謝喬昕

（浙江工業(yè)大學 之江學院，浙江 杭州 310024）

一、引 言

改革開放三十余年以來，盡管中國經(jīng)濟實現(xiàn)了持續(xù)高速的增長，但城鄉(xiāng)經(jīng)濟二元分割特征并未能得到有效解決。作為城鄉(xiāng)差距重要體現(xiàn)的城鄉(xiāng)居民收入差距不僅未能隨著經(jīng)濟社會發(fā)展呈現(xiàn)收斂態(tài)勢，反而有進一步擴大的趨勢。以浙江省為例，從絕對水平看，城鄉(xiāng)居民人均收入差距由1996年3493元拉大到了2009年14604元，從相對水平看，城鄉(xiāng)收入比值由1996年的2.01:1擴大到了2009年的2.46:1。

對于中國城鄉(xiāng)收入差距變動的影響因素，國內學者從不同角度開展了大量的研究與討論。張立軍、湛泳[1]（2006）從金融角度對金融發(fā)展影響中國城鄉(xiāng)收入差距的作用機制進行了探討，通過理論分析與實證研究認為中國金融發(fā)展主要通過金融發(fā)展的門檻效應、金融發(fā)展的非均衡效應與金融發(fā)展的降低貧困效應三條路徑對城鄉(xiāng)收入差距構成影響。毛其淋[2]（2011）對經(jīng)濟開放對于城鄉(xiāng)收入差距的影響進行了分析，面板數(shù)據(jù)分析結果表明經(jīng)濟開放在總體上對城鄉(xiāng)收入差距產生了擴大的作用，但如果考慮經(jīng)濟開放對于城市化水平的影響，經(jīng)濟開放程度在一定程度上能夠抑制城鄉(xiāng)收入差距的持續(xù)擴大。靳衛(wèi)東[3]（2007）對人力資本投資與城鄉(xiāng)居民收入差距的關系進行探討，認為收入差距會影響人力資本的投資，同時人力資本投資會進一步影響到收入差距，而農村人力資本投資只有超過“最小臨界門檻”才能發(fā)揮縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用。已有研究多對金融、人力資本等因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響進行討論，但從產業(yè)角度探究產業(yè)集聚發(fā)展對于城鄉(xiāng)收入差距影響的文獻目前尚不多見。彭繼增、熊吉陵、陳清[4]（2010）利用浙江省2001—2008年數(shù)據(jù)構建面板數(shù)據(jù)模型，實證結果發(fā)現(xiàn)商業(yè)集聚能夠影響地區(qū)產業(yè)結構與就業(yè)結構，改善城鄉(xiāng)經(jīng)濟差距水平。

浙江省作為商業(yè)較為發(fā)達的地區(qū)，認識浙江省商業(yè)集聚對于城鄉(xiāng)收入差距的影響，探索產業(yè)發(fā)展改善城鄉(xiāng)收入差距的可能性，對促進浙江省經(jīng)濟社會協(xié)調發(fā)展具有重要意義?；诖?，本文試圖利用浙江省時間序列數(shù)據(jù)對商業(yè)集聚對于城鄉(xiāng)收入差距的影響進行實證研究，并利用產業(yè)集聚理論對實證結果進行分析，以期能彌補相關領域研究的不足。

二、實證分析

（一）指標選取及數(shù)據(jù)來源說明

由于商業(yè)涉及行業(yè)較廣，本文將商業(yè)范疇限于批發(fā)與零售業(yè)以及住宿與餐飲業(yè)。本文利用區(qū)位商這一常用的產業(yè)集聚測度指標測度商業(yè)集聚程度，該指標能夠較好地從區(qū)域角度分析產業(yè)集聚狀況。區(qū)位商計算公式為：

其中，CIit代表浙江省在t時刻的產業(yè)集聚程度，Bit代表浙江省在t時刻商業(yè)產業(yè)增加值，Pit代表浙江省在t時刻國內生產總值，Bt代表在t時刻全國商業(yè)產業(yè)總增加值，Pt代表在t時刻全國國內生產總值。當CIit＞1時，說明浙江省商業(yè)集聚程度高于全國平均水平，當CIit＜1時，說明浙江省商業(yè)集聚程度低于全國平均水平。

測度城鄉(xiāng)收入差距的指標有很多，諸如比率法、差值法、泰爾指數(shù)法等均能在一定程度上反映城鄉(xiāng)收入差距狀況[5]，本文使用城鄉(xiāng)居民收入比指標測度城鄉(xiāng)居民收入差距，該指標計算公式為：

其中，RGt代表浙江省在t時刻的城鄉(xiāng)收入差距，CRt代表城鎮(zhèn)居民在t時刻的可支配收入水平，RRt代表農村居民在t時刻的純收入水平。RGt指標值越大，說明浙江省城鄉(xiāng)收入差距越大，反之，說明浙江省城鄉(xiāng)收入差距越小。

本文分析數(shù)據(jù)均取自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，樣本期間為1996年至2011年，經(jīng)整理后得到數(shù)據(jù)見表1。

表1 浙江省歷年商業(yè)集聚及城鄉(xiāng)收入差距狀況

（二）數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

由于時間序列數(shù)據(jù)多為非平穩(wěn)數(shù)列，直接使用非平穩(wěn)數(shù)據(jù)進行回歸可能會得出有偏以及非一致的計量結果。因此，本文首先使用ADF單位根檢驗法對各變量進行平穩(wěn)性檢驗。

ADF檢驗方法通過在估計方程右側加入因變量Y的滯后查分想來控制高階序列相關，其一般檢驗形式為：

根據(jù)序列數(shù)據(jù)性質的差異，ADF檢驗模型有三種設定模式。在進行ADF檢驗時，選擇正確的模式非常重要，否則拒絕單位根的可能性很小。使用作圖法判斷ADF檢驗模式較為常用且簡便易行。滯后期的確定采用AIC與SC準則，兩者最小時的滯后期數(shù)為分析采用的滯后期。通過選取不同檢驗模式、滯后期數(shù)，我們得到檢驗結果見表2。

表2 ADF單位根檢驗結果

由表1可知，在1%的顯著性水平上，CI、RG的原序列以及一階差分序列均為非平穩(wěn)序列，而CI與RG的二階差分序列都是平穩(wěn)時間序列，即它們均為二階單整序列，為本文進一步做協(xié)整分析提供了必要條件。

（三）協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗的基本思想是:兩個（或兩個以上） 非平穩(wěn)的時間序列,若它們是同階單整的,則變量之間的某種線性組合可能是平穩(wěn)的,即變量之間可能存在著長期穩(wěn)定的均衡關系（協(xié)整關系）。對變量的協(xié)整檢驗普遍采用的方法有Johansen極大似然跡檢驗與EG兩步法兩種方法。本文擬采用EG兩步法對商業(yè)集聚CI與城鄉(xiāng)居民收入差距RG之間是否存在協(xié)整關系予以檢驗。

EG檢驗方法分為兩步：

第二步，對殘差εt進行單位根檢驗，根據(jù)其是否平穩(wěn)確定y1t,y2t,...,y1t之間是否存在協(xié)整關系。若殘差序列是平穩(wěn)的，說明變量間存在協(xié)整關系，否則不存在協(xié)整關系。檢驗結果見方程（2）。

根據(jù)DW值判斷方程（1）估計結果存在自相關問題，加入滯后項重新估計得到方程（3）。

利用上式求出Ln(RGt)與Ln(CIt)之間的長期關系：Ln(RGt)=βLn(CIt)+εt，其中，β=(-0.8732+0.4861-0.2523)/(1-1.1875+0.3471)=-4.0006，因此Ln(RGt)與Ln(CIt)之間的長期關系為：

式（4）表明，從長期來看，浙江省城鄉(xiāng)收入差距對商業(yè)集聚的彈性是-4.0006，說明浙江省商業(yè)集聚對城鄉(xiāng)收入差距構成負向影響，商業(yè)集聚程度的提高能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距?，F(xiàn)對式（3）殘差進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果如表3所示。

表3 殘差平穩(wěn)性檢驗結果

從表3可知，在1%的置信水平下，殘差序列是平穩(wěn)的，即ut～I（0），說明Ln(RGt)與Ln(CIt)之間存在協(xié)整關系。在樣本期間內，浙江省上海行業(yè)集聚與城鄉(xiāng)收入差距存在長期均衡關系。

（四）商業(yè)集聚與城鄉(xiāng)居民收入差距Granger因果關系檢驗

由于協(xié)整檢驗只能說明變量間存在長期均衡的關系，但是否構成因果關系，需要進一步予以檢驗。本文使用Granger因果檢驗法對商業(yè)集聚CI與城鄉(xiāng)居民收入差距RG之間因果關系進行檢驗，檢驗結果見表4。

表4 Granger因果檢驗結果

表3數(shù)字顯示，在Granger因果關系上，可以得到如下結論：在20%的置信水平下，浙江省商業(yè)集聚與城鄉(xiāng)居民收入差距互為Granger因果關系。這說明浙江省商業(yè)集聚與城鄉(xiāng)居民收入差距存在相互影響的關系，商業(yè)集聚程度的提高促進了城鄉(xiāng)居民收入差距的縮小，而城鄉(xiāng)收入差距的縮小又促使轄區(qū)內居民消費支出增長進而推動商業(yè)集聚度的提高。但是，二者的Granger因果關系顯著性水平不高，說明浙江省商業(yè)集聚與城鄉(xiāng)居民收入差距關聯(lián)度還具有一定的提升潛力。

三、浙江省商業(yè)集聚對于城鄉(xiāng)居民收入差距的影響機制

從實證研究結果看，浙江省商業(yè)集聚在縮小城鄉(xiāng)居民收入差距具有顯著的作用，根據(jù)產業(yè)集聚理論，浙江省商業(yè)集聚主要通過以下幾個途徑對城鄉(xiāng)收入差距構成影響：

首先，商業(yè)集聚改善了農村居民的信息狀況。隨著信息社會的不斷發(fā)展，信息對于個人收入提高的重要性不言而喻。農村居民在獲取信息方面較城市居民往往處于劣勢地位，這一方面是由于浙江省農村地理位置分散，交通相對不夠便利，通信、網(wǎng)絡等通訊服務供給成本較高，限制了農村信息的供給，另一方面是由于農民文化水平不高，獲取信息的能力有限，信息篩選甄別成本較高[6]。信息匱乏導致農村居民無法及時掌握有價值的信息，也無法獲取必要的技能培訓知識，限制了農村居民獲取收入能力的提高。

商業(yè)集聚強化了集聚區(qū)域內信息的交流，降低信息搜尋與交易成本，同時商業(yè)信息的易理解性在一定程度上消除了農村居民信息獲取能力的限制，從而改善了農村居民相對于城市居民的信息劣勢地位。信息劣勢地位的改善不僅能夠幫助農村居民掌握農產品的供求信息，降低農業(yè)生產的盲目性，同時能夠使農村居民獲取更多商業(yè)從業(yè)經(jīng)驗，提升農村居民從事商業(yè)經(jīng)營的成功率，推動農村居民收入增長。

其次，商業(yè)集聚緩解了農村居民的資金瓶頸。金融支持狀況是農民收入水平的重要影響因素，而以農村金融抑制為主要特征的二元金融結構對農村居民收入具有十分重要的影響。國有金融機構“嫌貧愛富”的本性以及政府對非正規(guī)金融發(fā)展的限制，使得中國對農村居民的金融支持一直存在總量不足和效率低下的困局，對農村居民收入水平的提高產生制約[7]。

商業(yè)產業(yè)具有資金門檻低的特點，商業(yè)集聚能夠在更大程度上節(jié)約費用，降低農村居民從事商業(yè)經(jīng)營的資金進入門檻，進而幫助農村居民進行資金積累。商業(yè)集聚水平的提高能夠使集聚區(qū)吸引更多的顧客流，降低經(jīng)營成本，提高農村居民從事商業(yè)經(jīng)營獲利的可能性，同時，商業(yè)集聚使得商業(yè)企業(yè)能通過聯(lián)合貸款方式獲取更多金融支持，有助于緩解現(xiàn)存金融體制對農村居民收入提高的限制作用。

再次，商業(yè)集聚降低了農村居民的就業(yè)門檻。人力資本投資對于農村居民收入具有重要的影響，而人力資本對于農村居民收入增長的影響主要通過影響農村居民就業(yè)狀況這一影響路徑實現(xiàn)。農村居民受教育水平偏低，獲取各種職業(yè)技能培訓的途徑有限，而傳統(tǒng)制造業(yè)對從業(yè)者專業(yè)知識及技能的基本要求限制了農村居民求職的競爭力，從而阻礙了農村居民工資性收入的提高。

商業(yè)產業(yè)具有勞動密集型特征，商業(yè)集聚能為集聚區(qū)域創(chuàng)造更多從業(yè)崗位，同時，商業(yè)產業(yè)對從業(yè)者受教育水平、專業(yè)技能的要求較低，降低了農村居民的就業(yè)門檻。另外，商業(yè)集聚也加強了商業(yè)經(jīng)驗的相互交流，有助于農村居民的商業(yè)經(jīng)驗的獲取與豐富，提高其人力資本的積累狀況，進而促進城鄉(xiāng)居民收入水平的縮小[8]。

四、研究結論及相關政策建議

基于上述分析，浙江省商業(yè)集聚與城鄉(xiāng)收入差距呈負相關關系，即浙江省商業(yè)集聚水平的提高能夠在一定程度上縮小城鄉(xiāng)收入水平差距，同時，浙江省商業(yè)集聚與城鄉(xiāng)居民收入差距存在長期均衡關系且互為Granger因果。浙江省商業(yè)集聚主要通過改善農村居民信息狀況、緩解農村居民資金瓶頸、降低農村居民就業(yè)門檻三條影響路徑對城鄉(xiāng)居民收入差距構成影響。因此，提高浙江省商業(yè)集聚水平，更好地發(fā)揮商業(yè)集聚縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的積極效應，是改善浙江省城鄉(xiāng)收入分配格局的有效途徑之一，本文提出政策建議如下：

第一，推動農村商業(yè)企業(yè)發(fā)展，完善農村商業(yè)網(wǎng)點分布。加快農村商業(yè)企業(yè)發(fā)展，一方面能夠更大程度吸納當?shù)剞r村居民進入商業(yè)行業(yè)就業(yè)，同時也能更充分地發(fā)揮商業(yè)企業(yè)作為信息中介的作用。加快推進“萬村千鄉(xiāng)工程”，推動農村商業(yè)經(jīng)營形式創(chuàng)新，開拓潛在市場，促進農村商業(yè)企業(yè)朝規(guī)范化、規(guī)?；较虬l(fā)展。

第二，開發(fā)針對中小商業(yè)企業(yè)特點的金融產品，緩和中小商業(yè)企業(yè)融資困境。資金是商業(yè)企業(yè)生存發(fā)展的血液，農村居民由于家庭積累少、底子薄，所經(jīng)營的商業(yè)企業(yè)在創(chuàng)辦初期往往規(guī)模較小，難以憑借信譽或抵押物獲取金融機構信貸支持，即便是義烏小商品市場、海寧皮革城等業(yè)已成型的商戶，由于資金規(guī)模有限在融通資金方面也難以得到金融機構的青睞。構建符合中小商業(yè)企業(yè)特點的信用評價體系，針對中小商業(yè)企業(yè)經(jīng)營狀況、現(xiàn)金流等特點進行金融產品創(chuàng)新，鼓勵中小商業(yè)企業(yè)通過聯(lián)合貸款、聯(lián)合擔保等形式獲得資金融通支持，緩解中小商業(yè)企業(yè)融資難題。

[1]張立軍，湛泳.金融發(fā)展影響城鄉(xiāng)收入差距的三大效應及檢驗[J].上海財經(jīng)大學學報，2006，（10）：83-90.

[2]毛其淋.經(jīng)濟開放、城市化水平與城鄉(xiāng)收入差距——基于中國省級面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究[J].浙江社會科學，2011，（1）:11-22.

[3]靳衛(wèi)東.農民的收入差距與人力資本投資研究[J].南開經(jīng)濟研究，2007，（1）：81-92.

[4]彭繼增，熊吉陵，陳清.商業(yè)集群、第三產業(yè)空間演化與經(jīng)濟發(fā)展——基于浙江省數(shù)據(jù)的實證分析[J].商業(yè)經(jīng)濟與管理，2010，（11）：11-18.

[5]李濤，李炯.基于差值法的城鄉(xiāng)收入差距分解研究：浙江的數(shù)據(jù)[J].華東經(jīng)濟管理，2007，（1）：20-26

[6]黃君潔.增加農民收入與擴大公共信息供給[J].理論探索，2006，（4）：105-107.

[7]余新平，熊晶白，熊德平.中國農村金融發(fā)展與農民收入增長[J].中國農村金融，2010，（6）：77-86.

[8]周海蓉.中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟聯(lián)動發(fā)展要求下的商業(yè)布局研究[J].華東經(jīng)濟管理，2005，（10）：38-42.