收入差距、城镇化与商贸流通经济发展的区域差异.docx

?

?

收入差距、城镇化与商贸流通经济发展的区域差异

?

?

王婷

内容摘要：本文基于2000-2015年省级面板数据，构建了收入差距、城镇化与商贸流通经济发展的联立方程，对变量之间的内生与双向相互关系进行实证分析。研究发现，全国样本上收入差距与城镇化和商贸流通经济发展均存在一定的双向相关性，但城镇化与商贸流通经济发展相关性不显著。地区样本的估计结果反应了收入差距、城镇化与商贸流通经济发展的相互关系存在较大的差异。

关键词：收入差距城镇化商贸流通经济联立方程

引言

随着我国经济发展方式的转变，投资、出口等对经济的推动作用不断减弱，而消费对经济发展的拉动作用越来越显著。我国长期以来的消费不足很大程度上由城乡二元經济结构所导致，根据相关研究（李实，2015），居民收入差距从二十世纪九十年代开始随着收入的不断增长其差距也不断拉大，国家统计局公布的2016年我国基尼系数为0.465，已经远远超过国际警戒线0.4水平，这也充分反映了我国收入差距不断增大的现实。随着城镇化进程的加快，居民收入差距尤其是城乡居民收入差距已经成为影响农民变市民的重要障碍。根据动态的局部均衡理论，城镇化进程中的农民在向市民进行职业和身份转变过程，其本质是收入结构和消费结构的城市化过程，是从第一产业的务农性收入向第二产业的生产性收入和第三产业的服务性收入转变过程。商贸流通业作为第三产业的重要组成部分，已经涵盖了交通运输、电子商务、仓储配送、批发零售、租赁服务业及其他商业类服务业，不仅是吸纳农业人口就业的重要渠道，更是连接商品生产者与消费者不可或缺的环节，商贸流通业发展在带动农业经济向服务业经济转型过程中实现了农村城镇化的进程。由此可以看出，收入差距与城镇化之间具有复杂的交互关系，而商贸流通业发展对收入差距的影响则更加复杂。

面板数据联立方程模型的设定与变量说明

（一）模型设定与识别

在对收入差距、城镇化与商贸流通经济发展互动机制的理论分析基础上，考虑到收入差距与城镇化、商贸流通经济发展与城镇化、收入差距与商贸流通经济发展等要素之间存在一定的内生性和双向作用关系，构建联立方程模型来进一步实证分析三者之间的内在作用机制。

联立方程模型的结构表达为AYt+BXT=ut，其中（AB）为结构参数矩阵，m为方程个数，Yt为m个内生变量组成的矢量；Xt为K个前定变量组成的矢量；ut为m个随机变量组成的矢量。展开如下：

根据本文研究需要，构建的收入差距、城镇化与商贸流通经济发展联立方程表达如下。

其中，ai，bi，ci为待估计系数，t和t-1为当期和滞后一期项，RUt为t期内的城镇化率，IGt为t期内的收入差距，PGDPt为t期内的人均商贸流通GDP，εit为随机方程的扰动项。联立方程（1）-（3）中对收入差距和商贸流通业经济均GDP均采取对数值，城镇化率不变。

联立方程组内生变量个数m=3，前定变量个数k=4。阶条件中没有出现mi+kik+1的情况，即阶条件判断所有方程均可识别。秩条件中对于所有方程有rank（Ai）=3=m-1，i=1，2，3，4，即秩条件判断所有方程均可识别。由上知，联立方程模型可以识别，因此上述联立方程模型参数可以估计收入差距、城镇化与商贸流通经济发展的内在关联。

（二）数据来源与处理

为了考察不同地区收入差距、城镇化与商贸流通经济发展的差异性，本文根据东、中和西部地区的划分，对北京、天津等30个省市地区数据进行统计处理（见表1），西藏地区部分数据缺失，予以剔除。数据来源为：Wind数据库、中国统计年鉴、中国流通经济统计年鉴等，时间区间为2000-2015年。

实证结果与分析

（一）平稳性检验

为保证联立方程估计系数的客观性和准确性，本文采用Johansen协整检验系统条件下的ADF单位根检验，对省级面板数据指标进行平稳性检验，结果如表2所示。

根据ADF单位根检验结果，原始序列IG、PGDP和RU的临界值为3.2375、4.3271和4.9126，均大于1%水平下的临界值，表示原始变量数据的不稳定特征。一阶差分序列的ADF单位根检验结果是-1.4283、-0.8996和-1.2714，均小于1%水平下的临界值拒绝存在单位根假设，说明一阶差分后的序列表现为平稳，因此变量序列IG、PGDP和RU服从I（1）。

（二）面板数据联立方程模型的检验结果

本文考虑选取数据在截面维度上的差异，选择三阶段的最小二乘法对联立方程组进行参数估计，运算选择R软件实现，结果如表3所示。

从全国样本的联立方程估计结果可以看出，收入差距、城镇化和商贸流通发展均存在一定的双向相关性。收入差距方程的估计系数均显著，反应出城镇化率每增加1%，收入差距扩大0.1342%，人均商贸流通经济每增加1%，收入差距扩大0.0772%；商贸流通发展方程的估