我國農產品流通效率對農村消費影響的實證分析

■ 陳樂一 教授 喻 霞 粟壬波 博士生（湖南大學經濟與貿易學院長沙 410006）

引言

擴大內需是當前我國經濟重大的結構調整，也是經濟增長的主要動力，面對當下復雜的國內外經濟形勢，由出口導向型經濟增長方式向內需拉動型增長方式轉變可謂勢在必行。擴大消費是擴大內需的主要著力點，發揮好消費的基礎性作用離不開農村消費市場。工業化和城鎮化進程推動下，農民收入水平顯著提高，無論從激發農村消費總量潛力還是促進農村居民消費升級轉型來看，拉動廣大農村市場的消費需求對于加快經濟結構調整、保持經濟穩定增長都具有重要意義。2008年國際金融危機爆發后，政府采取的“家電下鄉”、“汽車下鄉”等一系列刺激農村消費的政策在危機期間為保持經濟平穩增長起到了重要作用，但農村消費市場潛力依然很大，阻礙農村消費增加的不利因素仍然存在。近年來農產品價格波動劇烈是物價頻繁變動的主要原因，即使在農產品終端市場價格上漲時，農民也并沒有從中獲得應有的收益，農產品流通環節的成本過高是影響農民增收的重要因素之一。農產品經營所得是農民收入的主要來源之一，如何降低農產品流通環節的成本，保證農產品價格平穩運行，是增加農民收入，擴大農村居民消費的關鍵途徑。因此，提高農產品流通效率以降低流通成本是穩定農產品供需關系的重要手段，這將有利于穩定農民收入增加的預期，進而拉動農村消費市場的總量需求，同時也有助于推動農村居民消費的轉型升級。

對于農產品流通效率的研究，國外學者Ken Grimsdell（1996）以英國椰菜的流通作為成功案例，歸納農產品高效流通的6個基本要求：規模經營、生產靈活、戰略聯盟、供應連續、質量監控和通信。Hackman等（2001）對于倉儲和配送的經營從投入產出角度，通過運用對57個倉庫的調查數據，提出衡量倉庫物流營運水平的指標體系。Linus U. Opara（2002）回顧了農產品供應鏈管理的可追溯性，并強調在處理農產品供應鏈時所面臨的技術性挑戰，開發適當的測量農產品標簽和品質特征的工具，建立信息系統數據采集、分析、存儲和通信集成的平臺對農產品順暢流通和質量的重要保證。Yingrong Lu等（2004）提出現代農產品的流通與電子商務的結合對于農產品流通的發展非常重要，提出一個基于數據互換和動態分配機制的電子商務物流模式，這個模式的提出有利于農產品流通水平的提高。國內學者張貴友等（2009）研究農產品交易場所基礎設施、運輸道路、倉儲、勞動、資本等對農業生產的影響關系進行了理論上和實證上的研究。歐陽小迅等（2011）則用產出距離函數利用我國28個省份農村的相關數據對我國農產品的物流效率進行測評，并對其進行了影響因素分析。劉天軍等（2013）針對我國現代農產品流通體系存在的問題，提出了應該從流通方式、流通基礎設施和食品安全等方面進行流通體制的創新。

關于流通與消費的研究，國外學者Thomas（2000）比較美國和阿根廷農產品運輸和物流系統發現農產品的銷售量主要取決于交通和物流的發展，美國的農業部門在農產品的運輸和倉儲比阿根廷更有優勢，這從根本上解釋了美國在與阿根廷的共同出口市場上比阿根廷更具有出口的貿易優勢的原因。Gordon l.Carriker（1993）提出農民的非農收入和政府補助收入的消費傾向高于農民的農業收入的消費傾向，Roald Sand（2002）進一步通過對羅威258個農戶1976-1997年的面板數據構建動態面板模型對這一結論進行證明。Yan Dong（2007）基于雙邊壟斷的理論規則對供應商和生產商在流通中的獲益情況進行了分析，得出有效率的補貨方式的采取更有利于提高兩者的利潤，提高流通渠道的流通效率。國內也有學者對這個問題進行研究，胡雪萍（2003）、王新利等（2006）從理論方面對二者間關系進行了分析，認為流通對消費具有促進作用。馮曉燕等（2008）、王俊（2011）、李駿陽等（2011）、李志剛等（2013）用時間序列數據從不同側重點對農村流通和農村消費的關系進行論證，用實證證實了二者間的促進關系。王世進等（2013）研究我國農村基礎設施對農村消費的靜態影響。吳學品等（2012）分階段對我國農村流通總量、農村集貿市場以及流通環境對農村消費的影響進行了動態分析。

首先，已有的對農產品流通與農村消費的研究，大多是對流通體系或者流通行業對消費影響的研究，且對流通體系流通行業的界定不夠充分，本文把農產品流通效率作為衡量農村流通業的發展水平的一個指標，并研究農產品流通效率對農村消費總量和消費結構的影響更加具有針對性；其次，現有的文獻在研究時并沒有考慮流通和消費以外的其他經濟因素的影響，但是現實中大多數經濟變量之間的影響關系是相互的，這將直接影響模型的寬度和模型的合理性，本文在研究時加入了多個控制變量，考慮多方經濟因素，更加符合現實；最后，已有的研究大多采用時間序列數據對流通和消費的關系進行研究，這就難以把數據進行擴充，本文利用2000-2012年我國28個省份的面板數據，并用固定效應模型研究農產品流通效率對農村總消費、農村居民生存型消費和農村居民享受型消費的影響，并基于PVAR模型中的脈沖響應函數分析農產品流通效率對農村消費總量和消費結構的動態沖擊效應，是對已有研究的補充和發展。

表1 2000-2012年我國28個省份的農產品流通效率

表2 單位根檢驗結果

理論分析與假設的提出

（一）農產品流通效率與農村消費總量

農產品流通高效率是指既定的農產品流通投入的最大流通產出或者既定流通產出的最小流通投入。農產品流通效率的高低是衡量農產品流通發展是否有效率的一個關鍵性指標。農產品流通效率影響農村消費的內在機制主要有：第一，改善農村消費環境，提高農村居民消費質量。農產品流通效率的提高意味著農村流通環境順暢，流通過程中受到的阻礙變少，農村居民在高流通效率的環境中消費得到更大的效應，激發農村居民的消費欲望。第二，降低交易成本，提高農民生產積極性，促進農業產業化。農產品流通效率的提高有利于農產品供給和需求更好的對接，降低農戶搜尋農產品需求方的信息成本，更快地把農產品賣出去，從而提高農民再生產的積極性，增加對再生產過程中的技術和資金投入，促進農業產業化。第三，增加農民收入，提高農民消費能力。農產品流通效率的提高意味著農產品流通基礎設施的改善，農產品流通基礎設施包括交通基礎設施，交通基礎設施的改善不僅為多余的農村勞動力到就近的鄉鎮從事非農勞動提供方便，而且為多余農村勞動力到較遠的大城鎮就業提供了可能。這在一定程度上促進城鄉經濟一體化進程，給農村勞動力提供更多的非農就業機會，增加農民非農收入，提高農民消費能力。由此，筆者提出如下假設：

假設1：農產品流通效率對農村消費總量具有促進作用。

（二）農產品流通效率與農村消費結構

農產品流通效率的提高意味著農產品流通成本的降低，這將有利于穩定農村居民收入增加的預期，由于農村居民享受型消費的收入彈性大于生存型消費的收入彈性，當收入預期達到一定水平并再提高時，農民增加的享受型消費會比生存型消費多；另外，農產品流通效率的提高具有溢出效應，即農產品流通效率提高意味著農村道路等交通基礎設施的改善，這也將在一定程度上提高生存型消費品和享受型消費品的流通效率，這些消費品的流通成本降低，價格也相對降低，但是由于享受型消費品的需求價格彈性大于生存型消費品的需求價格彈性，當兩者的價格同比例下降時，農民將更多地增加享受型消費品的消費。

假設2：農產品流通效率影響農村消費結構，農產品流通效率的提高對享受型消費的促進作用比生存型消費的促進作用大。

我國農產品流通效率測評

（一）測評方法和指標選取

本文將用數據包絡分析方法（DEA，Data Envelopment Analysis）對農產品流通效率進行測評，該方法的原理主要是通過保持決策單元（DMU，Decision Making Units）的輸入或者輸入不變，借助于數學規劃和統計數據確定相對有效的生產前沿面，將各個決策單元投影到DEA的生產前沿面上，并通過比較決策單元偏離DEA前沿面的程度來評價它們的相對有效性。該方法不需要對生產函數的具體形式做出設定，所以有利于避免因主觀設定具體生產函數形式而引起的誤差。由于DEA-SBM模型測評的結果在進行橫向和縱向的比較分析時比傳統的DEA-CRS和DEA-VRS更具合理性，所以本文主要采用該模型對我國的農產品流通效率進行測評。

表3 模型估計結果

用數據包絡分析方法和SBM方向性距離函數測算效率時，投入和產出指標的選取至關重要。在前人研究成果的基礎上，并考慮數據的可得性，本文主要從資本、勞動力和技術三個方面選取投入指標；從流通總量方面來選取流通產出指標。資本投入主要以各地區每戶農村居民家庭生產性固定資產原值中用于交通運輸倉儲和郵政業以及批發和零售貿易業的投入與各地區鄉村戶數的乘積來表示投入農村流通行業的資本量；勞動力投入以各地區鄉鎮從事交通運輸和批發零售貿易的人員數作為投入農村流通業勞動力的數量；技術投入以各地區農村擁有電話或手機臺數作為投入農村流通業信息技術的投入量，具體以各地區鄉村每戶擁有的電話或手機臺數與各地區鄉村戶數的乘積來表示。流通產出主要以各地區農村社會消費品零售額來衡量農村流通規模，具體由縣及縣以下的消費品零售額作為農村流通量的產出指標。由于數據的缺失，本文剔除了天津、上海和西藏三個省份，以其余的28個省份2000-2012年的數據作為研究的數據樣本。本文的數據樣本主要來自于相關年份的《中國統計年鑒》、《中國農村統計年鑒》、《中國區域經濟統計年鑒》、《中國農業年鑒》、《新中國六十年統計資料匯編》以及CNKI中國經濟與社會發展統計數據庫。

（二）測評結果說明

2000-2012年我國28個省份的農產品流通效率測評結果如表1所示，從全國整體來看，我國農產品流通效率整體上具有上升的趨勢，且上升態勢明顯，平均農產品流通效率從2000年的0.09上升到2012年的0.47，增幅較大。由于2006年施行的全面免除農業稅、義務教育免費等措施，我國農村經濟得到了發展，農村生活消費環境得到了改善，推動了我國農村流通效率的提高，2006-2007年我國的年平均農產品流通效率上升最快，從0.12上升到0.38，到2012年，我國的平均農產品流通效率為0.49，還未達到先進水平，還有比較大的上升空間，需要政府對我國農村流通基礎設施的進一步投入推進農村流通效率的提高，把城市的先進信息技術和機器設備引入農村，實現由城市帶動農村的發展，把城市的發展延伸到農村，促進農村流通業發展，提高農村流通效率。

從區域變化來看，我國東中西地區的農產品流通效率在各個時期都具有一定的差距，且差距在增大，2012年中部地區的農產品流通效率最高為0.69，而東部的流通效率僅次于中部為0.56，西部的農產品流通效率最低為0.52。我國平均農產品流通效率由東往西依次遞減，東部地區、中部地區和西部地區分別為0.3、0.29和0.23。目前我國整體農產品流通效率水平還不高為0.58，還有比較大的提升空間，需要政府和企業進一步加大對農村農產品流通基礎設施和流通信息技術服務的投入力度，提高農產品流通效率。至2012年，大部分地區的農產品流通效率在0.6以下，農產品流通效率在0.5以下的地區有7個。我國東中西地區的農產品流通效率的大小不統一，還存在一定的差距，東中西地區的年平均農產品流通效率依次降低，東部地區的年平均農產品流通效率水平最高，中部地區的其次，西部地區的最低。東中西地區的農產品流通效率都呈上升趨勢，上升幅度相差不是很大，中部地區上升最快，13年間從0.08上升到了0.69，這對于農產品流通效率來說是一個很大的提高。從省際來看，河北、浙江、廣東、黑龍江等農業大省2012年的農產品流通效率已達到中上等水平，農產品流通效率達到0.6以上。安徽、黑龍江、廣東的平均農產品流通效率排名較高，其年農產品流通效率值分別為0.48、0.45和0.43；而遼寧的年平均農產品流通效率的排名最低，其年平均農產品流通效率值僅為0.09。

實證分析

（一）固定效應模型分析

圖1 PVAR脈沖響應沖擊反應圖

1.面板數據單位根檢驗。為了更有效地避免非平穩時間序列“偽回歸”現象的發生，需要對各個變量的序列進行單位根檢驗，看各個變量的序列是否存在單位根，進而檢驗序列是否平穩。面板數據的單位根檢驗方法主要可以分為截面序列、具有相同根情況下的單位根檢驗和允許截面序列、具有不同根情況下的單位根檢驗。具有不同單位根情形下的單位根檢驗更加具有靈活性，并且在結合本文數據樣本大N小T的特點，為了減少由于單位根檢驗方法自身缺陷而導致的檢驗誤差，本文主要采用不同單位根情形下的兩種單位根檢驗方法進行單位根檢驗，分別是IPS檢驗和Fisher-pp檢驗。在1%顯著性水平上，如果p值小于0.01，則該變量在顯著性為1%的水平上是平穩的，否則為非平穩變量，且需要對非平穩的時間序列進行差分處理，然后再進行單位根檢驗。對數據進行單位根檢驗的結果如表2所示，變量的水平值是不平穩的，但是進行一步差分后再進行單位根檢驗的結果表明所有變量的差分項的單位根檢驗的p值都小于0.01，也就是說所有變量在1%的顯著性水平上都平穩的，所有變量都是非平穩的一階單整變量。

2.模型的設定。為了驗證假設是否成立，本文主要構建以下三個方程來進行實證檢驗。其中方程（1）主要驗證農產品流通效率對農村消費總量的影響；并在此基礎上將農村居民消費分為生存型消費支出和享受型消費支出，構建方程（2）和方程（3）來研究農產品流通效率對農村消費結構的影響。構建主要方程如下：

為了消除可能存在的異方差的影響，對各個變量進行取自然對數的處理。模型中，lnRC、lnLIVEC和lnFEELC分別為農村居民消費總量、農村居民生存型消費和農村居民享受型消費，是被解釋變量；lnE為農產品流通效率，為關鍵的解釋變量。lnRI、lnJY、lnYTH、lnCZH 、lnZNZC及lnAE為模型的控制變量，分別表示農村居民收入、農村勞動力受教育程度、城鄉一體化水平、城鎮化水平、政府對農業的支持程度以及農業從業人員比例。i代表各個省份，t代表各個年份。

3.數據說明。農村居民總消費RC以各地區農村居民家庭人均生活消費支出來表示；LIVEC農村居民生存型消費主要是指農村居民家庭人均支出中食品支出、衣著支出以及居住支出；FEELC農村居民享受型消費支出主要是指農村居民家庭人均支出中家庭設備及用品支出、交通和通信支出、文教娛樂支出以及醫療保健支出。農產品流通效率E以上節中測評得到的農產品流通效率作為數據來源?？紤]到影響農村消費的因素很多，主要引入以下控制變量：農村居民收入RI，以農村居民人均純收入來反映農村居民收入情況；農村居民受教育程度JY，以各地區農村居民家庭勞動力受教育年限來表示，不識字為0，小學程度為6，初中程度為9，高中程度為12，中專程度為13，大專及大專以上程度為16，再進行加權平均就得到各地區農村居民勞動力受教育年限；城鄉一體化發展水平YTH，主要采用周江燕、白永秀（2014）測算的城鄉一體化指數表示我國各地區城鄉一體化發展水平；我國城鎮化水平CZH，主要以我國各省市城鎮人口與農村人口的比例來衡量；財政支農支出ZNZC，以地方財政支出中用于農林水利氣象等部門事業費來表示中央對地方農業的財政支持；農村農業從業人員比重AE，以鄉鎮企業農業從業人口占總從業人口的份額來表示。

4.計量結果分析。面板數據模型主要考慮固定效應模型和隨機效應模型，進行固定效應和隨機效應的分析結果如表3所示。如果Hausman檢驗的結果的p值小于0.01，則拒絕原假設，隨機效應模型是有偏的，只能用固定效應模型；如果Hausman檢驗結果的p值大于0.05，則接受原假設，固定效應模型和隨機效應模型的估計結果一致，但是隨機效應模型更有效，選擇隨機效應模型。由表3的估計結果可知，三個面板數據模型的Huasman檢驗p值小于0.05，拒絕原假設，因此以下僅就其固定效應模型估計結果進行分析。

由方程（1）的實證結果可知，R2為0.9866，說明因變量變動的98.66%能夠被方程（1）解釋，模型的擬合度好。農產品流通效率的彈性為正，且在1%的顯著性水平上顯著，說明農產品流通效率都對農村居民消費具有促進作用，這就證明了假設1成立。農產品流通效率越高，單位農產品的流通成本越低，農戶能以更低的成本把農產品送到消費者手中，減少中間過程投入的浪費，進而有利于農民在賣出農產品進行議價時處于博弈的優勢地位，而更能以高的價格出售農產品；對于農產品收購者從單個農戶手中收購農產品的農產品銷售模式，由于收購過程中的流通成本較低，收購者會傾向于以更高的成本接受農戶提供的農產品，而以相對更高的價格購買農產品，這都有利于增加農民的農業收入，增加農村居民的消費能力。城鄉一體化水平也對農村消費具有顯著的促進作用。城鄉一體化程度越高，城市和農村的聯系越緊密，越有利于城市的先進技術產品和消費習慣流傳到農村，先進技術產品作為一種新型產品可以激發農村居民的消費欲望。

由方程（2）和方程（3）的實證結果可知，R2分別為0.9835和0.9722，說明因變量變動的98.35%和97.22%的變動能夠分別被方程（2）和方程（3）解釋，模型的擬合度都很好。lnE的彈性均為顯著為正，并且方程（3）的彈性比方程（2）的彈性大，農產品流通效率對農村居民生存型消費和農村居民享受型消費具有顯著的促進作用，且農產品流通效率對農村居民享受型消費比對農村居民生存型消費的促進作用大，這會影響農村消費結構，也就證明了假設（2）的成立，即農產品流通效率對非生活必需的享受型消費的促進作用比對生活必需的生存型消費的促進作用大。農村居民享受型消費是比農村居民生存型消費彈性更大的消費種類，農村居民生存型消費主要包括農村居民的衣、食、住，是農民進行日常生活所必需的消費，而農村居民享受型消費是農民日常生活的非必需消費，當農村流通效率提高，單位流通成本降低時，農村居民選擇生存型消費和享受型消費的成本都降低，但是農村居民卻會增加更多的享受型消費，所以會對農村居民消費結構產生影響；對于必需的農村居民生存型消費，不管農村的流通狀況如何，農村居民都必需進行消費，其需求彈性較小，無論農產品流通效率高低都必需進行消費，所以農產品流通效率的提高對農村居民的享受型消費的促進作用比對農村居民生存型消費的促進作用大。

（二）脈沖響應分析

為了考察農產品流通效率對農村居民消費總量和農村居民消費結構的動態沖擊效應，我們再選用面板向量自回歸模型（PVAR）對農產品流通效率對農村居民消費總量、農村居民生存型消費和農村居民享受性消費的影響進行研究。為了解決模型中存在的內生性問題，本文用GMM估計方法，并把各關鍵變量的滯后一期和滯后二期作為工具變量對面板VAR模型進行估計，用BIC信息準則確定的最優滯后階數為2階。圖1為給予變量一個標準差的沖擊而得到的脈沖響應結果。

由圖1中（a）可以看出，給lnE一個標準差的沖擊，lnRC表現為正向影響，且其影響程度逐期增加。這就表明，農產品流通效率對農村消費總具有正向的促進作用，且其正向促進作用均逐期增大。比較圖1中（b）-（c）可以看出，給lnE一個標準差的沖擊，雖然lnLIVEC和lnFEELC均表現為正向效應，但是其效應的大小卻有所不同，具體看來，對lnFEELC的正向效應比對lnLIVEC的正向效應大，也就是說農產品流通效率的提高對農村居民享受型消費的促進作用比對農村居民生存型消費的促進作用大，農產品流通效率能夠影響農村居民的消費結構。再看圖1中（d），給予lnRC一個標準差的沖擊，lnE表現為正向效應，且其正向效應在第二期達到最大，隨后逐漸變小，但其效應一直表現為正向。再比較圖1中（e）-（f），分別給lnLIVEC和lnFEELC一個標準差的沖擊，雖然對lnE均表現為正向影響，但是其影響程度卻表現出差異，對后者的影響隨著時間的變化，在第6期逐漸收斂為0，而前者仍表現為正向影響。

綜上所述，我國農產品流通效率對農村消費總量的影響是顯著的正向促進作用，假設1成立。農產品流通效率高意味著既定的流通投入能獲得更多的流通產出，農產品在流通環節中的損耗減小，降低農產品的交易成本和流通過程中的損耗，農民生產農產品的積極性也會提高，促進農業生產，提高農民農業收入，促進農村居民消費總量的增加。假設2也是成立的，農產品流通效率對農村消費結構產生顯著影響。農產品流通效率通過流通成本影響農產品的供給價格，進而對不同價格彈性的商品的消費量產生不同的影響，形成對農村居民消費結構的影響。農產品流通效率對農村消費的促進作用顯著，所以，可以把提高農產品流通效率作為提高農村消費總量和提升消費結構的一個重要途徑。首先，農產品流通基礎設施不夠完善是我國農產品流通效率不高的一個重要原因，并且農產品流通基礎設施的不完善也會影響我國農村的消費環境，阻礙農村消費的增加；其次，城鄉一體化進程的推動能夠帶動新機械、新技術進入農村，并能從一定程度上促進農村基礎設施的完善和農村消費環境的改善，增大城市對農村經濟發展的帶動作用；最后，提高農村居民受教育程度對農村消費也具有促進作用，可以把提高農村居民受教育程度作為增加農村居民消費的一個重要途徑。

結論和政策建議

本文首先用數據包絡分析方法和隨機前沿生產函數，對我國的農產品流通效率進行了測評，利用2000-2012年我國28個省份的省級數據，通過固定效應模型研究了農產品流通效率對農村消費總量和消費結構的影響，并用PVAR模型進行了脈沖響應檢驗。研究的結果表明：我國農產品流通效率整體水平不高還具有比較大的上升空間，且東中西部地區的流通效率差異較大；農產品流通效率能夠促進農村居民消費總量、農村居民生存型消費和農村居民享受型消費增加，并且對農村居民的享受型消費的促進作用最大。

在以上研究的基礎上，主要提出以下政策建議：首先，提高農產品流通效率，改善消費環境，促進農村居民消費的擴大。擴大農產品流通產業規模，促進農村流通的規模化和專業化，降低單位農產品流通成本，形成農產品流通規模經濟，提高農產品流通效率，降低農產品流通過程中的損失，提高農民生產農產品的收入，促進農村居民消費的擴大。其次，加大政府扶持力度，增強農村消費能力。政府應該加大對農村流通業基礎設施的投資力度，加強農村流通基礎設施的建設，改善農村流通環境，提高農村居民消費滿意度，同時在進行農村基礎設施建設時可以優先考慮農民工，提供農村居民非農就業機會，增強農村居民的消費能力。再次，提高農民素質，提高農村消費能力和消費質量。給予農村勞動力接受教育的優惠和鼓勵，提高農民素質，提高農村勞動力接受教育和再教育的積極性和動力，進而提高農村居民的消費，提高農村居民消費能力、消費質量和消費結構。最后，推進城鄉協調發展，加快農村消費結構升級。政府應加快推進城鄉一體化進程和新型城鎮化進程，以城市發展帶動農村發展，加快農村發展速度，減小城鄉發展差距，推進城鎮化對農村居民享受型消費的拉動作用，促進消費結構升級。

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