商貿流通業發展對我國居民收入的影響
——基于城鄉和收入來源結構差異

袁興梅

（南京工程學院 江蘇南京 211167）

隨著我國經濟飛速發展，居民收入水平明顯提高，但是收入分配矛盾逐漸凸顯。黨的十九大報告再次明確提出“堅持在經濟增長的同時實現居民收入同步增長，在勞動生產率提高的同時實現勞動報酬同步提高”，從提高勞動者收入水平、共享發展成果、保障和改善民生、縮小收入分配差距等視角，為收入分配改革賦予了新的時代內涵，提出了新的目標要求。2019年，全國居民收入穩定增長，人均可支配收入超過3萬元，恩格爾系數繼續下降，城鄉居民收入差距進一步縮小，居民生活質量不斷提高。同時，近年來我國商貿流通業發展迅速，成為推動社會經濟發展的主要力量。而商貿流通業由于產業特性具有吸納就業、保障供給、刺激消費等作用，與居民收入之間有著密切聯系。所以研究商貿流通業發展與居民收入之間的關系，并進一步深入分析商貿流通業發展對城鄉居民收入以及不同收入來源結構的影響，并通過穩健性檢驗驗證了本文的結論，不僅能夠全面深刻認識商貿流通業發展與居民收入之間的關系，而且能夠為促進我國商貿流通業發展以及提高居民收入、縮小城鄉居民收入差距提供理論依據。

本文的研究主題和余文安排如下：第一部分為我國商貿流通業發展對居民消費及收入影響的相關文獻綜述；第二部分為商貿流通業對我國居民收入的影響機制的分析以及相關研究假設提出；第三部分為實證研究設計，包括樣本選擇以及模型、變量定義；第四部分為實證檢驗結果及穩健性檢驗；第五部分為研究結論以及對商貿流通業發展和提高居民收入方面的建議。

相關文獻評述

目前，很多學者從商貿流通業發展對居民消費支出、居民收入以及城鄉差距等角度對我國商貿流通業發展的影響進行研究。在對居民消費影響上，謝喬昕和宋良榮（2016）利用2001-2013年省際面板數據，實證研究了中國商貿流通產業對城鄉居民消費二元性的影響，發現商貿流通業發展縮小了我國城鄉消費差距；王紅萍（2018）利用動態面板計量模型，實證檢驗城鎮化、商貿流通業發展與居民消費之間的關系，認為商貿流通業發展有助于居民消費水平提升；孫浩（2019）利用2005-2016年省際面板數據，采用門限模型與系統GMM模型研究我國商貿流通發展對省際間消費流向與居民消費結構的影響，得出商貿流通發展會改變居民消費結構，尤其是會促進居民在食品、服裝、交通通訊及文教娛樂等方面的消費支出。在對居民收入影響上，張秦等（2019）構建向量自回歸模型檢驗商貿流通業規模增速與城鄉居民收入差距的長期互動關系，發現商貿流通業的發展會促進我國城鄉收入差距的縮小；劉洋和鄭寧寧（2018）以2008-2017年的數據為樣本，研究我國商貿流通規模的增長速度與城鄉居民收入差距的長期互動關系，得出了由于我國商貿流通業在城鄉地區發展并不均衡導致商貿流通規模的增長加劇城鄉收入差距。

綜上所述，目前多數學者對商貿流通業與居民收入的研究主要集中于城鄉收入差距，而對居民來源收入結構的研究相對較少，所以研究商貿流通業發展對城鄉居民收入以及不同收入來源結構的影響不僅可以為縮小城鄉收入差距和促進居民收入提高指明方向，還可以為促進商貿流通業發展提供理論支撐。

研究假設

商貿流通業主要是指批發零售業、住宿餐飲業等含義。一方面，這些行業對于就業者技能要求相對較低，就業門檻較低，同時這些行業具有勞動密集型的特征，從而決定了商貿流通業自身具有強大的就業吸納能力增加居民就業。另一方面，商貿流通業的發展有利于社會分工深化，促進商品交易效率的提高，加快生產和消費的聚集，不僅提升商貿流通業的就業效應，也能夠提高行業的經濟效益，從而促進居民收入提高。所以，隨著商貿流通業的發展，行業的經濟效益和就業效益得到放大，對居民收入的促進作用增強。

據此，提出本文研究假設1：

H1：在其他條件不變的情況下，商貿流通業發展會促進我國居民收入提高。

一方面，商貿流通業中電子商貿的崛起，對就業者的就業技能要求相對較高，就業門檻也隨之提高，而與城鎮居民相比，農村居民受教育水平低，人力資本較薄弱；同時電子商務的發展弱化了商貿流通行業勞動密集型特征，降低了商貿流通業的就業吸納效應，與城鎮居民相比，農村居民從業范圍相對較窄，這種行業吸納能力的改變更容易對農村居民產生負面影響。另一方面，隨著商貿流通業發展，農產品價值鏈向前移動，作為農村居民主要收入的生產端在農產品價值鏈所占收入份額下降，對農村居民收入增加形成一定阻礙。所以，隨著商貿流通業發展，對農村居民的就業吸納效應和增收效應較弱，從而對城鎮居民收入有更大的影響。

表1 變量定義及描述

表2 主要變量的描述性統計

據此，提出本文研究假設2：

H2：在其他條件不變的情況下，相較于農村居民收入，商貿流通業發展對城鎮居民收入有更大影響。

根據居民收入來源不同，可以將居民收入劃分為工資性收入、經營凈收入、財產凈收入以及轉移凈收入四種收入結構。根據我國實際情況來看，工資性收入和經營凈收入占我國居民收入的比重最高，因此隨著我國居民收入的變化，工資性收入和經營凈收入會最先受到影響。隨著商貿流通業的發展，作為我國居民收入主要部分的工資性收入和經營凈收入也會受到更明顯的促進。

據此，提出本文研究假設3：

H3：在其他條件不變的情況下，商貿流通業發展對居民的工資性收入和經營凈收入有更顯著的促進作用。

研究設計

（一）樣本選擇

本文選取2013-2018年我國31個省市區為研究樣本，去掉部分缺失值最終得到了173個研究數據。此外，為了進一步減少極端值對模型回歸的影響，對所有連續變量進行了上下1%的Winsorize縮尾處理。另外，數據主要來自wind和《中國統計年鑒》，并經過加工整理得到。

（二）檢驗模型及相關變量說明

檢驗模型：

被解釋變量。本文的被解釋變量為居民收入水平，并根據研究對象不同分為城鎮居民收入水平、農村居民收入水平，居民工資性收入、居民經營凈收入、居民財產凈收入以及居民轉移凈收入。

解釋變量。本文的解釋變量為商貿流通業發展水平。根據多數學者研究將商貿流通業增加值和就業人數作為衡量指標。關于商貿流通業范圍采用各省份統計年鑒中批發和零售業，交通運輸、倉儲、郵電通信業，住宿和餐飲業的GDP、固定資產投資完成額以及就業人數來計算。

控制變量。本文參考最近關于居民收入的研究，選取了城鎮人口比重來衡量地區城市化進程、每十萬人口平均高等學校在校生數衡量地區教育水平以及人均GDP衡量地區經濟發展水平。本文所有的變量定義見表1所示。

檢驗結果及分析

（一）描述性統計分析

表2提供了我國31個省份居民收入、商貿流通業增加值等主要變量的描述性統計，從我國居民收入來看，全體居民收入的對數（Y）均值為9.93，標準差為0.36，區域居民收入差異較大；城市居民收入的對數（Yu）均值為10.28，農村居民收入的對數（Yv）均值為9.33，城鄉居民收入差距明顯；居民工資性收入的對數（Y1）均值為9.33，在4種居民收入來源結構中最高。從我國商貿流通業來看，我國商貿流通業增加值對數（SMLT）均值為7.88，我國商貿流通業就業人數對數（Labor）均值為5.79，我國商貿流通業發展水平較高。

（二）回歸檢驗

為了驗證假設1，本文以居民收入（Y）作為被解釋變量，商貿流通業增加值的對數（SMLT）作為解釋變量，采用回歸模型（1）進行回歸檢驗。經過F檢驗和Hausman檢驗后選用固定效應的估計方法更為合適，具體檢驗如表3所示。商貿流通業增加值的對數（LnLT）與居民收入水平（Y）的回歸系數在5%的顯著性水平下為正（P＜0.05），說明隨著我國商貿流通業發展，行業的經濟效益和就業效益得到放大，居民收入水平會得到提高，假設1得到了驗證。

為了驗證假設2，本文以城鎮居民收入和農村居民收入作為被解釋變量，商貿流通業增加值的對數（SMLT）作為解釋變量，采用回歸模型（1）進行了回歸檢驗，同樣采用固定效應的估計方法，具體檢驗如表3所示。商貿流通業增加值的對數（LnLT）與城鎮居民收入（Yu）、農村居民收入（Yv）的回歸系數在10%的顯著性水平下為正（P＜0.1），再比較城鎮和農村居民收入的估計系數可知，商貿流通業發展對我國城鎮居民收入的影響要大于農村居民收入，說明由于商貿流通業中電子商貿的崛起，提高了就業門檻，弱化了勞動密集型行業的優勢，同時，生產端在農產品價值鏈所占收入份額下降，從而降低了商貿流通業對農村居民的就業效應和增收效應，所以隨著我國商貿流通業發展，會促進城鎮和農村居民收入的提高，而且對城鎮居民收入有更大影響，假設2得到了驗證。

為了進一步驗證假設3，本文將被解釋變量依次換為居民工資性收入（Y1）、經營凈收入（Y2）、財產凈收入（Y3）、轉移凈收入（Y4）代入模型（1）中進行固定效應回歸，具體檢驗如表4所示。比較四個回歸結果，可以看出商貿流通業發展水平對工資性收入（Y1）和經營凈收入（Y2）有顯著正向影響（P＜0.1），而對財產凈收入（Y3）和轉移凈收入（Y4）無顯著影響。說明由于工資性收入和經營凈收入占我國居民收入的比重最高，隨著我國商貿流通業發展，對居民的工資性收入和經營凈收入有更顯著的促進作用。

表3 商貿流通業發展對我國城鄉居民收入的影響

表4 商貿流通業發展對我國不同居民收入結構的影響

表5 穩健性檢驗

（三）穩健性檢驗

為了增強實證結果的可靠性，本文將解釋變量商貿流通業增加值的對數（SMLT）換為商貿流通業就業人數的對數（Labor）進行穩健性檢驗，回歸結果如表5所示。在回歸（1）中，商貿流通業就業人數的對數（Labor）與居民收入水平（Y）的回歸系數在1%的顯著性水平下為正（P＜0.01）；在回歸（2）和（3）中，商貿流通業就業人數的對數（Labor）與城鎮居民收入（Yu）、農村居民收入（Yv）的回歸系數在1%的顯著性水平下為正（P＜0.01），且城鎮居民收入的估計系數大于農村居民收入；在回歸（4）和（5）中，商貿流通業就業人數的對數（Labor）對工資性收入（Y1）和經營凈收入（Y2）有顯著正向影響（P＜0.1）。穩健性檢驗結果與前文的實證結果基本一致，說明本文的實證結果較為可靠。

研究結論與啟示

（一）結論

本文以2013-2018年我國31個省市區為研究樣本，實證研究了商貿流通業與居民收入之間的關系，并進一步分析了商貿流通業發展對城鄉居民收入以及不同收入來源結構的影響。研究認為：第一，商貿流通業發展會促進我國居民收入提高。由于商貿流通業具有就業門檻低、勞動密集型等特征，因此，隨著商貿流通業發展，行業的經濟效益和就業效應得到放大，會促進居民收入的增長。第二，相較于農村居民收入，商貿流通業發展對城鎮居民收入有更大的影響。由于商貿流通業中電子商貿的崛起，提高了就業門檻，弱化了勞動密集型行業的優勢，同時，生產端在農產品價值鏈所占收入份額下降，從而降低了商貿流通業對農村居民的就業效應和增收效應，因此商貿流通業發展對城鎮居民收入有更大影響。第三，商貿流通業發展對居民的工資性收入和經營凈收入有更顯著的促進作用。由于工資性收入和經營凈收入占我國居民收入的比重最高，因此隨著商貿流通業的發展，工資性收入和經營凈收入會最先受到商貿流通業的促進作用影響。

（二）啟示

為加快商貿流通業發展，提高居民收入，本文從壯大商貿業市場主體和發展激活消費兩個角度提出以下建議：

第一，培育壯大商貿流通市場主體，不斷增加就業機會。一是積極培育本地優先企業。支持傳統商貿企業通過參股、控股等方式跨界融合發展，培育一批擁有自主品牌、主業突出、核心競爭力強的大型商貿流通龍頭企業。二是努力招引行業龍頭企業。鼓勵大型商貿龍頭企業來當地投資，設立商貿流通法人企業。三是促進中小微商貿企業發展。引導中小微商貿企業采取聯合采購、共同配送、統一核算等方式降本增效，支持中小微商貿企業參加各類展會，拓寬營銷渠道，鼓勵特色商業街、商業綜合體、商貿功能區完善功能服務，吸引并帶動中小微商貿企業集聚發展。

第二，發展新型消費激活農村消費，拓寬居民增收渠道。一是積極發展新型消費。積極培育和發展健康、信息以及文化娛樂服務等消費新熱點，發展體驗式購物、休閑式消費，加速供應鏈創新，促進綠色、循環消費。二是激活農村消費潛能。支持建設鄉鎮商貿服務中心，發展農村連鎖網點。推進電子商務進農村進社區，加速農村連鎖超市信息化改造。加快農產品冷鏈物流設施建設，升級改造和新建一批標準化農貿市場。三是提升商貿人力資本。加大投入力度，提高補貼標準，有針對性地培訓更多有一技之長的商貿流通業勞動力，尤其是提高農村轉移勞動力的素質，不斷增強農民就業能力。