结果
附图
3.变量的格兰杰因果关系检验
基于以上分析，这里进一步对变量进行格兰杰因果关系检验，以确定流通产业和城市化率之间到底是谁影响谁，还是互动性影响关系。由于格兰杰因果关系检验对滞后的阶数非常敏感，这里采用逐次调整滞后阶数以检验结果是否具有同一性的方法来确定二者的格兰杰因果关系，检验结果见表6。从表6可以看出，当滞后期从1调整到4时，拒绝第一个原假设LT2不是CH2的格兰杰原因“犯第一类错误的概率始终小于5%，而且小于拒绝第二个原假设CH2不是LT2的格兰杰原因“犯错误的概率；同时，拒绝第二个原假设犯第一类错误的概率始终大于5%。因此，至少在95%的置信水平下，我们可以做出拒绝第一个原假设同时不拒绝第二个原假设的决定。这说明流通产业是我国城市化率的格兰杰原因，但城市化率不是流通产业的格兰杰原因。这一结论与晏维龙等(2004)在没有进行格兰杰因果关系检验的情况下而认为城市化率影响流通产业的观点具有重大区别。
表6 变量的格兰杰因果关系检验结果
附图
4.协整方程与误差修正模型
以LT2为自变量、CH2为因变量采用OLS法建立协整方程：
CH2=21.61312+0.001934LT2
(50.61072)(20.79753)
R[2]=0.951599 F=432.5371
从检验结果看，变量显著性检验(t检验)、拟合优度检验(R[2]检验)及方程显著性检验(F检验)都非常显著。从方程看，当流通产业增长一个单位时，可推动城市化率提高0.001934个单位，具有正向影响作用，说明流通产业发展的确是中国城市化的重要原因。
协整方程表明了从长期均衡来看城市化率的变动受流通产业的影响。但二者之间的均衡关系从短期来看还是存在着一定的波动，这就需要建立误差修正模型。基于以上协整方程，用e表示协整回归式中的残差并作为均衡误差，建立误差修正模型(ECM)如下：
△CH2=0.7460164599+0.00042293△LT2-0.1565626867e[,t-1]
误差修正模型描述了均衡误差对城市化率短期动态的影响，误差修正项e[,t-1]的系数为负，符合相反修正机制。也就是说，上一期均衡误差对城市化率短期变动有显著影响：如果上一期城市化率偏低，本期城市化率就会相应调高；反之，若上一期城市化率偏高，本期城市化率就会调低，从而保证了城市化率和流通产业的关系不会明显偏离均衡状态。
四、基本结论与政策建议
基于以上的实证研究，可以得出如下几点基本结论：
中国的城市化与流通产业的关系受经济体制影响较大。改革开放前的计划经济体制下，二者相关性很弱；而在市场经济体制建立的过程中，二者表现出很强的相关关系。因此，深化市场取向的体制改革与制度变迁，特别是在我国欠发达地区，对于流通产业发展与城市化进程有着十分重大的意义。
从城市化率与流通产业发展的指标变动来看，尽管各自的增长是非平稳的，但是从长期来看，它们之间却构成长期稳定的均衡关系。虽然流通产业的短期波动会影响到城市化，但相反修正机制却保证了城市化率和流通产业的关系不会明显偏离均衡状态。
格兰杰因果检验表明，在中国改革开放的20余年中，是流通产业的发展加速了城市化进程而不是相反。张卫良(2004)在对英国社会的商业化历史进程研究中的一个重要发现是，“在16、17和18世纪，英国城市的成长与国内外商业贸易发展的轨迹是一致的，商业贸易发展快速，城市也就快速地扩张，商业贸易停滞或危机，那么城市的成长也就困难重重”［7］。这与我们对中国的研究结论是一致的。
以上这些结论有着重要的政策意义：
1.充分认识流通产业发展在城市化进程中的重要作用。政策制定者必须纠正思想中关于城市化的错误认识，把城市化简单地看作是城市人口的增加、只重视制造业的作用而忽视流通产业的作用等等，都是片面的。
2.在城市化进程中实行“流通先导”的战略。目前，无论是新城市的兴起、卫星城建设，还是大中城市的扩张，无论是经济发达地区还是欠发达地区，特别是中西部经济不发达地区，应当通过大力发展流通产业推进城市化进程。
3.在城市发展的总体规划中，应坚持流通主导的方针，按照流通产业的布局和流向来规划城市的建设，通过各种中心城市和小城镇建设，形成和完善我国的商品流通网络。特别是在新城镇的规划建设中，应该根据各地在市场中所处的位置，切实考虑到流通的需要，来决定城镇的规划和建设。
4.采取切实措施改善农村流通产业发展环境。利用城市商业推进农村的城镇化进程。亚当·斯密在《国富论》第三篇中专门以“第四章都市商业对农村改良的贡献”为题，分析了城市商业对于改善农村、农民、农业状态的重要作用。目前应特别重视农业生产资料流通和农产品流通的基础设施建设和组织化、制度化建设。
5.按照流通产业发展的客观规律采取切实可行的流通产业政策，推进流通产业升级。