商貿流通經濟發展的減貧效應探究

郭爽

中圖分類號：F724.3 文獻標識碼：A

內容摘要：本文基于2005-2013年我國30個省級面板數據，通過構建動態面板模型，實證分析了商貿流通經濟發展的減貧效應。結果發現：我國商貿流通經濟發展和區域貧困呈現顯著的區域差異性，東部地區商貿流通業的發展明顯優于中西部地區，且貧富差距明顯小于中西部地區；實證分析表明全國層面的和分區域層面的商貿流通經濟對縮小城鄉收入差距有顯著的促進作用，且均通過了顯著性水平為10%的顯著性檢驗最后，針對上述研究結論，對商貿流通經濟的減貧效應提出了相關政策建議。

關鍵詞：商貿流通業 減貧效應 動態面板

引言

改革開放以來，我國經濟取得了長足發展。自2010年開始，我國就一直保持世界第二大經濟體的位置，但人均國內生產總值卻一直處在世界較低的水平。根據世界銀行的統計數據，2014年我國人均國內生產總值為7380美元，排名世界第60，與排名第一的挪威的103350美元仍存在巨大差距。另外，我國貧富差距一直處于較高水平上，基尼系數自2003年以來一直大于0.4。根據國家統計局公布的數據，2003年我國居民收入的基尼系數為0.479，2008年達到最高點0.491，之后逐年下降，2014年居民收入的基尼系數為0.469。根據宏觀經濟理論，一旦基尼系數處在0.4之上，表明地區貧富差距處于較高水平上。為此，“十三五”規劃指出，應科學規劃、因地制宜、抓住重點，不斷加大扶貧工作力度，提高扶貧的精準性、有效性和持續性。而商貿流通業作為第三產業的重要組成部分，在當前經濟結構轉型、產業結構優化升級的背景下，其對縮小城鄉貧富差距，實現小康社會和中國夢是否具有一定的促進作用。如果存在的話，其促進效應程度是多少，是否存在一定的區域差異。因此，本文以我國30個省級面板數據，通過構建包括城鄉收入差距和商貿流通業在內的動態面板模型，以期探究商貿流通的減貧效應。

相關文獻綜述

有關商貿流通經濟發展對城鄉收入差距的研究比較少，學者多從商貿流通經濟對農村經濟增長、新型城鎮化的發展、擴大居民消費三個方面的影響，間接分析商貿流通業的減貧效應。

就商貿流通對經濟增長的影響而言，戚英華（2016）通過研究商貿流通業對經濟發展的貢獻及區域差異，認為商貿流通可以通過引導生產和促進消費，促進經濟增長進而縮小貧富差距。其中就前者而言，商貿流通業主要通過引導生產規模、企業資本周轉和商品信息流通以引導生產；就后者而言，商貿流通業主要通過影響消費種類、改變消費者偏好和提升消費需求以促進消費。黃亞林、王歡（2016）在分析商貿流通業發展對農業經濟增長作用機制的基礎上，利用2006-201 3年省級面板數據實證分析了商貿流通業對農業經濟增長的影響效應。結果發現商貿流通業可以通過改善農產品運輸設施、存儲設施，增加農村剩余勞動力的就業和提升農產品銷售量和產品保鮮度，進而提升農民收入水平。

就商貿流通對新型城鎮化的影響而言，李爽、蔣春燕（2016）研究認為商貿流通業一方面可以緩解城鎮化發展帶來的結構性矛盾，另一方面可以借助城鎮化發展帶動自身發展，從而實現二者協調發展，最終提升農村和城市居民收入水平，緩解社會分配不公平的矛盾，縮小城鄉差距。丹寶坤、劉繼兵（2016）研究認為商貿流通業是我國經濟發展中的基礎行業和先導行業，對我國新型城鎮化的發展具有決定性影響，對于縮小城鄉差距，實現城鄉一體化具有重要作用。

就商貿流通對擴大居民消費的影響而言，蒿建華（2009）研究認為應通過加強農村流通設施建設、完善流通體系、規范流通秩序以刺激農村消費，提升社會整體消費需求，進而提升經濟發展水平，促進農民收入水平提升。吳學品、李駿陽（2012）根據我國1978-2010年的時間序列數據，采用變參數狀態空間模型實證分析我國農村流通總量規模、農村市場和流通環境對農村消費的動態影響，結果發現流通業對農村消費的影響具有顯著的時變性，其對城鄉居民收入的影響同樣具有時變性。

綜上所述，現有學者直接將商貿流通業與城鄉收入差距納入同一研究框架進行分析。本文利用省際面板數據，通過構建動態面板模型實證分析商貿流通業對城鄉收入差距的具體影響效應和區域差異性，并根據研究結論提出相關政策建議。

模型、變量與數據

（一）模型設定

我國商貿流通業作為連接生產和消費的先導行業，受政策變動的影響較大。因此，本文在構建計量模型時，選擇簡約型模型。另外，基于樣本數據的可得性和面板模型的優越性，本文采用面板數據模型構建模型。其中，以城鄉收入差距（GAP）作為被解釋變量。選取商貿流通業中批發零售業和交通運輸業的增加值之和代表商貿流通業整體發展水平，并作為模型中的核心解釋變量（CTC）。以外商直接投資（FDI）、政府科技財政支出（LLP）、金融發展（FIN）和政府教育支出（EDU）作為基本控制變量，解釋上述因素對城鄉收入差距的影響效應。本文構建靜態面板模型如下：

但式（1）忽略了城鄉收入差距與商貿流通業、外商直接投資、政府科技財政支出、金融發展或者政府教育支出之間可能存在的相互作用，即上述模型可能存在一定的內生性。傳統估算靜態面板模型的固定效應模型（FE）和隨機效應模型（RE）均無法有效解決模型的內生性問題，因此本文采用Bond（2002）提出的廣義矩估計（GMM）方法進行參數估算。另外，城鄉收入差距的變化具有時間維度的傳承效應，因此本文將城鄉收入差距的一階滯后項作為解釋變量加入至模型中。本文構建動態面板模型如下！

（二）變量設定

城鄉收入差距（GAP）。本文采用城鎮人均可支配收入與農村人均可支配收入的比值表示城鄉收入差距的相對值（GAPA），數值越大則表示城鄉收入差距越大。同時采用城鎮人均可支配收入與農村人均可支配收入的差值表示城鄉收入差距的絕對值（GAPB），且通過《中國統計年鑒》中的價格指數構造價格指數表進行平減，基期為2005年。另外，為減少數據的波動性，對城鄉人均收入差距的絕對值取對數處理，數值越大則表示城鄉收入差距越大。

核心解釋變量：商貿流通經濟（CTC），采用商貿流通業中批發零售業和交通運輸業的增加值之和進行測度?；窘忉屪兞浚簩嶋H利用外資（FDI）數據直接取自樣本區間內的《中國統計年鑒》，且根據2005-2013年年均美元兌人民幣匯率進行折算，然后采用價格指數進行平減（價格指數表以2005年為基期）；政府科技財政支出（LLP）數據直接源自《中國統計年鑒》，且采用價格指數進行平減后消除價格因素的影響；金融發展（FIN）采用年末金融機構人均各項貸款余額進行測度，即采用《中國統計年鑒》中統計的年末金融機構各項貸款余額與各地區人口總數的比值表示；政府教育財政支出（EDU）數據直接源自樣本區間內的《中國統計年鑒》，并采用價格指數表進行平減。

（三）數據說明

基于數據的可得性，本文將研究對象設定為除了中國臺灣、中國香港、中國澳門和西藏之外的30個省、自治區和直轄市的面板數據，數據均來自《中國統計年鑒》。另外，在分析區域差異時，按照地區經濟發展的差距，將我國按區域劃分為東部地區和中西部地區。

實證結果與分析

（一）全國層面回歸分析

表1給出了全國層面的參數估計結果，為了進行對比分析，表1中同時給出了最小二乘法（OLS）、面板固定效應模型（FE）和廣義矩估計（GMM）三種方法的回歸結果?？傮w來看，上述三種方法估計的參數系數在正負性上保持高度一致，表明參數估計的結果具有一定可靠性。面板靜態模型估計時，采用Hausman檢驗進行模型選擇，Hausman檢驗統計值顯著拒絕原假設，即靜態模型估計應選擇固定效應模型。在進行廣義矩估計（GMM）時，分別進行Sargan檢驗和序列相關性檢驗（AR（2））以檢驗工具變量的有效性和模型設定的合理性。表1中給出的相應檢驗結果表明，廣義矩估計（GMM）的工具變量設定是合理有效的，不存在過度識別。AR（2）檢驗表明不存在殘差的二階序列相關，即模型設定是合理的。因此接下來選擇模型3和模型6來分析解釋變量對被解釋變量影響的邊際效應。

就城鄉收入差距的一階滯后項（GAPA_it-1、GAPB_it-1）而言，二者的回歸系數均為正，即城鄉收入差距具有一定的惰性，短期內具有自我增強作用。從經濟含義上講，政府在努力縮小城鄉收入差距的同時，城鄉收入差距自身卻有擴大趨勢。說明一旦政府的減貧政策弱于城鄉收入差距的自我增強作用，政府的減貧政策則無法見效。就核心解釋變量商貿流通經濟（CTC）而言，其回歸系數分別為0.1 1和0.17，且均通過了顯著性水平為5%的顯著性檢驗，表明商貿流通業的快速發展對于實現各地區脫貧致富具有重要作用，主要是因為在經濟結構轉型、產業結構優化的背景下，各地區因地制宜大力發展第三產業。商貿流通業是發展第三產業的基礎性行業，涉及到農產品運輸、農產品市場建設、個人商品店批發零售、商品代理等生產和消費領域的各個方面。再加上互聯網信息技術的應用，包括國有企業、私營企業、外資企業和個體戶均建設網上公司平臺，加大企業的信息宣傳，降低信息宣傳成本。電子商務的快速發展、新一代勞動力受教育水平的提升和信息技術的快速提升，個人積極開始投身于互聯網零售行業。一方面可以增加個人的就業以提升收入水平，另一方面具有較大的就業彈性以緩解社會就業壓力。

就其他控制變量而言，外商直接投資（FDI）的回歸系數為負，且均通過了顯著性水平為10%的顯著性檢驗，表明外商直接投資是加劇我國基尼系數的原因?？赡苁且驗槲覈鴮嵭懈母镩_放政策使得東南沿海地區得以迅速發展，雖然吸引了中西部地區的勞動力發生轉移，但多數從事的是勞動密集型行業。長期的資本積累，加劇了財富差距的擴大速度和程度。政府科技財政支出（LLP）的回歸系數為正，且通過了顯著性水平為10%的顯著性檢驗。金融發展（FIN）的回歸系數為0.32和0.28，且通過了顯著性水平為5%的統計檢驗，表明金融的資本要素配置對于促進地區均衡發展有一定的促進效用?？赡苁且驗榻鹑谫Y源配置具有一定的政策導向性，在農村傾向于服務三農的金融產品和金融服務保證了農村居民的資本需求。政府教育財政支出（EDU）的回歸系數為0.22和0.23，且均通過了顯著性水平為1%的假設檢驗，表明當前我國教育支出具有一定的減貧效應。主要是因為當前我國大部分人口仍然生活在農村，新生代勞動力主要通過在學校接受教育來獲取生存技能，間接降低城鄉收入差距。

（二）分區域回歸分析

表2給出了東部地區和中西部地區的廣義矩估計（GMM）回歸結果?？傮w來看，無論是東部地區還是中西部地區，各解釋變量的回歸系數的正負影響效應和全國層面的結果保持一致。Sargan檢驗表明分區域后樣本估算時的工具變量設定是合理的，AR（2）的檢驗表明不存在殘差的二階序列相關，因此兩區域的模型設定均是合理的，估算結果有效。就城鄉收入差距的一階滯后項（GAPAit_it-1、GAPB_it-1）而言，其回歸系數均為正，即城鄉收入差距在經濟層面上具有一定的傳承性，城鄉收入差距具有一定程度的自我增強作用，且東部地區的回歸系數均大于中西部地區。就商貿流通經濟（CTC）而言，其回歸系數均為正，且通過了顯著性水平為5%的顯著性檢驗。表明無論東部地區還是中西部地區的商貿流通均顯著地促進地區經濟發展，特別是可以有效縮小貧富差距，推動社會均衡發展。東部地區的影響程度大于中西部地區，主要是因為東部地區是我國改革開放的窗口和試驗區，其對我國經濟的發展具有引導作用，其商貿流通業發展同樣快于中西部地區。

結論與政策建議

本文從商貿流通經濟發展的視角，基于我國30個省級面板數據，構建包括城鄉收入差距和商貿流通經濟在內的動態面板模型，實證分析了商貿流通經濟發展的減貧效應和區域差異。結果發現，商貿流通業的快速發展可以有效促進地區貧富差距的縮小，且東部地區的影響程度明顯大于中西部地區。同時本文還發現城鄉收入差距具有一定的惰性，在短期內具有一定的自我增強作用。根據上述研究結論，提出如下政策建議：

第一，完善商貿流通行業標準體系，創新商貿流通行業發展模式。我國地區經濟發展不均衡，各地區商貿流通行業的標準不統一，規范統一的行業標準是一個行業發展的基礎。首先，應加大針對城市重要的商貿市場和流通市場的合理規劃，加強監督力度和管理。其次，加強區域間商貿市場的交流，在商業設施的體系規劃、物流配送等方面做好標準規劃。最后，根據各區域情況，制定具有統籌效用的行業標準體系，并加強執行力度。另外，我國商貿流通行業的發展應因地制宜，因時而異。根據地方傳統特色設定特定的物流體系建設方案，結合互聯網信息技術，加強地區電子商務建設力度，積極推動地區商貿流通行業的模式創新。

第二，加強政府政策引導，優化農村商貿流通業基礎設施。商貿流通業可以促進農村商貿流通業的快速發展，在增加農民就業的同時，提高農民收入水平。農村商貿流通的倉儲設施和運輸設施不夠完善，會顯著阻礙農村商貿業的發展。另外，農村商貿倉儲設施和運輸設施的建設可以就近招聘當地農民工，增加農民的非農收入，進一步縮小城鄉收入差距。在農村商貿發展方向的問題上，農民缺乏專業的技術知識和市場判斷力，因此政府應充分利用地區經濟方面的人才，周期性對從事商貿行業的農民進行培訓，加強政策引導與宣傳。

第三，加強金融監管，增加政府科技和教育財政支出。金融資本要素的有效配置是商貿流通行業發展的資本保障，一方面可以提高商貿流通業效率水平，擴大商貿流通行業規模，產生一定程度的規模效應，另一方面還可以通過金融機構產品的研發與創新，提升資本配置效率。同時，政府還應擴大研究機構、企業的科技支出和學校的教育支出水平，切實提升地區科技水平、科技生產力轉化率和教育水平，進而間接縮小地區城鄉收入差距。