城乡二元经济对零售业绩效影响的实证研究※

（安徽农业大学，安徽 合肥 230036)

一、引言与文献回顾

改革开放为我国经济发展提供了重要的历史机遇，在先富带动后富的政策指引下，我国经济发展表现出明显的城乡分异特征，为了加速推进城市地区的经济发展，农村地区在城乡二元体制下长期处于资源输出方，也由此形成了比较鲜明的城乡二元经济结构。城乡二元经济既是经济发展过程中的历史产物，也是市场化过程的必然阶段。进入新时期，大范围的贫困问题已经消除，补齐农村地区的发展短板对公平正义的实现有着决定性意义，也是推进我国经济结构优化转型的现实要求。那么，在零售经济快速发展的背景下，城乡二元经济对零售企业绩效表现出何种影响？两者是否存在着协同或者失衡关系？

二元性是我国经济发展不充分的重要表现，在资源约束的长期影响下，我国城乡发展存在着明显的区域差距，产业结构、劳动供给、居民收入、消费水平等多个方面都表现出明显的城乡二元性，这种特有的经济特征对零售业的发展也产生了一定影响，一直是学界讨论的热点问题，例如，任虹（2013）在研究中指出，城乡二元体制下我国的行业分布也表现出明显的市场分割特点，农村地区在商贸资源与基础设施建设方面处于劣势地位，促进城乡二元经济的统筹发展是构建合理商贸流通体系的重要保障[1]。陈利锋（2016）从二元劳动力市场的角度指出，我国城乡间的劳动供给规模与质量存在着明显差异，不同区域的劳动力存在相对竞争优势，尤其体现在雇佣成本方面，这也是影响地方失业问题的重要原因[2]。杜凤蕊（2016）认为，城乡双向商贸流通体系的建设是打破城乡二元经济体制的重要路径，也是促进城乡间在资源、信息、劳动力等方面实现优势互补的现实要求[3]。李非（2016）在研究中指出，我国的农村发展表现出明显的滞后性，城乡二元经济特征比较明显，这也导致商贸流通业在城乡间的有效联通存在一定困难，而打破城乡二元经济结构的关键在于农村地区的发展[4]。孙亚南（2019）等对不同时期的城乡二元经济特征进行了系统分析，认为我国正处城乡二元经济的中后期阶段，这一阶段的城乡产业融合关键在于人力资本的培养与现代技术的运用[5]。从以往研究来看，城乡二元经济结构对社会发展的影响作用并不稳定，在不同时期的经济效应具有差异性变化，在经济发展初期，城乡二元经济为城市地区的发展提供了强有力的政策支撑，极大充实了城市发展的社会资源，但是随着城市经济发展水平的提升，城乡差距的问题也逐渐突出，尤其在农村供给城市的模式下，农村地区长期处于社会发展的末端，并且滋生了大量的贫困问题。从零售业的角度来看，城乡二元经济的过度化发展也存在着较大的负面影响，一方面会造成城市零售供给的相对过剩，另一方面由于农村零售业的落后，又会制约农村零售经济模式的转型，不利于农村零售经济的快速增长。那么，现阶段的城乡二元经济水平又具有何种经济表现？其对零售经济的影响作用表现为何种形态？本文构建城乡二元经济测度指标，在此基础上利用空间计量模型，实证探寻城乡二元经济对零售业绩效的影响作用，为零售资源的优化配置提供实证依据。

二、变量及数据

（一）被解释变量：零售业绩效

企业具有逐利性，企业发展普遍关心的是成本与收益的问题，这也成为衡量企业绩效高低的重要依据，胡宗彪（2019）等人在研究中就采用了企业利润额衡量企业绩效水平[6]，吴翌琳（2017）等人在研究中也采用了该指标反映绩效水平[7]。利润额即企业收入与成本的差值，在反映企业绩效层面具有直观性、易获得性等优点，本文也采用了该指标衡量各省份的零售企业绩效水平。

（二）解释变量：城乡二元经济

采用二元对比系数对城乡城乡二元经济水平衡量，二元对比系数是根据比较劳动生产率转换而来，比较劳动率反映的是某一产业的产值比重与该产业就业人员占比的比值情况，一般的计算公式如下：

其中，Bi为某一部门的比较劳动生产率，i代表产业部门，通常情况下包括第一至三产业，G与Gi分别表示为GDP总量与某一产业产值，L与Li分别为劳动人口总量与与某产业的劳动人口。二元对比系数即第一产业的比较劳动生产率与非农产业比较劳动生产率的比值，公式如下：

其中，X代表二元对比系数，B1与B2分别代表第一产业与非农产业的比较劳动生产率，G1与G2分别代表第一产业与非农产业产值，L1与L2分别代表第一产业与非农产业的就业人口。

从二元对比系数的计算公式可知，其取值范围在0-1，取值越小意味着二元化程度越强，即城乡二元结构越明显，当取值为0时，意味着存在着绝对性的城乡城乡二元经济体制；反之，取值越大意味着二元化程度越弱，当取值为1时，意味着社会系统中存在一元经济。

（三）控制变量

考虑到区域发展的异质性问题，我们在模型的构建中选取了经济水平、产业水平、教育水平、投资水平与消费水平作为衡量社会环境的控制变量，分别以人均GDP、第三产业产值比重、每十万人口中高等教育学生数量、全社会固定资产总额与社会消费品零售总额衡量。此外，零售业绩效、经济水平、教育水平、投资水平与消费水平均取对数值，以消除可能存在的异方差。表1给出了2008-2018年我国30省份城乡二元经济与零售业绩效的均值情况：

表1 城乡二元经济与零售业绩效的均值描述统计结果

从表1中可以看到，2008-2018年我国零售企业的绩效水平总体上表现出不断上升的趋势，城乡二元经济水平有明显下降趋势。说明样本时期，我国零售业在不断发展，城乡二元结构在逐渐减弱，两者存在着协同变化性。但是，也要看到，零售业的发展速度表现出相对滞后性，近几年城乡二元经济水平的下降速度在逐渐放缓。

三、城乡二元经济与零售绩效的空间关系检验

（一）空间权重矩阵及Moran’I指数设计

在进行空间计量分析前，首先需要对各省份的空间关系进行权重赋值，我们采用了邻接矩阵对30个省份的空间关系进行了权重矩阵构建，基本原则如（3）所示：

在权重矩阵构建基础上，需要进一步对城乡二元经济与零售业绩效的空间相关性进行分析，这是两变量存在空间关系的基本前提，采用了Moran’I指数对这一问题进行分析，Moran’I指数的具体计算公式见（4）：

（二）基于Moran’I指数的全局空间自相关分析

在空间权重矩阵构建的基础上，表2给出了2008-2018年我国城乡二元经济与零售业绩效的全局Moran’I指数分析结果，其中Moran’I即相应的观测值：

表2 基于全局Moran’I值的空间自相关分析

从2中可以看到，2008-2018年，我国城乡二元经济的Moran’I值总体上呈现出减小的趋势，各年份的Moran’I值均在5%或1%水平上达到显著，意味着我国城乡二元经济的发展表现出明显的空间集聚现象。零售业绩效的空间自相关性更为明显，2008-2018年的Moran’I值均为正值，并且均在1%水平上达到显著，总体上表现出增大的趋势，说明零售业绩效的变化也具有空间集聚趋势。因此，有必要采用空间计量模型对零售业绩效与城乡二元经济的空间关系变化做进一步分析。

（三）城乡二元经济对零售绩效影响的空间效应分析

1.空间计量模型设定

在上述分析中已经证明我国各省份的城乡二元经济与零售业绩效存在显著的空间相关性，为了进一步探讨城乡二元经济对零售业绩效影响的空间效应，本文继续采用空间计量模型对两者的空间关系进行检验，即探讨零售业绩效与城乡二元经济的空间依存性，以下为三类空间计量模型的一般表达形式。

（1）空间滞后模型设定

（2）空间误差模型设定

（3）空间杜宾模型设定

式（7）中，W_X与W_K分别为城乡二元经济与控制变量的空间项。

（四）空间面板回归估计结果

本文对城乡二元经济与零售业绩效的空间滞后模型、空间误差模型与空间杜宾模型进行了估计，首先构建了两者空间关系的基准模型，具体如下：

表3 基准模型回归估计结果

由于空间误差模型的Log-Likelihood值较大，因此着重对空间误差模型与空间杜宾模型的结果分析。在不考虑任何社会因素的情况下，城乡二元经济与零售业绩效存在显著的空间依存性，根据关键性参数可以看到，空间误差模型的相关系数为0.566，并且在1%水平上达到显著，说明各省份的零售业绩效存在着显著的空间溢出，一个地区的零售业发展不仅与本地的发展环境有关，还会受到临近地区的零售业发展水平所影响，周边地区零售业绩效每提升1个百分点会带动本地零售业绩效提升0.566个百分点。空间杜宾模型的空间相关性系数也在1%水平上达到显著，城乡二元经济的空间项表现出不显著的抑制作用。此外，在空间误差模型与空间杜宾模型中，城乡二元经济对零售业绩效的影响均表现出显著抑制作用。但是，各模型的R方并不理想，空间误差模型的拟合度仅为0.514，本文继续将控制变量纳入模型中进行回归，表4为含控制变量的空间计量回归结果：

表4 含控制变量的空间计量模型回归估计结果

从表4中可以看到，各模型R方均有明显明显提升，对方差变异的解释力度均达到了90%，说明含有控制变量的空间模型更加合理，也反映出城乡二元经济对零售业绩效的影响作用与经济社会环境存在密切关系。空间误差模型的Log-Likelihood值仍然较优，因此继续对空间误差与空间杜宾模型的结果做重点分析。显然，在纳入控制变量后，两模型的空间效应仍然显著存在，ρ值与λ值的显著性发生了明显变化，在空间误差模型中，空间误差项的弹性系数为-0.059，仅在10%水平上达到显著，即意味着在考虑到本地经济社会因素后，零售业绩效的空间溢出性已经消失，并且本地零售业会与邻近地区零售业发展产生竞争效应，周边地区零售业绩效每提升1个百分点会对本地零售业绩效带来-0.059个百分点的抑制作用。空间杜宾模型中的空间相关系数不再显著，具体到空间项的系数值可以看到，城乡二元经济的空间项在5%水平上仍然显著，系数值由基准模型中的-1.126转变为3.056，说明在考虑到经济社会环境后，本地城乡二元经济对邻近地区的零售业绩效已经转变为显著的空间溢出性，即本地城乡二元经济每提升1个百分点会对邻近地区的零售业绩效产生3.056个百分点的促进作用。此外，本地城乡二元经济对零售业绩效仍然表现出抑制作用，但是已经不再显著。

综上所述，零售业的发展在地区之间存在着竞争性，而本地城乡二元经济水平越高，越有利于邻近地区零售业的发展。主要原因在于，城乡二元经济水平的提升意味着本地二元化程度的加深，即城乡差距的扩大，在产业结构层面表现为农业占比较大，这也从侧面反映出本地服务业的相对滞后，在本地零售业难以满足市场需求的情形下，往往会出现跨区域消费的现象，从而对邻近地区的零售业发展注入外部动力，并且这种趋势会随着二元化程度的加深而逐渐增强。

四、城乡二元经济对零售绩效影响的门槛特征

（一）门槛效应模型设定

从空间面板回归分析中可以看到，城乡二元经济与零售业绩效受到地方社会因素的影响表现出明显的空间依存性，两者的空间依存性也发生了一定变化。本部分进一步采用门槛效应模型对两者的非线性关系进行分析，以经济水平为门槛变量，实证探寻城乡二元经济对零售业绩效影响的非线性趋势，基本模型形式如下：

式（8）中，gdp为经济水平，X为城乡二元经济，r为经济水平的门槛临界值。要说明的是，当不存在单门槛效应时意味着城乡二元经济对零售业绩效的影响不存在显著门槛特征，高阶的线性关系无效。当存在显著的单门槛效应时，即意味着两者存在着非线性关系，并且应按照高阶门槛特征结果立论。

（二）门槛特征的实证检验

采用Bootstrap法对城乡二元经济与零售业绩效的门槛关系进行检验，表5给出了门槛特征的显著性检验结果。从表5中可以看到，城乡二元经济对零售业绩效的影响作用存在显著的双门槛特征，即两者具有明显的非线性关系。根据双门槛特征下的两个临界值，我们可以经济水平划分为三个阶段，即当人均GDP的对数值小于11.126时，经济发展处于低水平；当人均GDP的对数值介于11.126-11.195之间时，经济发展处于中等水平；当人均GDP的对数值大于11.195时，经济发展处于高水平。在不同经济水平下，城乡二元经济对零售业绩效的影响存在着相应的参数估计值。

表5 门槛效应显著性估计结果

五、结论与建议

本文利用我国2008-2018年30省份的面板数据，构建了空间计量模型与门槛效应模型，实证分析了城乡二元经济对零售业绩效的影响作用，主要得到以下结论：城乡二元经济对零售绩效的影响存在一定的空间效应，相邻地区的零售业发展存在着空间竞争性，本地城乡二元经济对零售绩效具有抑制作用，但是对邻近地区的零售业发展具有正向的空间溢出；城乡二元经济对零售业绩效的影响表现出显著的双门槛特征，随着经济水平的提升，城乡二元经济的抑制作用在逐渐增强。据此，从推动零售业发展的角度，本文提出以下建议：

（一）促进城乡一体化，加快缩小城乡差距

城乡二元经济对零售业发展的负面影响显著存在，加快推进城乡一体化进程是促进本地零售业稳定发展的重要路径，要充分利用互联网、大数据等高新技术，加快推进“线上+线下”的零售业模式发展，促进城乡间的信息共享，为农村优质农产品资源提供更加广阔的销售渠道，在打通城乡贸易渠道的同时促进农村经济增长方式的优化转型，促进农村的产业化发展与农民的持续增收，不断缩小城乡发展差距。

（二）推进新型城镇化，完善农村基础条件

新型城镇化建设是促进城乡协同发展的重要路径，这一过程的重点在于农村基础设施条件的完善，尤其在交通运输、仓储物流方面，要进一步加大对农村地区的投入力度，改善农村地区的社会环境。同时，还要注重完善农村土地资源的流转体系，促进农业发展的规模化经营，将农民从土地生产中解放出来，改善农村的产业结构与劳动力供给结构，逐渐补齐农村地区的发展短板。