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农村流通业的高效运作可更好地发挥市场配置资源的基础性作用，也影响我国城镇化的进程。已有少量文献分析流通业和城镇化之间的关系，但专门研究农村流通业发展对城镇化的影响机理以及农村流通业发展过程中哪些方面对推进我国城镇化的进程有显著的影响，目前还鲜有研究。
农村流通产业发展对城镇化作用的机理分析
流通业的界定有狭义和广义两种。考虑到实证分析时数据的可得性和统计期数据前后的一致性，本文中的农村流通业指的是狭义的流通业，且不包含餐饮住宿业。即农村批发业和零售业是本文的研究范围。
城市化是指人类生产与生活方式从农村型向城市型转化的过程，其表现为一个国家内部人口、资源与产业进行空间配置（杨文兰，2010）。农村流通产业的发展首先会使得农村要素资源的配置和产业结构产生变化，这种变化会进一步引起城镇资源的重新配置和流动，其对城镇化的影响机理可以分解为直接影响和间接影响两个方面：
（一）农村流通产业发展对城镇化作用的直接影响
直接影响指农村流通产业的发展通过影响农村经济发展和农户的决策，引起农村要素资源的流动与重新配置，进而直接影响城镇化的过程。它体现为以下几点：
第一，完善的农村流通业对农村经济具有正的效应，能有效地提升农业生产效率。农村流通业的发展有利于拓宽农产品的销售渠道，激发对农产品的市场需求和农村商品化率的提高。农产品需求的增加有利于农业生产的专业化分工和新技术在农业中的运用，由此提升了农业生产效率，从而节约了农业生产中的劳动力资源，推动农村劳动力资源向城市流动。这种源自于农业生产效率提升而导致的农村“剩余”劳动力向城市流动，可称之为“被动型”的农村劳动力资源的转移。
第二，农村收入水平的增加一定程度上也促进了城镇化水平的提高。发达的农村流通业为农产品向农村以外的区域销售提供便捷流通渠道的同时，也为农业生产提供了大量的市场信息，尤其是城乡互动的双向流通系统（夏春玉，2009；李志刚，2013）可以显著增加农民的收入水平。另外，对农村流通业的投资也可以通过乘数方式直接或者间接地促进农村相关产业的发展，也有利于农民收入水平的提高。当前我国在教育、医疗等公共物品和基础设施提供还存在城乡严重非均等的背景下，收入增加的农民为获取城镇“优质”的公共物品，会尽可能“主动”向城镇转移，从而促进我国城镇化的发展。
（二）农村流通产业发展对城镇化作用的间接影响
间接影响指农村流通产业的发展通过作用于农村以外的城镇各产业等进而影响城镇化的过程。
第一，农村流通业的发展增加了农村对城镇第二、三产业产品的需求量。首先，发达的农村流通系统为农村以外的产品进入广阔的农村市场提供了更加方便快捷的通道；其次，农村流通产业的发展对农村消费增加具有正效应。据统计，农村人口每增加1元的消费，就能为整个国民经济带来2元的消费需求。对第二、第三产业消费需求的增加，可以促进城市生产部门的规模扩张，刺激对生产要素新的需求，尤其是对劳动力的需求。
第二，对农村流通业的投资会增加对城镇中如建材、商品流通设备等相关产业的需求。更重要的是，这种由投资带来的直接需求增加，会通过乘数作用，扩散到城市其它部门，从而导致对劳动力需求上升，引起农村劳动力向城镇流动。
农村流通业发展对城镇化作用的实证分析
（一）指标选取和数据来源
本文利用我国1995-2010年相关统计数据分析农村流通业发展对城镇化进程的影响。根据国内相关年鉴能够获得的数据资料以及统计期指标口径前后的一致性，选择县及县以下商品零售总额（LSE）表示农村流通业的规模（由于县以下批发总额数据不全并难以获得，故没有将该指标纳入分析）、以乡镇批零企业单位数（QYS）和乡镇批零企业就业人数（JYS）表示农村流通产业的组织和渠道状况、以非农户固定资产投资（ZCTZ）来近似说明农村流通业投资情况，以上指标都是作为自变量。选择我国城镇化率（RC）作为因变量，来表示城镇化的水平。考虑到多种因素都会对城镇化有影响，为最大程度地减少估计误差，特地引入人均GDP（AGDP）作为控制变量。
表1中所有数据均来自2011年《中国统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》。需要说明的是：为了剔除物价波动的影响，部分数据以其相应的价格指数以1995年为100进行平减；乡镇批零企业单位数和就业人数两个指标值2007年、2009年和2010年采用了与往年不同的统计口径，原数据不可用。但其它年份的历史数据呈斜坡形，因此采用二次移动平均法进行了估算。经过计算处理，所有的指标数据如表1所示。
（二）模型构建和数据处理
1.本文将农村流通产业的发展与我国城镇化进程之间的变动关系通过以下模型进行描述：
。
模型中β0为常数项；βi（i=1、2、3、4、5）为对应各个变量的系数，表示该变量对我国城镇化进程的影响程度；ξ为随机误差项。将表1的数据，依据已构建的模型，采用Eviews软件进行处理，得到的结果如下：
模型的Adjusted R-squared为0.975，F统计量为118.08，D-W值为1.678。根据以上各项统计检验的数据，总体上说明模型拟合很好，方程初步成立，各自变量与因变量之间的关系密切；由于是时间序列模型，下一步检验模型的稳定性。
2.协整检验。为了检验模型的稳定性，本文对所拟合的模型进行协整检验。通过对模型计算的残差序列et进行 ADF 检验，得到以下结果：
△et=0.0223-0.0019t-4.0115△et-1+
2.4118△et-2
该检验模型的R-squared值为0.8076，F的值为73.49106，D-W统计量为2.373252；残差et-1前参数的t值为 -4.3057，小于显著性水平5%的ADF临界值-3.8730，说明在该显著性水平下拒绝残差存在单位根的假设，表明残差项是平稳的，因此经济模型存在协整关系。
（三）结果分析
从模型的参数估计结果中可以得到以下结论：第一，总体上看，我国农村流通业发展与我国城镇化进程之间存在高度的相关性，模型也具有较强的稳定性。第二，县及县以下社会消费品零售额、乡镇批零企业就业人数和非农户固定资产投资都对我国城镇化发展起到正向促进作用，而乡镇批零企业单位数则与我国城镇化发展呈反向关系。第三，模型表明：除去作为控制变量的人均GDP对城镇化影响最大外，在农村流通业发展过程中，对我国城镇化进程影响最大的因素是非农户固定资产投资，其参数值为0.135，表明非农户固定资产投资每增加1%，促进我国城镇化率增长0.135%；其后是县及县以下社会消费品零售额，其参数值为0.134，表明农村流通规模每增加1%，促进我国城镇化率增加0.134%；当然，模型也反映出乡镇批零企业就业人数每增加1%，能够促进我国城镇化率增加0.0942%。这些与农村流通业发展对城镇化进程作用机理的描述是一致的。
模型也表明：乡镇批零企业单位数的参数值为-0.0264，说明乡镇批零企业单位数每减少1%，我国城镇化率反而会增加0.0264%。可能的解释是：随着农村经济的发展和政策的推进，具有先进管理模式和高效运作的城市现代连锁超市等新型流通业态进入乡镇和农村，逐渐对乡村传统的个私流通门店等业态形成了一定的冲击甚至造成部分业态的解体。在这种外部环境挤压下，原有农村流通业从业者将转行融入城市其它经济部门，客观上为城镇化的进程提供丰富的要素资源。
结论及政策建议
通过以上的研究可以得出如下结论：我国农村流通的规模和发展水平对城镇化提升具有促进作用。为此提出以下简要的建议：
第一，继续加大对农村流通业基础设施的投入力度。加大对农村流通业基础设施的建设既是公共服务产品均等化的要求，还能带动农村经济的发展和生产效率的提高。在引导社会资本进入农村流通领域的同时，政府应该加大投入的力度。一方面，要注重合理布局农村流通网点，借助县以及中心镇的区域经济中心的优势，提升流通效率；另一方面，顺应现代网络和电子商务技术的发展趋势，逐步建立有利于农村电子商务发展的平台，以降低农村流通成本。
第二，以“农超对接”为契机，逐步建立和完善城乡互动的双向流通系统。当前相对落后的农村流通业可以借助城市现代流通系统与农村现有的流通网络进行整合。以我国“千镇连锁超市和万村放心店”工程为契机，城市流通企业逐步进入县、中心镇、村的农村流通网络。利用这些整合后的流通网络节点，为城市工业品进入农村市场提供方便快捷的渠道。更为重要的是，可以将这些网络节点打造成指导农业生产的信息中心和农产品向外销售的农产品交易中心。同时，探索城乡互动的双向流通系统与农村新型生产经营主体之间的联系与合作，比如与农业专业合作社、种植大户的合作，可为农村经营主体在市场信息获取、生产资料的购买和农产品销售等方面提供支持，也能使得流通企业获得规模经济和范围经济。
参考文献：
1.魏凤娟.我国农村消费需求增长缓慢的原因及对策探讨[J].企业经济，2011（8）
2.晏维龙，韩耀，杨益民.城市化与商品流通的关系研究：理论与实证[J].经济研究，2004（2）