本文基于乡村振兴战略的背景下, 在分析我国流通产业发展现状的基础上, 采用省级面板数据的实证研究方式, 就我国流通产业发展支持乡村振兴的影响机制及其对不同地区乡村振兴发展的差异性进行了研究。结果表明：流通产业发展对乡村振兴具有显著的正向促进作用, 且流通产业发展与乡村振兴发展之间互为因果关系;流通产业发展对不同地区的乡村振兴的影响具有显著差异性;流通产业发展对乡村振兴发展指数的五个不同维度的影响效应也存在显著差异性。
党的十九大报告指出, 我国社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾, 这种矛盾在城乡二元发展方面特别突出, 成为制约我国全面建成高品质小康社会的重要梗阻。在此背景下, 党中央和国务院提出乡村振兴战略, 旨在顺应人民对美好生活向往的内在诉求。经过几年来乡村振兴战略的实施, 虽然现已取得了一定的成效, 但我国各地区乡村振兴的发展程度到底如何?是否存在显著的地方差异性?如果确实存在显著的地方差异性, 又该采取什么样的措施予以应对?这些问题仍未解答。进一步地, 流通产业作为国民经济发展的重要战略性产业, 对我国城镇居民生活水平的提升和消费升级起到了积极的作用。那么, 流通产业发展对农村居民收入水平和消费水平的提升是否也起到积极推动作用?流通产业发展对推动我国乡村振兴战略的实施, 尤其是在推动乡村居民消费、拓宽乡村产业发展渠道、运输渠道和农业产业化经营和发展方面是否同样存在积极作用?本文基于乡村振兴战略的背景下, 将乡村振兴发展划分产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效和生活富裕五个维度, 以研究并理清流通产业的发展对乡村振兴的影响作用、流通产业与乡村振兴发展之间存在的关系、流通产业发展对乡村振兴发展五个不同维度的影响效应, 这对我国乡村振兴战略的全面深入推进和实施具有重要的理论和实践意义。
我国流通产业发展现状
(一) 社会消费品、餐饮、零售等流通产业规模迅速增长
如图1所示, 从我国流通产业发展规模来看, 近5年流通产业整体规模得到了迅速增长, 社会消费品零售总额、餐饮和商品零售等均得到了持续快速的增长。由图1可知, 2013年我国实现社会消费品零售总额242843亿元, 而2017年我国全年社会消费品零售总额达到366262亿元, 相比2013年增长了50.8%, 年均增长率均超过10%。与此同时, 我国乡村消费品零售额更是出现了快速的增长, 其中2017年相比2016年同比增长达到11.8%, 零售总额高达51972亿元。进一步按消费类型统计来看, 2017年我国商品零售额实现326618亿元, 同比2016年增长10.2%, 餐饮收入实现39644亿元, 同比2016年增长10.7%。种种数据均表明我国流通产业发展规模均得到了持续、迅速的增长。
(二) 交通运输、邮政、快递业务等流通产业发展环境持续优化
从流通产业发展环境的交通运输、邮政、快递业务及增量情况来看, 流通产业发展环境在近年来得到了持续优化。如表1所示, 其中, 我国2017年全年货物运输总量达到479亿吨, 同比增长9.3%。货物运输周转量达到196130亿吨公里, 同比增长5.1%。
除此之外, 国家统计局数据还显示, 截止2017年年末, 全国民用汽车保有量达到21743万辆, 同比增长11.8%。2017年全年完成邮政行业业务总量9764亿元, 比增长32.0%, 邮政业全年完成邮政函件业务31.5亿件, 包裹业务0.3亿件, 快递业务量400.6亿件, 同比增长28% (见图2) , 实现快递业务收入4957亿元。
图1 我国社会消费品零售总额 (2013-2017) 单位：亿元
图2 我国快递业务量及增长率 (2013-2017)
(三) 流通产业信息化程度不断提升
随着互联网信息技术的发展, 移动电话使用率、宽带接入率等基础设施建设得到迅速发展, 这促进了流通产业信息化水平的提高。据国家统计局相关数据统计显示, 截止2017年底, 全国电话用户数达到161125万户, 其中移动电话用户数为141749万户, 占比高达89%, 移动电话普及率上升至102.5部/百人, 固定互联网宽带接入用户34854万户, 同比比上年增加5133万户。2017年我国移动宽带用户113152万户, 较2016年增加19077万户 (见图3) 。
图3 我国互联网宽带接入用户和移动宽带用户数 (2013-2017)
图4 30省 (自治区、直辖市) 乡村振兴发展梯队 (指数)
除此之外, 国家统计局数据还显示, 截止2017年底, 全国互联网上网人数为7.72亿人, 增加4074万人, 其中手机上网人数达到7.53亿人, 增加5734万人, 互联网普及率达到55.8%, 农村地区互联网普及率也得到了迅速提升, 达到了35.4%。这些数据表明, 我国整体信息化水平得到了迅速提升, 显然能够有力地促进流通产业的信息化程度, 促进流通产业的快速发展。
流通产业发展支持乡村振兴的实证研究
(一) 流通产业发展支持乡村振兴实证研究的指标设定
流通产业发展水平指标的设定。狭义的流通产业一般是指批发零售业和住宿餐饮业, 而广义流通产业不仅包括传统的批发零售业和住宿餐饮业, 还包括交通运输、仓储和邮政业。因此在衡量流通产业发展时, 应对统计年鉴中上述三大行业进行综合衡量。因此, 本文的流通产业发展水平指标包括流通产业发展规模、流通产业经营效益、流通产业发展环境, 以及流通产业信息化水平四个维度。流通产业发展规模用客运量、货运量、公路里程数、铁路里程数、民用汽车拥有量、流通产业就业人员数、流通产业产出总值7个指标衡量;流通产业经营效益用流通产业年销售额与当年该地区流通产业就业人员数之比, 以及流通产业利润总额与净资产的比例这两个指标来衡量;流通产业发展环境采用批发零售业和住宿餐饮业、交通运输、仓储及邮政业务的固定投资额之和, 以及批发零售业和住宿餐饮业、交通运输、仓储及邮政业务就业人员之和这两个指标衡量;流通产业信息化水平采用互联网普及率、移动电话普及率和固定电话普及率3个指标衡量。所有指标的原始数据均来自于各省、自治区和直辖市2014-2017年的统计年鉴。考虑到变异系数法在确定各指标权重时较为客观, 能够剔除其他方法过于主观的局限性, 本文在测度流通产业发展水平时同样采用变异系数法。需强调的是, 本文研究时默认了流通产业发展水平的4个维度对流通产业发展而言具有同等重要的地位。
乡村振兴指标的设定。本文根据十九大报告提出的乡村振兴要实现“产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕”的要求将乡村振兴指标划分为这五个维度, 每一个维度又包括众多不同的指标。虽然现有的研究大多是从宏观层面进行了描述性分析, 但定量测算每个维度的指标研究极少, 且不同的宏观性描述也存在较大的差异性。因此, 如果重新确定指标来测算乡村振兴指数, 显然任务比较繁重且数据获取相对较为困难, 故本文直接采用了西南财经大学中国西部经济研究中心发布的以“六化四率三治三风三维”为核心的35个细分指标测算的省级乡村振兴发展指数 (见图4) , 并根据西南财经大学中国西部经济研究中心发布的指标体系对我国2013、2014、2016年的乡村振兴指数进行了测算。
如图4所示, 该指数显示我国乡村振兴发展指数第一梯队由北京、山东、上海领衔, 第二梯队包括浙江、江苏、天津, 第三梯队包括福建、新疆、海南、河南等16个省份, 第四梯队包括宁夏、山西、广西等8个省份。
(二) 流通产业发展支持乡村振兴实证研究模型设定
根据流通产业发展支持乡村振兴的理论影响机制分析, 本文构建了一个反映流通产业发展与乡村振兴指数之间的实证模型如公式 (1) 所示:
表1 2017年我国全年货物运输总量与货物运输周转量
表2 流通产业发展支持乡村振兴的个体固定效应估计结果
注:***表示统计量在1%显著性水平显著。
其中, Rural＿indexit表示30个省、自治区、直辖市的乡村振兴指数, 数据均来自于西南财经大学中国西部经济研究中心发布的报告, c为截距项, αit为地区固定效应系数, Ci＿indexit为流通产业发展水平, μit为误差项。
(三) 流通产业发展支持乡村振兴实证模型估计及结果分析
考虑到西南财经大学中国西部经济研究中心发布的乡村振兴指数仅测算了2015年的乡村振兴指数, 但该报告较好地提供了具体的乡村振兴指数测算指标, 因此, 笔者进一步根据该报告提供的指标数据重新测算了2013年、2014年和2016年三年的数据, 最终得到本文进行实证研究的样本期为2013年-2016年的样本数据, 样本省份为除西藏以外的其他30个省、自治区和直辖市。
流通产业发展支持乡村振兴的协整关系估计。首先, 对流通产业发展水平 (Ci＿indexit) 和乡村振兴指数 (Rural＿indexit) 进行单位根检验, 采用常用的IPS和Fisher-PP方法检验发现, 流通产业发展水平 (Ci＿indexit) 和乡村振兴指数 (Rural＿indexit) 两个变量均为平稳过程, 因此, 进一步采取Kao协整检验对流通产业发展水平 (Ci＿indexit) 和乡村振兴指数 (Rural＿indexit) 两个变量之间是否存在协整关系进行检验, 得到Kao协整检验统计量值 (ADF值) 为-10.315, 对应的P值为0.000, 表明流通产业发展水平 (Ci＿indexit) 和乡村振兴指数 (Rural＿indexit) 之间存在面板协整关系。进一步采用F检验确定模型估计采用混合回归估计还是个体固定效应回归模型进行估计, 发现F统计量值为18.62 (对应p值为0.000) , 拒绝原假设, 应该建立固定效应模型。采用stata软件进行面板固定效应模型估计, 得到估计结果如表2所示。
由表2的流通产业发展支持乡村振兴的个体固定效应估计结果可知, 其估计系数不为零, 且其统计量在1%显著性水平显著, 这表明流通产业发展对乡村振兴确实具有显著的正向促进作用, 流通产业发展水平每提升1个百分点, 将会推动乡村振兴指数提升0.584个百分点。至此可以认为, 流通产业发展能够显著地促进乡村振兴指数的提高, 那么, 反过来, 乡村振兴是否也能够促进流通产业的发展?两者之间是否存在因果关系?本文据此对流通产业发展和乡村振兴两者之间采用Grange因果检验的方法进行检验, 得到结果如表3所示。
由表3的Grange因果检验结果可知, 流通产业发展与乡村振兴之间存在互为因果的关系。这可能是因为, 流通产业的发展有利于乡村居民生活环境、生活水平和消费水平的提升, 继而有利于乡村振兴的实现, 而反过来, 乡村振兴必然带动乡村基础设施建设的提升、乡村就业环境、乡村消费水平的提升, 故能够倒逼流通产业基础设施、流通产业服务水平和流通产业发展规模等方面的发展, 继而形成良性循环。
流通产业发展支持乡村振兴的区域差异性估计与分析。为进一步考察流通产业发展对全国不同地区乡村振兴发展指数的影响差异性, 本文进一步给出个体固定效应地区差异性估计结果, 如表4所示。由表4的流通产业发展对30个省、自治区和直辖市的地区乡村振兴指数影响效应来看存在显著的差异性, 北京、山东、上海、浙江、江苏、天津和福建7个省区 (市) 的流通产业发展对乡村振兴的支持和促进作用特别显著, 处于第一梯队;新疆、海南、河南、四川、江西、黑龙江、湖南、河北、广东、湖北、重庆、安徽、辽宁、内蒙古和陕西15个省区 (市) 的流通产业发展对乡村振兴的支持和促进作用处于第二梯队;宁夏、山西、吉林、广西、贵州、甘肃、青海和云南8个省区 (市) 的流通产业发展对乡村振兴的支持和促进作用处于第三梯队。从三个梯队的分布情况和乡村振兴指数大小比较来看, 流通产业发展对乡村振兴促进作用强弱与该地区乡村振兴发展指数存在显著的正向相关关系, 即乡村振兴指数相对较高的地区, 其流通产业发展对该地乡村振兴的支持和促进作用就越高。这也从侧面印证了流通产业发展对乡村振兴具有显著的正向促进作用、流通产业发展与乡村振兴之间存在双向因果关系和双向互动促进的良性循环作用的结论。
流通产业发展对不同维度的乡村振兴指标影响效应估计。由之前的分析结果可知, 流通产业发展不仅能够有效地促进和支持乡村振兴, 且与乡村振兴之间存在显著的双向因果和良性互动循环作用。为了更好地去探索流通产业发展对乡村振兴更为细致的不同维度的影响, 本文进一步将乡村振兴指数根据“产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效和生活富裕”五个维度进行细分, 并采用同样的估计方法定量考察流通产业发展对乡村振兴不同维度的影响效应, 得到估计结果如表5所示。
表3 流通产业发展和乡村振兴之间的Grange因果检验结果
注:***表示统计量在1%显著性水平显著。
表4 流通产业发展支持乡村振兴的个体固定效应地区差异性估计结果
由表5可知, 在反映乡村振兴的五个维度中, 流通产业发展对产业兴旺、生态宜居、治理有效和生活富裕四个维度存在显著的影响效应, 而对乡风文明维度的影响在统计意义上不显著。具体而言, 流通产业发展对产业兴旺和生活富裕两个维度的影响效应最为显著, 且影响效果最大, 流通产业发展水平每增长1个百分点, 将会促进乡村振兴指数中产业兴旺和生活富裕分别增长0.326个百分点和0.2158个百分点。这主要因为, 产业兴旺主要涵盖农业产业化、农业科技进步贡献率、现代农业经营情况、农业发展效益、农业生产性服务业增加值、农产品增加值等指标, 而生活富裕则主要反映农村居民收入水平和消费水平方面的指标, 这两个维度的指标主要反映乡村振兴中居民生活水平和生活质量的提升, 故流通产业的发展能够促进乡村农产品的供给和出口、农业产业化经营, 以及农村居民的收入水平和消费水平的提升, 从而促进乡村振兴。与此同时, 本文发现, 流通产业发展对生态宜居的影响效应具有负向的抑制作用。这可能是因为生态宜居主要涵盖森林覆盖率、农村生活垃圾、生活污水处理情况、农村无害化卫生厕所普及率、农村水塘修复率等指标, 而流通产业的发展能够促进交通运输和物流等基础设施建设, 而基础设施建设必然会大量使用农村土地资源, 其减少了包括森林覆盖率内在的多项指标, 继而对乡村振兴生态宜居带来微弱的负面抑制作用。进一步根据表5的估计结果发现, 流通产业发展对乡村振兴治理有效维度的影响效应存在一定的促进作用, 流通产业发展水平每提高1个百分点, 将会促进乡村振兴维度的治理增长0.0006个百分点。这可能是由于流通产业的发展促进了农村居民收入和消费水平的提升, 继而提高了农村居民的知识和文化修养, 间接提高了乡村振兴中管理者的管理水平, 继而对乡镇振兴维度的治理有效产生了积极的正向促进作用。
表5 流通产业发展对不同维度的乡村振兴指标影响效应估计结果
注:***、**表示统计量在1%、5%显著性水平显著。
结论
本文基于乡村振兴战略背景下, 在分析我国流通产业发展现状的基础上, 进一步采用我国30个省、自治区和直辖市的面板数据, 研究了我国流通产业发展与我国乡村振兴之间的关系, 剖析了我国流通产业发展支持乡村振兴的影响机制, 以及流通产业发展对不同地区乡村振兴发展的区域差异性和流通产业发展对乡村振兴不同维度的影响差异性, 研究发现:第一, 流通产业发展对乡村振兴确实具有显著的正向促进作用, 流通产业发展水平每提升1个百分点, 将会提升乡村振兴指数0.584个百分点, 且流通产业发展与乡村振兴之间互为因果的关系;第二, 流通产业发展对不同地区乡村振兴发展的影响效应具有显著的差异性。北京、山东、上海、浙江、江苏、天津和福建7个省区 (市) 的影响效应最为突出, 处于第一梯队, 新疆、海南、河南、四川、江西、黑龙江、湖南、河北、广东、湖北、重庆、安徽、辽宁、内蒙古和陕西15个省区 (市) 的流通产业发展对乡村振兴的支持和促进作用处于第二梯队, 宁夏、山西、吉林、广西、贵州、甘肃、青海和云南8个省区 (市) 的流通产业发展对乡村振兴的支持和促进作用处于第三梯队, 且流通产业发展对乡村振兴的支持作用力度与该地区乡村振兴发展指数呈显著的正向相关关系, 乡村振兴发展指数相对较高的地区, 流通产业发展对乡村振兴的支持和促进作用就越强;第三, 流通产业发展对乡村振兴发展指数五个不同维度的影响效应也存在显著差异性, 对产业兴旺和生活富裕两个维度的影响效应最为显著, 且影响效果最大, 而对乡风文明维度的影响在统计意义上不显著。（作者：韩丽敏 张慧敏）
