對外貿(mào)易對居民消費(fèi)率的城鎮(zhèn)化門限效應(yīng)研究

黃麗娟　信超輝

摘 要 本文選取2002～2012年省級面板數(shù)據(jù)，以居民消費(fèi)率作為被解釋變量，對外貿(mào)易作為解釋變量，研究在不同水平的城鎮(zhèn)化率之下對外貿(mào)易對居民消費(fèi)率的影響。研究表明，不同的城鎮(zhèn)化率水平確實會影響兩者的關(guān)系，并且在38.4%～69.0%的城鎮(zhèn)化率水平下，對外貿(mào)易對居民消費(fèi)率存在顯著正向相關(guān)關(guān)系，即存在門限效應(yīng)。因此，我國要均衡各地區(qū)城鎮(zhèn)發(fā)展水平，使得各地區(qū)的城鎮(zhèn)化率達(dá)到一定的高度，從而充分發(fā)揮對外貿(mào)易的作用。

關(guān)鍵詞 居民消費(fèi)率 對外貿(mào)易 城鎮(zhèn)化率 門限效應(yīng)

一、引言

改革開放以來，我國的經(jīng)濟(jì)依靠投資和出口這兩大途徑獲得了長期的高速增長，但作為經(jīng)濟(jì)增長的三駕馬車之一的消費(fèi)占國內(nèi) GDP 總量的比重卻呈明顯下降趨勢。目前中國是世界上居民消費(fèi)率最低的國家之一，到 2012 年已經(jīng)下降到35.1%，中國居民消費(fèi)率遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于美國（71.2%）等其他發(fā)達(dá)國家。事實上，國內(nèi)居民消費(fèi)不足已經(jīng)成為制約我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的一個重要因素。貿(mào)易依存度這個指標(biāo)是用來衡量一國經(jīng)濟(jì)對國際貿(mào)易的依存程度，或者一國的生產(chǎn)與消費(fèi)對國際市場或世界經(jīng)濟(jì)的依存程度。2012年，中國對外貿(mào)易額達(dá)到 38667.6 億美元，首次小幅超越美國，成為世界上貿(mào)易規(guī)模最大的國家，同時進(jìn)出口總額占GDP的比重達(dá)到45.2%。對外貿(mào)易對中國經(jīng)濟(jì)增長、收入、消費(fèi)、就業(yè)、金融發(fā)展等都有著重要的影響，它是當(dāng)前發(fā)展經(jīng)濟(jì)的重要手段，一個國家的進(jìn)出口貿(mào)易會通過就業(yè)和工資水平兩個途徑提高居民的消費(fèi)水平。過去的30多年中，我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展很大程度上得益于經(jīng)濟(jì)全球化。在未來的經(jīng)濟(jì)改革中，我國依然要重視對外貿(mào)易的作用。雖然我國對外貿(mào)易的規(guī)模在逐漸擴(kuò)大，但是它對于消費(fèi)率的拉動作用卻沒有凸顯出來，相反，我國面臨著消費(fèi)率偏低的困境。考慮到城鎮(zhèn)化率與消費(fèi)率天然的內(nèi)在聯(lián)系，再加上目前城鎮(zhèn)化率的不斷提升，同時面臨著不均衡的問題，這容易讓人想到正是由于城鎮(zhèn)化率未達(dá)到一定的程度或者未達(dá)到門限值，才使得對外貿(mào)易對消費(fèi)率的作用沒有充分發(fā)揮。

二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

目前，學(xué)術(shù)界關(guān)于我國消費(fèi)率的研究主要集中在三個方面：一是我國的消費(fèi)率是否偏低；二是我國的最優(yōu)消費(fèi)率及其合理區(qū)間問題；三是我國消費(fèi)率現(xiàn)狀的成因和對策。對外貿(mào)易與消費(fèi)率的研究比較少。部分學(xué)者著重研究對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，并運(yùn)用相關(guān)數(shù)據(jù)和計量方法做了實證檢驗，不可否認(rèn)對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長有正向相關(guān)關(guān)系，同時經(jīng)濟(jì)增長也會帶來消費(fèi)率的提高。對外貿(mào)易對費(fèi)率提高的正向作用是通過價格傳導(dǎo)、[1]勞動力流動、地區(qū)規(guī)模和撫養(yǎng)率等引起的。[2]也有學(xué)者分別從進(jìn)口和出口兩方面研究了兩者的關(guān)系，均得到了正向的關(guān)系。[3]

關(guān)于城鎮(zhèn)化率和消費(fèi)率這個問題，國外相關(guān)研究較少，但有部分學(xué)者關(guān)注城鎮(zhèn)化對消費(fèi)的影響機(jī)制：城鎮(zhèn)化過程中形成的區(qū)域市場是促進(jìn)消費(fèi)增長的重要條件，城鎮(zhèn)化的過程會帶來消費(fèi)需求的多樣性，[4]同時生產(chǎn)者追求生產(chǎn)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)，所以會形成消費(fèi)的聚集效應(yīng)。城鎮(zhèn)化的過程使得產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)總農(nóng)業(yè)部門向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，勞動力和生產(chǎn)要素在不斷向城市轉(zhuǎn)移的過程中會帶來消費(fèi)擴(kuò)張。除此之外，Ioannides建模討論了完全專業(yè)化的城市系統(tǒng)中，城市化促進(jìn)收入和消費(fèi)增長的機(jī)制；Black&Henderson考慮了一個完全城市化的經(jīng)濟(jì)中有兩種類型城市的情況，分析了平衡增長路徑上的產(chǎn)出和消費(fèi)水平等。國內(nèi)許多學(xué)者都關(guān)注城鎮(zhèn)化與消費(fèi)率問題。有部分研究認(rèn)為，中國當(dāng)前的消費(fèi)率下降只是階段性現(xiàn)象，當(dāng)城鎮(zhèn)化水平達(dá)到一定高度后，消費(fèi)率將和城鎮(zhèn)化同步增長。[5]

消費(fèi)率與對外貿(mào)易、城鎮(zhèn)化率等相關(guān)問題的研究雖然比較多，但是少有文獻(xiàn)關(guān)注三者之間的聯(lián)系。本文嘗試在考慮消費(fèi)率與對外貿(mào)易相關(guān)關(guān)系的基礎(chǔ)上，加入城鎮(zhèn)化率的門限效應(yīng)進(jìn)行研究。

三、實證設(shè)計

（一）變量選取和數(shù)據(jù)說明

本文選取居民消費(fèi)率（crit）作為被解釋變量，這個指標(biāo)是通過社會消費(fèi)品零售總額比地區(qū)生產(chǎn)總值得到。社會消費(fèi)品零售總額是通過系統(tǒng)完整的統(tǒng)計體系直接采集數(shù)據(jù)計算得到，具體來說，是根據(jù)批發(fā)和零售業(yè)、住宿和餐飲業(yè)相關(guān)統(tǒng)計報表收集和加工整理而成的。社會零售商品總額不包括服務(wù)性消費(fèi)，只包含實物消費(fèi)；選取貿(mào)易依存度（openit）——進(jìn)出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重這個指標(biāo)，通過構(gòu)建經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行分析。貿(mào)易依存度這個指標(biāo)是用來衡量一國經(jīng)濟(jì)對國際貿(mào)易的依存程度，或者一國的生產(chǎn)與消費(fèi)對國際市場或世界經(jīng)濟(jì)的依存程度。也可以一定程度上反映對外開放程度；本文設(shè)定人口城鎮(zhèn)化率（urbit）作為門限變量，它是常住人口占總?cè)丝诘谋戎?。城?zhèn)化率是影響消費(fèi)率的重要因素，本文選取城鎮(zhèn)化率作為門限變量是想考察在城鎮(zhèn)化率的哪個水平下，對外貿(mào)易對消費(fèi)率所起的作用最大。此外，本文還選取了城鄉(xiāng)收入差距（idit）——城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的比值、人均GDP（gpcit）——人均地區(qū)生產(chǎn)總值、第二三產(chǎn)業(yè)占比（indit）——第二三產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重以及固定社會資產(chǎn)投資占比（invit）——全社會固定資產(chǎn)投資/GDP這四個控制變量加入模型中。原始數(shù)據(jù)均來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》，樣本總量為330個，覆蓋了除西藏自治區(qū)的30個省2002～2012年這11年的樣本數(shù)據(jù)。

（二）模型設(shè)定

基于城鎮(zhèn)化率的對外貿(mào)易對消費(fèi)率模型，首先建立單一門限效應(yīng)模型：

其中，是示性函數(shù)；為特定的門限值，于是、分別為門限變量、是對外貿(mào)易對居民消費(fèi)率的影響系數(shù)；。

或者，基于門限效應(yīng)檢驗結(jié)果，建立雙重門限效應(yīng)模型：

（三）檢驗方法

第一，數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗。正確設(shè)定模型和估計參數(shù)之前，需要對各個面板數(shù)據(jù)序列進(jìn)行單位根檢驗。本文應(yīng)用LLC進(jìn)行面板數(shù)據(jù)序列的平穩(wěn)性檢驗。LLC檢驗適用于大N小T面板數(shù)據(jù)檢驗，它是面板化的ADF檢驗，其原假設(shè)是：面板中所有截面對應(yīng)的序列是非平穩(wěn)的，所以當(dāng)拒絕原假設(shè)時所有序列都是平穩(wěn)的。通過llc檢驗結(jié)果可得各個變量檢驗均通過1%的顯著性檢驗，模型中的回歸變量均平穩(wěn)，因此本文將各變量一起納入回歸模型。endprint

第二，門限效應(yīng)的檢驗。在實證研究中，我們按照Hansen的建議，只搜索門限變量urbit中的非重復(fù)值，對這些非重復(fù)值進(jìn)行升序排列，忽略前后各約1%的觀測值，僅以中間98%的樣本作為門限值的候選范圍，即在1%～99%區(qū)間內(nèi)搜索。為了提高門限值估計的精確度，我們采用Hansen在門限回歸中使用的“格柵搜索法”，以給出門限回歸中的門限值。首先以0.0025作為格柵化水平將門限值范圍進(jìn)行格柵化處理。然后，使用格柵化后得到的全部格點(diǎn)作為候選門限值γ，逐一對模型進(jìn)行估計并獲取其殘差平方和，選擇模型殘差平方和最小時所對應(yīng)的門限值，即門限估計值。雙重門限值的搜索原理為：首先在單一門限假設(shè)成立的前提下，假設(shè)門限值為=γ*，尋找使得殘差平方和S （γ*，）最小的γ2取值，得到可能門限值2，然后固定2 對1進(jìn)行重新搜索，尋找使得殘差平方和S （1，2）最小的門限值，從而獲得與單模型一致的第一門限值的漸進(jìn)有效估計量，即優(yōu)化后的一致估計量1。為避免因樣本容量過小而造成檢驗結(jié)果的準(zhǔn)確度下降，我們約束每個狀態(tài)所覆蓋的觀測量不少于全樣本的10%。并利用Bootstrap方法模擬 F統(tǒng)計量的漸近分布及其臨界值。

四、實證結(jié)果分析

首先需要確定門限的個數(shù)，以便確定模型的形式。這里依次在不存在門限、一個門限和兩個門限的設(shè)定下對生產(chǎn)率模型進(jìn)行估計。根據(jù)計算所得結(jié)果分析生產(chǎn)率模型不同門限檢驗類型的F統(tǒng)計量和采用Bootstrap 方法得出的P值，門限變量城鎮(zhèn)化率（urbit）的單一門限和雙重門限均在5%顯著性水平下顯著，相應(yīng)的抽樣P值為0.020和0.033，而三重門限效果在10%顯著性水平下并不顯著，P為0.200，因此將基于雙重門限模型進(jìn)行分析。

通過計算得到城鎮(zhèn)化率兩個門限的估計值和置信區(qū)間。兩個門限估計值，是指似然比檢驗統(tǒng)計量LR為零時門檻變量的取值，分別為0.384和0.690，且兩個門限估計值的95%置信區(qū)間，是指所有LR值小于5%顯著性水平下的臨界值的門檻變量構(gòu)成的區(qū)間，在原假設(shè)接受域內(nèi)，即兩個門限值都與實際門限值相等。所以，模型確定門限值為城鎮(zhèn)化率為0.384和0.690。

研究發(fā)現(xiàn)，對外貿(mào)易對居民消費(fèi)率的影響存在城鎮(zhèn)化率的門限特征。其中，當(dāng)城鎮(zhèn)化率小于38.4%時，對外貿(mào)易對消費(fèi)率的影響存在顯著的負(fù)向影響（-0.105），當(dāng)城鎮(zhèn)化率超過38.4%，對外貿(mào)易對消費(fèi)率的影響變成正向效應(yīng)（0.024），并且在10%水平下顯著。當(dāng)城鎮(zhèn)化率超過第二個門檻值（0.690）時，對外貿(mào)易對消費(fèi)率的影響再次變成負(fù)向影響。估計結(jié)果顯示，城鄉(xiāng)收入差距與消費(fèi)率呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系（-0.018），這符合相關(guān)研究結(jié)論；人均GDP與消費(fèi)率之間呈正向相關(guān)關(guān)系，這說明一個地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平越高，那么該地區(qū)的消費(fèi)率越高，這符合經(jīng)濟(jì)常識；第二產(chǎn)業(yè)占比與消費(fèi)率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；社會固定資產(chǎn)投資也與消費(fèi)率呈正向關(guān)系，社會固定資產(chǎn)投資這個指標(biāo)表示的是一定時期內(nèi)全社會建造和購置固定資產(chǎn)的工作量以及與此有關(guān)的費(fèi)用的總和，它反映固定資產(chǎn)規(guī)模、結(jié)構(gòu)和發(fā)展速度。因此，一個地區(qū)社會固定投資占比越大，說明經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，相應(yīng)地消費(fèi)率越高。

五、結(jié)論與政策建議

本文研究了我國不同城鎮(zhèn)化水平下，對外貿(mào)易對消費(fèi)率的不同作用。我們利用Hausman提出的方法，基于我國2002～2012年30個省的面板數(shù)據(jù)，以城鎮(zhèn)化率作為門限變量，以居民消費(fèi)率作為被解釋變量，代表對外貿(mào)易的對外依存度為解釋變量，城鄉(xiāng)收入差距、人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和社會固定投資比率為控制變量構(gòu)建了門限模型進(jìn)行研究。結(jié)果表明，我國城鎮(zhèn)化水平具有顯著的門限效應(yīng)，在不同的城鎮(zhèn)化水平下對外貿(mào)易對消費(fèi)率的作用不同。當(dāng)城鎮(zhèn)化率低于門限值0.384時，對外貿(mào)易對消費(fèi)率有明顯的負(fù)向抑制作用，并且在1%的顯著性水平下顯著；當(dāng)城鎮(zhèn)化率控制在0.384水平下時，對外貿(mào)易會促進(jìn)消費(fèi)率的增加，并在10%的顯著性水平下顯著。但是當(dāng)城鎮(zhèn)化率超過0.690時，對外貿(mào)易又顯現(xiàn)出負(fù)向的抑制作用。原因有兩點(diǎn)：一是當(dāng)城鎮(zhèn)化率過高時，城鎮(zhèn)化與對外貿(mào)易變量之間發(fā)展速度不協(xié)調(diào)，城鎮(zhèn)化率雖然提高了，但是對外貿(mào)易的結(jié)構(gòu)卻不能滿足消費(fèi)需求；二是在城鎮(zhèn)化水平較高時，對外貿(mào)易作為拉動經(jīng)濟(jì)增長的主要動力之一，對消費(fèi)的擠占作用會增加。

基于研究得出來的結(jié)果和結(jié)論，我們可以得到如下政策建議：

第一，優(yōu)化國際貿(mào)易結(jié)構(gòu)。在進(jìn)口方面，要適度進(jìn)口國內(nèi)相似產(chǎn)品，以此刺激國內(nèi)市場競爭，促進(jìn)國內(nèi)產(chǎn)品質(zhì)量提升、激勵技術(shù)創(chuàng)新、提高管理水平，把握好進(jìn)口的度。同時要降低對消費(fèi)品的征稅水平，進(jìn)口居民生活的必需品和某些消費(fèi)品，保障豐富的消費(fèi)供給，改善人民的物質(zhì)生活。在出口方面，要大力推進(jìn)高新技術(shù)和機(jī)電產(chǎn)品的出口，提高產(chǎn)品在國際上的競爭力，保證出口對勞動力的吸收以及作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的強(qiáng)勁推動力。

第二，穩(wěn)步推進(jìn)城鎮(zhèn)化發(fā)展，實現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)。一是加快戶籍制度改革步伐，解除人口流動的制度約束；二是建立和完善以城市為先導(dǎo)的促進(jìn)落后地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策體系，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)與社會的平衡發(fā)展。

第三，縮小城鄉(xiāng)收入差距。在加快城鎮(zhèn)化建設(shè)的基礎(chǔ)上繼續(xù)調(diào)整收入分配政策，著力向提高農(nóng)民和城市中低收人者的收入水平傾斜，促使各階層居民的收人結(jié)構(gòu)趨于合理。

第四，推動產(chǎn)業(yè)升級。推動第二產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，同時加快第三產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展，提供更多的就業(yè)崗位，保障收入水平，提升居民的消費(fèi)能力，滿足居民的消費(fèi)需求。

（作者單位為湖南師范大學(xué)）

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