商貿流通業對城鄉收入差距的“逆馬太效應”研究

詹克鈺

（長春財經學院 長春 130122）

引言

在經濟新常態背景下，擴大居民消費將是目前甚至未來很長一段時間的主要任務，實現該任務離不開三個方向：第一，實現我國居民購買力整體突破，居民消費能力決定市場需求，市場需求制約供給側結構；第二，促進城鄉居民購買力的平衡，城鎮居民和鄉村居民都是消費發展主體，任何一個主體的缺失都將掣肘我國居民總體消費能力；第三，完善城鄉雙向溝通的消費市場，城鄉之間的消費不對稱將造成消費重心偏移，甚至造成“價格歧視”等區域性消費問題。

但事實上，由于城鄉二元經濟結構的市場消費特征，城鄉居民收入甚至出現“富者越富、貧者越貧”的馬太效應，城鄉居民購買力產生嚴重失衡，進而導致城鄉發展逐步異化，我國總體經濟結構失衡在所難免。解決區域經濟發展問題，首先要解決消費市場中的諸多問題。產業結構發展學說認為，成熟經濟體中第三產業將是支撐經濟發展的關鍵部門，但根據相關數據顯示，我國2018年第三產業對國內生產總值的拉動率僅為4.1%，相較于發達國家平均5.6%的水平仍有較大差距。商貿流通業作為聯系三次產業和城鄉消費市場的紐帶型產業，對于改善產業結構和消費市場結構都具備至關重要的作用。商貿流通業能夠消除區域消費市場間的異質性，促進城鄉物質資源有效流通，在某種程度上彌補城鄉收入差距所產生的負面效應。因此，本文從城鄉居民消費差距的“馬太效應”與商貿流通業發展水平入手，嘗試分析商貿流通業能否對城鄉居民消費差距產生“逆馬太效應”，從而促進城鄉消費均衡發展，構建完善和諧的國內消費市場，進而拉動我國整體經濟增長。

研究現狀

商貿流通業作為城鄉經濟聯系的紐帶，對加快城鄉經濟融合發展，縮小城鄉收入差距尤為重要。劉洋和鄭寧寧（2018）對我國商貿流通業增長速度、城鄉居民相對收入、城鄉居民絕對收入相關數據進行實證分析，研究發現：在我國推進城鎮化建設進程中，商貿流通業發展對縮小城鄉收入差距有重要促進作用；城鄉居民收入差距的縮小促進商貿流通業發展。王婷（2018）構建收入差距、城鎮化與商貿流通發展的關系，認為商貿流通業存在疏通經濟連接、強化物質交流的主要作用。

部分研究認為，商貿流通業發展與城鄉收入差距具備時間上的非一致性，這或許與政策刺激渠道有關。張瑜和王曉蘭（2017）認為，商貿流通利用居民消費渠道對城鄉居民消費差距產生顯著降低作用。這一研究結果與孫文娟（2017）的分析相對一致，其研究中指出，我國商貿流通業發展能有效縮小城鄉居民消費差距，但主要依靠刺激消費而非增加收入渠道的方式實現。解決消費與需求的不一致性，首先需要綜合城鄉流通體系，對此，任保平（2011）提出，建立雙向流通市場體系是我國縮小城鄉收入差距的重中之重。劉國斌（2018）認為現階段我國城鄉購買力仍處于失衡狀態，城鄉商貿流通體系有效促進城鄉購買力從失衡走向均衡。

總的來看，上述文獻從理論角度說明了商貿流通發展對我國城鄉經濟的諸多影響，但現有研究中均未直接研究商貿流通發展與城鄉收入差距關聯效應的實證表現，由此，本文將突破已有研究瓶頸，采用實證模型與量化分析結合的方式，探究商貿流通水平對我國城鄉居民收入差距的實際效應。

商貿流通水平及城鄉收入差距測度

（一）城鄉居民收入差距構建

通過對已有文獻的整理，本文認為采用Tail指數對城鄉收入差距建立指標，具備更強科學性與可行性。Tail指數不僅通過取對數值的方法消除多期數據間的非趨勢特征，還強調人口結構變動對收入差距的潛在影響，其公式為：

其中，Tailij表示區域j在i年對應的城鄉居民收入差距；d=1則表明為農村對應數據組；d=2則表明為城鎮對應數據組；pd表示i年城鄉總人口數，p1代表農村人口數，p2代表城鎮人口數。cd表示i年城鄉消費總量，c1代表農村消費量，c2代表城鎮消費量。為消除價格因素影響，消費量相關數據根據基期（2008年=100）進行線性變換。

（二）商貿流通水平測度

由于商貿流通業發展水平實質上關聯多個指標，而指標間的內在信息存在交叉可能性，為了保證構建指標的合理性，本次采用主成分分析法對商貿流通業發展水平指標進行擬合，包含3個二級指標，如表1所示。

本文采用的主成分分析過程如下，首先設定總指標規模矩陣：

采用雅克比行列式對X求解，行列式中各個特征向量為：

且有，協方差矩陣的P個非負特征值為：λ1＞λ2＞…＞λp≥0。

從而構建出p個有效因子，設定為z1，z2，…，zp，構建過程如下：

此外，第i個因子信息可以對應到原始信息的覆蓋率，設αi為第i個因子的方差貢獻率，以衡量第i個新因子的相關度，有：

主成分分析法中，要求方差提取率達到85%以上的前m個因子作為有效因子，在避免信息重疊的情況下實現對指標的擬合，據此有：

由此得出的新因子z1，z2，…，zm構成衡量商貿流通水平的自變量，采用多元回歸可以得到商貿流通水平（CL）的綜合指數：

本文以2008-2017年我國31個省份的基礎數據，測算各個地區對應的城鄉收入差距（Tail）和商貿流通水平（CL）。并采用東部、中部、西部分類進一步估算區域內部數據。數據來源主要為《中國流通年鑒》、《中國城市統計年鑒》及CCER數據庫。從空間分布來看，我國商貿流通水平總體呈現波動上升態勢，商貿流通業發展水平呈現出東部、中部、西部階梯分布，而城鄉收入差距明顯產生逐年上升的“馬太效應”趨勢，同時呈現西部、東部、中部順次降低的格局。

實證分析

（一）平穩性檢驗與格蘭杰分析

為了保障變量平穩性，同時避免偽回歸現象的發生，本文采用ADF單位根檢測各個基礎數據的適用性，檢驗結果如表2所示。由表2可以看到，核心變量Tail和CL在未進行差分的情況下均沒有通過平穩性檢驗，變量在5%的置信區間內p值均小于0.05，說明差分序列能夠滿足實證分析需求。

為判斷變量間的概率分布情況，本文采用格蘭杰因果檢驗判定變量變動的因果情況，該方法是實證研究中廣泛應用的概率檢驗方法，結果如表3所示。從表3可以看到，居民收入對商貿流通發展存在格蘭杰因果關系，商貿流通業是解釋變量，居民收入差距是被解釋變量，并可以采用Durbin空間模型進行實證分析。

表1 商貿流通業發展水平指標

表2 平穩性檢驗結果

表3 商貿流通對居民收入的格蘭杰因果檢驗結果

表4 空間Durbin模型回歸結果

（二）Duabin模型實證分析

為保證研究的科學性，本文選取市場規模（Size）、市場化（Market）、基礎建設（Inf）三個控制變量并結合解釋變量商貿流通，建立如下模型：

模型回歸結果如表4所示。

由表4不難看出，商貿流通發展指數（CL）的ρ值在1%水平上為負，且具備顯著性。該結果說明商貿流通發展在當期顯著降低城鄉收入差距，具體而言，當商貿流通業每提升一個單位，城鄉收入差距將下降0.207個單位，在滯后期該作用依然明顯，有效對抗了居民收入擴大所產生的“馬太效應”。分別觀察東部、中部、西部商貿流通業發展對居民收入的影響，不難發現，商貿流通對西部居民收入差距的“逆馬太效應”最大，對東部最小，“逆馬太效應”的大小沿西部、中部、東部階梯式下降。

展望

商貿流通業在促進城鄉收入差距縮小，提升城鄉居民購買力水平，構建城鄉雙向互通消費市場方面均具有不可取代的作用。同時，在我國城鄉發展異質化增強、收入差距日趨擴大的現實背景下，防止收入“馬太效應”帶來的市場分割和社會動蕩，需要商貿流通業對城鄉進行有效對接。利用商貿流通業發展所產生的“逆馬太效應”，一方面需要解決城鄉商貿對接過程中基礎設施建設薄弱、流通技術水平低下、信息不對稱頻發的問題，另一方面需要完善區域內部商貿流通業發展策略，健全商貿流通業的城鄉協調發展機制，進而實現城鄉消費一體化，驅動消費的內在動力引擎，為經濟新常態下的可持續發展貢獻力量。