黄丽娟　信超辉

摘 要 本文选取2002～2012年省级面板数据，以居民消费率作为被解释变量，对外贸易作为解释变量，研究在不同水平的城镇化率之下对外贸易对居民消费率的影响。研究表明，不同的城镇化率水平确实会影响两者的关系，并且在38.4%～69.0%的城镇化率水平下，对外贸易对居民消费率存在显著正向相关关系，即存在门限效应。因此，我国要均衡各地区城镇发展水平，使得各地区的城镇化率达到一定的高度，从而充分发挥对外贸易的作用。

关键词 居民消费率 对外贸易 城镇化率 门限效应

一、引言

改革开放以来，我国的经济依靠投资和出口这两大途径获得了长期的高速增长，但作为经济增长的三驾马车之一的消费占国内 GDP 总量的比重却呈明显下降趋势。目前中国是世界上居民消费率最低的国家之一，到 2012 年已经下降到35.1%，中国居民消费率远远低于美国（71.2%）等其他发达国家。事实上，国内居民消费不足已经成为制约我国经济持续增长的一个重要因素。贸易依存度这个指标是用来衡量一国经济对国际贸易的依存程度，或者一国的生产与消费对国际市场或世界经济的依存程度。2012年，中国对外贸易额达到 38667.6 亿美元，首次小幅超越美国，成为世界上贸易规模最大的国家，同时进出口总额占GDP的比重达到45.2%。对外贸易对中国经济增长、收入、消费、就业、金融发展等都有着重要的影响，它是当前发展经济的重要手段，一个国家的进出口贸易会通过就业和工资水平两个途径提高居民的消费水平。过去的30多年中，我国经济的发展很大程度上得益于经济全球化。在未来的经济改革中，我国依然要重视对外贸易的作用。虽然我国对外贸易的规模在逐渐扩大，但是它对于消费率的拉动作用却没有凸显出来，相反，我国面临着消费率偏低的困境。考虑到城镇化率与消费率天然的内在联系，再加上目前城镇化率的不断提升，同时面临着不均衡的问题，这容易让人想到正是由于城镇化率未达到一定的程度或者未达到门限值，才使得对外贸易对消费率的作用没有充分发挥。

二、相关文献综述

目前，学术界关于我国消费率的研究主要集中在三个方面：一是我国的消费率是否偏低；二是我国的最优消费率及其合理区间问题；三是我国消费率现状的成因和对策。对外贸易与消费率的研究比较少。部分学者着重研究对外贸易与经济增长之间的关系，并运用相关数据和计量方法做了实证检验，不可否认对外贸易与经济增长有正向相关关系，同时经济增长也会带来消费率的提高。对外贸易对费率提高的正向作用是通过价格传导、[1]劳动力流动、地区规模和抚养率等引起的。[2]也有学者分别从进口和出口两方面研究了两者的关系，均得到了正向的关系。[3]

关于城镇化率和消费率这个问题，国外相关研究较少，但有部分学者关注城镇化对消费的影响机制：城镇化过程中形成的区域市场是促进消费增长的重要条件，城镇化的过程会带来消费需求的多样性，[4]同时生产者追求生产的规模经济，所以会形成消费的聚集效应。城镇化的过程使得产业结构总农业部门向非农部门转移，劳动力和生产要素在不断向城市转移的过程中会带来消费扩张。除此之外，Ioannides建模讨论了完全专业化的城市系统中，城市化促进收入和消费增长的机制；Black&Henderson考虑了一个完全城市化的经济中有两种类型城市的情况，分析了平衡增长路径上的产出和消费水平等。国内许多学者都关注城镇化与消费率问题。有部分研究认为，中国当前的消费率下降只是阶段性现象，当城镇化水平达到一定高度后，消费率将和城镇化同步增长。[5]

消费率与对外贸易、城镇化率等相关问题的研究虽然比较多，但是少有文献关注三者之间的联系。本文尝试在考虑消费率与对外贸易相关关系的基础上，加入城镇化率的门限效应进行研究。

三、实证设计

（一）变量选取和数据说明

本文选取居民消费率（crit）作为被解释变量，这个指标是通过社会消费品零售总额比地区生产总值得到。社会消费品零售总额是通过系统完整的统计体系直接采集数据计算得到，具体来说，是根据批发和零售业、住宿和餐饮业相关统计报表收集和加工整理而成的。社会零售商品总额不包括服务性消费，只包含实物消费；选取贸易依存度（openit）——进出口总额占地区生产总值的比重这个指标，通过构建经济模型进行分析。贸易依存度这个指标是用来衡量一国经济对国际贸易的依存程度，或者一国的生产与消费对国际市场或世界经济的依存程度。也可以一定程度上反映对外开放程度；本文设定人口城镇化率（urbit）作为门限变量，它是常住人口占总人口的比重。城镇化率是影响消费率的重要因素，本文选取城镇化率作为门限变量是想考察在城镇化率的哪个水平下，对外贸易对消费率所起的作用最大。此外，本文还选取了城乡收入差距（idit）——城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入的比值、人均GDP（gpcit）——人均地区生产总值、第二三产业占比（indit）——第二三产业增加值占地区生产总值的比重以及固定社会资产投资占比（invit）——全社会固定资产投资/GDP这四个控制变量加入模型中。原始数据均来自《中国城市统计年鉴》和《中国统计年鉴》，样本总量为330个，覆盖了除西藏自治区的30个省2002～2012年这11年的样本数据。

（二）模型设定

基于城镇化率的对外贸易对消费率模型，首先建立单一门限效应模型：

其中，是示性函數；为特定的门限值，于是、分别为门限变量、是对外贸易对居民消费率的影响系数；。

或者，基于门限效应检验结果，建立双重门限效应模型：

（三）检验方法

第一，数据平稳性检验。正确设定模型和估计参数之前，需要对各个面板数据序列进行单位根检验。本文应用LLC进行面板数据序列的平稳性检验。LLC检验适用于大N小T面板数据检验，它是面板化的ADF检验，其原假设是：面板中所有截面对应的序列是非平稳的，所以当拒绝原假设时所有序列都是平稳的。通过llc检验结果可得各个变量检验均通过1%的显著性检验，模型中的回归变量均平稳，因此本文将各变量一起纳入回归模型。endprint

第二，门限效应的检验。在实证研究中，我们按照Hansen的建议，只搜索门限变量urbit中的非重复值，对这些非重复值进行升序排列，忽略前后各约1%的观测值，仅以中间98%的样本作为门限值的候选范围，即在1%～99%区间内搜索。为了提高门限值估计的精确度，我们采用Hansen在门限回归中使用的“格栅搜索法”，以给出门限回归中的门限值。首先以0.0025作为格栅化水平将门限值范围进行格栅化处理。然后，使用格栅化后得到的全部格点作为候选门限值γ，逐一对模型进行估计并获取其残差平方和，选择模型残差平方和最小时所对应的门限值，即门限估计值。双重门限值的搜索原理为：首先在单一门限假设成立的前提下，假设门限值为=γ*，寻找使得残差平方和S （γ*，）最小的γ2取值，得到可能门限值2，然后固定2 对1进行重新搜索，寻找使得残差平方和S （1，2）最小的门限值，从而获得与单模型一致的第一门限值的渐进有效估计量，即优化后的一致估计量1。为避免因样本容量过小而造成检验结果的准确度下降，我们约束每个状态所覆盖的观测量不少于全样本的10%。并利用Bootstrap方法模拟 F统计量的渐近分布及其临界值。

四、实证结果分析

首先需要确定门限的个数，以便确定模型的形式。这里依次在不存在门限、一个门限和两个门限的设定下对生产率模型进行估计。根据计算所得结果分析生产率模型不同门限检验类型的F统计量和采用Bootstrap 方法得出的P值，门限变量城镇化率（urbit）的单一门限和双重门限均在5%显著性水平下显著，相应的抽样P值为0.020和0.033，而三重门限效果在10%显著性水平下并不显著，P为0.200，因此将基于双重门限模型进行分析。

通过计算得到城镇化率两个门限的估计值和置信区间。两个门限估计值，是指似然比检验统计量LR为零时门槛变量的取值，分别为0.384和0.690，且两个门限估计值的95%置信区间，是指所有LR值小于5%显著性水平下的临界值的门槛变量构成的区间，在原假设接受域内，即两个门限值都与实际门限值相等。所以，模型确定门限值为城镇化率为0.384和0.690。

研究发现，对外贸易对居民消费率的影响存在城镇化率的门限特征。其中，当城镇化率小于38.4%时，对外贸易对消费率的影响存在显著的负向影响（-0.105），当城镇化率超过38.4%，对外贸易对消费率的影响变成正向效应（0.024），并且在10%水平下显著。当城镇化率超过第二个门槛值（0.690）时，对外贸易对消费率的影响再次变成负向影响。估计结果显示，城乡收入差距与消费率呈显著的负相关关系（-0.018），这符合相关研究结论；人均GDP与消费率之间呈正向相关关系，这说明一个地区经济水平越高，那么该地区的消费率越高，这符合经济常识；第二产业占比与消费率呈负相关关系；社會固定资产投资也与消费率呈正向关系，社会固定资产投资这个指标表示的是一定时期内全社会建造和购置固定资产的工作量以及与此有关的费用的总和，它反映固定资产规模、结构和发展速度。因此，一个地区社会固定投资占比越大，说明经济越发达，相应地消费率越高。

五、结论与政策建议

本文研究了我国不同城镇化水平下，对外贸易对消费率的不同作用。我们利用Hausman提出的方法，基于我国2002～2012年30个省的面板数据，以城镇化率作为门限变量，以居民消费率作为被解释变量，代表对外贸易的对外依存度为解释变量，城乡收入差距、人均GDP、产业结构和社会固定投资比率为控制变量构建了门限模型进行研究。结果表明，我国城镇化水平具有显著的门限效应，在不同的城镇化水平下对外贸易对消费率的作用不同。当城镇化率低于门限值0.384时，对外贸易对消费率有明显的负向抑制作用，并且在1%的显著性水平下显著；当城镇化率控制在0.384水平下时，对外贸易会促进消费率的增加，并在10%的显著性水平下显著。但是当城镇化率超过0.690时，对外贸易又显现出负向的抑制作用。原因有两点：一是当城镇化率过高时，城镇化与对外贸易变量之间发展速度不协调，城镇化率虽然提高了，但是对外贸易的结构却不能满足消费需求；二是在城镇化水平较高时，对外贸易作为拉动经济增长的主要动力之一，对消费的挤占作用会增加。

基于研究得出来的结果和结论，我们可以得到如下政策建议：

第一，优化国际贸易结构。在进口方面，要适度进口国内相似产品，以此刺激国内市场竞争，促进国内产品质量提升、激励技术创新、提高管理水平，把握好进口的度。同时要降低对消费品的征税水平，进口居民生活的必需品和某些消费品，保障丰富的消费供给，改善人民的物质生活。在出口方面，要大力推进高新技术和机电产品的出口，提高产品在国际上的竞争力，保证出口对劳动力的吸收以及作为经济发展的强劲推动力。

第二，稳步推进城镇化发展，实现区域协调。一是加快户籍制度改革步伐，解除人口流动的制度约束；二是建立和完善以城市为先导的促进落后地区经济发展的政策体系，促进区域经济与社会的平衡发展。

第三，缩小城乡收入差距。在加快城镇化建设的基础上继续调整收入分配政策，着力向提高农民和城市中低收人者的收入水平倾斜，促使各阶层居民的收人结构趋于合理。

第四，推动产业升级。推动第二产业转型升级，同时加快第三产业的健康发展，提供更多的就业岗位，保障收入水平，提升居民的消费能力，满足居民的消费需求。

（作者单位为湖南师范大学）

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