甘元玲(重慶師范大學(xué)涉外商貿(mào)學(xué)院 重慶 401520)
商貿(mào)流通業(yè)的城鄉(xiāng)一體化建設(shè)是縮小城鄉(xiāng)差距、實現(xiàn)區(qū)域均衡發(fā)展的重要內(nèi)容,城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化通過打破城鄉(xiāng)地緣邊界、破除體制阻隔,實現(xiàn)商貿(mào)流通業(yè)在城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展的有效銜接,從而提升社會整體的商貿(mào)服務(wù)能力。電子商務(wù)依托網(wǎng)絡(luò)信息化優(yōu)勢,能夠快速甄別城鄉(xiāng)優(yōu)勢社會資源,尤其在農(nóng)村優(yōu)質(zhì)產(chǎn)品的宣傳、銷售等方面發(fā)揮著日益重要的作用,極大促進(jìn)著城鄉(xiāng)貿(mào)易的交互流通。但是,我國電子商務(wù)的發(fā)展起步較晚,受到地理、歷史等因素的影響,電子商務(wù)發(fā)展水平表現(xiàn)出較大的區(qū)域差距,導(dǎo)致其對城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化的影響作用并不穩(wěn)定。因此,需要進(jìn)一步對其耦合機(jī)理進(jìn)行實證探索,客觀評價兩者空間關(guān)聯(lián)的區(qū)域差異,這是實現(xiàn)社會資源優(yōu)化配置的基本前提,也是推進(jìn)電子商務(wù)與商貿(mào)流通業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展的現(xiàn)實要求。
城鄉(xiāng)發(fā)展差距是我國區(qū)域差距的重要表現(xiàn),推進(jìn)城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化建設(shè)是促進(jìn)社會資源優(yōu)化配置的必然結(jié)果,也是實現(xiàn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的重要措施。電子商務(wù)依托網(wǎng)絡(luò)信息平臺能夠促進(jìn)城鄉(xiāng)社會信息的快速流動,加快城鄉(xiāng)間的社會銜接,進(jìn)而促進(jìn)城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化的建設(shè)。學(xué)術(shù)界對電子商務(wù)與商貿(mào)流通業(yè)的關(guān)系也進(jìn)行了諸多討論。劉楊(2015)認(rèn)為推進(jìn)城鄉(xiāng)地區(qū)的信息化建設(shè)有利于促進(jìn)城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化發(fā)展,尤其在農(nóng)村發(fā)展電商企業(yè)能夠進(jìn)一步拓寬農(nóng)村的市場渠道,為農(nóng)村優(yōu)質(zhì)產(chǎn)品的線上銷售提供良好的市場保障。嚴(yán)李莉(2016)從功能定位與服務(wù)平臺搭建等方面指出了電子商務(wù)發(fā)展對城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化的積極作用,認(rèn)為農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展能夠促進(jìn)城鄉(xiāng)商貿(mào)發(fā)展差距的縮小,也有利于促進(jìn)城鄉(xiāng)商貿(mào)流通資源的均衡配置,電子商務(wù)的發(fā)展對商貿(mào)流通業(yè)具有信息引導(dǎo)作用,而城鄉(xiāng)商貿(mào)發(fā)展水平的失衡又制約著電子商務(wù)的積極作用,尤其在農(nóng)村地區(qū)要重點推進(jìn)網(wǎng)絡(luò)信息化建設(shè)。牛艷艷(2017)認(rèn)為電子商務(wù)的積極作用表現(xiàn)在流通社會化、成本降低、信息效率提升等方面,發(fā)展農(nóng)村電子商務(wù)能夠打破農(nóng)村銷售渠道的單一化局面,也有利于推動農(nóng)產(chǎn)品供給結(jié)構(gòu)的優(yōu)化,促進(jìn)城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化發(fā)展。馬東(2017)認(rèn)為我國城鄉(xiāng)商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展存在著較大的區(qū)域差距,電子商務(wù)的發(fā)展能夠加強(qiáng)城鄉(xiāng)間的信息溝通,推動城鄉(xiāng)流通結(jié)構(gòu)的均衡化,從而促進(jìn)城鄉(xiāng)商貿(mào)流通的一體化進(jìn)程。徐璐(2017)在研究中指出,農(nóng)村電子商務(wù)的發(fā)展是縮小城鄉(xiāng)商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展差距的重要措施,但是農(nóng)村地區(qū)面臨著信息化建設(shè)水平低、基礎(chǔ)設(shè)施不完善等現(xiàn)實問題,電子商務(wù)在農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長方面的積極作用也受到限制。
從以上研究中可以看到,電子商務(wù)對商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展具有重要影響作用,尤其在優(yōu)化農(nóng)村貿(mào)易模式方面發(fā)揮著重要的推進(jìn)劑作用,極大拓寬了農(nóng)村優(yōu)質(zhì)產(chǎn)品資源的銷售渠道,也為城鄉(xiāng)商貿(mào)流通一體化的推進(jìn)做出了重要貢獻(xiàn)。但是,縱觀以往研究都側(cè)重從理論層面對電子商務(wù)與城鄉(xiāng)商貿(mào)流通業(yè)的關(guān)系進(jìn)行辨析,很少有研究對其空間關(guān)聯(lián)性進(jìn)行實證分析。因此,本文擬借助因子分析方法對我國電子商務(wù)與城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化水平進(jìn)行測度,在此基礎(chǔ)上構(gòu)建耦合關(guān)聯(lián)度模型,實證探索兩者的耦合機(jī)理,為社會資源的優(yōu)化配置提供參考。
因子分析通過在諸多變量中提取具有共同屬性的公共因子實現(xiàn)對原有變量的降維過程,從而更加簡潔的反映原有變量的信息,因子分析的模型構(gòu)建可以表示為公式(1):
表1 耦合度評價標(biāo)準(zhǔn)
表2 協(xié)調(diào)度評價標(biāo)準(zhǔn)
表3 電子商務(wù)與城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化的指標(biāo)選取
表4 電子商務(wù)相關(guān)系數(shù)矩陣
表5 城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化相關(guān)系數(shù)矩陣
表6 KMO與Bartlett球形檢驗結(jié)果
表7 電子商務(wù)公因子提取結(jié)果
式(1)中,X=(X1,X2,…,Xn)`與 F=(F1,F2,…,Fp)`分別表示在n維與p維的隨機(jī)向量,X1,…,Xn代表實際選取的各個變量,F(xiàn)1,…,Fp代表可能存在的公共因子,a11,…,anp為各實際變量在各公共因子上的負(fù)荷值,即權(quán)重系數(shù)。此外,為了便于對耦合關(guān)系的測度,在對兩變量因子分析后進(jìn)行歸一化處理,式(2)為歸一化處理的測算方法:
式(2)中,Y*為歸一化處理后的數(shù)據(jù)表達(dá)形式,MIN、MAX分別為各變量所有數(shù)據(jù)中的最小值與最大值。
本文借鑒弓憲文等(2018)的研究,采用耦合關(guān)聯(lián)度模型對電子商務(wù)與城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化的耦合機(jī)理進(jìn)行分析,主要包含耦合度與協(xié)調(diào)度兩方面的評價,耦合度的表達(dá)形式如下:
在式(3)中,I為耦合度,E、T分別為電子商務(wù)與城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化水平。本文中電子商務(wù)與城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化水平在經(jīng)過歸一化處理后的取值區(qū)間均為[0-1],由此可知耦合度取值區(qū)間也為[0-1],根據(jù)張洪潮(2013)、謝泗薪(2019)等的研究可以將其數(shù)值進(jìn)行如表1所示的階段劃分。
此外,式(4)給出了協(xié)調(diào)度模型的表達(dá)形式,用于反映是否存在著協(xié)調(diào)發(fā)展的關(guān)系:
在式(4)中,H為協(xié)調(diào)度,式(5)中C為綜合協(xié)調(diào)指數(shù),α與β反映的是兩者對其協(xié)調(diào)關(guān)系的貢獻(xiàn)度,一般情況下認(rèn)為α=β=0.5。根據(jù)協(xié)調(diào)度的得分情況,也可以將其劃分為如表2所示的階段。
本文涉及到的主要變量包括電子商務(wù)與城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化,以往研究側(cè)重從單一指標(biāo)對兩者的發(fā)展?fàn)顟B(tài)進(jìn)行分析,難以全面考察其發(fā)展的綜合概況,本文采用因子分析方法分別對兩變量構(gòu)建了如表3所示的指標(biāo)體系。本文采用2013-2017年我國30省區(qū)的面板數(shù)據(jù)(西藏地區(qū)的部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失,故不考慮),所有數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(2014-2018)。
如表3所示,參照徐德順(2018)、任保平(2011)等人的研究,電子商務(wù)共選取了行業(yè)規(guī)模與經(jīng)濟(jì)規(guī)模兩類指標(biāo),城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化水平共選取了商流、信息流與物流三類指標(biāo),后文將對兩變量所選取的各項指標(biāo)構(gòu)成進(jìn)行因子分析,以檢驗各指標(biāo)的適用性。
首先對電子商務(wù)與城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化各指標(biāo)的相關(guān)性進(jìn)行分析,以判斷各變量是否適宜做因子分析,只有在滿足兩兩相關(guān)的前提下因子分析結(jié)果才具有可靠性,表4、表5為相關(guān)系數(shù)矩陣。
由表4、表5可知,電子商務(wù)與城鄉(xiāng)一體化各指標(biāo)間均存在顯著相關(guān)性,即適宜做因子分析。繼續(xù)進(jìn)行KMO與Bartlett球形檢驗,判斷由上述指標(biāo)所構(gòu)建的因子分析模型是否具有較強(qiáng)的解釋力度,表6為檢驗結(jié)果。
由表6可知,電子商務(wù)各指標(biāo)經(jīng)過因子分析后的KMO檢驗值在0.6以上,且Bartlett球形檢驗也在1%水平上顯著,說明所選取的各項指標(biāo)具有很好的解釋力度。
表7、表8為主成分因子提取結(jié)果,以判斷各變量的公因子提取個數(shù)及相應(yīng)的解釋力度。
由表7、表8可知,電子商務(wù)各項指標(biāo)提取了1個公因子,共解釋了原有變量信息量的70.994%;城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化提取了3個公因子,解釋力度為72.647%。兩變量所提取的公因子均具有較高的解釋力度。
表9與表10給出了旋轉(zhuǎn)成分矩陣與得分系數(shù)情況,用于反映各指標(biāo)對兩變量的影響力度。
由表9可知,以電子商務(wù)各指標(biāo)對其影響作用的大小為例,可以排序為網(wǎng)站數(shù)量>企業(yè)數(shù)量>銷售額>采購額>百家企業(yè)擁有網(wǎng)站數(shù)量。而收入比對城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化的影響作用最大,城鄉(xiāng)社會消費品零售總額之比的影響作用最小。此外,根據(jù)得分系數(shù)情況可以將因子分析結(jié)果記為如下形式:
并且根據(jù)城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化三個公因子的貢獻(xiàn)度可以將其因子模型記為如下形式:
根據(jù)公式(3)進(jìn)行測算,表11為2013-2017年我國各省區(qū)電子商務(wù)與城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化的耦合度測算結(jié)果。
由表11可知,東中部地區(qū)的大多數(shù)省區(qū)耦合度在0.8-1之間,處于高度耦合階段;西部地區(qū)的耦合度普遍在0.5-0.8之間,處于良性耦合階段。此外,東部的北京、天津耦合度也處于良性耦合階段;西部的內(nèi)蒙古、重慶、四川與陜西處于高度耦合階段。東中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對較高,區(qū)域內(nèi)部交通發(fā)達(dá),網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施較為完善,電子商務(wù)的普及度也處于較高水平,但是在北京、天津兩地的城市化水平相對較高,城鄉(xiāng)發(fā)展差距相對較小,電子商務(wù)對城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化的促進(jìn)作用呈現(xiàn)出規(guī)模遞減狀態(tài),兩者的耦合關(guān)系也就相對較低。西部經(jīng)濟(jì)落后,區(qū)域內(nèi)部的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)處于較低水平,這是導(dǎo)致電子商務(wù)與城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化耦合度較低的主要原因。表12反映的是2013-2017年各地區(qū)耦合度的變化情況。
表8 城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化公因子提取結(jié)果
表9 電子商務(wù)旋轉(zhuǎn)成分矩陣與得分系數(shù)
表10 城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化旋轉(zhuǎn)成分矩陣與得分系數(shù)
表11 各省區(qū)電子商務(wù)與城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化的耦合分析結(jié)果
表12 2013-2017年各地區(qū)電子商務(wù)與城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化的耦合分析結(jié)果
表13 電子商務(wù)與城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化的協(xié)調(diào)度分析結(jié)果
由表12可知,2013-2017年全國電子商務(wù)與城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化的耦合度總體上呈現(xiàn)出下降狀態(tài),對比各地區(qū)的情況可以看到,東部的下降趨勢最為明顯,也是導(dǎo)致全國耦合度下降的主要原因;而中西部耦合度總體上在逐漸上升,說明中西部電子商務(wù)與城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化的關(guān)聯(lián)性在逐漸增強(qiáng),并且西部耦合度的增幅最大。電子商務(wù)對城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化的推進(jìn)遵循著一般的經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律,在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期,電子商務(wù)的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)處于遞增階段,對城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化的促進(jìn)作用盡管較低,但是處于不斷上升趨勢,但是隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升,電子商務(wù)的積極效應(yīng)也會隨之遞降,從而導(dǎo)致其對城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化的影響作用降低。
根據(jù)公式(4)與(5)繼續(xù)對我國各省區(qū)電子商務(wù)與城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化的協(xié)調(diào)度進(jìn)行分析。
由表13可知,東中西三地區(qū)處于高度協(xié)調(diào)階段的省區(qū)分別有9個、6個與7個。東部的北京、天津,中部的吉林、黑龍江與西部的廣西處于中度協(xié)調(diào)階段;此外,西部的青海、寧夏與新疆三省區(qū)處于低度協(xié)調(diào)階段。對比各地區(qū)的均值結(jié)果可知,東部協(xié)調(diào)度相對較高,西部最低。這一結(jié)果說明,電子商務(wù)與城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化的協(xié)調(diào)發(fā)展情況在東部地區(qū)表現(xiàn)的相對較優(yōu),西部地區(qū)情況不容樂觀。主要原因在于,西部地區(qū)電子商務(wù)的起步相對較晚,尤其在部分貧困地區(qū),電子物流難以實現(xiàn)全區(qū)域覆蓋,在很大程度上限制了電子商務(wù)的發(fā)展,難以與城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化形成同步發(fā)展關(guān)系。表14為各地區(qū)協(xié)調(diào)度的時序情況。
由表14可知,2014年后電子商務(wù)與城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化的協(xié)調(diào)度一直在下降,兩者的協(xié)同發(fā)展性逐漸變差;分地區(qū)來看,東部協(xié)調(diào)度的下降趨勢最為明顯,2017年較2013年下降了13.5個百分點,同期中西部協(xié)調(diào)度分別上升了7.2與15.7個百分點。從這一結(jié)果可知,電子商務(wù)與城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化的協(xié)調(diào)度與耦合度變化趨勢較為一致,隨著區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升,協(xié)調(diào)度呈現(xiàn)出階梯式下降的變化趨勢。
表14 2013-2017年各地區(qū)電子商務(wù)與城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化的協(xié)調(diào)度分析結(jié)果
本文在因子分析基礎(chǔ)上對2013-2017年我國30省區(qū)電子商務(wù)與城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化的發(fā)展水平進(jìn)行了測度,借助耦合關(guān)聯(lián)模型實證檢驗了電子商務(wù)與城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化耦合度與協(xié)調(diào)度的時空分異情況,主要得出以下結(jié)論:2013-2017年我國電子商務(wù)與城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化的耦合度相對較高,表現(xiàn)為中部>東部>西部;協(xié)調(diào)度水平相對較低,呈現(xiàn)出東部>中部>西部的現(xiàn)象;從變化趨勢來看,電子商務(wù)與城鄉(xiāng)商貿(mào)一體化的耦合度與協(xié)調(diào)度總體上都在逐漸下降,主要是由東部地區(qū)的下降現(xiàn)象造成,中西部則呈現(xiàn)出上升趨勢,西部增幅最大。
主要得出以下兩點政策啟示:一是要加大對城鄉(xiāng)電子商務(wù)的支持力度,不斷完善農(nóng)村地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施與網(wǎng)絡(luò)信息化建設(shè),推動城鄉(xiāng)電子物流標(biāo)準(zhǔn)化進(jìn)程,提高農(nóng)村地區(qū)的電子商務(wù)發(fā)展水平;二是要加大對西部地區(qū)的政策傾斜力度,深化對口支援等政策措施,提高西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展實力,為電子商務(wù)的縱深化發(fā)展提供良好的社會環(huán)境,持續(xù)挖掘電子商務(wù)對商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的積極作用。