雙渠道下商貿流通對城鄉居民消費差距的影響
——基于2001-2017年時間序列分析

黎 超

（廣東白云學院社會與公共管理學院 廣州 510450）

引言

從新農村建設、城鄉一體化理念提出，到十九大鄉村振興戰略在全國的興起，再到美麗鄉村的指向，在城鄉二元體制結構背景下，城鄉居民消費水平的巨大差距受到許多學者的關注，尤其在外貿形勢不容樂觀、投資增長受阻的新形勢下，居民消費成為拉動經濟增長的重要“馬車”。近些年，隨著農村消費市場被大力挖掘，農村消費渠道逐步拓寬，城鄉居民消費差距呈現下行趨勢。2001-2010年我國城鄉居民消費水平平均比值為3.147∶1，近五年消費差距比值則平均穩定在2.386∶1的水平，城鎮居民消費遠高于農村居民消費水平。一方面，這是由于城鎮居民人均可支配收入明顯高于農村人均可支配收入。2017年城鎮居民人均可支配收入為36396元，是農村人均可支配收入的2.7倍。另一方面，農村流通體系不完善，物流、交通等基礎設施落后，導致農村流通成本遠遠高于城鎮，直接削弱了農村居民的購買力。商貿流通業的發展加速了農村市場化的進程，促進連鎖零售等新型業態的發展，彌補農村購物不便和物品缺乏多樣性的不足。

隨著“重生產，輕流通”觀念的轉變，商貿流通業近幾年在我國取得了快速發展，逐漸發揮其在國民經濟中的基礎性和先導性作用。2018年我國社會消費品零售總額達到380986.9億元，商貿流通業增加值達到140774億元，分別比2001年增長了7.8倍和6.7倍。流通行業從業人員總數也快速上漲。2001年批發和零售業年末從業人員總數僅為404.6萬人，2017年已達到1183.8萬人。同時，隨著流通設施的改善，流通業批發市場數、企業數和營業面積等也隨之大規模發展，帶動了流通業規模的快速擴張，2017年批發業和零售業法人企業單位數分別達到了100988個和99182個。在新型流通方式上，傳統批發市場略有式微，新型流通方式如連鎖零售、電商等形式迅猛發展，據統計，百貨零售法人企業數和超級市場零售法人企業數2017年分別達到了6311個和5335個。

流通作為連接生產和消費的重要環節，在吸引和刺激消費需求上起著不可替代的作用，決定著經濟發展的速度和質量。尤其是2008年以來，在我國經濟進入換擋期的嚴峻形勢下，深化商貿流通體制建設、擴大商貿流通發展規模成為拉動我國經濟增長、縮小城鄉消費差距的必然選擇。

文獻綜述

關于商貿流通業的發展與城鄉居民消費差距之間的關系，目前國內不少學者都從不同的視角出發進行了研究。

在直接影響效應上，李先玲等（2014）從中國城鄉流通水平視角，認為縮小城鄉流通水平有助于促進縮小城鄉消費差距。謝喬昕和宋良榮（2016）、孫文娟（2017）分別在基于2001-2013和2001-2015的省級面板數據固定效應的實證分析中，發現商貿流通業能有效縮小城鄉消費差距。張瑜等（2017）通過時間序列數據論證了商貿流通業有助于緩解城鄉消費二元化現象。李麗等（2018）以北京為研究對象，通過實證分析表明流通業發展總體上能緩解城鄉消費差距。可以看出，現有研究普遍認為流通業有助于緩解城鄉居民消費差距。

在中間渠道影響效應上，宋則和王雪峰（2010）從不同發展時段入手，提出建立暢銷體系是搞活流通、改變流通渠道淤塞，進而增進消費的重要手段。在消費結構升級上，李英吉等（2019）認為中國商貿流通業的發展有助于促進城鄉消費結構不斷升級、轉變城鄉消費理念，進而縮小城鄉居民消費差距。黃湘萌（2019）使用灰色關聯理論，認為農村流通業的發展改善了農村的消費結構。此外，在對城鄉居民消費差距緩和的研究中，起主要作用的并非是收入增加而是消費刺激（謝喬昕等，2016；孫文娟，2017）。

綜上所述，已有研究逐漸關注商貿流通業對城鄉居民消費差距的影響，但更側重于居民消費理念、消費結構和消費能力等方面，缺乏直接針對流通業發展與城鄉消費差距關系的經驗證據。本文則從長時間段入手，研究我國商貿流通業發展對城鄉消費差距的影響，并考察了收入渠道和消費渠道對城鄉消費差距影響的差別。

雙渠道影響我國城鄉居民消費差距的理論分析

為了后文從收入和消費雙渠道分析商貿流通業對城鄉居民消費差距的影響，本文從傳統消費理論和現代消費理論解釋了收入和消費對居民消費的影響。

（一）傳統消費理論

傳統消費理論起源較早，也為現有理論奠定了扎實的基礎。該理論主要從不同視角闡述收入對消費支出的影響，代表理論有凱恩斯絕對收入理論、杜森貝利相對收入假說和弗里德曼持久收入假說。這些假說至今影響著學術界對消費的理解和認知。凱恩斯絕對收入理論認為，收入水平是眾多因素中影響消費支出的最重要因素，在消費函數中可表示為：

其中，C表示消費水平，Y表示可支配收入，t表示時間，β為邊際消費傾向，從中可以看出，消費和收入之間存在某種長期均衡的相關關系，體現為消費水平會隨著可支配收入水平的增加而增加，但這種增加的速度會越來越慢。

杜森貝利在凱恩斯絕對收入理論基礎上提出了相對收入概念，認為人們的消費不僅受現期消費的影響，還受過去消費和周圍消費環境的影響，也就是存在棘輪效應和示范效應，因此他認為消費函數中應包含消費者的平均可支配收入和最高收入水平。弗里德曼持久收入假說認為居民收入可包括持久性收入和暫時性收入，暫時性收入只解釋了短期的消費波動，與持久消費不存在固定的比例關系，而持久性收入則在長期中持續穩定地影響持久消費。

（二）現代消費理論

現代消費理論主要包括預防性儲蓄理論和流動性約束理論，解釋了人們為什么不會將所有收入都用于消費，人們的消費是有限制的。預防性儲蓄理論認為，為了預防未來可能出現的不確定性，比如持久收入的變動、疾病的突發等，人們會有意識地降低消費水平。流動性約束理論則認為，由于受到信貸約束，流動性供給有限，消費者對收入變動會更加敏感，人們也通常會選擇減少當期消費以應付未來可能上升的流動性約束。

從上述的理論分析可知，收入和消費（包括消費環境、消費理念等）是影響居民消費的重要因素。對城鄉居民而言，城市與鄉村呈倍數的收入差距是影響城鄉居民消費差距的最重要原因。此外，由于城鄉居民面臨的未來風險的不確定性（如收入變動、社會保障等）和不同程度的流動性約束存在較大差異，更是造就了城鄉居民不同的消費環境和消費理念，并可能帶來越來越大的城鄉居民消費差距趨勢。因此，本文將影響城鄉居民消費差距的因素分為收入和消費兩個大類，并從商貿流通業發展角度進行探究。

表1 各主成分統計量

表2 變量的KMO、SMC值

表3 描述性統計分析

表4 商貿流通業發展與城鄉居民消費差距

數據、變量與模型

（一）樣本選取與數據來源

為了探究商貿流通業發展對城鄉居民消費差距的影響作用，本文選取了2001-2017年共17年數據進行了時間序列分析。鑒于數據的可獲得性，本文將商貿流通業界定為狹義流通業，統計范圍包括批發零售業和住宿餐飲業。數據均來源于國家統計局。

（二）變量和模型

為了檢驗不同渠道對城鄉消費差距的影響，計量模型設置如下：

其中，congapt為被解釋變量，表示城鄉居民消費差距，cdt表示商貿流通業綜合發展水平，(cd*rev)t為商貿流通業綜合發展水平與居民人均收入的交互項，表示通過收入渠道對城鄉消費差距的影響效應。t表示年份，εt為隨機誤差項。由此可知，β1代表商貿流通業綜合發展水平對城鄉消費差距的總體效應，β2則代表商貿流通業綜合發展水平在收入渠道下對城鄉消費差距的影響效應。因此，根據雙渠道影響我國城鄉居民消費差距的理論分析，商貿流通業綜合發展水平在消費渠道下對城鄉消費差距的影響效應就為（β1-β2rev）。

被解釋變量：城鄉居民消費差距（congap）。目前，對城鄉居民消費差距的刻畫主要有兩種，分別為城鄉居民消費差值法和城鄉居民消費比值法。本文選取城鄉居民人均消費支出比值作為代理變量。

解釋變量：商貿流通業綜合發展水平（cd）。商貿流通業是典型的規模敏感性產業。基于現有對商貿流通業發展水平測度的研究（石憶邵等，2004；文啟湘等，2010），為了考慮統計口徑的一致性，本文選取了四個指標共同構建度量商貿流通業發展規模的指標體系。分別是：第一，商貿流通產業規模（gdpcd）。流通業增加值是最直觀反映商貿流通業發展規模的指標。這一指標通過流通業增加值與國內生產總值的比值來度量；第二，商貿流通業勞動力規模（labor）。商貿流通業有助于吸納就業，流通業從業人數能在一定程度上反映流通業發展狀況。本文使用商貿流通業從業人數與全社會從業人員的比值來度量；第三，人均社會消費品零售總額（cons）。社會消費品零售總額由于涵蓋了商貿流通業，如批發零售、住宿餐飲等多個部門，時常被用來衡量流通業的發展狀況，本文因而選用社會消費品零售總額與年末總人口的比值作為指標之一；第四，人均交易市場成交額（mar）。市場成交額能反映流通業在市場上的流通和交易現狀，本文因而選用交易市場成交額總額與年末總人口的比值作為指標之一。

中介變量：居民人均收入（rev）。商貿流通業主要可從兩個方面影響城鄉居民消費差距。第一，收入渠道。商貿流通業屬于勞動密集型產業，可提供大量就業崗位，充分吸納農村勞動力，從而增加農民工資性收入，縮小城鄉消費差距；第二，消費渠道。商貿流通業的發展改變了以往農村的閉塞格局，農村的物流、消費隨著商貿流通業的發展得到了極大改善，從而使得農村居民生活條件得到改善，消費也大力增長。因此，本文選取了城鄉居民人均收入作為代理變量。

（三）綜合指標的主成分分析

在對各指標數值進行無量綱化處理后，本文利用主成分分析法將多個指標轉化為綜合的評價指標體系。表1為各主成分統計量，可以看出特征值的累計貢獻率達到90%以上，較全面地刻畫了關于商貿流通業發展規模所具有的信息。

為驗證主成分分析的合理性，本文進行了KMO檢驗和SMC檢驗。KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）檢驗是用于測量變量之間共性關系強弱的指標，KMO值越高，說明主成分分析越能起到很好的數據約束效果。SMC是復回歸方程的可決系數。SMC值越高，說明變量之間共性越強，主成分分析越合適。由表2可知，KMO值和SMC值都處在可接受范圍內，說明本文所選變量基本符合要求。

因此，本文以第一特征值向量作為權重，得到最終商貿流通業發展規模的綜合評價指數為：

表3顯示了主要變量的描述性統計分析。從表3可看出，城鄉居民消費差距最大值達到3.350，最小值也達到了2.231，說明我國城鄉居民消費差距一直以來都保持在一個較高的水平，城鎮居民消費支出平均為農村居民消費支出的2.89倍。居民人均收入平均達到12559元，收入可觀。商貿流通產業規模和商貿流通業勞動力規模平均比重為10.6%和1.49%，人均社會消費品零售總額和人均交易市場成交額則平均達到了11916元和4633元，說明我國商貿流通業良好的發展趨勢。

（四）實證及分析

單位根檢驗。為確保結果的穩健性，本文對主要變量商貿流通業綜合發展水平（cd）進行了ADF檢驗，結果顯示在滯后6階的情況下，ADF統計量在5%的水平上可以拒絕存在單位根的原假設（-4.151＜-3.000），因此可認為商貿流通業綜合發展水平（cd）不存在單位根。

商貿流通業發展規模對城鄉居民消費差距的實證分析。表4給出了商貿流通業發展與城鄉居民消費差距的實證結果。可以看出，商貿流通業綜合發展水平（cd）的系數在1%的水平上顯著為負，說明商貿流通業的發展與城鄉居民消費差距呈負相關，即商貿流通業對縮小城鄉發展差距呈顯著的促進作用；cd*rev的系數則在1%的水平上顯著為正，說明居民人均收入的增加與城鄉居民消費差距呈正相關，即商貿流通業通過收入渠道反而擴大了城鄉居民消費差距。進一步通過系數分解可知，消費渠道下的系數為負，即商貿流通業通過消費渠道縮小了城鄉居民消費差距。

形成以上現象的原因主要有兩個方面。在消費渠道上，商貿流通業的發展通過健全農村流通基礎設施，顯著推動了農村消費的增長。第一，降低物流成本。流通業的發展帶來農村基礎設施的完善，農村流通成本不再居高不下，能有效刺激群眾的購買力；零售網點的豐富也給農村居民購物帶去更多的便利性；第二，滿足農村居民的多樣化消費需求。連鎖零售、專賣店等新業態的發展為農村居民提供了更加多元化、多層次的產品，刺激農村居民消費；第三，推動市場化進程。隨著流通業的發展壯大，市場透明度增加，競爭加強，售后服務完善和產品質量的提高給予了農村居民更多的購物信心。因此，商貿流通業可通過消費渠道對縮小城鄉居民消費差距起到正面影響。

在收入渠道上，商貿流通業反而擴大了城鄉居民消費差距，主要是源于流通業行業性質的逐漸轉變。隨著電子商務和信息技術的發展，商貿流通行業的勞動密集型特征逐漸削弱，對高技術人才的需求逐漸上升，但農村勞動力往往不能適應流通業新型的高門檻人才需求。這共同導致了我國商貿流通業對農村勞動力吸納能力的大幅降低。因此，許多農民在農村只能從事農產品價值鏈中收入份額較低的生產端，無法獲得更多的非農工作機會，進而阻礙了農村居民增收，制約了農民的工資性收入增長。因此，商貿流通業通過收入渠道對縮小城鄉居民消費差距起到了負面影響。

結論與建議

本文選取了2001-2017年共17年的數據，在長時段內研究商貿流通業對城鄉居民消費差距的影響。研究結果顯示，商貿流通業的發展有助于縮小城鄉居民消費差距。在進一步的渠道分析中則發現，商貿流通業通過收入渠道對縮小城鄉居民消費差距起負面作用，通過刺激消費渠道則起到正面作用。

基于以上結論，本文給出政策建議如下：第一，完善農村電子商務平臺，充分發揮電商流通優勢。目前，農村商貿流通業的發展依然較為滯后，政府應設法加大資金投入，完善相關法規政策，幫助建立起完善的農村電子商務平臺，連接起農村和城市消費市場，最后成功打造城鄉一體的電子商務體系；第二，完善農村基礎設施建設，降低交通運輸成本。農村商貿流通業的發展亟需突破“最后一公里”的瓶頸。對此，可以優化農村網絡分布，鼓勵建立配送、冷藏和倉儲等多個物流網點；加強商貿物流建設，暢通農村物流通道，健全道路、倉儲和轉運等基礎設施，降低支出成本；完善通信網絡設施建設，為農村居民進行網絡購物提供更優質的平臺；第三，拓寬農民增收渠道，實現農村居民增收。不僅要加大對農民的信息建設教育和專業知識技能培訓，使其逐漸滿足日益發展的電子商務企業用工需求，也要加快城鎮化進程，努力消除城鄉二元體制結構的阻礙，使農民能有更多渠道從事非農工作，實現工資性收入增長。