導語：流通業發展中的農村經濟論文一文來源于網友上傳，不代表本站觀點，若需要原創文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

一、流通業促進農村經濟增長的作用途徑

理論上，流通業對農村經濟增長的促進作用主要表現為:引起農村經濟產值(GDP)的增加，拉動農村消費，帶動農村社會就業，提高農戶收入，加速農村產業結構的調整，促進城鎮化程度的提高，帶動農村固定資產投資。流通業作為生產和消費的中間環節，通過引致生產和消費的前向聯系和后向聯系，從而帶動農村的經濟增長。流通業對農村經濟產值最直接的貢獻就是農村流通產業所實現的產值，農村流通越發達，實現產值越多，對農村經濟的貢獻越大;此外，流通業還可通過影響農村消費，拉動內需，從而促進農村經濟增長。對農村消費者而言，流通業的發展規模、流通環境、流通體系和流通業態都會影響農村消費，流通規模的增長會提高農村居民消費的彈性系數，流通環境的優劣對農戶消費的支出成本和消費預期產生影響，完善的流通體系和新型的流通業態會對農村居民的消費意愿及消費熱情產生影響。流通業對農村就業增長影響可通過直接和間接兩條途徑，一是通過自身的發展吸納更多的人員就業。流通產業對從業人員的要求門檻較低，流通業規模的增長會帶來農村整體就業水平的進一步提升;二是通過產業的關聯效應促進其他產業就業。由流通業前后向關聯效應所引致的農村產業結構的整合、調整和優化，導致生產的擴大，使得整個產業結構的就業吸納功能得到增強。流通業發展除了通過提高農村就業率，增加農民的收入以外;還可通過流通業自身的功能提高農戶收入，好的流通基礎設施環境和健全的農村流通體系可以降低農副產品的流通成本，提高農副產品利潤空間，提高農戶收入，而且高效率的農村流通業將會使得農戶買到更多價廉物美的消費品，提高農戶的隱形收入。流通業通過對農村產業結構的調整和優化從而對農村經濟產生影響，流通業是高關聯性的基礎行業，農村流通業的充分發展，為農戶和商品生產者提供及時、有效的農副產品、生產資料和消費品的供求信息，改變不同生產者的計劃，使得農村各個產業做出調整，促進農村各產業之間的內部分工和相關產業的增長，刺激農村經濟增長。城鎮是農村和城市之間進行商品、農副產品、勞動力以及科技信息交換的主要中轉站，隨著農村流通業的發展，城鎮的規模得到發展壯大，促使農村人口向小城鎮轉移，從而帶動農村地區經濟的發展。最后，農村流通業的發展會加速產業的前后向關聯效應，會進一步加速農村道路建設、農產品加工企業及倉儲運輸等固定資產投資的增加，促進農村社會的經濟增長。上述是流通業對農村經濟的六種影響，其中前兩種影響可以直接用宏觀經濟變量或指標來描述，對農村經濟有直接的影響，筆者稱為直接影響。后四種影響屬于流通業的間接影響，它們不以宏觀經濟變量的直接反映，但能通過流通業的前后向關聯效應途徑推動農村經濟的增長，這里稱為間接影響。因此，流通業對農村經濟影響的機理模型可以表示為:GDP=F［Emp(LT)，Inc(LT)，Ind(LT)，Urb(LT)，Inv(LT)］，(1)其中，GDP、Emp、Inc、Ind、Urb和Inv分別表示農村經濟總產值、農村就業、農戶收入、農村產業結構、城鎮化和固定資產投資，LT表示農村流通業。上述經濟變量和流通業構成的子函數分別代表流通業對農村經濟的直接和間接影響，即流通業促進農村經濟增長的作用途徑見圖1。

二、指標選擇和數據來源

1.農村流通業指標本文所用的流通業包括批發、零售及餐飲業以及專門為商業服務的倉儲、交通運輸和郵政業。采用流通業從業人員總數(LT)作為農村流通業發展水平的變量;采用流通業固定資產投資(LTi)作為農村流通環境改善的變量。2.農村經濟發展的指標農村經濟總產值(GDP)用農業總產值和鄉鎮企業增加值之和表示，前者反映農林牧漁業的生產價值，后者包含了農村經濟中的手工業、制造業和建筑業等第二、第三產業的產值;為了分析流通業發展對農村其他產業就業的關聯影響，本文用農村從業人員總數減去農村流通業就業人數表示農村其他產業就業(Emp);農戶收入(Inc)用農村人均純收入表示，按農村常住人口平均計算的人均收入;用鄉鎮企業增加值與農業總產值之比表示農村產業結構(Ind);城鎮化(Urb)用城鎮人口與總人口的比例表示;用農村全社會固定資產投資額表示農村固定資產投資(Inv)，包括農村集體單位固定資產投資和農村居民個人固定資產投資兩部分，這主要是為了探討我國農村流通業的發展是否促進農村固定資產投資的增加。3.數據來源大部分數據來自我國各年的《中國統計年鑒》和《中國農村統計年鑒》，個別變量的數據來自《中國鄉鎮企業年鑒》和《中國固定資產投資統計年鑒》。為了消除價格因素對數據的影響，以1978年為基期，用GDP平減指數對有關數據進行調整。

三、流通業與農村經濟變量的典型相關分析

典型相關分析是多元統計分析中計算兩組變量之間相關系數的一種統計分析方法，有助于綜合地描述兩組變量之間的典型相關關系。為了挖掘農村流通業和農村經濟之間的關系信息，作為對兩者關系的理論研究和實證檢驗支撐，本文采用典型相關分析刻畫這兩組變量之間的相關關系。首先將兩組變量的原始數據標準化，然后利用SPSS11．5統計軟件得出相應的分析結果，結果見表1和表2。表1是從上述兩組變量中得到的典型變量的表達式和典型相關系數，其中U1和U2為流通業的第一、第二典型變量，它們對流通業變量的方差貢獻率分別為0．967和0．033;對農村經濟變量的方差貢獻率為0．785和0．154。V1和V2為農村經濟變量的第一、第二典型變量，它們對農村經濟變量的方差貢獻率分別為0．787和0．178;對流通業變量的方差貢獻率為0．965和0．029。即兩組變量中得出的典型變量對每組變量的方差累計貢獻率幾乎接近1，幾乎包含了兩組變量所有的信息，并反映兩組變量間的所有相關成分。表2為典型相關系數的顯著性檢驗。檢驗結果表明，在1%的顯著性水平下，拒絕典型相關系數為0的假設。從表1可知，第一典型相關系數為0．999，第二典型相關系數為0．931，幾乎接近于1，這表明兩對典型變量的關系非常密切，充分揭示了農村流通業與農村經濟之間有高度相關性。

四、流通業對農村經濟影響的實證檢驗

(一)SVAR模型構建

為了動態考察流通業發展對農村經濟影響的即期效應和滯后效應，根據式(1)，本文分別構建六個二元SVAR模型，每個模型含有的兩個變量為流通業發展水平和一個農村經濟變量(農村經濟總產值、農戶收入等)，其中采用流通業從業人員總數(LT)作為流通業發展水平的變量，基于SVAR模型的主要目的是考察流通業對農村經濟的影響關系，而不是決定變量的系數，所以本文認為采用流通業從業人數作為流通業發展水平的變量是合適的。

(二)實證結果

1．數據平穩性檢驗和模型的協整檢驗。在對VAR模型進行估計前，先對各個變量序列取自然對數，然后采用ADF和PP法對各變量序列及其一階差分序列進行平穩性檢驗，檢驗結果表明，在1%顯著性水平上，所有變量序列均是一階差分平穩，即都是一階單整I(1)(限于篇幅，檢驗結果略)。為了檢驗農村流通業和各個經濟變量之間是否存在長期均衡關系，采用JJ的跡檢驗和最大特征值檢驗法對流通業變量LT和其余各個經濟變量進行基于向量自回歸的協整檢驗(見表3)。檢驗結果顯示在5%的顯著性水平下都存在協整關系，這表明農村流通業和各個經濟變量之間都具有長期均衡關系和動態調整機制。

2．結構脈沖響應函數分析。在得到最佳滯后期數的穩定VAR模型后，通過對每個模型增加一個短期約束條件，使得每個SVAR模型滿足可識別條件，應用信息極大似然方法(FIML)估計得到每個SVAR模型的所有結構參數，結果表明，每個結構參數在顯著性水平1%下都是顯著的(限于篇幅，結果略)，從而得到流通業對每個經濟變量的結構脈沖圖(見圖2—圖7)。因本文重點分析流通業對農村經濟的影響，所以本文沒有給出相應的農村經濟變量對流通業影響的結構脈沖圖。在下面各個脈沖圖中，實線表示脈沖響應函數，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶;縱軸表示各個經濟變量對流通業沖擊后的反應，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數，單位為年份。從圖2可以看出，農村流通業沖擊在當期(第一年)就對農村經濟總產值產生顯著的正效應，這種正效應在第四年達到最大，從第五年開始逐步下降，一直到趨向于0，中間雖有小幅波動，但在大部分年份，影響效應都大于0。這表明流通業對農村經濟增長的影響是明顯的，與理論上分析是一致的。

農村其他產業就業人數對流通業沖擊的響應是逆向的，這表明我國農村流通業發展并沒有促進農村其他產業的就業增長。事實上，這與許多文獻通過采用流通業的某一個指標(例如商品批發、零售總產值或流通業從業人數等)和就業總量(包含流通業就業人數)進行實證分析得到的“流通業發展促進就業增長”的結論并不矛盾。理論上，流通業促進就業增長的兩條途徑為自身吸納和前后向效應的關聯吸納，前者是目前大部分文獻采用的論證方法，本文實證針對的是第二種途徑，從圖3的農村其他產業就業響應曲線與0刻度線下面的距離越來越大來看，圖3揭示了我國農村流通業只能通過自身的發展吸納農村就業，通過關聯效應促進其他產業的就業效果微乎其微，從另一角度也說明我國農村就業結構非常單一。我國流通業發展對農村其他產業產生的影響效應，還可從圖5得到印證，圖5表明，我國農村產業結構對流通業沖擊的響應幾乎為0，即產業結構的響應曲線在前9期幾乎和0標準線重合。許多的理論和實證研究表明，流通業的發展會促進產業結構的優化和調整，但對我國農村而言，流通業的發展對我國農村產業結構沒有起到優化和調整的作用。結合圖3，也正因為流通業對農村產業結構沒有起到關聯性的影響作用，所以對其他產業的就業增長沒有促進作用。對圖3和圖5的結論而言，筆者認為，與我國的城市相比，我國農村流通產業基礎較為薄弱，流通業增加值小、流通組織結構層次低、流通經營方式單一、流通體系滯后、流通網店分布不合理以及流通信息化程度不高等因素使得具有“先導性”和“高關聯性”的流通產業沒有對農村其他產業發揮出“導向性”和“關聯性”功能。此外，農村經濟落后也是導致流通業“關聯性”在農村失效的另一個原因，事實上，流通業對地區的產業結構產生“關聯性”作用，還得依靠當地經濟發展水平的支持。正如許多文獻中所得結論一樣，流通業對地區產業結構的影響效果與該地區的經濟水平有正相關。

流通業的變動迅速引起農戶收入的提高。并在第四年達到最大，然后迅速下降，并從第六年恢復平穩，并在0標準線上下波動，變化幅度并不大。這與理論上的分析是一致的。這也表明，農村流通業可以通過促進農村就業率的快速增長和農村商品、農副產品的高效流通，從而提高農戶的收入水平。圖6顯示，流通業沖擊在第一年就開始影響城鎮化，在第四年影響程度最大，且保持較大正效應的時間很長。這表明流通業發展對促進城鎮化進程有著深遠的影響。與許多文獻的結論是一致的，即農村流通業發展與城鎮化進程存在不可分割的長期正向關系，是發展農村經濟的一個非常重要的因素。這對我國十八大后提出的推進新型城鎮化進程、促進農民收入和消費的增加等戰略具有重大的意義。從圖7可以看出，流通業的沖擊從第二年開始就引起農村全社會固定資產投資有正向的反應，在第四、第五年達到最大，并且保持較長的正響應。由此可見，進入農村的流通業能引起農村全社會固定資產的增加，拓寬了農村社會固定資產投資渠道，促進農村經濟的增長。至此，農村流通業可通過直接效應和間接效應對農村經濟增長產生影響。在直接效應上，通過提升農村經濟總產值以及自身發展吸納更多農村勞動力就業等方面影響農村經濟增長;在間接效應上，通過提高農戶收入水平、加速農村城鎮化進程以及拉動農村全社會固定資產投資等方式推動農村經濟增長。對圖2和圖4、圖6、圖7進行比較，圖2可以看作是農村經濟對流通業綜合影響的反應過程，這其中既有流通業的直接影響過程，也有流通業通過作用于農戶收入、城鎮化和固定資產投資等途徑而影響農村經濟的間接過程。值得一提的是，農戶收入、城鎮化和固定資產投資對流通業沖擊響應最大時滯期平均長度約為第四年，這個時滯長度與圖2中農村經濟總產值對流通業沖擊響應的最大時滯期大約相同，這揭示了流通業作為高關聯性的基礎行業對我國農村經濟增長的影響有明顯的時滯性，在中長期顯著而持久。

五、結論和啟示

通過對流通業影響農村經濟途徑的理論梳理，本文采用典型相關分析和結構向量自回歸橫型(SVAR)實證檢驗了流通業對農村經濟的直接和間接影響，結果顯示:首先，流通業發展與農村經濟增長高度相關，兩者具有長期均衡關系和動態調整機制，流通業是影響我國農村經濟增長的重要因素。第二，作為先導行業的流通業，既可通過自身增長直接促進農村經濟總產值和就業增長的增加，也可通過提高農戶收入、推動城鎮化和拉動農村固定資產投資等間接方式促進農村經濟增長。第三，我國農村就業結構比較單一，農村流通業仍是吸納我國農村就業的主要行業。流通業的發展并沒有促進其他產業的就業增長。第四，作為高關聯的基礎產業，因農村經濟水平和流通業的落后，使得流通業對農村的產業結構沒有產生關聯效應。最后，流通業對農村經濟的促進作用不僅在當期發生，也在滯后期發生，流通業發展對農村經濟的綜合影響大約在滯后第四年最為顯著。根據以上結論，我們有如下的啟示:第一，應大力發展農村流通業，促進流通業與農村經濟增長的互動發展。流通業發展和農村經濟增長是密切相關的，流通業發展會通過加速城鎮化進程和拉動農村全社會固定資產投資的方式促進農村經濟增長水平，反過來，農村經濟增長也會促進流通業對經濟影響的關聯效應。第二，調整農村流通業結構，促進農村流通業及農村相關產業結構的良性演變。優化農村流通組織、健全農村流通體系以及推動農村流通業的多種經營方式，這樣才能發揮農村流通業市場配置資源的基礎性作用，促進流通業影響力的體制環境和政策環境的改善，使得流通業能有效地推動農村產業結構的優化和發展，吸納更多的勞動力就業，促進農村經濟的發展。第三，借助流通業的作用加快我國農村城鎮化進程。農村流通業發展對我國農村城鎮化進程的促進作用非常明顯，應加強對農村流通業發展方向的引導，使其發揮積極作用加速我國城鎮化進程，促進農村經濟增長。

作者：吳學品1，2李駿陽2工作單位：1.海南大學經濟與管理學院2.上海大學經濟學院