袁興梅
(南京工程學院 江蘇南京 211167)
隨著我國經(jīng)濟飛速發(fā)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(jīng)濟增長的同時實現(xiàn)居民收入同步增長,在勞動生產(chǎn)率提高的同時實現(xiàn)勞動報酬同步提高”,從提高勞動者收入水平、共享發(fā)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(nèi)涵,提出了新的目標要求。2019年,全國居民收入穩(wěn)定增長,人均可支配收入超過3萬元,恩格爾系數(shù)繼續(xù)下降,城鄉(xiāng)居民收入差距進一步縮小,居民生活質(zhì)量不斷提高。同時,近年來我國商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展迅速,成為推動社會經(jīng)濟發(fā)展的主要力量。而商貿(mào)流通業(yè)由于產(chǎn)業(yè)特性具有吸納就業(yè)、保障供給、刺激消費等作用,與居民收入之間有著密切聯(lián)系。所以研究商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展與居民收入之間的關系,并進一步深入分析商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展對城鄉(xiāng)居民收入以及不同收入來源結構的影響,并通過穩(wěn)健性檢驗驗證了本文的結論,不僅能夠全面深刻認識商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展與居民收入之間的關系,而且能夠為促進我國商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展以及提高居民收入、縮小城鄉(xiāng)居民收入差距提供理論依據(jù)。
本文的研究主題和余文安排如下:第一部分為我國商貿(mào)流通業(yè)發(fā)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(mào)流通業(yè)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(wěn)健性檢驗;第五部分為研究結論以及對商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展和提高居民收入方面的建議。
目前,很多學者從商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展對居民消費支出、居民收入以及城鄉(xiāng)差距等角度對我國商貿(mào)流通業(yè)發(fā)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(shù)據(jù),實證研究了中國商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)對城鄉(xiāng)居民消費二元性的影響,發(fā)現(xiàn)商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展縮小了我國城鄉(xiāng)消費差距;王紅萍(2018)利用動態(tài)面板計量模型,實證檢驗城鎮(zhèn)化、商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展與居民消費之間的關系,認為商貿(mào)流通業(yè)發(fā)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(shù)據(jù),采用門限模型與系統(tǒng)GMM模型研究我國商貿(mào)流通發(fā)展對省際間消費流向與居民消費結構的影響,得出商貿(mào)流通發(fā)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(mào)流通業(yè)規(guī)模增速與城鄉(xiāng)居民收入差距的長期互動關系,發(fā)現(xiàn)商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展會促進我國城鄉(xiāng)收入差距的縮小;劉洋和鄭寧寧(2018)以2008-2017年的數(shù)據(jù)為樣本,研究我國商貿(mào)流通規(guī)模的增長速度與城鄉(xiāng)居民收入差距的長期互動關系,得出了由于我國商貿(mào)流通業(yè)在城鄉(xiāng)地區(qū)發(fā)展并不均衡導致商貿(mào)流通規(guī)模的增長加劇城鄉(xiāng)收入差距。
綜上所述,目前多數(shù)學者對商貿(mào)流通業(yè)與居民收入的研究主要集中于城鄉(xiāng)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(mào)流通業(yè)發(fā)展對城鄉(xiāng)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(xiāng)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(mào)流通業(yè)發(fā)展提供理論支撐。
商貿(mào)流通業(yè)主要是指批發(fā)零售業(yè)、住宿餐飲業(yè)等含義。一方面,這些行業(yè)對于就業(yè)者技能要求相對較低,就業(yè)門檻較低,同時這些行業(yè)具有勞動密集型的特征,從而決定了商貿(mào)流通業(yè)自身具有強大的就業(yè)吸納能力增加居民就業(yè)。另一方面,商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)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(chǎn)和消費的聚集,不僅提升商貿(mào)流通業(yè)的就業(yè)效應,也能夠提高行業(yè)的經(jīng)濟效益,從而促進居民收入提高。所以,隨著商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展,行業(yè)的經(jīng)濟效益和就業(yè)效益得到放大,對居民收入的促進作用增強。
據(jù)此,提出本文研究假設1:
H1:在其他條件不變的情況下,商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展會促進我國居民收入提高。
一方面,商貿(mào)流通業(yè)中電子商貿(mào)的崛起,對就業(yè)者的就業(yè)技能要求相對較高,就業(yè)門檻也隨之提高,而與城鎮(zhèn)居民相比,農(nóng)村居民受教育水平低,人力資本較薄弱;同時電子商務的發(fā)展弱化了商貿(mào)流通行業(yè)勞動密集型特征,降低了商貿(mào)流通業(yè)的就業(yè)吸納效應,與城鎮(zhèn)居民相比,農(nóng)村居民從業(yè)范圍相對較窄,這種行業(yè)吸納能力的改變更容易對農(nóng)村居民產(chǎn)生負面影響。另一方面,隨著商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展,農(nóng)產(chǎn)品價值鏈向前移動,作為農(nóng)村居民主要收入的生產(chǎn)端在農(nóng)產(chǎn)品價值鏈所占收入份額下降,對農(nóng)村居民收入增加形成一定阻礙。所以,隨著商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展,對農(nóng)村居民的就業(yè)吸納效應和增收效應較弱,從而對城鎮(zhèn)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(tǒng)計
據(jù)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(nóng)村居民收入,商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)居民收入有更大影響。
根據(jù)居民收入來源不同,可以將居民收入劃分為工資性收入、經(jīng)營凈收入、財產(chǎn)凈收入以及轉(zhuǎn)移凈收入四種收入結構。根據(jù)我國實際情況來看,工資性收入和經(jīng)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(jīng)營凈收入會最先受到影響。隨著商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展,作為我國居民收入主要部分的工資性收入和經(jīng)營凈收入也會受到更明顯的促進。
據(jù)此,提出本文研究假設3:
H3:在其他條件不變的情況下,商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展對居民的工資性收入和經(jīng)營凈收入有更顯著的促進作用。
本文選取2013-2018年我國31個省市區(qū)為研究樣本,去掉部分缺失值最終得到了173個研究數(shù)據(jù)。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(xù)變量進行了上下1%的Winsorize縮尾處理。另外,數(shù)據(jù)主要來自wind和《中國統(tǒng)計年鑒》,并經(jīng)過加工整理得到。
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(jù)研究對象不同分為城鎮(zhèn)居民收入水平、農(nóng)村居民收入水平,居民工資性收入、居民經(jīng)營凈收入、居民財產(chǎn)凈收入以及居民轉(zhuǎn)移凈收入。
解釋變量。本文的解釋變量為商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展水平。根據(jù)多數(shù)學者研究將商貿(mào)流通業(yè)增加值和就業(yè)人數(shù)作為衡量指標。關于商貿(mào)流通業(yè)范圍采用各省份統(tǒng)計年鑒中批發(fā)和零售業(yè),交通運輸、倉儲、郵電通信業(yè),住宿和餐飲業(yè)的GDP、固定資產(chǎn)投資完成額以及就業(yè)人數(shù)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(zhèn)人口比重來衡量地區(qū)城市化進程、每十萬人口平均高等學校在校生數(shù)衡量地區(qū)教育水平以及人均GDP衡量地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平。本文所有的變量定義見表1所示。
表2提供了我國31個省份居民收入、商貿(mào)流通業(yè)增加值等主要變量的描述性統(tǒng)計,從我國居民收入來看,全體居民收入的對數(shù)(Y)均值為9.93,標準差為0.36,區(qū)域居民收入差異較大;城市居民收入的對數(shù)(Yu)均值為10.28,農(nóng)村居民收入的對數(shù)(Yv)均值為9.33,城鄉(xiāng)居民收入差距明顯;居民工資性收入的對數(shù)(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(mào)流通業(yè)來看,我國商貿(mào)流通業(yè)增加值對數(shù)(SMLT)均值為7.88,我國商貿(mào)流通業(yè)就業(yè)人數(shù)對數(shù)(Labor)均值為5.79,我國商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展水平較高。
為了驗證假設1,本文以居民收入(Y)作為被解釋變量,商貿(mào)流通業(yè)增加值的對數(shù)(SMLT)作為解釋變量,采用回歸模型(1)進行回歸檢驗。經(jīng)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(mào)流通業(yè)增加值的對數(shù)(LnLT)與居民收入水平(Y)的回歸系數(shù)在5%的顯著性水平下為正(P<0.05),說明隨著我國商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展,行業(yè)的經(jīng)濟效益和就業(yè)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(zhèn)居民收入和農(nóng)村居民收入作為被解釋變量,商貿(mào)流通業(yè)增加值的對數(shù)(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(mào)流通業(yè)增加值的對數(shù)(LnLT)與城鎮(zhèn)居民收入(Yu)、農(nóng)村居民收入(Yv)的回歸系數(shù)在10%的顯著性水平下為正(P<0.1),再比較城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入的估計系數(shù)可知,商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展對我國城鎮(zhèn)居民收入的影響要大于農(nóng)村居民收入,說明由于商貿(mào)流通業(yè)中電子商貿(mào)的崛起,提高了就業(yè)門檻,弱化了勞動密集型行業(yè)的優(yōu)勢,同時,生產(chǎn)端在農(nóng)產(chǎn)品價值鏈所占收入份額下降,從而降低了商貿(mào)流通業(yè)對農(nóng)村居民的就業(yè)效應和增收效應,所以隨著我國商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展,會促進城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入的提高,而且對城鎮(zhèn)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(jīng)營凈收入(Y2)、財產(chǎn)凈收入(Y3)、轉(zhuǎn)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(mào)流通業(yè)發(fā)展水平對工資性收入(Y1)和經(jīng)營凈收入(Y2)有顯著正向影響(P<0.1),而對財產(chǎn)凈收入(Y3)和轉(zhuǎn)移凈收入(Y4)無顯著影響。說明由于工資性收入和經(jīng)營凈收入占我國居民收入的比重最高,隨著我國商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展,對居民的工資性收入和經(jīng)營凈收入有更顯著的促進作用。
表3 商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展對我國城鄉(xiāng)居民收入的影響
表4 商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展對我國不同居民收入結構的影響
表5 穩(wěn)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(mào)流通業(yè)增加值的對數(shù)(SMLT)換為商貿(mào)流通業(yè)就業(yè)人數(shù)的對數(shù)(Labor)進行穩(wěn)健性檢驗,回歸結果如表5所示。在回歸(1)中,商貿(mào)流通業(yè)就業(yè)人數(shù)的對數(shù)(Labor)與居民收入水平(Y)的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平下為正(P<0.01);在回歸(2)和(3)中,商貿(mào)流通業(yè)就業(yè)人數(shù)的對數(shù)(Labor)與城鎮(zhèn)居民收入(Yu)、農(nóng)村居民收入(Yv)的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平下為正(P<0.01),且城鎮(zhèn)居民收入的估計系數(shù)大于農(nóng)村居民收入;在回歸(4)和(5)中,商貿(mào)流通業(yè)就業(yè)人數(shù)的對數(shù)(Labor)對工資性收入(Y1)和經(jīng)營凈收入(Y2)有顯著正向影響(P<0.1)。穩(wěn)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。
本文以2013-2018年我國31個省市區(qū)為研究樣本,實證研究了商貿(mào)流通業(yè)與居民收入之間的關系,并進一步分析了商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展對城鄉(xiāng)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(mào)流通業(yè)發(fā)展會促進我國居民收入提高。由于商貿(mào)流通業(yè)具有就業(yè)門檻低、勞動密集型等特征,因此,隨著商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展,行業(yè)的經(jīng)濟效益和就業(yè)效應得到放大,會促進居民收入的增長。第二,相較于農(nóng)村居民收入,商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)居民收入有更大的影響。由于商貿(mào)流通業(yè)中電子商貿(mào)的崛起,提高了就業(yè)門檻,弱化了勞動密集型行業(yè)的優(yōu)勢,同時,生產(chǎn)端在農(nóng)產(chǎn)品價值鏈所占收入份額下降,從而降低了商貿(mào)流通業(yè)對農(nóng)村居民的就業(yè)效應和增收效應,因此商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)居民收入有更大影響。第三,商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展對居民的工資性收入和經(jīng)營凈收入有更顯著的促進作用。由于工資性收入和經(jīng)營凈收入占我國居民收入的比重最高,因此隨著商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展,工資性收入和經(jīng)營凈收入會最先受到商貿(mào)流通業(yè)的促進作用影響。
為加快商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展,提高居民收入,本文從壯大商貿(mào)業(yè)市場主體和發(fā)展激活消費兩個角度提出以下建議:
第一,培育壯大商貿(mào)流通市場主體,不斷增加就業(yè)機會。一是積極培育本地優(yōu)先企業(yè)。支持傳統(tǒng)商貿(mào)企業(yè)通過參股、控股等方式跨界融合發(fā)展,培育一批擁有自主品牌、主業(yè)突出、核心競爭力強的大型商貿(mào)流通龍頭企業(yè)。二是努力招引行業(yè)龍頭企業(yè)。鼓勵大型商貿(mào)龍頭企業(yè)來當?shù)赝顿Y,設立商貿(mào)流通法人企業(yè)。三是促進中小微商貿(mào)企業(yè)發(fā)展。引導中小微商貿(mào)企業(yè)采取聯(lián)合采購、共同配送、統(tǒng)一核算等方式降本增效,支持中小微商貿(mào)企業(yè)參加各類展會,拓寬營銷渠道,鼓勵特色商業(yè)街、商業(yè)綜合體、商貿(mào)功能區(qū)完善功能服務,吸引并帶動中小微商貿(mào)企業(yè)集聚發(fā)展。
第二,發(fā)展新型消費激活農(nóng)村消費,拓寬居民增收渠道。一是積極發(fā)展新型消費。積極培育和發(fā)展健康、信息以及文化娛樂服務等消費新熱點,發(fā)展體驗式購物、休閑式消費,加速供應鏈創(chuàng)新,促進綠色、循環(huán)消費。二是激活農(nóng)村消費潛能。支持建設鄉(xiāng)鎮(zhèn)商貿(mào)服務中心,發(fā)展農(nóng)村連鎖網(wǎng)點。推進電子商務進農(nóng)村進社區(qū),加速農(nóng)村連鎖超市信息化改造。加快農(nóng)產(chǎn)品冷鏈物流設施建設,升級改造和新建一批標準化農(nóng)貿(mào)市場。三是提升商貿(mào)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(mào)流通業(yè)勞動力,尤其是提高農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力的素質(zhì),不斷增強農(nóng)民就業(yè)能力。