流通二元結構評價及其對農村消費的動態影響

何 劍

（長春工程學院 吉林長春 130012）

引言

流通業作為鏈接生產和消費的中間環節，是產品流通的紐帶與橋梁。流通業的發展在很大程度上可以方便工農業產品更快地到達消費市場，從而促進消費。自20世紀50年代，我國以二元戶籍制度為核心形成了城鄉二元結構，其在很大程度上改變了糧食供給、工業品供給、勞動保障等的基礎社會流通環節體系，城鄉二元結構藉由戶籍制度和各種政策形成了城市經濟與鄉村小農經濟的對立，這也導致了我國城市與農村建長期存在的流通基礎設施差距及流通資源差距，其流通二元性愈發突出，進而導致了農村與城市在消費和生產領域存在巨大差異。隨著國家對大力發展流通業、實現公共服務均等化、提高城鄉經濟協調發展的重視，打破城鄉二元結構，改變城鄉間流通市場結構，轉變農村經濟發展方式，促進農民增收成為現代流通業建設的重要發展方向。因此研究當前流通二元結構及其對農村消費的動態影響具有一定的價值。通過分析以往的研究文獻，流通二元結構的分析研究往往脫離實際，較少有學者深入挖掘流通二元結構及其對農村消費的動態影響。應明確的是，流通二元性作為我國經濟二元結構的重要體現，其關乎流通領域的建設與城鄉居民的消費水平。基于此，本文以因子分析的方法完成對我國流通二元結構的評價，并采用變參數狀態空間模型對流通二元性與農村消費的動態關系進行研究，旨在進一步明確當前流通二元結構對農村消費與農民生活的影響，這對實現城鎮化建設具有重要的參考價值。

文獻綜述

表1 流通二元結構評價指標體系

流通二元結構是一個與城鄉經濟發展、流通體系建構密切相關的研究課題，在不同的經濟發展區段，人們對流通二元結構的認知和評價的研究存在相應的差異。但總體來說，相關文獻對流通二元結構及其對城鄉經濟發展水平的影響性研究已有一定的成熟結論。李杰（2018）針對城鄉商貿流通業發展進行研究分析，其認為在城鄉二元經濟結構下，城鎮化發展具有滯后性，由此導致了現有經濟體制下各項保障機制的失靈。城鄉流通二元性在一定程度上擴大了城鄉居民消費差距，加大了城鄉間不平等的對立。由經濟二元結構引致流通二元結構并產生消費變化的影響的研究方面，李非（2017）做了相應的嘗試，其從城鄉二元經濟結構下的商貿流通體系雙向流動入手進行分析，得出當前我國城鄉二元經濟結構的存在導致了城鄉市場分割，并最終對城鄉居民的消費心理及消費行為產生了巨大影響，使得諸如農副產品消費、工業品消費和服務業產品消費的城鄉不平衡性加劇。此外，也有一些學者針對流通二元結構與消費二元結構存在的動態關系進行研究。臧澤華（2015）在研究中使用實證分析的方法對城鄉流通二元結構協調度進行測算，并檢驗了城鄉流通二元結構的協調性對城鄉居民消費的動態影響，其研究表明，流通二元結構對消費的影響大致呈現“平——升——穩——升”的起伏變化，同時伴隨城鄉流通二元結構的協調度不斷上升，其對緩解城鄉消費二元結構，促進城鄉居民消費的均衡發展具有重要意義。吳學品（2015）、王先慶（2011）等人分別通過建構空間計量模型和變參數實證模型對城鄉流通二元結構及其對居民消費的影響進行研究分析，也得出有了益的結論。綜上所述，現有研究大部分針對流通二元結構的現狀作出描述性分析，部分學者在采用實證分析進行研究的基礎上將城鄉流通二元結構與居民消費情況進行關聯，其提高了研究的實際應用價值，這對本文的研究具有一定的幫助。

表2 數據的效度分析結果

城鄉流通二元結構評價

（一）流通二元結構的測度

1.相關指標體系的確定。流通二元結構評價需要對流通環境、流通組織、流通信息和流通市場等的發展水平進行分析，采用指標分析法能夠更加準確的量度流通二元性。參考吳學品（2015）的流通二元體系測度指標，本文將流通二元結構評價指標的范圍做相應的縮小，從城鄉流通業規模、產業結構、產業效率、產業貢獻和產業創新能力方面進行設計。之所以采取這一指標體系，主要從流通業產業內部的二元結構特性方面考量，由于城鄉二元經濟特性的存在，導致城鄉流通業在規模、產業結構等五個方面形成明顯的二元差異，即：城市流通業規模大，而鄉村流通業規模小；城市流通業產業結構豐富，鄉村流通業產業結構單一；城市流通業產業效率較高，鄉村流通業產業效率較低；城市流通業對GDP的貢獻較高，而鄉村流通業貢獻較低；城市流通業人才多樣，創新能力較強，而鄉村流通業創新能力不足等。相關指標體系如表1所示。表1中列出的指標能夠在一定程度上反映我國城鄉流通二元結構情況，根據研究的實際需求，相應數據均來自于《中國統計年鑒》和《中國農村統計年鑒》等官方資料。

2.相關指標數據的信效度分析。使用SPSS22.0軟件對指標變量進行因子分析，得出KMO和巴特利球度檢驗結果，其中，KMOvalue為0.710，巴特利球度檢驗結果為0.004，說明數據之間的相關性較好。效度分析結果如表2所示。通過表2中的結果可以看出，各個研究變量的α系數均超過0.5，且總體α系數達到0.80，說明變量數據是有效的，數據可用做因子分析。

（二）因子載荷分析

對流通二元結構評價指標進行主成分分析，將同時負荷在兩個及以上因素的項目剔除，得到負荷值大于0.3的指標項，因素分析結果如表3所示。從表3中的數據可以看出，不同指標的因子載荷系數有較大差異，其中因子載荷較大的指標項有 x1、x3、x4、x5、x7、x9、x10，這 7 個指標項累計的方差貢獻率達到74.51%，說明可以在很大程度上描述流通二元結構的變動及差異。此處定義F為流通協調動力因子，該因子可由上述7個指標項解釋。根據表3中的數據，采用回歸分析的方法對F值進行計算，得到如圖1所示的流通二元結構協調度變化趨勢。

從圖1來看，各指標因素對F值的影響在不同的經濟發展區段具有不同的變化特征。圖中趨勢可大致代表近幾十年來我國城鄉流通二元結構的變化趨勢。可以看出，按照流通協調動力因子變化情況，我國城鄉流通二元結構協調度的變化呈現3個過程：1990-1995年為第一過程，這一階段受制于市場經濟發展水平較低的影響，我國城鄉流通二元結構水平較低，但始終呈現上升趨勢；1995-2005年為第二過程，在這一過程中我國城鄉流通二元結構實現正協調，城鄉流通水平均有所上升，但1995-2000年間，其協調度緩慢下降，而在2000年之后有所回升。因此這一過程是我國城鄉流通二元結構緩慢向好發展的過程；2005-2015年為第三過程，在前一階段的影響下，我國城鄉流通二元結構協調度不斷上升并達到新的高位。從以上三個過程的發展變化可以看出，我國城鄉流通二元結構協調水平穩步提升，且隨著經濟發展質量的提高，城鄉流通二元結構協調度實現了由負向正的變化。

表3 因子載荷表

流通二元結構對農村居民消費動態影響研究

（一）變參數模型的建立

為了研究我國城鄉流通二元結構對農村居民消費的動態影響，本文采用變參數空間狀態模型作為實證模型。在模型構建時，需考慮能夠很好地體現農村居民消費動態變化的變量作為被解釋變量。根據以往的相關研究，農村消費的一般量度均以農村人均消費為標準，因此本文也采取這一做法，將農村人均消費作為被解釋變量，記為consume。并將前文分析得到的城鄉流通二元結構協調度作為主要的解釋變量，記為CSTR。同時，本文在模型中添加農村居民人均純收入（income）、城市化率（urban）、農村集貿市場數量（Mar）、農村流通業固定投資總額（invest）等為輔助解釋變量。其中，農村居民人均純收入以剔除通貨膨脹及價格因素變動的農村居民年均純收入增長率計算；城市化率以城市人口占區域總人口的比率計算；農村集貿市場數量以農村范圍內超市、農貿市場、便利店等各類流通業態的數量計算；農村流通業固定投資總額以農村流通設施建設、技術引進等方面的資金投入進行計算，固定投資與農村流通環境的整體水平密切相關。

得到量測模型如下：

圖1 我國城鄉流通二元結構協調度變化趨勢圖

圖2 城鄉流通二元結構對農村消費率影響的動態變化圖

式（1）中，α0為常量，β1、α1、α2、α3等為系數項，μt為隨機變量，t為時間。

（二）實證檢驗結果

在數據選取方面，仍然選擇《中國統計年鑒》和《中國農村統計年鑒》等官方資料中的相關數據。將數據導入Eviews軟件進行回歸分析。為了保證實證結果真實準確，在進行回歸估計前首先對數據進行協整檢驗，得到所有一階單整序列后進行參數估計。得到量測方程的回歸結果如下：

上述回歸結果顯示，城鄉流通二元結構協調度（CSTR）及農村居民人均純收入（income）、農村集貿市場數量（Mar）、農村流通業固定投資總額（invest）等因素都對農村居民消費變化有著正向影響。而城市化率（urban）對農村居民消費動態變化的影響不顯著。在影響性大小方面，農村居民人均純收入每增加1%，便可有效地提高農村居民消費0.08%；農村集貿市場數量每增加1%，將有效地提高農村居民消費0.277%；農村流通業固定投資總額每增加1%，將有效地提高農村居民消費0.035%。這一研究結論符合相關學者對流通業發展給農村居民消費帶來的影響的研究結論。即隨著流通業產業規模擴大、產業結構調整、產出貢獻增加、流通效率擴大，農村居民消費水準也有明顯地上升。在城鄉流通二元結構環境下，這一規律仍然存在。對于城鄉流通二元結構協調度（CSTR）與農村消費的動態變化而言，由于我國城鄉流通二元結構協調度在近幾十年發生了明顯地波動性變化，城鄉流通二元結構協調度變化的過程也是城鄉流通環境和發展質量改善的過程。變參數模型回歸分析的結果顯示，城鄉流通二元結構協調度每增加1%將會促使農村居民人均消費提升0.022%，這一結果只能大致反映城鄉流通二元結構變化下農村居民消費的整體變化趨勢，在不同的經濟時期，由于城鄉流通二元結構協調度的下降將如何影響農村居民消費變化的特殊情況尚未完全揭示，因此，筆者根據我國城鄉流通二元結構協調度變化趨勢圖做出城鄉流通二元結構對農村消費率影響的動態變化圖，如圖2所示。

從圖2來看，城鄉流通二元結構對農村消費率影響與CSTR的變化趨勢基本相近，大致可分為4個階段。根據曲線走勢也可看出，在不同的經濟發展水平下，城鄉流通二元結構對農村消費的影響具有較為復雜的波動變化特征。這4個過程可簡單概括如下：

1990-1995年為第一過程，這一階段城鄉流通二元結構協調性對農村消費的影響程度不斷增加，但由于我國農村消費基礎薄弱、流通業設施尚不完善，其處于流通環境和流通產業結構初級過程，因此雖然城鄉流通二元結構協調性對農村消費的影響程度不斷增加，但尚未對農村消費率實現正向提升。在這一階段后期，約1993年開始，我國城鄉流通二元結構協調性對農村消費的影響開始由負轉正，這與當時的經濟大環境有密切關聯，1992年我國市場經濟建設大發展時期確立后，農村流通業水平有了明顯的提高，流通業態增多、流通過程效率更高，因此對提振農村消費有一定的積極影響。

1995-2000年為第二過程，在這一過程中，城鄉流通二元結構實現正協調，城鄉流通水平均有所上升，但對農村消費的帶動作用逐漸下滑并在2000年回落到負值，城鄉流通二元結構向好發展沒能繼續帶動農村消費提升，這或許與發生在這一時期的金融危機對農村居民消費積極性的打擊有較大關系。

2000-2005年為第三過程，這一過程中城鄉流通二元結構對農村居民消費的促進與第一過程極為類似，但其內在動因可能是經濟危機影響后的快速恢復期，國家通過促進內需增長，拉動消費提升的方式鼓勵農村居民消費。因此可以看到曲線逐漸由低點上升。

2005-2015年為第四過程，在前一階段的影響下，我國城鄉流通二元結構協調度不斷上升，并達到新的高位。同時其對農村消費水平的促進更加明顯，農村居民消費水準上升，消費率提高。

綜合來看，伴隨城鄉流通二元結構協調度的不斷變化，農村居民消費率呈現波動變化狀態，城鄉流通二元結構趨向協調、農村居民純收入提高、農村流通業固定資產投資水平等都可推進農村居民消費增長，但受制于流通差距的影響，我國農村居民消費情況整體還較為保守。

結論與建議

本文在分析流通二元結構對農村消費影響機理的基礎上，使用因子分析和實證分析的方法，運用變參數空間狀態模型對城鄉流通二元結構對農村消費的動態影響進行研究，從而得到以下結論：第一，我國流通二元結構協調度的變化呈現波動性，其在1990-1995年、2005-2015年間呈現波動上升，在1995-2000年間呈現波動下降趨勢。這反映了我國城鄉流通二元結構隨經濟發展呈現的不同變化過程；第二，城鄉流通二元結構協調度對農村消費有明顯的正向影響，城鄉流通二元結構協調度越高，農村消費水平也獲得相應提升。總體來看與城鄉流通二元結構協調度的發展變化呈現一致性。此外，農村居民人均純收入（income）、農村集貿市場數量（Mar）、農村流通業固定投資總額（invest）等因素都對農村居民消費變化有著正向影響，區別僅是影響力的大小。

綜上所述，本文提出以下建議：第一，正視城鄉流通差距，補齊流通短板。通過前文的分析，目前我國城鄉流通二元結構使得城鄉居民消費差距增大，消費結構迥異。而在短時期內，流通二元性仍將伴隨我國城鄉經濟建設并對城鄉居民的生活及消費水平產生重要影響。在新型城鎮化建設的過程中，需要正視流通差距，采用多產業協作、加強城鄉間流通基礎設施建設水平等方式促進城鄉流通一體化；第二，充分發揮流通業促進消費的能力，幫助提高農村居民生活消費水平，轉變消費結構，促進城鄉經濟協同發展。在這一過程中，需要政府部門積極作為，在調查研究的基礎上為當地商貿流通業發展的瓶頸尋思路、找方法。比如解決由于交通便利程度不佳導致的銷路不暢，貨品積壓嚴重，影響了生產效率的問題。政府要加強基礎設施建設，興建公路、完善通信設施，提高產業經濟發展的基礎水平，促進流通業發展。加強第一產業、第二產業與服務業的協作水平，提高鄉村農業融入城市消費經濟圈的水平，繼而彌補長期以來農村流通業存在的市場阻礙和制度漏洞。