黃麗娟　信超輝

摘 要 本文選取2002～2012年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，以居民消費(fèi)率作為被解釋變量，對(duì)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(duì)外貿(mào)易對(duì)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(shí)會(huì)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(duì)外貿(mào)易對(duì)居民消費(fèi)率存在顯著正向相關(guān)關(guān)系，即存在門(mén)限效應(yīng)。因此，我國(guó)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(duì)外貿(mào)易的作用。

關(guān)鍵詞 居民消費(fèi)率 對(duì)外貿(mào)易 城鎮(zhèn)化率 門(mén)限效應(yīng)

一、引言

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)依靠投資和出口這兩大途徑獲得了長(zhǎng)期的高速增長(zhǎng)，但作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三駕馬車(chē)之一的消費(fèi)占國(guó)內(nèi) GDP 總量的比重卻呈明顯下降趨勢(shì)。目前中國(guó)是世界上居民消費(fèi)率最低的國(guó)家之一，到 2012 年已經(jīng)下降到35.1%，中國(guó)居民消費(fèi)率遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于美國(guó)（71.2%）等其他發(fā)達(dá)國(guó)家。事實(shí)上，國(guó)內(nèi)居民消費(fèi)不足已經(jīng)成為制約我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的一個(gè)重要因素。貿(mào)易依存度這個(gè)指標(biāo)是用來(lái)衡量一國(guó)經(jīng)濟(jì)對(duì)國(guó)際貿(mào)易的依存程度，或者一國(guó)的生產(chǎn)與消費(fèi)對(duì)國(guó)際市場(chǎng)或世界經(jīng)濟(jì)的依存程度。2012年，中國(guó)對(duì)外貿(mào)易額達(dá)到 38667.6 億美元，首次小幅超越美國(guó)，成為世界上貿(mào)易規(guī)模最大的國(guó)家，同時(shí)進(jìn)出口總額占GDP的比重達(dá)到45.2%。對(duì)外貿(mào)易對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、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(gè)國(guó)家的進(jìn)出口貿(mào)易會(huì)通過(guò)就業(yè)和工資水平兩個(gè)途徑提高居民的消費(fèi)水平。過(guò)去的30多年中，我國(guó)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(lái)的經(jīng)濟(jì)改革中，我國(guó)依然要重視對(duì)外貿(mào)易的作用。雖然我國(guó)對(duì)外貿(mào)易的規(guī)模在逐漸擴(kuò)大，但是它對(duì)于消費(fèi)率的拉動(dòng)作用卻沒(méi)有凸顯出來(lái)，相反，我國(guó)面臨著消費(fèi)率偏低的困境?？紤]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(shí)面臨著不均衡的問(wèn)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(mén)限值，才使得對(duì)外貿(mào)易對(duì)消費(fèi)率的作用沒(méi)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(guó)消費(fèi)率的研究主要集中在三個(gè)方面：一是我國(guó)的消費(fèi)率是否偏低；二是我國(guó)的最優(yōu)消費(fèi)率及其合理區(qū)間問(wèn)題；三是我國(guó)消費(fèi)率現(xiàn)狀的成因和對(duì)策。對(duì)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(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，并運(yùn)用相關(guān)數(shù)據(jù)和計(jì)量方法做了實(shí)證檢驗(yàn)，不可否認(rèn)對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向相關(guān)關(guān)系，同時(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也會(huì)帶來(lái)消費(fèi)率的提高。對(duì)外貿(mào)易對(duì)費(fèi)率提高的正向作用是通過(guò)價(jià)格傳導(dǎo)、[1]勞動(dòng)力流動(dòng)、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(gè)問(wèn)題，國(guó)外相關(guān)研究較少，但有部分學(xué)者關(guān)注城鎮(zhèn)化對(duì)消費(fèi)的影響機(jī)制：城鎮(zhèn)化過(guò)程中形成的區(qū)域市場(chǎng)是促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng)的重要條件，城鎮(zhèn)化的過(guò)程會(huì)帶來(lái)消費(fèi)需求的多樣性，[4]同時(shí)生產(chǎn)者追求生產(chǎn)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)，所以會(huì)形成消費(fèi)的聚集效應(yīng)。城鎮(zhèn)化的過(guò)程使得產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)總農(nóng)業(yè)部門(mén)向非農(nóng)部門(mén)轉(zhuǎn)移，勞動(dòng)力和生產(chǎn)要素在不斷向城市轉(zhuǎn)移的過(guò)程中會(huì)帶來(lái)消費(fèi)擴(kuò)張。除此之外，Ioannides建模討論了完全專(zhuān)業(yè)化的城市系統(tǒng)中，城市化促進(jìn)收入和消費(fèi)增長(zhǎng)的機(jī)制；Black&Henderson考慮了一個(gè)完全城市化的經(jīng)濟(jì)中有兩種類(lèi)型城市的情況，分析了平衡增長(zhǎng)路徑上的產(chǎn)出和消費(fèi)水平等。國(guó)內(nèi)許多學(xué)者都關(guān)注城鎮(zhèn)化與消費(fèi)率問(wèn)題。有部分研究認(rèn)為，中國(guó)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(zhǎng)。[5]

消費(fèi)率與對(duì)外貿(mào)易、城鎮(zhèn)化率等相關(guān)問(wèn)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(duì)外貿(mào)易相關(guān)關(guān)系的基礎(chǔ)上，加入城鎮(zhèn)化率的門(mén)限效應(yīng)進(jìn)行研究。

三、實(shí)證設(shè)計(jì)

（一）變量選取和數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文選取居民消費(fèi)率（crit）作為被解釋變量，這個(gè)指標(biāo)是通過(guò)社會(huì)消費(fèi)品零售總額比地區(qū)生產(chǎn)總值得到。社會(huì)消費(fèi)品零售總額是通過(guò)系統(tǒng)完整的統(tǒng)計(jì)體系直接采集數(shù)據(jù)計(jì)算得到，具體來(lái)說(shuō)，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(jì)報(bào)表收集和加工整理而成的。社會(huì)零售商品總額不包括服務(wù)性消費(fèi)，只包含實(shí)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(gè)指標(biāo)，通過(guò)構(gòu)建經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行分析。貿(mào)易依存度這個(gè)指標(biāo)是用來(lái)衡量一國(guó)經(jīng)濟(jì)對(duì)國(guó)際貿(mào)易的依存程度，或者一國(guó)的生產(chǎn)與消費(fèi)對(duì)國(guó)際市場(chǎng)或世界經(jīng)濟(jì)的依存程度。也可以一定程度上反映對(duì)外開(kāi)放程度；本文設(shè)定人口城鎮(zhèn)化率（urbit）作為門(mén)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(mén)限變量是想考察在城鎮(zhèn)化率的哪個(gè)水平下，對(duì)外貿(mào)易對(duì)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(huì)資產(chǎn)投資占比（invit）——全社會(huì)固定資產(chǎn)投資/GDP這四個(gè)控制變量加入模型中。原始數(shù)據(jù)均來(lái)自《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，樣本總量為330個(gè)，覆蓋了除西藏自治區(qū)的30個(gè)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(duì)外貿(mào)易對(duì)消費(fèi)率模型，首先建立單一門(mén)限效應(yīng)模型：

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

或者，基于門(mén)限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，建立雙重門(mén)限效應(yīng)模型：

（三）檢驗(yàn)方法

第一，數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。正確設(shè)定模型和估計(jì)參數(shù)之前，需要對(duì)各個(gè)面板數(shù)據(jù)序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文應(yīng)用LLC進(jìn)行面板數(shù)據(jù)序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。LLC檢驗(yàn)適用于大N小T面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)，它是面板化的ADF檢驗(yàn)，其原假設(shè)是：面板中所有截面對(duì)應(yīng)的序列是非平穩(wěn)的，所以當(dāng)拒絕原假設(shè)時(shí)所有序列都是平穩(wěn)的。通過(guò)llc檢驗(yàn)結(jié)果可得各個(gè)變量檢驗(yàn)均通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，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(mén)限效應(yīng)的檢驗(yàn)。在實(shí)證研究中，我們按照Hansen的建議，只搜索門(mén)限變量urbit中的非重復(fù)值，對(duì)這些非重復(fù)值進(jìn)行升序排列，忽略前后各約1%的觀測(cè)值，僅以中間98%的樣本作為門(mén)限值的候選范圍，即在1%～99%區(qū)間內(nèi)搜索。為了提高門(mén)限值估計(jì)的精確度，我們采用Hansen在門(mén)限回歸中使用的“格柵搜索法”，以給出門(mén)限回歸中的門(mén)限值。首先以0.0025作為格柵化水平將門(mén)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(mén)限值γ，逐一對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)并獲取其殘差平方和，選擇模型殘差平方和最小時(shí)所對(duì)應(yīng)的門(mén)限值，即門(mén)限估計(jì)值。雙重門(mén)限值的搜索原理為：首先在單一門(mén)限假設(shè)成立的前提下，假設(shè)門(mén)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(mén)限值2，然后固定2 對(duì)1進(jìn)行重新搜索，尋找使得殘差平方和S （1，2）最小的門(mén)限值，從而獲得與單模型一致的第一門(mén)限值的漸進(jìn)有效估計(jì)量，即優(yōu)化后的一致估計(jì)量1。為避免因樣本容量過(guò)小而造成檢驗(yàn)結(jié)果的準(zhǔn)確度下降，我們約束每個(gè)狀態(tài)所覆蓋的觀測(cè)量不少于全樣本的10%。并利用Bootstrap方法模擬 F統(tǒng)計(jì)量的漸近分布及其臨界值。

四、實(shí)證結(jié)果分析

首先需要確定門(mén)限的個(gè)數(shù)，以便確定模型的形式。這里依次在不存在門(mén)限、一個(gè)門(mén)限和兩個(gè)門(mén)限的設(shè)定下對(duì)生產(chǎn)率模型進(jìn)行估計(jì)。根據(jù)計(jì)算所得結(jié)果分析生產(chǎn)率模型不同門(mén)限檢驗(yàn)類(lèi)型的F統(tǒng)計(jì)量和采用Bootstrap 方法得出的P值，門(mén)限變量城鎮(zhèn)化率（urbit）的單一門(mén)限和雙重門(mén)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(mén)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(mén)限模型進(jìn)行分析。

通過(guò)計(jì)算得到城鎮(zhèn)化率兩個(gè)門(mén)限的估計(jì)值和置信區(qū)間。兩個(gè)門(mén)限估計(jì)值，是指似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量LR為零時(shí)門(mén)檻變量的取值，分別為0.384和0.690，且兩個(gè)門(mén)限估計(jì)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(mén)檻變量構(gòu)成的區(qū)間，在原假設(shè)接受域內(nèi)，即兩個(gè)門(mén)限值都與實(shí)際門(mén)限值相等。所以，模型確定門(mén)限值為城鎮(zhèn)化率為0.384和0.690。

研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)外貿(mào)易對(duì)居民消費(fèi)率的影響存在城鎮(zhèn)化率的門(mén)限特征。其中，當(dāng)城鎮(zhèn)化率小于38.4%時(shí)，對(duì)外貿(mào)易對(duì)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(guò)38.4%，對(duì)外貿(mào)易對(duì)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(guò)第二個(gè)門(mén)檻值（0.690）時(shí)，對(duì)外貿(mào)易對(duì)消費(fèi)率的影響再次變成負(fù)向影響。估計(jì)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(shuō)明一個(gè)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(shí)；第二產(chǎn)業(yè)占比與消費(fèi)率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；社會(huì)固定資產(chǎn)投資也與消費(fèi)率呈正向關(guān)系，社會(huì)固定資產(chǎn)投資這個(gè)指標(biāo)表示的是一定時(shí)期內(nèi)全社會(huì)建造和購(gòu)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(gè)地區(qū)社會(huì)固定投資占比越大，說(shuō)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(guó)不同城鎮(zhèn)化水平下，對(duì)外貿(mào)易對(duì)消費(fèi)率的不同作用。我們利用Hausman提出的方法，基于我國(guó)2002～2012年30個(gè)省的面板數(shù)據(jù)，以城鎮(zhèn)化率作為門(mén)限變量，以居民消費(fèi)率作為被解釋變量，代表對(duì)外貿(mào)易的對(duì)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(huì)固定投資比率為控制變量構(gòu)建了門(mén)限模型進(jìn)行研究。結(jié)果表明，我國(guó)城鎮(zhèn)化水平具有顯著的門(mén)限效應(yīng)，在不同的城鎮(zhèn)化水平下對(duì)外貿(mào)易對(duì)消費(fèi)率的作用不同。當(dāng)城鎮(zhèn)化率低于門(mén)限值0.384時(shí)，對(duì)外貿(mào)易對(duì)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(shí)，對(duì)外貿(mào)易會(huì)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(guò)0.690時(shí)，對(duì)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(guò)高時(shí)，城鎮(zhèn)化與對(duì)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(duì)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(shí)，對(duì)外貿(mào)易作為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿χ?，?duì)消費(fèi)的擠占作用會(huì)增加。

基于研究得出來(lái)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(guó)際貿(mào)易結(jié)構(gòu)。在進(jìn)口方面，要適度進(jìn)口國(guó)內(nèi)相似產(chǎn)品，以此刺激國(guó)內(nèi)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，促進(jìn)國(guó)內(nèi)產(chǎn)品質(zhì)量提升、激勵(lì)技術(shù)創(chuàng)新、提高管理水平，把握好進(jìn)口的度。同時(shí)要降低對(duì)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(guó)際上的競(jìng)爭(zhēng)力，保證出口對(duì)勞動(dòng)力的吸收以及作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的強(qiáng)勁推動(dòng)力。

第二，穩(wěn)步推進(jìn)城鎮(zhèn)化發(fā)展，實(shí)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(dòng)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(huì)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(dòng)產(chǎn)業(yè)升級(jí)。推動(dòng)第二產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，同時(shí)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)）

參考文獻(xiàn)

[1] 王軍英，朱晶.貿(mào)易開(kāi)放、價(jià)格傳導(dǎo)與農(nóng)戶消費(fèi)[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2011（01）：111-120.

[2] 高凌云，毛日昇.貿(mào)易開(kāi)放、引致性就業(yè)調(diào)整與我國(guó)地方政府實(shí)際支出規(guī)模變動(dòng) [J].經(jīng)濟(jì)研究，2011（01）：42-56.

[3] 林永生，張生玲.論我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易對(duì)消費(fèi)與投資的促進(jìn)作用[J].國(guó)際貿(mào)易，2006 （05）：25-27.endprint

[4] Waldfogel J . Preference Externalities：An Empirical Study of Who Benefits Whom in Differentiated-Product RANDp[J]. Journal of Economic，2003（34）：357-568.

[5] 鄒紅，盧繼宏，李?yuàn)W蕾.城市化水平、城鄉(xiāng)收入差距與消費(fèi)需求[J].消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2012（02）：28-31.

[6] 張立光，郭妍.我國(guó)貿(mào)易開(kāi)放度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究[J].財(cái)經(jīng)研究，2004（03）：113-121.

[7] 劉英.地區(qū)開(kāi)放因素對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)影響的實(shí)證分析[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2007（01）：30-37.

[8] 陳健，陳杰，高波.信貸約束、房?jī)r(jià)與居民消費(fèi)率——基于面板門(mén)檻模型的研究 [J].金融研究，2012（04）：45-57.

[9] 毛中根，孫豪，黃容.中國(guó)最優(yōu)居民消費(fèi)率的估算及變動(dòng)機(jī)制分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2014（03）：134-147.

[10] 丁建勛.城市化率與我國(guó)居民消費(fèi)率的關(guān)系研究[J].消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2014（04）：25-29+35.

[11] 王宋濤.中國(guó)居民消費(fèi)率緣何下降？——基于宏觀消費(fèi)函數(shù)的多因素分解[J].財(cái)經(jīng)研究，2014（06）：132-144.

[12] 雷瀟雨，龔六堂.城鎮(zhèn)化對(duì)于居民消費(fèi)率的影響：理論模型與實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2014（06）：44-57.

[13] 易行健，楊碧云.世界各國(guó)（地區(qū)）居民消費(fèi)率決定因素的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)[J].世界經(jīng)濟(jì)，2015（01）：3-24.

[14] Iosnnides Y . Product Differentiation and Economic Growth in a System of Citien[J]. Regional Science and Urban Economics，1994（24）：461-484.

[15] Krugman P.，Elizondo R.L . Trade policy and the third world metropolis[J]. Journal of Development Economics，1996，49（1）：137-150.

[16] Hansen B . Inference When a Nuisance Parameter is Not Identified under the Null Hypothesis[J]. Econometrica，1996，64（2）：413-430.

[17] Hansen B . Threshold Effects in Non-Dynamic Panels：Estimation， Testing，and Inference[J]. Journal of Econometricas，1999，93（2）：345-368.

[18] Black D.，Henderson J.V . A Theory of Urban Growth[J]. Journal of Political Economy，1999（107）：252-284.

[19] Monfort P.R . Nicolini，Regional Convergence and International Integration[J]. Journal of Urban Economics，2000，48（2）：286-306.

[20] Hansen B . Sample Splitting and Threshold Estimation[J]. Ecomometrica，2002，68（3）.

[21] Davis J.c.，Henderson J.V . Evidence on the Political Economy of the Urbanization Process[J]. Journal of Urban Economics，2003（53）：98-125.endprint