郭爽

中图分类号：F724.3 文献标识码：A

内容摘要：本文基于2005-2013年我国30个省级面板数据，通过构建动态面板模型，实证分析了商贸流通经济发展的减贫效应。结果发现：我国商贸流通经济发展和区域贫困呈现显著的区域差异性，东部地区商贸流通业的发展明显优于中西部地区，且贫富差距明显小于中西部地区；实证分析表明全国层面的和分区域层面的商贸流通经济对缩小城乡收入差距有显著的促进作用，且均通过了显著性水平为10%的显著性检验最后，针对上述研究结论，对商贸流通经济的减贫效应提出了相关政策建议。

关键词：商贸流通业 减贫效应 动态面板

引言

改革开放以来，我国经济取得了长足发展。自2010年开始，我国就一直保持世界第二大经济体的位置，但人均国内生产总值却一直处在世界较低的水平。根据世界银行的统计数据，2014年我国人均国内生产总值为7380美元，排名世界第60，与排名第一的挪威的103350美元仍存在巨大差距。另外，我国贫富差距一直处于较高水平上，基尼系数自2003年以来一直大于0.4。根据国家统计局公布的数据，2003年我国居民收入的基尼系数为0.479，2008年达到最高点0.491，之后逐年下降，2014年居民收入的基尼系数为0.469。根据宏观经济理论，一旦基尼系数处在0.4之上，表明地区贫富差距处于较高水平上。为此，“十三五”规划指出，应科学规划、因地制宜、抓住重点，不断加大扶贫工作力度，提高扶贫的精准性、有效性和持续性。而商贸流通业作为第三产业的重要组成部分，在当前经济结构转型、产业结构优化升级的背景下，其对缩小城乡贫富差距，实现小康社会和中国梦是否具有一定的促进作用。如果存在的话，其促进效应程度是多少，是否存在一定的区域差异。因此，本文以我国30个省级面板数据，通过构建包括城乡收入差距和商贸流通业在内的动态面板模型，以期探究商贸流通的减贫效应。

相关文献综述

有关商贸流通经济发展对城乡收入差距的研究比较少，学者多从商贸流通经济对农村经济增长、新型城镇化的发展、扩大居民消费三个方面的影响，间接分析商贸流通业的减贫效应。

就商贸流通对经济增长的影响而言，戚英华（2016）通过研究商贸流通业对经济发展的贡献及区域差异，认为商贸流通可以通过引导生产和促进消费，促进经济增长进而缩小贫富差距。其中就前者而言，商贸流通业主要通过引导生产规模、企业资本周转和商品信息流通以引导生产；就后者而言，商贸流通业主要通过影响消费种类、改变消费者偏好和提升消费需求以促进消费。黄亚林、王欢（2016）在分析商贸流通业发展对农业经济增长作用机制的基础上，利用2006-201 3年省级面板数据实证分析了商贸流通业对农业经济增长的影响效应。结果发现商贸流通业可以通过改善农产品运输设施、存储设施，增加农村剩余劳动力的就业和提升农产品销售量和产品保鲜度，进而提升农民收入水平。

就商贸流通对新型城镇化的影响而言，李爽、蒋春燕（2016）研究认为商贸流通业一方面可以缓解城镇化发展带来的结构性矛盾，另一方面可以借助城镇化发展带动自身发展，从而实现二者协调发展，最终提升农村和城市居民收入水平，缓解社会分配不公平的矛盾，缩小城乡差距。丹宝坤、刘继兵（2016）研究认为商贸流通业是我国经济发展中的基础行业和先导行业，对我国新型城镇化的发展具有决定性影响，对于缩小城乡差距，实现城乡一体化具有重要作用。

就商贸流通对扩大居民消费的影响而言，蒿建华（2009）研究认为应通过加强农村流通设施建设、完善流通体系、规范流通秩序以刺激农村消费，提升社会整体消费需求，进而提升经济发展水平，促进农民收入水平提升。吴学品、李骏阳（2012）根据我国1978-2010年的时间序列数据，采用变参数状态空间模型实证分析我国农村流通总量规模、农村市场和流通环境对农村消费的动态影响，结果发现流通业对农村消费的影响具有显著的时变性，其对城乡居民收入的影响同样具有时变性。

综上所述，现有学者直接将商贸流通业与城乡收入差距纳入同一研究框架进行分析。本文利用省际面板数据，通过构建动态面板模型实证分析商贸流通业对城乡收入差距的具体影响效应和区域差异性，并根据研究结论提出相关政策建议。

模型、变量与数据

（一）模型设定

我国商贸流通业作为连接生产和消费的先导行业，受政策变动的影响较大。因此，本文在构建计量模型时，选择简约型模型。另外，基于样本数据的可得性和面板模型的优越性，本文采用面板数据模型构建模型。其中，以城乡收入差距（GAP）作为被解释变量。选取商贸流通业中批发零售业和交通运输业的增加值之和代表商贸流通业整体发展水平，并作为模型中的核心解释变量（CTC）。以外商直接投资（FDI）、政府科技财政支出（LLP）、金融发展（FIN）和政府教育支出（EDU）作为基本控制变量，解释上述因素对城乡收入差距的影响效应。本文构建静态面板模型如下：

但式（1）忽略了城乡收入差距与商贸流通业、外商直接投资、政府科技财政支出、金融发展或者政府教育支出之间可能存在的相互作用，即上述模型可能存在一定的内生性。传统估算静态面板模型的固定效应模型（FE）和随机效应模型（RE）均无法有效解决模型的内生性问题，因此本文采用Bond（2002）提出的广义矩估计（GMM）方法进行参数估算。另外，城乡收入差距的变化具有时间维度的传承效应，因此本文将城乡收入差距的一阶滞后项作为解释变量加入至模型中。本文构建动态面板模型如下！

（二）变量设定

城乡收入差距（GAP）。本文采用城镇人均可支配收入与农村人均可支配收入的比值表示城乡收入差距的相对值（GAPA），数值越大则表示城乡收入差距越大。同时采用城镇人均可支配收入与农村人均可支配收入的差值表示城乡收入差距的绝对值（GAPB），且通过《中国统计年鉴》中的价格指数构造价格指数表进行平减，基期为2005年。另外，为减少数据的波动性，对城乡人均收入差距的绝对值取对数处理，数值越大则表示城乡收入差距越大。

核心解释变量：商贸流通经济（CTC），采用商贸流通业中批发零售业和交通运输业的增加值之和进行测度。基本解释变量：实际利用外资（FDI）数据直接取自样本区间内的《中国统计年鉴》，且根据2005-2013年年均美元兑人民币汇率进行折算，然后采用价格指数进行平减（价格指数表以2005年为基期）；政府科技财政支出（LLP）数据直接源自《中国统计年鉴》，且采用价格指数进行平减后消除价格因素的影响；金融发展（FIN）采用年末金融机构人均各项贷款余额进行测度，即采用《中国统计年鉴》中统计的年末金融机构各项贷款余额与各地区人口总数的比值表示；政府教育财政支出（EDU）数据直接源自样本区间内的《中国统计年鉴》，并采用价格指数表进行平减。

（三）数据说明

基于数据的可得性，本文将研究对象设定为除了中国台湾、中国香港、中国澳门和西藏之外的30个省、自治区和直辖市的面板数据，数据均来自《中国统计年鉴》。另外，在分析区域差异时，按照地区经济发展的差距，将我国按区域划分为东部地区和中西部地区。

实证结果与分析

（一）全国层面回归分析

表1给出了全国层面的参数估计结果，为了进行对比分析，表1中同时给出了最小二乘法（OLS）、面板固定效应模型（FE）和广义矩估计（GMM）三种方法的回归结果。总体来看，上述三种方法估计的参数系数在正负性上保持高度一致，表明参数估计的结果具有一定可靠性。面板静态模型估计时，采用Hausman检验进行模型选择，Hausman检验统计值显著拒绝原假设，即静态模型估计应选择固定效应模型。在进行广义矩估计（GMM）时，分别进行Sargan检验和序列相关性检验（AR（2））以检验工具变量的有效性和模型设定的合理性。表1中给出的相应检验结果表明，广义矩估计（GMM）的工具变量设定是合理有效的，不存在过度识别。AR（2）检验表明不存在残差的二阶序列相关，即模型设定是合理的。因此接下来选择模型3和模型6来分析解释变量对被解释变量影响的边际效应。

就城乡收入差距的一阶滞后项（GAPA_it-1、GAPB_it-1）而言，二者的回归系数均为正，即城乡收入差距具有一定的惰性，短期内具有自我增强作用。从经济含义上讲，政府在努力缩小城乡收入差距的同时，城乡收入差距自身却有扩大趋势。说明一旦政府的减贫政策弱于城乡收入差距的自我增强作用，政府的减贫政策则无法见效。就核心解释变量商贸流通经济（CTC）而言，其回归系数分别为0.1 1和0.17，且均通过了显著性水平为5%的显著性检验，表明商贸流通业的快速发展对于实现各地区脱贫致富具有重要作用，主要是因为在经济结构转型、产业结构优化的背景下，各地区因地制宜大力发展第三产业。商贸流通业是发展第三产业的基础性行业，涉及到农产品运输、农产品市场建设、个人商品店批发零售、商品代理等生产和消费领域的各个方面。再加上互联网信息技术的应用，包括国有企业、私营企业、外资企业和个体户均建设网上公司平台，加大企业的信息宣传，降低信息宣传成本。电子商务的快速发展、新一代劳动力受教育水平的提升和信息技术的快速提升，个人积极开始投身于互联网零售行业。一方面可以增加个人的就业以提升收入水平，另一方面具有较大的就业弹性以缓解社会就业压力。

就其他控制变量而言，外商直接投资（FDI）的回归系数为负，且均通过了显著性水平为10%的显著性检验，表明外商直接投资是加剧我国基尼系数的原因。可能是因为我国实行改革开放政策使得东南沿海地区得以迅速发展，虽然吸引了中西部地区的劳动力发生转移，但多数从事的是劳动密集型行业。长期的资本积累，加剧了财富差距的扩大速度和程度。政府科技财政支出（LLP）的回归系数为正，且通过了显著性水平为10%的显著性检验。金融发展（FIN）的回归系数为0.32和0.28，且通过了显著性水平为5%的统计检验，表明金融的资本要素配置对于促进地区均衡发展有一定的促进效用。可能是因为金融资源配置具有一定的政策导向性，在农村倾向于服务三农的金融产品和金融服务保证了农村居民的资本需求。政府教育财政支出（EDU）的回归系数为0.22和0.23，且均通过了显著性水平为1%的假设检验，表明当前我国教育支出具有一定的减贫效应。主要是因为当前我国大部分人口仍然生活在农村，新生代劳动力主要通过在学校接受教育来获取生存技能，间接降低城乡收入差距。

（二）分区域回归分析

表2给出了东部地区和中西部地区的广义矩估计（GMM）回归结果。总体来看，无论是东部地区还是中西部地区，各解释变量的回归系数的正负影响效应和全国层面的结果保持一致。Sargan检验表明分区域后样本估算时的工具变量设定是合理的，AR（2）的检验表明不存在残差的二阶序列相关，因此两区域的模型设定均是合理的，估算结果有效。就城乡收入差距的一阶滞后项（GAPAit_it-1、GAPB_it-1）而言，其回归系数均为正，即城乡收入差距在经济层面上具有一定的传承性，城乡收入差距具有一定程度的自我增强作用，且东部地区的回归系数均大于中西部地区。就商贸流通经济（CTC）而言，其回归系数均为正，且通过了显著性水平为5%的显著性检验。表明无论东部地区还是中西部地区的商贸流通均显著地促进地区经济发展，特别是可以有效缩小贫富差距，推动社会均衡发展。东部地区的影响程度大于中西部地区，主要是因为东部地区是我国改革开放的窗口和试验区，其对我国经济的发展具有引导作用，其商贸流通业发展同样快于中西部地区。

结论与政策建议

本文从商贸流通经济发展的视角，基于我国30个省级面板数据，构建包括城乡收入差距和商贸流通经济在内的动态面板模型，实证分析了商贸流通经济发展的减贫效应和区域差异。结果发现，商贸流通业的快速发展可以有效促进地区贫富差距的缩小，且东部地区的影响程度明显大于中西部地区。同时本文还发现城乡收入差距具有一定的惰性，在短期内具有一定的自我增强作用。根据上述研究结论，提出如下政策建议：

第一，完善商贸流通行业标准体系，创新商贸流通行业发展模式。我国地区经济发展不均衡，各地区商贸流通行业的标准不统一，规范统一的行业标准是一个行业发展的基础。首先，应加大针对城市重要的商贸市场和流通市场的合理规划，加强监督力度和管理。其次，加强区域间商贸市场的交流，在商业设施的体系规划、物流配送等方面做好标准规划。最后，根据各区域情况，制定具有统筹效用的行业标准体系，并加强执行力度。另外，我国商贸流通行业的发展应因地制宜，因时而异。根据地方传统特色设定特定的物流体系建设方案，结合互联网信息技术，加强地区电子商务建设力度，积极推动地区商贸流通行业的模式创新。

第二，加强政府政策引导，优化农村商贸流通业基础设施。商贸流通业可以促进农村商贸流通业的快速发展，在增加农民就业的同时，提高农民收入水平。农村商贸流通的仓储设施和运输设施不够完善，会显著阻碍农村商贸业的发展。另外，农村商贸仓储设施和运输设施的建设可以就近招聘当地农民工，增加农民的非农收入，进一步缩小城乡收入差距。在农村商贸发展方向的问题上，农民缺乏专业的技术知识和市场判断力，因此政府应充分利用地区经济方面的人才，周期性对从事商贸行业的农民进行培训，加强政策引导与宣传。

第三，加强金融监管，增加政府科技和教育财政支出。金融资本要素的有效配置是商贸流通行业发展的资本保障，一方面可以提高商贸流通业效率水平，扩大商贸流通行业规模，产生一定程度的规模效应，另一方面还可以通过金融机构产品的研发与创新，提升资本配置效率。同时，政府还应扩大研究机构、企业的科技支出和学校的教育支出水平，切实提升地区科技水平、科技生产力转化率和教育水平，进而间接缩小地区城乡收入差距。