商業(yè)貿(mào)易發(fā)展對(duì)居民收入的影響分析

王真

(荊州職業(yè)技術(shù)學(xué)院 繼續(xù)教育學(xué)院，湖北 荊州 434023)

商業(yè)貿(mào)易發(fā)展對(duì)居民收入的影響分析

王真

(荊州職業(yè)技術(shù)學(xué)院 繼續(xù)教育學(xué)院，湖北 荊州 434023)

為了分析商業(yè)貿(mào)易發(fā)展對(duì)居民收入的影響程度，探尋促進(jìn)居民有效增收的新路徑，借助計(jì)量專用軟件EVIEWS6.0，并利用向量自回歸模型(VAR模型)進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果顯示：商業(yè)貿(mào)易發(fā)展與城鎮(zhèn)居民家庭人均收入之間存在著協(xié)整關(guān)系；商業(yè)貿(mào)易發(fā)展分別構(gòu)成城鄉(xiāng)居民人均收入增長(zhǎng)的格蘭杰原因，而城鄉(xiāng)居民人均收入則均不是商業(yè)貿(mào)易發(fā)展的格蘭杰原因；商業(yè)貿(mào)易發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民人均收入均具有長(zhǎng)期的正向沖擊作用。因此，必須采取更加有效舉措推動(dòng)商業(yè)貿(mào)易健康發(fā)展，為居民持續(xù)增收提供廣闊空間；要正確引導(dǎo)居民消費(fèi)，發(fā)揮消費(fèi)對(duì)商業(yè)貿(mào)易發(fā)展的刺激作用，以逐步形成商業(yè)貿(mào)易與居民收入相互促進(jìn)的良性發(fā)展格局。

商業(yè)貿(mào)易；居民收入；動(dòng)態(tài)關(guān)系

一、問(wèn)題提出

大眾創(chuàng)業(yè)，萬(wàn)眾創(chuàng)新已成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵舉措。隨著我國(guó)向現(xiàn)代化國(guó)家邁進(jìn)，大力推進(jìn)城鎮(zhèn)化建設(shè)進(jìn)程，推動(dòng)農(nóng)村人口實(shí)質(zhì)性向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移[1]，必須大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，推動(dòng)商業(yè)貿(mào)易的發(fā)展，從而促進(jìn)居民收入的增加。為此，居民收入與商業(yè)貿(mào)易發(fā)展之間的聯(lián)系更為緊密，居民收入的增加離不開市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的大背景。為此，不少學(xué)者對(duì)貿(mào)易發(fā)展與居民收入差距的關(guān)系命題進(jìn)行了研究。

我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距的出現(xiàn)是多種因素共同作用的結(jié)果：對(duì)外貿(mào)易和FDI的增加均將導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大，但不能因?qū)ν忾_放帶來(lái)的收入差距拉大現(xiàn)象而否定對(duì)外開放[2]；貨物貿(mào)易的發(fā)展會(huì)使收入差距先減少后擴(kuò)大，而服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展則使得收入差距先擴(kuò)大后縮小，而教育發(fā)展水平等因素也對(duì)城鄉(xiāng)收入差距有顯著影響[3]；貿(mào)易開放度的增加可以縮小城鄉(xiāng)居民收入差距[4]；貿(mào)易開放和外資開放對(duì)城鄉(xiāng)之間的收入差距都表現(xiàn)出了明顯的彌合效應(yīng)[5]。除了受到貿(mào)易因素的影響，我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距的出現(xiàn)還受到金融、社會(huì)支出等因素的影響。從長(zhǎng)期來(lái)看，金融規(guī)模的擴(kuò)張和金融效率的提高都縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距，但從短期看，金融效率的提高卻擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民收入差距[6]；社會(huì)性支出的增加會(huì)加大城鎮(zhèn)居民內(nèi)部收入差距，財(cái)政自主度越大，收入分配差距就越大，社會(huì)性支出競(jìng)爭(zhēng)越強(qiáng)，收入差距就越大[7]；加上第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占比發(fā)展一直滯后于城鎮(zhèn)化的發(fā)展，導(dǎo)致小城鎮(zhèn)對(duì)新興產(chǎn)業(yè)吸引力不大，城鎮(zhèn)化發(fā)展緩慢，這是人們紛紛向往大城市而放棄在小城鎮(zhèn)生活的原因[8]。

上述觀點(diǎn)及主張大多是對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響因素進(jìn)行的研究，主要從對(duì)外貿(mào)易的角度展開論述，得出了一些具有較強(qiáng)現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義的結(jié)論與建議。但針對(duì)國(guó)內(nèi)商業(yè)貿(mào)易發(fā)展對(duì)我國(guó)居民收入的影響分析較少，筆者主要研究國(guó)內(nèi)商業(yè)貿(mào)易發(fā)展對(duì)居民收入的影響，并提出針對(duì)性建議。

二、實(shí)證分析

(一)變量選取與模型設(shè)定

1．變量的選取與計(jì)量模型的設(shè)定

筆者選取向量自回歸模型(VAR)作計(jì)量實(shí)證分析，研究我國(guó)商業(yè)貿(mào)易發(fā)展對(duì)居民收入的影響。VAR 模型是非限制性向量自回歸模型，把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來(lái)構(gòu)造模型，用來(lái)解釋各種經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)變量造成的影響[9]。滯后期為P階的VAR(p)模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

yt=Φ1yt-1+…+Φpyt-p+Hxt+εtt=1,2,3,…，T

(1)

其中：yt是k維內(nèi)生變量列向量，xt是d維外生變量列向量，p是滯后階數(shù)，T是樣本個(gè)數(shù)。Φ1…Φp是k×k維矩陣，矩陣H是待估計(jì)的系數(shù)矩陣。

為了研究需要，筆者從《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》上選取1978～2013年社會(huì)消費(fèi)品零售總額，以此代表商業(yè)貿(mào)易的發(fā)展?fàn)顩r，用1978～2013年城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入和農(nóng)村居民家庭人均純收入，以此代表居民的收入狀況，并分別將社會(huì)消費(fèi)品零售總額、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入和農(nóng)村居民家庭人均純收入記為T_SRG、U_INCOME、C_INCOME。同時(shí)，為了提高計(jì)量實(shí)證分析的準(zhǔn)確性，對(duì)這些數(shù)據(jù)作自然對(duì)數(shù)處理，分別得到Ln(T_SRG)、Ln(U_INCOME )、Ln(C_INCOME)。

2．變量的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)與趨勢(shì)變化描述

在進(jìn)行計(jì)量實(shí)證分析前，有必要對(duì)各組經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)與趨勢(shì)變化進(jìn)行適當(dāng)描述，以便為后續(xù)實(shí)證分析提供一定參考。

表1 各組數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)描述

由表1可知，自改革開放以來(lái)，無(wú)論是我國(guó)城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民，其人均收入均實(shí)現(xiàn)了較快增長(zhǎng)，居民收入折線呈現(xiàn)出逐年“上揚(yáng)”的發(fā)展態(tài)勢(shì)，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入與農(nóng)村家庭人均收入分別由1978年的343.4元和133.6元增至2013年的26955.10元和8895.90元，增幅顯著，這充分顯現(xiàn)出我國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)改革所取得的卓越成就。同時(shí)，城鄉(xiāng)居民之間的收入差距呈現(xiàn)出逐年擴(kuò)大的發(fā)展態(tài)勢(shì)，需要引起政府相關(guān)部門的高度重視。

改革開放以來(lái)，我國(guó)國(guó)內(nèi)商業(yè)貿(mào)易獲得了飛速發(fā)展，我國(guó)社會(huì)消費(fèi)品零售總額由1978年的1558.00億元，迅速增至2013年的237809.90億元，增長(zhǎng)幅度十分顯著。這與改革開放后我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)逐步放開、市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的客觀現(xiàn)實(shí)是緊密相連的，充分彰顯出了市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展活力。我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入與社會(huì)消費(fèi)品零售總額的變化趨勢(shì)均呈現(xiàn)出逐年上升的發(fā)展態(tài)勢(shì)，商業(yè)貿(mào)易發(fā)展與居民收入之間似乎存在著某些微妙聯(lián)系。

(二)計(jì)量實(shí)證分析

1．單位根檢驗(yàn)

為了有效避免因經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)不平穩(wěn)造成的“偽回歸”，需要對(duì)各組經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。借鑒前人研究經(jīng)驗(yàn)，筆者采用ADF檢驗(yàn)的方法分別對(duì)變量Ln(T_SRG)、Ln(U_INCOME)和Ln(C_INCOME)作平穩(wěn)性檢驗(yàn)，且滯后階數(shù)由AIC和SC原則確定，具體檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：△代表一階差分，△2代表二階差分，括號(hào)內(nèi)前兩個(gè)字符表示檢驗(yàn)的類型(c：含常數(shù)項(xiàng)，0：不含常數(shù)項(xiàng)；t：含趨勢(shì)項(xiàng)，0：不含趨勢(shì)項(xiàng))，第三個(gè)字符表示滯后的階數(shù)；***表示在1%水平上顯著，**表示在5%水平上顯著。

由表2可知，序列Ln(T_SRG)和Ln(U_INCOME)的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均大于顯著性水平10%時(shí)的臨界值，此時(shí)序列Ln(T_SRG)和Ln(U_INCOME)都存在著單位根，即不平穩(wěn)。接著，分別對(duì)Ln(T_SRG)和Ln(U_INCOME)作一階差分處理，得到△Ln(T_SRG) 和△Ln(U_INCOME)，單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，此時(shí)△Ln (T_SRG) 和△Ln(U_INCOME)的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量分別小于相應(yīng)的顯著性水平1%的臨界值，表明△Ln (T_SRG) 和△Ln(U_INCOME)不存在單位根，為平穩(wěn)時(shí)間序列，即：Ln (T_SRG)～I(xiàn)(1)，Ln (U_INCOME)～I(xiàn)(1)。而Ln(C_INCOME) 在二階差分之前，其ADF統(tǒng)計(jì)量均大于對(duì)應(yīng)的臨界值。而在二階差分后，△2Ln(C_INCOME)的ADF統(tǒng)計(jì)量小于顯著性水平1%的臨界值，此時(shí)其不存在單位根，為平穩(wěn)時(shí)間序列，即Ln(C_INCOME)～I(xiàn)(2)。

2．VAR模型的選定

滯后階數(shù)的確定對(duì)于VAR模型的選定極為重要，無(wú)論是滯后期選擇過(guò)大還是較小，都有可能使模型本身出現(xiàn)錯(cuò)誤，對(duì)研究結(jié)論頗為不利。因此，筆者綜合采用最大對(duì)數(shù)似然值(LogL)、修正的似然比檢測(cè)統(tǒng)計(jì)值(LR)、最終預(yù)測(cè)誤差(PFE)、Akaike(AIC)、Schwarz(SC)和Hannan-Quinn統(tǒng)計(jì)量(HQ)判斷準(zhǔn)則來(lái)確定滯后階數(shù)[9]，判斷結(jié)果如表3所示。

表3 VAR模型滯后期的選擇情況

由表3可知，在滯后期為3時(shí)，除了LogL 外，其余各項(xiàng)的檢驗(yàn)值均顯著，已經(jīng)用“*”標(biāo)出，且各特征值的根均在單位圓以內(nèi)。因此，此時(shí)VAR模型的最佳滯后期為3，即VAR(3)模型最為合理。

3．協(xié)整檢驗(yàn)

鑒于Ln(T_SRG)和Ln(U_INCOME)都在一階差分后平穩(wěn)，即Ln (T_SRG)～I(xiàn)(1)，Ln (U_INCOME)～I(xiàn)(1)，理論上將Ln(T_SRG)與Ln(U_INCOME)可能存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)之前，通過(guò)AIC和SC的相關(guān)信息，確定模型中變量的滯后階數(shù)為3。筆者采用Johansen檢驗(yàn)對(duì)序列Ln(T_SRG)和Ln(U_INCOME)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)分析，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：**表示在5%水平上顯著，沒(méi)有確定趨勢(shì)，協(xié)整方程有截距。

由表4檢驗(yàn)結(jié)果可知，Ln(T_SRG)和Ln(U_INCOME)之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，即商業(yè)貿(mào)易與城市居民家庭人均可支配收入之間存在著協(xié)整關(guān)系，其協(xié)整方程式為：

Ln(U_INCOME)=0.871293*Ln(T_SRG)+0.089472

(2)

由協(xié)整方程式(2)可知，我國(guó)商業(yè)貿(mào)易發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入有著長(zhǎng)期的正向影響，即城鎮(zhèn)居民家庭人均收入隨著我國(guó)商業(yè)貿(mào)易的迅速發(fā)展而持續(xù)增長(zhǎng)，這與我國(guó)的客觀發(fā)展現(xiàn)實(shí)是相吻合的。

4．格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步分析我國(guó)商業(yè)貿(mào)易發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民收入的影響，筆者在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)之上，對(duì)變量Ln(T_SRG)、Ln(U_INCOME)、Ln(C_INCOME)進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。由于格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)滯后階數(shù)相當(dāng)敏感，筆者采用AIC原則和SC原則來(lái)進(jìn)行滯后階數(shù)的選擇，通過(guò)檢驗(yàn)，最終理想的滯后階數(shù)為3。

表5 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由表5的檢驗(yàn)結(jié)果可知，在滯后階數(shù)為3的條件下，一方面，我國(guó)商業(yè)貿(mào)易發(fā)展分別構(gòu)成了城市居民家庭人均可支配收入和農(nóng)村居民家庭人均純收入的格蘭杰原因；同時(shí)，商業(yè)貿(mào)易發(fā)展對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入的影響存在著較大差異，即對(duì)城市居民家庭人均可支配收入的影響更大。另一方面，由于受到諸多因素影響，我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入不是商業(yè)貿(mào)易發(fā)展的格蘭杰原因，其概率分別高達(dá)26.21%和49.12%。

5．脈沖響應(yīng)分析

協(xié)整檢驗(yàn)分析僅表明，變量之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是由于受到不斷變化的外部環(huán)境影響，難以準(zhǔn)確知曉各變量的單位變化如何通過(guò)內(nèi)在聯(lián)系引起對(duì)整個(gè)系統(tǒng)的擾動(dòng)，以及各變量對(duì)這些擾動(dòng)的綜合反應(yīng)[9]。因此，筆者采用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)分析對(duì)我國(guó)商業(yè)貿(mào)易發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入之間的動(dòng)態(tài)影響關(guān)系進(jìn)行深入分析，由此得出，就長(zhǎng)期而言，隨著我國(guó)商業(yè)貿(mào)易的迅速發(fā)展，城鄉(xiāng)居民收入將會(huì)持續(xù)增加，即我國(guó)商業(yè)貿(mào)易發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民收入具有長(zhǎng)期的正向沖擊作用。

三、結(jié)論與建議

(一)研究結(jié)論

第一，社會(huì)消費(fèi)品零售總額與城鎮(zhèn)居民人均收入存在協(xié)整關(guān)系。社會(huì)消費(fèi)品零售總額的快速增長(zhǎng)，意味著商業(yè)貿(mào)易經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。從而為城鎮(zhèn)居民提供更多的、更好的就業(yè)機(jī)會(huì)，有利于確保城鎮(zhèn)居民收入的持續(xù)增長(zhǎng)。同時(shí)，也可以推動(dòng)城鎮(zhèn)居民自主創(chuàng)業(yè)，促進(jìn)城鎮(zhèn)居民收入的穩(wěn)定增長(zhǎng)。此外，商業(yè)貿(mào)易經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展有助于搞活城鎮(zhèn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)，創(chuàng)造城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新增長(zhǎng)點(diǎn)，為城鎮(zhèn)居民收入的長(zhǎng)期增加提供機(jī)會(huì)。

第二，社會(huì)消費(fèi)品零售總額是城鄉(xiāng)居民人均收入的格蘭杰原因。社會(huì)消費(fèi)品零售總額既是城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入的格蘭杰原因，也是農(nóng)村居民家庭人均純收入的格蘭杰原因，進(jìn)一步說(shuō)明商業(yè)貿(mào)易經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展對(duì)居民收入持續(xù)增長(zhǎng)的重要性。商業(yè)貿(mào)易發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)居民收入的影響程度很大。此外，城鄉(xiāng)居民收入成為社會(huì)消費(fèi)品零售總額的格蘭杰原因不十分明顯，這正是我國(guó)大多數(shù)居民“重儲(chǔ)蓄，輕消費(fèi)”消費(fèi)理念的顯現(xiàn)。

第三，商業(yè)貿(mào)易發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民人均收入有長(zhǎng)期正向沖擊作用。由脈沖響應(yīng)分析可知，社會(huì)消費(fèi)品零售總額對(duì)城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入和農(nóng)村居民家庭人均純收入均具有長(zhǎng)期正向沖擊作用，而社會(huì)消費(fèi)品零售總額是國(guó)內(nèi)商業(yè)貿(mào)易發(fā)展的核心衡量指標(biāo)，這就意味著我國(guó)商業(yè)貿(mào)易發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民人均收入也將產(chǎn)生長(zhǎng)期有效的正向沖擊作用，且隨著時(shí)間的推移，這種沖擊作用將愈發(fā)突出。

(二)政策建議

第一，增強(qiáng)農(nóng)民商業(yè)貿(mào)易參與實(shí)力，促進(jìn)農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)性收入持續(xù)性增長(zhǎng)。商業(yè)貿(mào)易發(fā)展對(duì)居民收入具有長(zhǎng)期的正向沖擊效應(yīng)，為此，應(yīng)該加大農(nóng)民創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)、農(nóng)民技能培訓(xùn)的力度，激發(fā)農(nóng)民參與商業(yè)貿(mào)易的積極性，進(jìn)一步增強(qiáng)農(nóng)民的商業(yè)貿(mào)易參與能力，有效發(fā)揮商業(yè)貿(mào)易發(fā)展對(duì)居民收入的促進(jìn)作用，讓農(nóng)民分享商業(yè)貿(mào)易發(fā)展成果，促進(jìn)大眾創(chuàng)業(yè)的實(shí)現(xiàn)。

第二，優(yōu)化商業(yè)貿(mào)易發(fā)展外部環(huán)境，確保商業(yè)貿(mào)易發(fā)揮更大促進(jìn)拉動(dòng)功效。針對(duì)當(dāng)前農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)中間環(huán)節(jié)的相對(duì)壟斷問(wèn)題，應(yīng)加強(qiáng)對(duì)中間交易的規(guī)范監(jiān)督，推動(dòng)收益的合理分配[10]。進(jìn)一步打破貿(mào)易壟斷現(xiàn)象，優(yōu)化商業(yè)貿(mào)易發(fā)展環(huán)境，形成更加公平、合理、高效的市場(chǎng)運(yùn)行機(jī)制，營(yíng)造更加健康和諧的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)氛圍，為商業(yè)貿(mào)易的持續(xù)健康發(fā)展奠定基礎(chǔ)，為商業(yè)貿(mào)易綜合效應(yīng)的有效發(fā)揮提供保障。

第三，促進(jìn)居民消費(fèi)觀念有效轉(zhuǎn)變，充分發(fā)揮收入對(duì)商業(yè)貿(mào)易的刺激作用。隨著社會(huì)保障體系的進(jìn)一步完善，應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步轉(zhuǎn)變我國(guó)居民的傳統(tǒng)消費(fèi)觀念，逐步形成以收入定消費(fèi)，以消費(fèi)促進(jìn)商品生產(chǎn)及商業(yè)貿(mào)易持續(xù)發(fā)展的格局，從而形成經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)格局。

[1]汪發(fā)元.中外新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體發(fā)展現(xiàn)狀比較及政策建議[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2014(10).

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[6]梅春,程飛.金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距關(guān)系的實(shí)證研究[J].商業(yè)時(shí)代，2012(6).

[7]董麗霞,韓奕.社會(huì)性支出與城市居民收入不平等關(guān)系研究[J].中國(guó)人民大學(xué)學(xué)報(bào)，2013(5).

[8]汪發(fā)元，鄧娜.城鎮(zhèn)化與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平動(dòng)態(tài)互動(dòng)分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2015(4).

[9]梁紅梅,張迪.服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和居民收入的動(dòng)態(tài)研究[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2013(5).

[10]汪發(fā)元.新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體成長(zhǎng)面臨的問(wèn)題與化解對(duì)策[J].經(jīng)濟(jì)縱橫，2015(2).

責(zé)任編輯 胡號(hào)寰 E-mail:huhaohuan2@126.com

Analysis on the Impact of the Development of Commercial Trade on the Residents’ Income

WangZhen

(SchoolofManagement,JingzhouInstituteofTechnology,Jingzhou434023)

In order to analyze the impact of commercial trade on the residents’ income,and explore the new path to promote residents’ income effectively,the author used Eviews6.0 (the special software for measurement) and the vector autoregressive model (VAR model) to do empirical analysis.There are some results about this research.Firstly,the cointegration relationship exists between the development of commercial trade and urban resident’s per capita income.Secondly,the development of commercial trade was the Grainger reason of per capita income growth of urban and rural residents,but the per capita income of urban and rural residents was not the Grainger reason of the commercial trade development.Thirdly,the development of commercial trade had a long-term positive impact on the per capita income of urban and rural residents.Therefore,on the one hand,we must take more effective measures to make the commercial trade healthy development,to provided vast space for the income growth of the residents.On the other hand,we should also guide the inhabitants expanding consumption correctly,to play an important role in the stimulation of consumption on the development of commercial trade.In this way,we can gradually form a benign development pattern between the commercial trade and the residents’ income.

commercial trade;income;dynamic relationship

2015-04-10

湖北省科技支撐計(jì)劃軟科學(xué)研究人才基金項(xiàng)目(RKF2014000143)

王真(1968—)，男，湖北京山人，講師，主要從事貿(mào)易經(jīng)濟(jì)管理研究。

F740

A

1673-1395 (2015)07-0048-05