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

        2017-11-14 22:44:04黃麗娟信超輝
        經(jīng)營者 2017年7期
        關(guān)鍵詞:對外貿(mào)易城鎮(zhèn)化率

        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)濟增長的三駕馬車之一的消費占國內(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%,中國居民消費率遠遠低于美國(71.2%)等其他發(fā)達國家。事實上,國內(nèi)居民消費不足已經(jīng)成為制約我國經(jīng)濟持續(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)濟對國際貿(mào)易的依存程度,或者一國的生產(chǎn)與消費對國際市場或世界經(jīng)濟的依存程度。2012年,中國對外貿(mào)易額達到 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,同時進出口總額占GDP的比重達到45.2%。對外貿(mào)易對中國經(jīng)濟增長、收入、消費、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)濟的重要手段,一個國家的進出口貿(mào)易會通過就業(yè)和工資水平兩個途徑提高居民的消費水平。過去的30多年中,我國經(jīng)濟的發(fā)展很大程度上得益于經(jīng)濟全球化。在未來的經(jīng)濟改革中,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)模在逐漸擴大,但是它對于消費率的拉動作用卻沒有凸顯出來,相反,我國面臨著消費率偏低的困境??紤]到城鎮(zhèn)化率與消費率天然的內(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)化率未達到一定的程度或者未達到門限值,才使得對外貿(mào)易對消費率的作用沒有充分發(fā)揮。

        二、相關(guān)文獻綜述

        目前,學(xué)術(shù)界關(guān)于我國消費率的研究主要集中在三個方面:一是我國的消費率是否偏低;二是我國的最優(yōu)消費率及其合理區(qū)間問題;三是我國消費率現(xiàn)狀的成因和對策。對外貿(mào)易與消費率的研究比較少。部分學(xué)者著重研究對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系,并運用相關(guān)數(shù)據(jù)和計量方法做了實證檢驗,不可否認對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長有正向相關(guān)關(guān)系,同時經(jīng)濟增長也會帶來消費率的提高。對外貿(mào)易對費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)化對消費的影響機制:城鎮(zhèn)化過程中形成的區(qū)域市場是促進消費增長的重要條件,城鎮(zhèn)化的過程會帶來消費需求的多樣性,[4]同時生產(chǎn)者追求生產(chǎn)的規(guī)模經(jīng)濟,所以會形成消費的聚集效應(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擴張。除此之外,Ioannides建模討論了完全專業(yè)化的城市系統(tǒng)中,城市化促進收入和消費增長的機制;Black&Henderson考慮了一個完全城市化的經(jīng)濟中有兩種類型城市的情況,分析了平衡增長路徑上的產(chǎn)出和消費水平等。國內(nèi)許多學(xué)者都關(guān)注城鎮(zhèn)化與消費率問題。有部分研究認為,中國當(dāng)前的消費率下降只是階段性現(xiàn)象,當(dāng)城鎮(zhèn)化水平達到一定高度后,消費率將和城鎮(zhèn)化同步增長。[5]

        消費率與對外貿(mào)易、城鎮(zhèn)化率等相關(guān)問題的研究雖然比較多,但是少有文獻關(guān)注三者之間的聯(lián)系。本文嘗試在考慮消費率與對外貿(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

        本文選取居民消費率(crit)作為被解釋變量,這個指標(biāo)是通過社會消費品零售總額比地區(qū)生產(chǎn)總值得到。社會消費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,只包含實物消費;選取貿(mào)易依存度(openit)——進出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重這個指標(biāo),通過構(gòu)建經(jīng)濟模型進行分析。貿(mào)易依存度這個指標(biāo)是用來衡量一國經(jīng)濟對國際貿(mào)易的依存程度,或者一國的生產(chǎn)與消費對國際市場或世界經(jīng)濟的依存程度。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)丝诘谋戎亍3擎?zhèn)化率是影響消費率的重要因素,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)序列進行單位根檢驗。本文應(yīng)用LLC進行面板數(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行格柵化處理。然后,使用格柵化后得到的全部格點作為候選門限值γ,逐一對模型進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)易對消費率的影響存在顯著的負向影響(-0.105),當(dāng)城鎮(zhèn)化率超過38.4%,對外貿(mào)易對消費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)易對消費率的影響再次變成負向影響。估計結(jié)果顯示,城鄉(xiāng)收入差距與消費率呈顯著的負相關(guān)關(guān)系(-0.018),這符合相關(guān)研究結(jié)論;人均GDP與消費率之間呈正向相關(guān)關(guān)系,這說明一個地區(qū)經(jīng)濟水平越高,那么該地區(qū)的消費率越高,這符合經(jīng)濟常識;第二產(chǎn)業(yè)占比與消費率呈負相關(guān)關(guān)系;社會固定資產(chǎn)投資也與消費率呈正向關(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)濟越發(fā)達,相應(yīng)地消費率越高。

        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)易對消費率有明顯的負向抑制作用,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)易會促進消費率的增加,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)出負向的抑制作用。原因有兩點: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)濟增長的主要動力之一,對消費的擠占作用會增加。

        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)。在進口方面,要適度進口國內(nèi)相似產(chǎn)品,以此刺激國內(nèi)市場競爭,促進國內(nèi)產(chǎn)品質(zhì)量提升、激勵技術(shù)創(chuàng)新、提高管理水平,把握好進口的度。同時要降低對消費品的征稅水平,進口居民生活的必需品和某些消費品,保障豐富的消費供給,改善人民的物質(zhì)生活。在出口方面,要大力推進高新技術(shù)和機電產(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)濟發(fā)展的強勁推動力。

        第二,穩(wěn)步推進城鎮(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)的促進落后地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的政策體系,促進區(qū)域經(jīng)濟與社會的平衡發(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,提升居民的消費能力,滿足居民的消費需求。

        (作者單位為湖南師范大學(xué))

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