城市化与商贸流通业发展关系的统计分析

摘 要：城市化与商贸流通业发展关系历年来是各大领域的研究重点，但是以往的研究往往都是偏向于定性的研究，定量研究方法较少。本文将从定量研究的角度出发，将我国1993年到2013年城市化与商贸流通业的发展水平作为研究对象，使用协整检验、误差修正模型等方法对城市化与商贸流通业发展之间的关系进行统计分析，并在实证基础之上提出城市化与商贸流通业发展相互促进的启示建议。

关键词：城市化；商贸流通业；统计分析

一、城市化与商贸流通业相关理论概述

城市化（urbanization/urbanisation）在很多研究中也会被不同领域的学者称之为城镇化、都市化，总的来说指的是从农业为主的乡村社会转变为服务业、工业等为主的城市社会的一个发展过程。这个城市化发展过程包含了人口职业的变化、土地资源的变化以及产业结构的变化等，不同的学科以及不同领域对城市化有着不同的见解。

对于商贸流通业，不同的学者也有不同的见解，人们对商贸流通业的内涵分析也有所不同。林文益教授指出流通产业是流通领域中各种类型的部门（比如说商业、仓储业、金融业、保险业以及贸易业等），张绪昌教授指出流通产业主要包含了流通信息业、仓储业、流通加工业、流通科技业以及与流通相关的一些行业等。这些学者都从不同的研究视角出发对商贸流通业定义提出了不同的内涵见解。本文在综合前人对商贸流通业的内涵研究分析，指出服务于整个社会生活、经济生产的信息流以及资金流的是无形产品，与有形物流以及有形商贸有着一定的差别，这些不应该在商贸流通行业的范畴之内，劳动、土地等一些生产要素类型的流通也是商贸流通产业之外的，因此与上述分析相符，商贸流通业指的是包含物流业、流通业（比如一些从事零售业、批发业、运输业以及综合物流服务业，还应该包含餐饮业以及住宿业等。在这个基础之上本文结合商贸流通业的涉及范畴，并考虑到相关数据的可获得性，将运用批发业、餐饮业、零售业以及住宿业来对商贸流通业的水平进行衡量。

国内当前已经有诸多的文献对城市化与商贸流通业发展关系进行了一系列的分析研究，但是多数的研究主要是定性和理论方面的研究，所使用的实证分析方法不多，由于缺乏数据的支撑导致各个研究学者对城市化与商贸流通业发展关系的分析存在着一定程度的分歧，因此也难以在社会经济发展过程中得到良好的运用。与此同时，在分析方法方面还存在着诸多的不足：一是一些直接使用非平稳的时间序列进行因果关系检验、回归分析等，这样容易出现伪回归问题，本文将使用取对数、差分的方法将异方差剔除，从而有效避免伪回归问题的出现；二是在使用Granger因果关系检验的时候选择不同类型的滞后阶数容易出现不同的结果，本文将使用SCI合理确定滞后期。综上所述，本文将通过协整检验、误差修正模型等统计方法对城市化与商贸流通业发展关系进行相应的实证分析。

二、我国城市化与商贸流通业发展关系的实证分析

1.数据说明

针对城市化的内涵定义，本文将采用城镇化率来对我国城市化水平进行相应的衡量，用UR表示，运用批发业、餐饮业、零售业以及住宿业综合GDP来对商贸流通业的水平进行衡量，用CGDP表示。用LnUR、LnCGDP来表示城市化水平与对商贸流通业水平原数的对数，达到实现异方差剔除的效果，本文将使用EVIEW，采用1993年到2013年的数据对我国城市化与商贸流通业发展关系进行相应的实证分析。

2.数据处理

（1）样本数据的序列平稳性检验。首先应该确保样本数据序列是平稳的才能进一步进行格兰杰因果关系检验。本文将使用ADF检验对样本数据原数的对数进行序列平稳性检验，得到序列平稳性检验结果如表1所示。序列LnUR和LnCGDP二阶差分T值都小于相应的百分之五显著水平，因此可以知道LnUR和LnCGDP二阶差分都是平稳的。

（2）样本数据的格兰杰因果关系检验。研究我国城市化与商贸流通业发展之间的关系，首先需要从定性的角度出发进行分析，确定我国城市化与商贸流通业发展之间的因果关系及方向问题，然后再进行相应的定量分析。因此需要对序列LnUR和LnCGDP进行格兰杰因果关系检验，假设需要检验X与Y的因果关系及方向，可以构建如下检验方程：

（1）

（2）

由于检验模型中使用不同的滞后长度会出现不同结果，因此本文使用SCI确定数据的最优滞后期，可以得出在百分之五的显著水平之下，我国城市化引起商贸流通业发展，在百分之十的显著水平之下，我国商贸流通业发展是城市化发展的格兰杰原因，我国城市化与商贸流通业发展二者在不同的情况之下是互为因果关系的。

3.我国城市化与商贸流通业发展关系的实证分析

（1）协整检验。要判断两个变量之间是否存在一定时期的均衡关系可以通过协整检验的方法来进行确定。一般情况之下可以使用EG两部法和Johansen两种方法来进行相应的协整检验，本文将使用EG两部法对LnUR和LnCGDP进行相应的协整检验。第一步是对LnUR和LnCGDP的单位根进行检验，从表1的分析结果中可以知道序列LnUR和LnCGDP是同阶单整的，因此可以对序列LnUR和LnCGDP进行进一步的协整检验。第二步是对序列LnUR和LnCGDP进行回归分析，然后对相应的模型估计残差进行单位根检验，构建相应的OLS模型如下所示：

（3）

（4）

得到回归残差：

（5）

（6）

最后得到相应的回归方程：

lnUR=1.37+0.24lnCGDP （7），其中T=（13.41）（21.99），R2=0.96，F=483.55，P=0.00；

lnCGDP=-5.17+4.03lnUR （8），其中T=（-7.8）（21.99），R2=0.96，F=483.55，P=0.00

从上述检验结果可以知道序列的拟合优度、回归方程的显著性检验都是较为显著的，有上述方程可以知道商贸流通业每增长一个百分点就可以促进城市化水平提升0.24个百分点；反之，城市化水平每增长一个百分点就可以促进商贸流通业提升4.05个百分点；我国城市化与商贸流通业发展之间存在着相互促进的因果关系。

在上述统计分析基础之上可以使用ADF检验对模型估计残差序列u进行相应的单位根检验，检验结果如表2所示，从检验结果可以知道序列u的ADF检验t值都小于百分之五，因此ut1和ut2都是平稳的，序列LnUR和LnCGDP具有协整关系。

（2）误差修正模型分析。上述协整方程表明从1993年到2013年以来，我国城市化水平和商贸流通业之间存在着长期稳定动态关系，需要通过构建误差修正模型分析我国城市化水平和商贸流通业之间的短期均衡关系。在上述协整方程基础之上可以构建ECM方程如下：

（9）

（10）

其中

，

最终得出误差修正模型：

（11）

（12）

上述误差修正模型说明了在短期均衡影响之下，和系数都是比零小的，符合相反修正机制，从模型11中可以知道上一期城市化水平与长期均衡关系偏离了，本期将以-0.087的速度进行修正调整，从而进一步回到了长期均衡状态。由此可以知道短期范围内，我国商贸流通业每增加一个百分点将促进城市化水平提升0.089个百分点；城市化水平提升一个百分点将拉动商贸流通业提升2.202个百分点，与长期均衡水平相比影响力度较小。

三、小结及启示

通过上述实证分析可以知道，我国在1993年到2013年期间，我国的城市化水平和商贸流通业之间存在着双向促进影响的动态关系。商贸流通业的发展可以进一步推进我国城市化水平的进程，是我国城市化水平提升的关键影响因素；我国城市化水平的提升可以给商贸流通业带来大量的人才队伍和市场需求。从本文研究结果可以知道，在长期动态均衡关系中，商贸流通业每增长一个百分点就可以促进城市化水平提升0.24个百分点，说明当前我国商贸流通业对城市化水平的提升有着越来越重要的推进作用；反之，城市化水平每增长一个百分点就可以促进商贸流通业提升4.05个百分点，说明当前我国城市化水平的提升对商贸流通业的发展有着越来越重要的推进作用，由此可以知道我国城市化水平对商贸流通业的促进空间越来越大，可以给商贸流通业的发展带来崭新的发展机遇和拓展平台。基于上述结论可以从如下几个方面提出相关建议：

一是充分利用城市化发展的优势条件拉动市场内需，积极响应十的报告，运用城市化发展的潜力进一步推动我国市场内需的增加，为我国商贸流通业的发展提供广阔的国内市场。从统计数据可以知道当城市化水平提升百分之一的时候可以带动1300万农村人口转移到城市社会经济生活中，这些农村转移人口可以为商贸流通业发展开拓广大的消费市场。因此在促进城市化发展的过程之中，应该科学统一规划商贸流通市场空间，对不同类型、不同级别的商贸区进行服务功能完善，拓展与城市化进程中各大城镇交界点之间的商贸区服务，促进城市化进程与商贸流通业的共同发展。

二是全力促进我国商贸流通业的发展，进一步增强商贸流通业对城市化的推动作用。在充分利用我国内需市场带动我国经济长期发展的战略背景之下，商贸流通业在促进我国城市化发展速度以及产业结构调整等方面发挥着重要的作用。因此首先应该充分意识到商贸流通业对城市化发展的基础性作用和先导性作用，积极调整商贸流通业发展结构，实现经营模式和业态发展的创新，引导商贸流通行业之中连锁经营、电子商务以及物流配送等各个方面现代先进商贸流通行业新兴业态的发展；进一步加快我国农村商贸流通体系的构建，在提升农民生产效率的同时缩小城乡差距，加强城市消费品、农产品之间的对接流通，最大限度地推进城市化的健康发展。

参考文献：

[1]任保平.中国商贸流通业发展方式的评价及其转变的路径分析[J].商业经济与管理，2012，（08）：112-113.

[2]王勇.西部商贸流通业发展内部差异及其影响因素分析[D].重庆工商大学，2012.