基于農村消費市場的區(qū)域商貿流通環(huán)境效應研究

■ 倪 暢（西南財經大學 成都 611130）

基于農村消費市場的區(qū)域商貿流通環(huán)境效應研究

■ 倪 暢（西南財經大學 成都 611130）

本文實證檢驗了農村商貿流通環(huán)境對農村消費市場的影響，從而研究區(qū)域農村商貿流通環(huán)境效應。結果顯示，新型農村模式能推動農村消費市場發(fā)展，但當前農村商貿流通組織質量不高、商品價格偏高、商貿流通基礎設施薄弱、商店數(shù)量偏少、配套服務不完善等因素都對農村消費市場發(fā)展產生較大約束。

農村消費市場 商貿流通環(huán)境實證

隨著“農超對接”、“家電下鄉(xiāng)”、“農產品進社區(qū)”等新型農村流通模式的不斷深入開展，我國大部分地區(qū)的農村商貿流通經濟不斷活躍，能為農村消費市場的發(fā)展營造更加良好的載體環(huán)境，農村經濟的潛力得到進一步釋放。與此同時，當前我國城鄉(xiāng)一體化發(fā)展迅速，農村居民生活水平不斷提高，農民的消費潛力也進一步釋放出來，消費觀念不斷提升，消費層次不斷向追求享受的高層次消費轉變。農村的消費活動基本是在農村消費市場上實現(xiàn)的，于是農村消費市場的發(fā)展質量將在一定程度上決定農民消費決策。目前國內許多農村地區(qū)流通基礎仍較薄弱，無法為農村消費提供良好的流通環(huán)境，以致農村消費市場運行不暢，最終影響農村經濟發(fā)展。本文將對我國區(qū)域農村消費市場的商貿流通環(huán)境效應進行分析，重點剖析影響農村消費市場發(fā)展的流通環(huán)境因素。

變量、數(shù)據與模型說明

（一）變量與數(shù)據

為了實證檢驗我國區(qū)域商貿流通環(huán)境對農村消費市場的影響效應，本文選取農村家庭的消費水平作為因變量，具體用農村家庭的年平均生活消費支出額表示。而區(qū)域商貿流通環(huán)境的變量體系較為復雜，主要包含以下四個方面：一是農村商貿流通業(yè)態(tài)環(huán)境的影響效應，具體用農民消費對農村批發(fā)零售商店的依賴程度衡量（X2）；二是農村商貿流通組織的質量及商品價格因素（X3-X5），反映城鄉(xiāng)商貿流通組織差異與商品價格差別對農村消費的影響效應，這主要用于檢驗農村商品生產經營的規(guī)范化、市場化程度是否與城鎮(zhèn)商品相適應；三是農村商貿流通基礎設施等配套服務體系（X6-X14），反映農村流通基礎設施、配套服務、商品信息獲得等因素對農村居民消費的影響效應；四是當?shù)卣畬r村商貿流通發(fā)展的重視性（X15-X17），反映農村商品市場構建、農超對接和家電下鄉(xiāng)等政策對農村居民消費的影響效應（見表1）。

本文選擇泛長三角、京津冀為調研區(qū)域，包括浙江杭州、紹興，江蘇蘇州、南通，安徽蕪湖，河北石家莊、保定共7個地區(qū)。本次調研主要為進戶調查，共發(fā)放問卷600份，實際收回有效問卷523份。

（二）模型構建

由于本文變量數(shù)據基本為離散數(shù)據，因此采用probit模型進行實證更為可靠。模型的基本形式如下：

其中，μ為誤差項，y*為不可觀測變量，滿足條件：

若y*<0，則y=0；

若0< y*

若u1< y*<μ，則y=2；

……

若uJ-1≤y*，則y=J。

實證結果及分析

本文采用Stata軟件，通過有序probit模型方法，對調查搜集的樣本進行實證估計，結果如表2所示。

根據表2的實證結果，我們可得出以下結論：

表1 變量的定義

表2 實證結果

第一，農村家庭收入水平。農村家庭平均收入水平是推動農村消費市場發(fā)展的最重要因素。實證結果顯示，農村家庭平均收入水平的系數(shù)達到0.5226，且在1%的顯著性水平上顯著，表明農村家庭平均收入水平對農村消費水平產生顯著的正向影響。

第二，農村商貿流通業(yè)態(tài)環(huán)境。農村居民對當?shù)嘏l(fā)零售商店的依賴程度變量的系數(shù)僅為0.0767，且并沒有通過顯著性檢驗，說明農村居民對當?shù)厣痰甑囊蕾囆詻]有發(fā)揮出對農村消費的推動作用。出現(xiàn)這種情況的原因較多，下面將對此做進一步分析。

第三，農村商貿流通組織的質量及商品價格因素。農村商品價格X3的系數(shù)為-0.2309，且在1%的顯著性水平上顯著，表明農村商品價格的高位性對農村地區(qū)消費水平產生顯著的抑制作用。與城鎮(zhèn)地區(qū)同類商品相比，農村地區(qū)的該商品價格相對偏高，根據需求理論，農村地區(qū)較高的商品價格顯然削弱了當?shù)厣唐沸枨螅瑥亩种屏水數(shù)叵M水平提升。這與前面農村居民對當?shù)厣痰暌蕾囆詻]有發(fā)揮出對農村消費的推動作用這一結論是相呼應的。由于農村商品的價格相對偏高，因而農村居民對當?shù)厣痰甑囊蕾囆詼p小。

農村商品質量X4的系數(shù)為-0.1241，且沒有通過顯著性檢驗，說明城鄉(xiāng)之間商品質量的差異并沒有對農村消費市場發(fā)展產生明顯的負面影響。農村購物出現(xiàn)假冒偽劣商品頻率X5的系數(shù)為-0.0054，也沒有通過顯著性檢驗，說明農村地區(qū)出現(xiàn)假冒偽劣商品現(xiàn)象并不會對農村消費市場發(fā)展產生明顯的負面影響。這兩個方面均與農村居民對當?shù)厣痰暌蕾囆暂^低有關。

第四，農村商貿流通基礎設施等配套服務體系。用水用電不通暢X6的系數(shù)為-0.2787，且在1%的顯著性水平上顯著，表明農村商貿流通的基礎設施的不通暢性，在一定程度上對農村居民消費產生顯著的抑制作用，從而對農村消費市場的發(fā)展帶來一定的負面影響。雖然我國新農村建設大力推進，但這是一個浩大的工程，目前仍有較多地區(qū)（包括樣本區(qū)域）管網設施仍沒有完善，停水、停電現(xiàn)象相對城鎮(zhèn)明顯要多，對農村消費市場的發(fā)展產生一定的抑制效應。而交通不順暢X7的系數(shù)為-0.0519，且沒有通過顯著性檢驗，說明當前農村的交通設施建設對農村消費市場的發(fā)展并沒有帶來明顯的抑制效應。

農村商店數(shù)量較少X8的系數(shù)值顯示為-0.5268，且在1%的顯著性水平上顯著，表明農村消費商場的欠缺仍然是制約農村消費的重要因素。相對而言，農村地區(qū)人口密集度遠沒有城鎮(zhèn)高，因此購物商場等業(yè)態(tài)在農村的集聚度較低。作為消費的硬件條件，商場的欠缺仍然是當前農村消費經濟發(fā)展必須攻克的問題。

農村消費配套服務較差X10的系數(shù)為-0.4316，且在1%的顯著性水平上顯著，表明農村商貿流通配套服務的欠缺也是制約農村消費的重要因素。作為消費的軟條件，配套服務的提升也仍然是當前農村消費經濟發(fā)展必須攻克的問題。

商品質量差X11的系數(shù)為-0.3077，且在1%的顯著性水平上顯著，說明農村商貿流通市場的商品質量與消費市場發(fā)展之間存在必然聯(lián)系，商品質量差的情況對農村消費市場發(fā)展帶來顯著的負面影響。產品過期X13的系數(shù)為-0.2819，且在5%的顯著性水平上顯著；服務質量差X14的系數(shù)為-0.4511，且在1%的顯著性水平上顯著，說明農村商貿流通市場的服務態(tài)度也是影響消費市場發(fā)展的重要因素，農村商貿流通市場的服務態(tài)度相對較差，降低了農民的消費熱情，不利于農村消費市場發(fā)展。

第五，當?shù)卣畬r村商貿流通發(fā)展的重視性。“農超對接”、“農產品進社區(qū)”、“家電下鄉(xiāng)”等新型農村模式X16的系數(shù)為0.3481，且在5%的顯著性水平上顯著，說明新型的商貿流通模式通過快速提升農村地區(qū)商品的流通效率，增加農民收入和降低消費成本，從而提高農民消費熱情，活躍農村消費市場。

農村物流快遞配送點X17的系數(shù)顯示為-0.1120，且在5%的顯著性水平上顯著，說明農村地區(qū)快遞配送點的存在，對農村消費市場具有顯著影響，而當前農村地區(qū)快遞配送點沒有廣泛覆蓋，對農村商品流通產生較大約束，不利于刺激農村消費水平提高，從而無法進一步活躍農村消費市場。

結論及建議

本文通過對我國多個地區(qū)農村消費群體的抽樣調研，然后根據實證分析，檢驗了農村商貿流通環(huán)境對農村消費市場的影響，從而研究區(qū)域農村商貿流通環(huán)境效應。研究結果表明，農村商貿流通組織、農村商貿流通基礎設施等配套服務體系和政府支持等因素都能對農村消費市場的發(fā)展帶來較大影響。特別地，“農超對接”、“農產品進社區(qū)”、“家電下鄉(xiāng)”等新型農村模式對農村消費市場的發(fā)展產生明顯的推動作用；然而，農村商貿流通組織質量不高、農村商品價格偏高、農村地區(qū)商貿流通基礎設施薄弱、商店數(shù)量偏少、配套服務不完善、商店服務態(tài)度不高、物流配送設施不健全等因素都對農村消費市場的發(fā)展產生較大約束。

基于本文的分析，筆者認為要改變農村商貿流通環(huán)境滯后的現(xiàn)狀，首先應加強農村流通組織建設，提高商品市場的市場化程度；其次應加強農村流通基礎設施和服務體系建設，提高農村消費市場的承載力；再次，繼續(xù)加大對農村商貿流通業(yè)的支持，同時加強對農村流通市場的監(jiān)管，有效維持運行秩序。

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