城鄉二元經濟對零售業績效影響的實證研究※

（安徽農業大學，安徽 合肥 230036)

一、引言與文獻回顧

改革開放為我國經濟發展提供了重要的歷史機遇，在先富帶動后富的政策指引下，我國經濟發展表現出明顯的城鄉分異特征，為了加速推進城市地區的經濟發展，農村地區在城鄉二元體制下長期處于資源輸出方，也由此形成了比較鮮明的城鄉二元經濟結構。城鄉二元經濟既是經濟發展過程中的歷史產物，也是市場化過程的必然階段。進入新時期，大范圍的貧困問題已經消除，補齊農村地區的發展短板對公平正義的實現有著決定性意義，也是推進我國經濟結構優化轉型的現實要求。那么，在零售經濟快速發展的背景下，城鄉二元經濟對零售企業績效表現出何種影響？兩者是否存在著協同或者失衡關系？

二元性是我國經濟發展不充分的重要表現，在資源約束的長期影響下，我國城鄉發展存在著明顯的區域差距，產業結構、勞動供給、居民收入、消費水平等多個方面都表現出明顯的城鄉二元性，這種特有的經濟特征對零售業的發展也產生了一定影響，一直是學界討論的熱點問題，例如，任虹（2013）在研究中指出，城鄉二元體制下我國的行業分布也表現出明顯的市場分割特點，農村地區在商貿資源與基礎設施建設方面處于劣勢地位，促進城鄉二元經濟的統籌發展是構建合理商貿流通體系的重要保障[1]。陳利鋒（2016）從二元勞動力市場的角度指出，我國城鄉間的勞動供給規模與質量存在著明顯差異，不同區域的勞動力存在相對競爭優勢，尤其體現在雇傭成本方面，這也是影響地方失業問題的重要原因[2]。杜鳳蕊（2016）認為，城鄉雙向商貿流通體系的建設是打破城鄉二元經濟體制的重要路徑，也是促進城鄉間在資源、信息、勞動力等方面實現優勢互補的現實要求[3]。李非（2016）在研究中指出，我國的農村發展表現出明顯的滯后性，城鄉二元經濟特征比較明顯，這也導致商貿流通業在城鄉間的有效聯通存在一定困難，而打破城鄉二元經濟結構的關鍵在于農村地區的發展[4]。孫亞南（2019）等對不同時期的城鄉二元經濟特征進行了系統分析，認為我國正處城鄉二元經濟的中后期階段，這一階段的城鄉產業融合關鍵在于人力資本的培養與現代技術的運用[5]。從以往研究來看，城鄉二元經濟結構對社會發展的影響作用并不穩定，在不同時期的經濟效應具有差異性變化，在經濟發展初期，城鄉二元經濟為城市地區的發展提供了強有力的政策支撐，極大充實了城市發展的社會資源，但是隨著城市經濟發展水平的提升，城鄉差距的問題也逐漸突出，尤其在農村供給城市的模式下，農村地區長期處于社會發展的末端，并且滋生了大量的貧困問題。從零售業的角度來看，城鄉二元經濟的過度化發展也存在著較大的負面影響，一方面會造成城市零售供給的相對過剩，另一方面由于農村零售業的落后，又會制約農村零售經濟模式的轉型，不利于農村零售經濟的快速增長。那么，現階段的城鄉二元經濟水平又具有何種經濟表現？其對零售經濟的影響作用表現為何種形態？本文構建城鄉二元經濟測度指標，在此基礎上利用空間計量模型，實證探尋城鄉二元經濟對零售業績效的影響作用，為零售資源的優化配置提供實證依據。

二、變量及數據

（一）被解釋變量：零售業績效

企業具有逐利性，企業發展普遍關心的是成本與收益的問題，這也成為衡量企業績效高低的重要依據，胡宗彪（2019）等人在研究中就采用了企業利潤額衡量企業績效水平[6]，吳翌琳（2017）等人在研究中也采用了該指標反映績效水平[7]。利潤額即企業收入與成本的差值，在反映企業績效層面具有直觀性、易獲得性等優點，本文也采用了該指標衡量各省份的零售企業績效水平。

（二）解釋變量：城鄉二元經濟

采用二元對比系數對城鄉城鄉二元經濟水平衡量，二元對比系數是根據比較勞動生產率轉換而來，比較勞動率反映的是某一產業的產值比重與該產業就業人員占比的比值情況，一般的計算公式如下：

其中，Bi為某一部門的比較勞動生產率，i代表產業部門，通常情況下包括第一至三產業，G與Gi分別表示為GDP總量與某一產業產值，L與Li分別為勞動人口總量與與某產業的勞動人口。二元對比系數即第一產業的比較勞動生產率與非農產業比較勞動生產率的比值，公式如下：

其中，X代表二元對比系數，B1與B2分別代表第一產業與非農產業的比較勞動生產率，G1與G2分別代表第一產業與非農產業產值，L1與L2分別代表第一產業與非農產業的就業人口。

從二元對比系數的計算公式可知，其取值范圍在0-1，取值越小意味著二元化程度越強，即城鄉二元結構越明顯，當取值為0時，意味著存在著絕對性的城鄉城鄉二元經濟體制；反之，取值越大意味著二元化程度越弱，當取值為1時，意味著社會系統中存在一元經濟。

（三）控制變量

考慮到區域發展的異質性問題，我們在模型的構建中選取了經濟水平、產業水平、教育水平、投資水平與消費水平作為衡量社會環境的控制變量，分別以人均GDP、第三產業產值比重、每十萬人口中高等教育學生數量、全社會固定資產總額與社會消費品零售總額衡量。此外，零售業績效、經濟水平、教育水平、投資水平與消費水平均取對數值，以消除可能存在的異方差。表1給出了2008-2018年我國30省份城鄉二元經濟與零售業績效的均值情況：

表1 城鄉二元經濟與零售業績效的均值描述統計結果

從表1中可以看到，2008-2018年我國零售企業的績效水平總體上表現出不斷上升的趨勢，城鄉二元經濟水平有明顯下降趨勢。說明樣本時期，我國零售業在不斷發展，城鄉二元結構在逐漸減弱，兩者存在著協同變化性。但是，也要看到，零售業的發展速度表現出相對滯后性，近幾年城鄉二元經濟水平的下降速度在逐漸放緩。

三、城鄉二元經濟與零售績效的空間關系檢驗

（一）空間權重矩陣及Moran’I指數設計

在進行空間計量分析前，首先需要對各省份的空間關系進行權重賦值，我們采用了鄰接矩陣對30個省份的空間關系進行了權重矩陣構建，基本原則如（3）所示：

在權重矩陣構建基礎上，需要進一步對城鄉二元經濟與零售業績效的空間相關性進行分析，這是兩變量存在空間關系的基本前提，采用了Moran’I指數對這一問題進行分析，Moran’I指數的具體計算公式見（4）：

（二）基于Moran’I指數的全局空間自相關分析

在空間權重矩陣構建的基礎上，表2給出了2008-2018年我國城鄉二元經濟與零售業績效的全局Moran’I指數分析結果，其中Moran’I即相應的觀測值：

表2 基于全局Moran’I值的空間自相關分析

從2中可以看到，2008-2018年，我國城鄉二元經濟的Moran’I值總體上呈現出減小的趨勢，各年份的Moran’I值均在5%或1%水平上達到顯著，意味著我國城鄉二元經濟的發展表現出明顯的空間集聚現象。零售業績效的空間自相關性更為明顯，2008-2018年的Moran’I值均為正值，并且均在1%水平上達到顯著，總體上表現出增大的趨勢，說明零售業績效的變化也具有空間集聚趨勢。因此，有必要采用空間計量模型對零售業績效與城鄉二元經濟的空間關系變化做進一步分析。

（三）城鄉二元經濟對零售績效影響的空間效應分析

1.空間計量模型設定

在上述分析中已經證明我國各省份的城鄉二元經濟與零售業績效存在顯著的空間相關性，為了進一步探討城鄉二元經濟對零售業績效影響的空間效應，本文繼續采用空間計量模型對兩者的空間關系進行檢驗，即探討零售業績效與城鄉二元經濟的空間依存性，以下為三類空間計量模型的一般表達形式。

（1）空間滯后模型設定

（2）空間誤差模型設定

（3）空間杜賓模型設定

式（7）中，W_X與W_K分別為城鄉二元經濟與控制變量的空間項。

（四）空間面板回歸估計結果

本文對城鄉二元經濟與零售業績效的空間滯后模型、空間誤差模型與空間杜賓模型進行了估計，首先構建了兩者空間關系的基準模型，具體如下：

表3 基準模型回歸估計結果

由于空間誤差模型的Log-Likelihood值較大，因此著重對空間誤差模型與空間杜賓模型的結果分析。在不考慮任何社會因素的情況下，城鄉二元經濟與零售業績效存在顯著的空間依存性，根據關鍵性參數可以看到，空間誤差模型的相關系數為0.566，并且在1%水平上達到顯著，說明各省份的零售業績效存在著顯著的空間溢出，一個地區的零售業發展不僅與本地的發展環境有關，還會受到臨近地區的零售業發展水平所影響，周邊地區零售業績效每提升1個百分點會帶動本地零售業績效提升0.566個百分點?？臻g杜賓模型的空間相關性系數也在1%水平上達到顯著，城鄉二元經濟的空間項表現出不顯著的抑制作用。此外，在空間誤差模型與空間杜賓模型中，城鄉二元經濟對零售業績效的影響均表現出顯著抑制作用。但是，各模型的R方并不理想，空間誤差模型的擬合度僅為0.514，本文繼續將控制變量納入模型中進行回歸，表4為含控制變量的空間計量回歸結果：

表4 含控制變量的空間計量模型回歸估計結果

從表4中可以看到，各模型R方均有明顯明顯提升，對方差變異的解釋力度均達到了90%，說明含有控制變量的空間模型更加合理，也反映出城鄉二元經濟對零售業績效的影響作用與經濟社會環境存在密切關系?？臻g誤差模型的Log-Likelihood值仍然較優，因此繼續對空間誤差與空間杜賓模型的結果做重點分析。顯然，在納入控制變量后，兩模型的空間效應仍然顯著存在，ρ值與λ值的顯著性發生了明顯變化，在空間誤差模型中，空間誤差項的彈性系數為-0.059，僅在10%水平上達到顯著，即意味著在考慮到本地經濟社會因素后，零售業績效的空間溢出性已經消失，并且本地零售業會與鄰近地區零售業發展產生競爭效應，周邊地區零售業績效每提升1個百分點會對本地零售業績效帶來-0.059個百分點的抑制作用?？臻g杜賓模型中的空間相關系數不再顯著，具體到空間項的系數值可以看到，城鄉二元經濟的空間項在5%水平上仍然顯著，系數值由基準模型中的-1.126轉變為3.056，說明在考慮到經濟社會環境后，本地城鄉二元經濟對鄰近地區的零售業績效已經轉變為顯著的空間溢出性，即本地城鄉二元經濟每提升1個百分點會對鄰近地區的零售業績效產生3.056個百分點的促進作用。此外，本地城鄉二元經濟對零售業績效仍然表現出抑制作用，但是已經不再顯著。

綜上所述，零售業的發展在地區之間存在著競爭性，而本地城鄉二元經濟水平越高，越有利于鄰近地區零售業的發展。主要原因在于，城鄉二元經濟水平的提升意味著本地二元化程度的加深，即城鄉差距的擴大，在產業結構層面表現為農業占比較大，這也從側面反映出本地服務業的相對滯后，在本地零售業難以滿足市場需求的情形下，往往會出現跨區域消費的現象，從而對鄰近地區的零售業發展注入外部動力，并且這種趨勢會隨著二元化程度的加深而逐漸增強。

四、城鄉二元經濟對零售績效影響的門檻特征

（一）門檻效應模型設定

從空間面板回歸分析中可以看到，城鄉二元經濟與零售業績效受到地方社會因素的影響表現出明顯的空間依存性，兩者的空間依存性也發生了一定變化。本部分進一步采用門檻效應模型對兩者的非線性關系進行分析，以經濟水平為門檻變量，實證探尋城鄉二元經濟對零售業績效影響的非線性趨勢，基本模型形式如下：

式（8）中，gdp為經濟水平，X為城鄉二元經濟，r為經濟水平的門檻臨界值。要說明的是，當不存在單門檻效應時意味著城鄉二元經濟對零售業績效的影響不存在顯著門檻特征，高階的線性關系無效。當存在顯著的單門檻效應時，即意味著兩者存在著非線性關系，并且應按照高階門檻特征結果立論。

（二）門檻特征的實證檢驗

采用Bootstrap法對城鄉二元經濟與零售業績效的門檻關系進行檢驗，表5給出了門檻特征的顯著性檢驗結果。從表5中可以看到，城鄉二元經濟對零售業績效的影響作用存在顯著的雙門檻特征，即兩者具有明顯的非線性關系。根據雙門檻特征下的兩個臨界值，我們可以經濟水平劃分為三個階段，即當人均GDP的對數值小于11.126時，經濟發展處于低水平；當人均GDP的對數值介于11.126-11.195之間時，經濟發展處于中等水平；當人均GDP的對數值大于11.195時，經濟發展處于高水平。在不同經濟水平下，城鄉二元經濟對零售業績效的影響存在著相應的參數估計值。

表5 門檻效應顯著性估計結果

五、結論與建議

本文利用我國2008-2018年30省份的面板數據，構建了空間計量模型與門檻效應模型，實證分析了城鄉二元經濟對零售業績效的影響作用，主要得到以下結論：城鄉二元經濟對零售績效的影響存在一定的空間效應，相鄰地區的零售業發展存在著空間競爭性，本地城鄉二元經濟對零售績效具有抑制作用，但是對鄰近地區的零售業發展具有正向的空間溢出；城鄉二元經濟對零售業績效的影響表現出顯著的雙門檻特征，隨著經濟水平的提升，城鄉二元經濟的抑制作用在逐漸增強。據此，從推動零售業發展的角度，本文提出以下建議：

（一）促進城鄉一體化，加快縮小城鄉差距

城鄉二元經濟對零售業發展的負面影響顯著存在，加快推進城鄉一體化進程是促進本地零售業穩定發展的重要路徑，要充分利用互聯網、大數據等高新技術，加快推進“線上+線下”的零售業模式發展，促進城鄉間的信息共享，為農村優質農產品資源提供更加廣闊的銷售渠道，在打通城鄉貿易渠道的同時促進農村經濟增長方式的優化轉型，促進農村的產業化發展與農民的持續增收，不斷縮小城鄉發展差距。

（二）推進新型城鎮化，完善農村基礎條件

新型城鎮化建設是促進城鄉協同發展的重要路徑，這一過程的重點在于農村基礎設施條件的完善，尤其在交通運輸、倉儲物流方面，要進一步加大對農村地區的投入力度，改善農村地區的社會環境。同時，還要注重完善農村土地資源的流轉體系，促進農業發展的規?；洜I，將農民從土地生產中解放出來，改善農村的產業結構與勞動力供給結構，逐漸補齊農村地區的發展短板。