基于PVAR模型的流通業對城鄉收入差距影響研究
——以江蘇為例

周慧穎，王世進 （江蘇師范大學 商學院，江蘇 徐州 221116）

0 引 言

十九大報告指出，我國的主要矛盾已經轉化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡、不充分發展之間的矛盾，城鄉收入差距是主要表現之一，其影響因素問題一直是學術界研究的焦點。據統計，近年來我國實際城鄉人均收入比與人均消費比均呈現出快速增長的趨勢，尤其是1985年后，即經濟發展的重心由農村轉向城市后，這一現象更為明顯。對城鄉收入差距不斷擴大的關注，從更深層次來說一方面是對城鄉經濟一體化和經濟結構轉換升級的關注，另一個方面來說也是對社會公平發展和經濟持續穩定發展的關注。因此，對城鄉收入差距產生根源及其影響因素的研究已成為很多學者探討的問題。

城鄉收入差距的演變是極其復雜的，而且這個研究領域充滿了爭議。目前，國內外學者對城鎮化與收入差距的研究主要可概括為三類：一類認為收入差距會隨著城鎮化的進程而慢慢縮?。▌⒁姿?，1954；陸銘，2004）[1-2]；另一類是證明兩者之間存在倒“U”理論，即城鄉收入差距會伴隨城鎮化的變化，依次出現先擴大，后縮小，最后歸于平穩的趨勢（羅賓遜，1976；徐中生，2009）[3-4]；最后一類認為收入差距會隨著城鎮化的進程而逐漸擴大（克魯格曼，1991；賀建風等，2010；李憲印，2011）[5-7]。但有學者認為城鎮化進程具有長期連續性特點，對城鄉收入差距的影響不能一概而論，而應結合城鎮階段特征和當地資源環境現狀進行研究（歐陽金瓊等，2014；高遠東等，2016）[8-9]。城鎮化初級階段會因為環境不適應或者資源條件不足，加大城鄉收入差距，但是隨著農村勞動力轉移、信息資源充分共享和農村務工人員素質提高、技術水平熟練會間接縮小城鄉收入差距?？偟膩碚f，城鎮化對城鄉收入差距的影響并不是簡單的直接影響關系，與被檢驗的階段特征有密切關系。

也有學者從流通業發展角度分析其對城鄉收入差距的作用，得出的結論基本一致，即流通業集聚水平程度越高，對縮小城鄉差距影響越大（陳麗芬，2015）[10]，且流通業集聚對地區經濟效率提升存在面板門檻（俞彤輝，2018）[11]，提出地區應加大扶持流通業政策力度減緩我國城鄉收入差距的對策（梁雯，2018）[12]。而關于城鎮化與流通業發展的關系，王德章（2007）[13]、陳阿興（2015）[14]、王世進等（2017）[15]從理論與實證等角度分別驗證了二者相輔相成的關系，一方面流通業推動城鎮化發展，加速商品流通，提高生產要素率與城鎮就業率，為農村人口轉移提供產業支持；另一方面，城鎮化進程伴隨著產業集聚、分工細化、商業業態更新及創新技術的使用，為流通業升級提供了良好的空間基礎。

綜上所述，對于流通業發展、城鎮化與收入差距的研究，國內外學者已經進行了大量研究，但這些研究均是建立在完全城市化前提之下，這樣的前提假設并不符合省域異質性，也不能很好地反映各省域發展中存在的實際問題。且在流通業與城鄉收入差距的研究中，多數學者是以國家宏觀層面的數據為基礎進行的實證分析，由于研究區域的不同，最終會導致經濟發展水平與農村勞動力流動的具體狀況存在較大差異。因此本文以江蘇13市2005～2017年的數據為基礎，分析城鄉收入差距產生的原因和影響，以便更好地促進江蘇經濟發展，并對省域縮少城鄉收入差距提出建議。

1 流通業發展、城鎮化、城鄉收入差距影響機理研究

我國是典型的城鄉二元市場格局，流通業發展必須兼顧城鎮與農村市場的不同特征，保持協調發展。城鄉商品市場發展還存在著許多不協調的地方，主要表現在城鄉商品市場之間存在著比較明顯的貿易壁壘和差距。商品市場的變化是市場結構調整的必然結果，在總數減少的情況下，城市市場發揮其區域增長極的作用，顯示了市場的極點作用，其輻射面較廣，功能較多，農村在結構調整中，商品數量減少具有正常因素，農村市場相對傳統。長期以來，城市的區位和經濟優勢使得城市的市場設施建設完善，不僅包括各種商場、超市等零售市場，還包括與之相配套的要素市場；而農村的經濟、人口相對處于劣勢地位，使得農村的整體市場體系缺乏完整性、建設速度也較緩慢，這些都成為限制農民消費行為的原因。另外，農村商品流通網絡大多按照行政規劃形成，其網絡主要表現為縣、鄉、村，而不是按照經濟區劃形成，在一定程度上限制了信息流、物流和資金流的自由性。

城鎮化是擴大內需和促進產業升級的重要抓手，城鎮化的本質特征是通過產業和人口的集聚達到社會生產要素的合理配置，使得城鎮的發展速度加快，城鎮化推動著社會階層的調整變化與市場規模的擴大，與之相伴隨的是消費者需求多樣化，也必然要求流通業細化其業態分工，精細流通種類，適應消費者異質性。這一提法分別從直接和間接的指出了城鎮化建設需要流通業發展與之配合，因為流通業既是促進消費、擴大內需的關鍵，又作為現代服務業的重要組成部分，促進服務業的發展。城鎮化建設的不斷推進，也將使流通業得到進一步發展，流通現代化水平不斷提高，城鎮化將進一步推進城鄉間商品、信息、技術、資金、人才等要素的自由流動，這種城鄉間的流通保障了城市自身經濟的正常運轉，又對流通所達鄉鎮地區經濟發展、流通業的合理布局產生促進作用，這種積極作用是實現流通集聚效應的前提和保證。流通業集聚是集聚—輻射—更大的集聚的過程，一次又一次的作用使得產業布局愈發合理。在向外輻射的過程中，最先做出反應的是商品，流通業使得成熟的商品市場向偏遠落后地區發展，其次是技術、信息、資金、人才等生產要素的流出，最后是整體規劃布局的展開。城鎮化的推進既促進城鄉整體發展，又帶動流通業發展。流通作為生產和消費環節的中介，可以通過優化產業結構、降低流通成本來縮小城鄉收入差距。

總之，三者關系相互促進，相輔相成，不容分割。走共同富裕道路，是我國全面實現小康的必然要求，流通業作為國民經濟的先導產業，直接或間接關系到城鄉建設格局，對縮小城鄉差距有較大作用。

2 流通業發展、城鎮化對城鄉收入差距的實證研究

2.1 變量選擇及數據處理

本文重點分析流通業發展、城鎮化水平、城鄉收入差距三者之間的關系，同時加入經濟增長水平、外商直接投資、產業結構、農業現代化水平、固定資產投資作為控制變量，變量具體選取情況如下。

（1） 主要變量。城鎮化水平（urban），用人口城鎮化率，即城鎮人口占總人口比重來度量。城鄉收入差距（ingp），度量城鄉收入差距主要有三種方法：一是用城鎮人均可支配收入與農村人均純收入的比值；二是基尼系數；三是泰爾指數。由于本文主要是基于市級的數據，不涉及權數問題，故采用第一種方法。對流通業的度量，本文從總量和結構兩個方面選取指標，包括流通業總值（tcir）和流通業結構（scir）。因為流通業的發展既是整體規模上的擴大，也包括內部結構的優化及協調程度。因此流通業總值代表流通業的規模，批發零售業總額與社會消費品總額的比重來代表流通業結構。

（2）控制變量?？刂谱兞渴且幌盗袑Τ擎偦⒊青l收入差距和流通業有間接或直接影響作用的變量，有經濟增長水平（pgdp），用各市人均實際GDP進行衡量；外商直接投資（fdi），用各市實際使用的外商直接投資量表示；產業結構（tis），產業結構的不斷升級可以改善城鄉分配格局，進而增強城鄉統籌性、協調性，本文采用第三產業增加值占GDP的比重衡量產業結構；農業現代化水平（e）。農業現代化水平的提高是城鎮化發展的重要途徑，本文使用農村用電量這一指標代表農村現代化水平；固定資產投資（gi）。學者認為城鄉居民收入的增長在很大程度上取決于固定資產投資的數量、結構和效益，采用各市年末固定資產投資量來代表這一指標（樊綱等，2004；惠寧，2011）[16-17]。

考慮到數據收集的局限性，本文選取的樣本區間為2005～2017年，上述9個變量的相關數據來源于2006～2018年的《江蘇省統計年鑒》、《中國統計年鑒》、《江蘇省統計公報》。同時為了避免數據的波動性和可能的異方差性，對數據進行取自然對數的處理。

2.2 模型介紹

Holtz-Eakin首次提出了面板數據向量自回歸（PVAR）模型[18]，后經國內外學者的發展，目前成為分析面板數據和時間序列數據的成熟模型，現已被廣泛采用。本文利用9個變量的一階滯后回歸的PVAR模型，重點分析流通業、城鎮化水平及其他因素與城鄉收入差距三者的關系，模型設定如下。

其中：Yit=（urbanit,ingpit,tcirit,scirit,pgdpit,fdiit,tisit,eit,giit）是基于面板數據9×1的變量向量，i代表城市，t代表年份，β代表回歸系數，Yit-j代表Yit的j階滯后項；αi和γt分別是9×1的個體效應向量和時間效應向量，μit假設是服從正態分布的隨機擾動項。

3 實證分析

3.1 平穩性檢驗

為了更好地避免虛假回歸，首先必須對變量進行平穩性檢驗。本文采用LLC檢驗和Fisher-ADF檢驗這兩種常用的單位根檢驗方法，如表1所示，各變量均不接受存在單位根的原假設，滿足數據平穩性要求，各數列均是平穩序列，可以進一步進行PVAR模型分析。

表1 面板單位根檢驗

3.2 PVAR滯后期的選擇

本文通過AIC、BIC和HQIC準則來確定模型的最佳滯后階數，結果發現最佳的滯后階數為1階。

3.3 PVAR模型回歸結果分析

動態面板模型是通過被解釋變量的滯后一期來描述變量影響因素的模型。本文根據連玉君改進的PVAR2程序，利用STATA15進行GMM估計，結果見表2。

表2 PVAR模型的估計結果

從表2可看出，以當期的城鎮化為被解釋變量，滯后一期的城鎮化對自身的影響系數為0.364，且結果非常顯著，說明江蘇城鎮化發展較好，且可實現長期可持續發展。這可能是由于江蘇經濟水平較高、經濟結構合理、發展模式較好，使得城鄉差距縮小、公共基礎設施完善，為城鎮化政策的有效實施提供了有利的經濟條件。滯后一期的城鄉收入差距在1%的顯著性水平下對城鎮化的影響系數為-0.083，表明城鄉收入差距的縮小能夠顯著提高城鎮化水平，這一研究與程開明等人的研究結論基本一致[19]。此外，滯后一期的流通業總值、經濟發展水平在1%的顯著性水平下對城鎮化的影響系數分別為0.042和0.143，該結果表明它們之間存在著正向關系，即流通業規模擴大、經濟發展水平提高都會促進城鎮化發展。

以當期的城鄉收入差距為被解釋變量，滯后一期的城鄉收入差距在1%的顯著性水平下對自身的影響是0.588，說明江蘇城鄉差距對自身有依賴性，城鄉差距能夠進一步得到縮小。滯后一期的城鎮化、外商直接投資對城鄉收入差距的影響分別為0.23和-0.04，且在10%的水平下顯著，說明城鎮化水平提高可能會擴大城鄉收入差距，外商直接投資的增多能縮小城鄉收入差距。而流通業總值、經濟增長水平、固定資產投資的提高也能縮小城鄉收入差距，但影響并不十分顯著。

分別以當期的流通業總值、流通業結構作為被解釋變量，可發現滯后一期的流通業總值、流通業結構對自身的影響分別為0.505、0.305，說明江蘇省流通業發展對自身的依賴較大，且滯后一期的流通業總值對流通業結構的影響系數為0.014，即流通業總值的提高能在一定程度上優化流通業結構，即產業集聚能帶來規模效應。滯后一期的外商直接投資對流通業總值、結構的影響系數分別為0.046、0.009，且都在1%的水平下顯著，表明外商直接投資對流通業的影響較大，提高外商直接投資水平能夠擴大流通業規模，優化流通業內部結構。

控制變量中，外商直接投資和產業結構的作用顯著。以當期的外商直接投資作為被解釋變量，滯后一期的城鎮化、城鄉收入差距、流通業總值、流通業結構對其影響均顯著，并且都存在正向關系，說明這4個變量均是影響外商直接投資的重要因素。以當期的產業結構為被解釋變量，滯后一期的城鎮化與當期的產業結構存在反向關系，表明城鎮化的發展不一定能優化產業結構。而滯后一期的流通業總值、流通業結構對當期產業結構的影響均在10%的水平下顯著，并且均是正向關系，說明流通業的規模和結構是影響江蘇產業結構的重要原因，流通業使得資源得到有效整合和合理配置，從而促進整體產業的優化升級。

3.4 脈沖響應函數分析

為了了解某個影響因素對其它因素的沖擊程度，選用脈沖響應函數進行分析[20]。

3.4.1 流通業總值、流通產業結構的沖擊作用

流通業總值在受到自身標準化沖擊后的影響為正值，說明其對自身存在著持續不斷的正向作用。流通業結構在受到流通業總值的一個標準化沖擊后的當期影響也為正，隨后不斷下降，直至第十期趨向于0?？梢妰烧叩姆磻荚诋斊谧畲?，且這種影響隨著預測期數的不斷增加而減少，但流通業總值的影響較大。表明江蘇流通業自身現狀能夠促使其保持長期協調可持續發展，但是這種影響力度呈下降趨勢。

流通業結構在受到自身的一個標準化沖擊后，當期的影響為正值，在第一、二期有明顯的下降，隨后緩慢下降直至第十期趨向于0。面對流通業結構的沖擊，流通業總值的當期反應為0，隨后不斷上升，在第一期達到最大值，之后呈下降趨勢，不斷接近于0。即流通業結構、總值對流通業結構的沖擊都呈現出正響應狀態，進一步證明江蘇省流通業的發展對自身具有較大的依賴性。

面對流通業總值的沖擊時，城鎮化的反應為正值，而城鄉收入差距的反應為負值，表明流通業總值和城鎮化水平之間存在正向作用，與城鄉收入差距存在負向作用，流通業總值的提高，一方面可通過降低流通成本來縮小城鄉收入差距，另一方面也可通過城市集聚度的提高促進城鎮化發展，但流通業總值的作用較小，即規模效應不大。面對流通業結構的沖擊，城鎮化表現為負響應狀態，而城鄉收入差距表現為正響應狀態，但這種影響較小。表明流通業結構優化，可能會滯后城鎮化的發展，擴大城鄉收入差距，這與PVAR的估計結果一致，即結構效應未能出現。

3.4.2 城鎮化的沖擊作用

面對城鎮化的一個標準差沖擊，當期對自身產生較大的正向影響，隨后該影響逐漸減小，直至第十期趨于0，這表明江蘇城鎮化依賴自身慣性發展，且這種影響較大。面對城鎮化的一個標準化沖擊時，城鄉收入差距的當期反應為負，隨后不斷上升，直至第十期趨向于0?？梢?，江蘇城鎮化對城鄉收入差距存在持續的負向影響，即城鎮化的加快可縮小城鄉差距，這可能由于城鎮化加速了農村勞動力的轉移，大量勞動力可通過非農就業增加收入，從而間接縮小了城鄉的收入差距。面對城鎮化的一個標準差沖擊時，流通業總值、流通業結構的當期反應都為正，隨后影響不斷減小至第十期趨向于0，但流通業總值的當期反應大于流通業結構，流通業結構的影響較流通業結構在第一、二期有一個顯著性的下降?？傊?，江蘇城鎮化對流通業存在持續的正向影響，流通業總值的影響顯著。說明城鎮化水平是影響流通業發展的重要因素，城鎮化發展推動了資金、技術、人才的自由流動，為流通業的集聚效應提供保證，從而促進流通業的合理布局，增強了流通業的可持續發展能力。

3.4.3 城鄉收入差距的沖擊作用

城鄉收入差距在受到一個標準化沖擊后當期對自身的影響為正值，隨后不斷下降，在第十期趨向于0。城鎮化在受到城鄉收入差距的一個標準化沖擊后的當期影響為0，隨后不斷下降，在第二期達到最小值，之后呈上升趨勢，不斷接近于0。城鄉收入差距對城鎮化的影響均為負值，表明城鄉收入差距對城鎮化的作用是反向的，即城鄉收入差距的縮小會促進城鎮化的進程。面對城鄉收入差距的一個標準化沖擊后，流通業總值的當期影響為負，在第二期達到最小值，之后呈不斷上升趨勢；流通業結構的當期影響為負值，隨后不斷上升，在第十期趨向于0。但是兩者的影響始終為負值，表明江蘇省城鄉收入差距對流通業的作用是負向的，即城鄉收入差距的縮小會促進流通業的發展。這是因為城鄉收入差距縮小表明農民收入的增加，從而增加農村消費，進而使得整體消費能力的提高，消費能力提高使得消費需求的擴大，從而為流通業的進一步發展提供了可能。

4 方差分解

通過方差分解可發現，城鎮化水平、城鄉收入差距、流通業總值和流通業結構都存在明顯的正反饋現象，滯后期的變量值能夠較大程度解釋當期的變量變化，其中城鄉收入差距和流通業結構對自身的貢獻程度較高且呈現較為穩定的狀態，而流通業總值對自身的解釋程度較低，這可能是由于流通行業發展變化中，總量性變化快且明顯，而結構性變化緩慢，從而滯后期的流通業結構對當期的影響大于滯后期的流通總值對當期的影響。城鄉收入差距、流通業總值對城鎮化的貢獻程度均呈上升趨勢，城鄉收入差距、流通業總值這兩個變量對城鎮化的貢獻程度都較小，但流通業總值的貢獻程度明顯高于城鄉收入差距，原因可能在于流通業與城鎮化之間的關系較為密切，流通業發展更能帶動城鎮化水平提高。

城鎮化、流通業總值和結構對城鄉收入差距的貢獻程度均呈上升趨勢，分別由第一期的0%、1.9%和9.9%上升到第十期的24.2%、22.1%和17.6%，這三個變量對城鄉收入差距的解釋程度都在第十期達到15%以上的水平，說明長期城鎮化發展、流通業規模擴大和結構優化有助于縮小城鄉收入差距。城鎮化、城鄉收入差距對流通業總值的解釋程度最大為第十期的0.6%、0.8%，而它們對流通業結構的解釋程度最大也為第十期的1.6%和0.3%。表明城鎮化、城鄉收入差距對流通業總值、結構的貢獻程度都很小，流通業的發展更多受自身影響。流通業結構對總值的解釋程度從第一期的5.2%上升至第八期的7.7%，隨后一直穩定在此，而流通業總值對結構的影響程度最大為第十期的0.3%。說明流通業總值和結構之間雙向影響，但結構對總值的影響明顯，說明流通業結構是總值變化的主要原因。

總之，從上述的分析中，可發現各變量對自身均存在明顯的正反饋現象，受自身的影響較大；流通業總值是城鎮化水平變化的主要原因；城鎮化水平對城鄉收入差距的影響最大；流通業總值和結構之間相互影響，其中結構對總值的影響顯著。

5 政策建議

第一，有效改善農村環境，提高農民收入。首先，重視并完善農村的市場設施建設，促進農村流通業發展，改善農民的生產消費環境。要落實農村發展的相關政策，加大技術人才投入，優化農業產業，建立農村企業優勢，合理利用資源，吸引當地農民本地就業，從而縮小城鄉差距。其次，提升農民自身技能素養，從根源上提高農民收入，縮小城鄉收入差距。一方面，政府應該加強對流動人口工作的管理，強化就業培訓，合理增加勞動者的收入；另一方面，建立完善的流動人口社會保障制度。最后，改善農村的教育環境，加大對農村教育的投入，著力提升農村教育水平，從長期培養人才，促進農村發展。

第二，繼續完善農村流通體系，積極推進城鎮流通產權制度改革。對于城區內農產品批發市場，要積極引導其轉型發展，要打造現代物流配送系統，對農產品進行專業、集約管理，縮短流通環節，減少流通成本，提高效率。同時也要鼓勵大型流通企業采用控股、兼并、托管、收購等方法，不斷擴大規模，進行轉型升級，鼓勵品牌連鎖企業下大力氣向農村市場延伸，提高農村市場的連鎖率，積極向省外拓展，提高在外地市場的占有率，加快向海外“走出去”步伐，與國外商業企業同臺競技。

第三，完善城鎮商業網點布局，促進流通新技術推廣運用。促進商業網點布局規劃與城市在人口、交通、市政、環境保護等方面的結合，加強不同規模、業態、品類、檔次的商業網點的合理布局，促進商業與社會經濟各方面的協調發展。

總之，城鎮化是實現中國經濟可持續發展不可或缺的重要途徑，而流通業既是促進消費、擴大內需的關鍵，又作為現代服務業的重要組成部分，在城鎮化進程中必將起到重要作用，對縮小城鄉差距有重要支撐作用。