電子商務與城鄉商貿一體化的耦合機理及時空分異分析

甘元玲（重慶師范大學涉外商貿學院 重慶 401520）

引言與文獻概述

商貿流通業的城鄉一體化建設是縮小城鄉差距、實現區域均衡發展的重要內容，城鄉商貿一體化通過打破城鄉地緣邊界、破除體制阻隔，實現商貿流通業在城鄉區域發展的有效銜接，從而提升社會整體的商貿服務能力。電子商務依托網絡信息化優勢，能夠快速甄別城鄉優勢社會資源，尤其在農村優質產品的宣傳、銷售等方面發揮著日益重要的作用，極大促進著城鄉貿易的交互流通。但是，我國電子商務的發展起步較晚，受到地理、歷史等因素的影響，電子商務發展水平表現出較大的區域差距，導致其對城鄉商貿一體化的影響作用并不穩定。因此，需要進一步對其耦合機理進行實證探索，客觀評價兩者空間關聯的區域差異，這是實現社會資源優化配置的基本前提，也是推進電子商務與商貿流通業協調發展的現實要求。

城鄉發展差距是我國區域差距的重要表現，推進城鄉商貿一體化建設是促進社會資源優化配置的必然結果，也是實現城鄉協調發展的重要措施。電子商務依托網絡信息平臺能夠促進城鄉社會信息的快速流動，加快城鄉間的社會銜接，進而促進城鄉商貿一體化的建設。學術界對電子商務與商貿流通業的關系也進行了諸多討論。劉楊（2015）認為推進城鄉地區的信息化建設有利于促進城鄉商貿一體化發展，尤其在農村發展電商企業能夠進一步拓寬農村的市場渠道，為農村優質產品的線上銷售提供良好的市場保障。嚴李莉（2016）從功能定位與服務平臺搭建等方面指出了電子商務發展對城鄉商貿一體化的積極作用，認為農村電子商務發展能夠促進城鄉商貿發展差距的縮小，也有利于促進城鄉商貿流通資源的均衡配置，電子商務的發展對商貿流通業具有信息引導作用，而城鄉商貿發展水平的失衡又制約著電子商務的積極作用，尤其在農村地區要重點推進網絡信息化建設。牛艷艷（2017）認為電子商務的積極作用表現在流通社會化、成本降低、信息效率提升等方面，發展農村電子商務能夠打破農村銷售渠道的單一化局面，也有利于推動農產品供給結構的優化，促進城鄉商貿一體化發展。馬東（2017）認為我國城鄉商貿流通業的發展存在著較大的區域差距，電子商務的發展能夠加強城鄉間的信息溝通，推動城鄉流通結構的均衡化，從而促進城鄉商貿流通的一體化進程。徐璐（2017）在研究中指出，農村電子商務的發展是縮小城鄉商貿流通業發展差距的重要措施，但是農村地區面臨著信息化建設水平低、基礎設施不完善等現實問題，電子商務在農村經濟增長方面的積極作用也受到限制。

從以上研究中可以看到，電子商務對商貿流通業的發展具有重要影響作用，尤其在優化農村貿易模式方面發揮著重要的推進劑作用，極大拓寬了農村優質產品資源的銷售渠道，也為城鄉商貿流通一體化的推進做出了重要貢獻。但是，縱觀以往研究都側重從理論層面對電子商務與城鄉商貿流通業的關系進行辨析，很少有研究對其空間關聯性進行實證分析。因此，本文擬借助因子分析方法對我國電子商務與城鄉商貿一體化水平進行測度，在此基礎上構建耦合關聯度模型，實證探索兩者的耦合機理，為社會資源的優化配置提供參考。

研究方法

（一）因子分析

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，因子分析的模型構建可以表示為公式（1）：

表1 耦合度評價標準

表2 協調度評價標準

表3 電子商務與城鄉商貿一體化的指標選取

表4 電子商務相關系數矩陣

表5 城鄉商貿一體化相關系數矩陣

表6 KMO與Bartlett球形檢驗結果

表7 電子商務公因子提取結果

式（1）中，X=(X1,X2,…,Xn)`與 F=(F1,F2,…,Fp)`分別表示在n維與p維的隨機向量，X1,…,Xn代表實際選取的各個變量，F1,…,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荷值，即權重系數。此外，為了便于對耦合關系的測度，在對兩變量因子分析后進行歸一化處理，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據表達形式，MIN、MAX分別為各變量所有數據中的最小值與最大值。

（二）耦合模型設定

本文借鑒弓憲文等（2018）的研究，采用耦合關聯度模型對電子商務與城鄉商貿一體化的耦合機理進行分析，主要包含耦合度與協調度兩方面的評價，耦合度的表達形式如下：

在式（3）中，I為耦合度，E、T分別為電子商務與城鄉商貿一體化水平。本文中電子商務與城鄉商貿一體化水平在經過歸一化處理后的取值區間均為[0-1]，由此可知耦合度取值區間也為[0-1]，根據張洪潮（2013）、謝泗薪（2019）等的研究可以將其數值進行如表1所示的階段劃分。

此外，式（4）給出了協調度模型的表達形式，用于反映是否存在著協調發展的關系：

在式（4）中，H為協調度，式（5）中C為綜合協調指數，α與β反映的是兩者對其協調關系的貢獻度，一般情況下認為α=β=0.5。根據協調度的得分情況，也可以將其劃分為如表2所示的階段。

（三）數據選取

本文涉及到的主要變量包括電子商務與城鄉商貿一體化，以往研究側重從單一指標對兩者的發展狀態進行分析，難以全面考察其發展的綜合概況，本文采用因子分析方法分別對兩變量構建了如表3所示的指標體系。本文采用2013-2017年我國30省區的面板數據（西藏地區的部分數據缺失，故不考慮），所有數據均來源于《中國統計年鑒》（2014-2018）。

如表3所示，參照徐德順（2018）、任保平（2011）等人的研究，電子商務共選取了行業規模與經濟規模兩類指標，城鄉商貿一體化水平共選取了商流、信息流與物流三類指標，后文將對兩變量所選取的各項指標構成進行因子分析，以檢驗各指標的適用性。

電子商務與城鄉商貿一體化水平的因子分析

（一）各指標的相關性分析

首先對電子商務與城鄉商貿一體化各指標的相關性進行分析，以判斷各變量是否適宜做因子分析，只有在滿足兩兩相關的前提下因子分析結果才具有可靠性，表4、表5為相關系數矩陣。

由表4、表5可知，電子商務與城鄉一體化各指標間均存在顯著相關性，即適宜做因子分析。繼續進行KMO與Bartlett球形檢驗，判斷由上述指標所構建的因子分析模型是否具有較強的解釋力度，表6為檢驗結果。

由表6可知，電子商務各指標經過因子分析后的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具有很好的解釋力度。

（二）公因子提取過程

表7、表8為主成分因子提取結果，以判斷各變量的公因子提取個數及相應的解釋力度。

由表7、表8可知，電子商務各項指標提取了1個公因子，共解釋了原有變量信息量的70.994%；城鄉商貿一體化提取了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。

（三）旋轉成分矩陣與得分系數

表9與表10給出了旋轉成分矩陣與得分系數情況，用于反映各指標對兩變量的影響力度。

由表9可知，以電子商務各指標對其影響作用的大小為例，可以排序為網站數量＞企業數量＞銷售額＞采購額＞百家企業擁有網站數量。而收入比對城鄉商貿一體化的影響作用最大，城鄉社會消費品零售總額之比的影響作用最小。此外，根據得分系數情況可以將因子分析結果記為如下形式：

并且根據城鄉商貿一體化三個公因子的貢獻度可以將其因子模型記為如下形式：

電子商務與城鄉商貿一體化的耦合機理分析

（一）電子商務與城鄉商貿一體化耦合度分析

根據公式（3）進行測算，表11為2013-2017年我國各省區電子商務與城鄉商貿一體化的耦合度測算結果。

由表11可知，東中部地區的大多數省區耦合度在0.8-1之間，處于高度耦合階段；西部地區的耦合度普遍在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；西部的內蒙古、重慶、四川與陜西處于高度耦合階段。東中部地區的經濟發展水平相對較高，區域內部交通發達，網絡基礎設施較為完善，電子商務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，城鄉發展差距相對較小，電子商務對城鄉商貿一體化的促進作用呈現出規模遞減狀態，兩者的耦合關系也就相對較低。西部經濟落后，區域內部的基礎設施建設處于較低水平，這是導致電子商務與城鄉商貿一體化耦合度較低的主要原因。表12反映的是2013-2017年各地區耦合度的變化情況。

表8 城鄉商貿一體化公因子提取結果

表9 電子商務旋轉成分矩陣與得分系數

表10 城鄉商貿一體化旋轉成分矩陣與得分系數

表11 各省區電子商務與城鄉商貿一體化的耦合分析結果

表12 2013-2017年各地區電子商務與城鄉商貿一體化的耦合分析結果

表13 電子商務與城鄉商貿一體化的協調度分析結果

由表12可知，2013-2017年全國電子商務與城鄉商貿一體化的耦合度總體上呈現出下降狀態，對比各地區的情況可以看到，東部的下降趨勢最為明顯，也是導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與城鄉商貿一體化的關聯性在逐漸增強，并且西部耦合度的增幅最大。電子商務對城鄉商貿一體化的推進遵循著一般的經濟發展規律，在經濟發展初期，電子商務的經濟增長效應處于遞增階段，對城鄉商貿一體化的促進作用盡管較低，但是處于不斷上升趨勢，但是隨著經濟發展水平的提升，電子商務的積極效應也會隨之遞降，從而導致其對城鄉商貿一體化的影響作用降低。

（二）電子商務與城鄉商貿一體化的協調度分析

根據公式（4）與（5）繼續對我國各省區電子商務與城鄉商貿一體化的協調度進行分析。

由表13可知，東中西三地區處于高度協調階段的省區分別有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調階段；此外，西部的青海、寧夏與新疆三省區處于低度協調階段。對比各地區的均值結果可知，東部協調度相對較高，西部最低。這一結果說明，電子商務與城鄉商貿一體化的協調發展情況在東部地區表現的相對較優，西部地區情況不容樂觀。主要原因在于，西部地區電子商務的起步相對較晚，尤其在部分貧困地區，電子物流難以實現全區域覆蓋，在很大程度上限制了電子商務的發展，難以與城鄉商貿一體化形成同步發展關系。表14為各地區協調度的時序情況。

由表14可知，2014年后電子商務與城鄉商貿一體化的協調度一直在下降，兩者的協同發展性逐漸變差；分地區來看，東部協調度的下降趨勢最為明顯，2017年較2013年下降了13.5個百分點，同期中西部協調度分別上升了7.2與15.7個百分點。從這一結果可知，電子商務與城鄉商貿一體化的協調度與耦合度變化趨勢較為一致，隨著區域經濟發展水平的提升，協調度呈現出階梯式下降的變化趨勢。

表14 2013-2017年各地區電子商務與城鄉商貿一體化的協調度分析結果

結論與啟示

本文在因子分析基礎上對2013-2017年我國30省區電子商務與城鄉商貿一體化的發展水平進行了測度，借助耦合關聯模型實證檢驗了電子商務與城鄉商貿一體化耦合度與協調度的時空分異情況，主要得出以下結論：2013-2017年我國電子商務與城鄉商貿一體化的耦合度相對較高，表現為中部＞東部＞西部；協調度水平相對較低，呈現出東部＞中部＞西部的現象；從變化趨勢來看，電子商務與城鄉商貿一體化的耦合度與協調度總體上都在逐漸下降，主要是由東部地區的下降現象造成，中西部則呈現出上升趨勢，西部增幅最大。

主要得出以下兩點政策啟示：一是要加大對城鄉電子商務的支持力度，不斷完善農村地區交通基礎設施與網絡信息化建設，推動城鄉電子物流標準化進程，提高農村地區的電子商務發展水平；二是要加大對西部地區的政策傾斜力度，深化對口支援等政策措施，提高西部地區的經濟發展實力，為電子商務的縱深化發展提供良好的社會環境，持續挖掘電子商務對商貿流通業發展的積極作用。