姚 戰(zhàn) 琪

(中國社會科學(xué)院 財(cái)經(jīng)戰(zhàn)略研究院, 北京100028)

一、引言及文獻(xiàn)綜述

2021年,消費(fèi)重新成為中國經(jīng)濟(jì)增長的第一拉動(dòng)力,不但社會消費(fèi)品零售總額快速增長,服務(wù)消費(fèi)占比也不斷增加。我國東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)人均消費(fèi)支出與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化變量之間均呈現(xiàn)較顯著的正向關(guān)系,各地區(qū)的人均消費(fèi)支出均能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化和合理化。黨的十九屆四中全會提出,“強(qiáng)化消費(fèi)者權(quán)益保護(hù),探索建立集體訴訟制度”,黨的十九屆五中全會提出,“要暢通國內(nèi)大循環(huán),促進(jìn)國內(nèi)國際雙循環(huán),全面促進(jìn)消費(fèi),拓展投資空間”。黨的二十大報(bào)告提出了“著力擴(kuò)大內(nèi)需,增強(qiáng)消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用”。在這種背景下,各地調(diào)整消費(fèi)政策,有效促進(jìn)消費(fèi)持續(xù)增長,多措并舉激發(fā)消費(fèi)潛力,成為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要一環(huán)。

雖然中美貿(mào)易戰(zhàn)給我國進(jìn)出口貿(mào)易帶來沖擊,但巨大的國內(nèi)市場、完整的工業(yè)體系和完整的學(xué)習(xí)能力,為我國應(yīng)對中美貿(mào)易戰(zhàn)提供了有利條件和機(jī)遇。根據(jù)海關(guān)總署公布的外貿(mào)進(jìn)出口數(shù)據(jù),若以人民幣計(jì)價(jià),2021年中國進(jìn)出口貿(mào)易總額同比增長20%;若以美元計(jì)價(jià),2021年中國進(jìn)出口貿(mào)易總額同比增長30%。增加出口、擴(kuò)大進(jìn)口和優(yōu)化進(jìn)口結(jié)構(gòu)既能緩解中美貿(mào)易的結(jié)構(gòu)性矛盾,也能改善我國消費(fèi)者福利。因此客觀分析貿(mào)易開放對我國居民人均消費(fèi)支出的作用,在此基礎(chǔ)上構(gòu)建雙循環(huán)體系,不斷提升貿(mào)易競爭力,成為推動(dòng)消費(fèi)升級、提升居民消費(fèi)能力、降低城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的重要課題。

與本文主題相關(guān)的文獻(xiàn)分為三類:一是貿(mào)易開放對消費(fèi)升級的影響研究。從貿(mào)易開放影響居民人均消費(fèi)支出的直接效應(yīng)來看,WILLEM使用1992—2012年間中國20個(gè)主要貿(mào)易伙伴的進(jìn)口數(shù)據(jù),將動(dòng)態(tài)廣義最小二乘法應(yīng)用于面板數(shù)據(jù)模型,認(rèn)為中國GDP增長和人民幣升值會導(dǎo)致中國消費(fèi)品進(jìn)口大幅增加,因此應(yīng)制定政策促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長,允許人民幣升值,將使消費(fèi)者從世界其他國家和地區(qū)購買更多的藥品、食品和其他商品。(1)T.Willem,“Understanding Chinese Consumption Goods Imports”,Journal of Policy Modeling,1(2016):96—102.劉望等人分析了中國進(jìn)口額、出口額對個(gè)人消費(fèi)支出的影響,認(rèn)為進(jìn)口額對我國農(nóng)村和城市的食品支出占個(gè)人消費(fèi)支出的比重具有負(fù)向影響,但負(fù)向影響在城市并不顯著,進(jìn)口對農(nóng)村食品支出占個(gè)人消費(fèi)支出的比重具有顯著的負(fù)向效應(yīng)。同時(shí)出口額對食品支出占個(gè)人消費(fèi)支出的比重具有正向影響。(2)劉望、曹思敏:《國際貿(mào)易對中國消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響的實(shí)證研究》,《湘潭大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會科學(xué)版)》2020年第5期。二是居民人均消費(fèi)支出的影響因素研究。多數(shù)學(xué)者認(rèn)為,收入水平的提升是影響居民人均消費(fèi)支出的關(guān)鍵因素(3)張彩云、史琳琰、胡懷國:《消費(fèi)升級的影響因素及其內(nèi)在機(jī)理:國際比較視野下的實(shí)證分析》,《當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理》2021年第11期。,近年來,一些學(xué)者認(rèn)為數(shù)字技能提高居民消費(fèi)水平和促進(jìn)農(nóng)戶消費(fèi)升級(4)羅千峰、趙奇鋒:《數(shù)字技能如何影響農(nóng)戶消費(fèi)升級——基于食物消費(fèi)升級的視角》,《中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)》2022年第6期。,數(shù)字經(jīng)濟(jì)能夠通過縮小居民收入差距來緩解居民消費(fèi)不平等(5)楊碧云、魏小桃、易行健、張凌霜:《數(shù)字經(jīng)濟(jì)對共享發(fā)展影響的微觀經(jīng)驗(yàn)證據(jù):基于消費(fèi)不平等的視角》,《國際金融研究》2022年第10期。。三是居民人均消費(fèi)支出的影響路徑研究。文獻(xiàn)集中在居民債務(wù)(6)藍(lán)天:《數(shù)字普惠金融發(fā)展、居民債務(wù)與居民消費(fèi)——基于中介效應(yīng)和門檻效應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)分析》,《金融發(fā)展評論》2022年第10期。、收入效應(yīng)和收入差距(7)王芳、胡立君:《城鎮(zhèn)化對中國農(nóng)村居民消費(fèi)的影響及傳導(dǎo)路徑研究——基于收入效應(yīng)和收入差距的多重中介效應(yīng)檢驗(yàn)》,《宏觀經(jīng)濟(jì)研究》2022年第9期。、區(qū)域一體化(8)羅良忠、林嘉豪、譚云清:《數(shù)字經(jīng)濟(jì)對能源消費(fèi)的影響研究——基于區(qū)域一體化中介效應(yīng)和遮掩效應(yīng)的檢驗(yàn)》,《學(xué)習(xí)與實(shí)踐》2022年第6期。等因素對居民消費(fèi)支出影響的中介效應(yīng)研究。

國內(nèi)外文獻(xiàn)在分析貿(mào)易開放對居民人均消費(fèi)支出的影響時(shí),以下兩個(gè)方面很少涉及:一是文獻(xiàn)多從價(jià)格降低、收入提高等方面測算貿(mào)易開放對居民消費(fèi)水平和居民消費(fèi)不平等的影響,而較少考慮貿(mào)易開放在促進(jìn)我國人均可支配收入增長、降低城鄉(xiāng)收入差距的泰爾指數(shù)、降低城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均可支配收入之比等方面對我國居民人均消費(fèi)支出的影響機(jī)制。二是在研究貿(mào)易開放對我國居民人均消費(fèi)支出的影響時(shí),較少考慮貿(mào)易開放對我國居民人均消費(fèi)支出的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。

本文的貢獻(xiàn)在于:第一,使用是否相鄰權(quán)重矩陣、經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣、地理權(quán)重矩陣研究貿(mào)易開放對人均消費(fèi)溢出所產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng);第二,從促進(jìn)我國人均可支配收入增長、降低城鄉(xiāng)收入差距的泰爾指數(shù)、降低城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均可支配收入之比三個(gè)方面研究貿(mào)易開放影響人均消費(fèi)支出的作用機(jī)制;第三,研究了不同地區(qū)貿(mào)易開放對居民人均消費(fèi)支出的影響關(guān)系。

二、理論分析

(一)貿(mào)易開放與居民人均消費(fèi)支出

貿(mào)易開放能促進(jìn)人均消費(fèi)支出增長。第一,貿(mào)易自由化能顯著影響我國人均消費(fèi)支出。隨著貿(mào)易自由化不斷推進(jìn),進(jìn)口貿(mào)易不但能滿足日益增長的食物消費(fèi)需求也能促進(jìn)居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(9)周玲玲、張恪渝:《貿(mào)易自由化能否促進(jìn)居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級——基于GTAP模型的模擬研究》,《國際貿(mào)易問題》2020年第5期。,并且貿(mào)易自由化能通過替代效應(yīng)而不是收入效應(yīng)促進(jìn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級。圍繞貿(mào)易開放與居民人均消費(fèi)支出,學(xué)術(shù)界圍繞貿(mào)易摩擦、關(guān)稅消減程度、數(shù)字貿(mào)易影響居民人均消費(fèi)支出、城鄉(xiāng)消費(fèi)差距、消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)等方面展開了研究。第二,不但傳統(tǒng)貿(mào)易方式促進(jìn)居民人均消費(fèi)支出增長,而且數(shù)字貿(mào)易能直接促進(jìn)人均消費(fèi)支出增長。(10)姚戰(zhàn)琪:《數(shù)字貿(mào)易對人均消費(fèi)支出的影響研究》,《學(xué)術(shù)探索》2021年第3期。第三,不同種類的產(chǎn)品和服務(wù)的開放對消費(fèi)影響不同,國家經(jīng)濟(jì)增長和貿(mào)易開放對能源消費(fèi)有正向影響,而金融開放對能源消費(fèi)有負(fù)向影響。(11)K. Matheus, “The Positive Impact of Trade Openness on Consumption of Energy:Fresh Evidence from Andean Community Countries”,Energy,1(2018):936—943.因此,各國不但要制定節(jié)能政策,減少家庭能源消耗和行業(yè)能源消耗,而且應(yīng)放松管制,在更多的產(chǎn)業(yè)實(shí)施自由化政策,鼓勵(lì)貿(mào)易自由化和經(jīng)濟(jì)自由化,以便在能效領(lǐng)域吸引更多的投資,并能提供不斷增加的高能效產(chǎn)品,從而改善能源消費(fèi)結(jié)構(gòu),減少化石燃料的燃燒。第四,對外開放程度對我國不同地區(qū)居民人均消費(fèi)支出的影響不同,東部地區(qū)的貿(mào)易開放能顯著提升居民消費(fèi)水平,但中部地區(qū)的貿(mào)易開放對居民消費(fèi)水平的促進(jìn)作用較弱。(12)靳濤、陶新宇:《政府支出和對外開放如何影響中國居民消費(fèi)?——基于中國轉(zhuǎn)型式增長模式對消費(fèi)影響的探究》,《經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)》2017年第1期。據(jù)此,本文提出假設(shè)1:

假設(shè)1:貿(mào)易開放將推動(dòng)人均消費(fèi)支出不斷增長。

(二)貿(mào)易開放對居民人均消費(fèi)支出的間接作用機(jī)制

1.貿(mào)易開放通過提高人均可支配收入來促進(jìn)人均消費(fèi)支出增長

首先,貿(mào)易開放能顯著提高人均可支配收入。王立勇、胡睿研究了貿(mào)易開放對個(gè)人工資收入的影響,認(rèn)為貿(mào)易開放能顯著提高中國勞動(dòng)力的工資收入,而且貿(mào)易開放對中等工資群體的工資收入影響最強(qiáng)。(13)王立勇、胡睿:《貿(mào)易開放與工資收入:新證據(jù)和新機(jī)制》,《世界經(jīng)濟(jì)》2020年第4期。其次,數(shù)字貿(mào)易不但能顯著提升我國居民人均消費(fèi)水平,而且數(shù)字貿(mào)易會通過增加人均可支配收入來刺激人均消費(fèi)支出不斷增長。姚戰(zhàn)琪建立結(jié)構(gòu)方程模型研究了數(shù)字貿(mào)易影響居民人均消費(fèi)支出的作用機(jī)制,認(rèn)為我國東部、中部和西部地區(qū)數(shù)字貿(mào)易都能通過促進(jìn)人均可支配收入來提升居民人均消費(fèi)水平,不斷增長的外商直接投資會增強(qiáng)數(shù)字貿(mào)易對人均可支配收入的促進(jìn)作用,而且各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長率會增強(qiáng)人均可支配收入對居民人均消費(fèi)水平的促進(jìn)作用。(14)姚戰(zhàn)琪:《我國服務(wù)業(yè)進(jìn)口對居民人均消費(fèi)支出的影響研究》,《學(xué)術(shù)論壇》2022年第1期。林大燕等研究了我國貿(mào)易依存度對食物消費(fèi)不平等程度的間接效應(yīng),認(rèn)為我國貿(mào)易依存度能夠通過提高居民收入、降低物價(jià)水平來抑制食物消費(fèi)不平等。(15)林大燕、徐磊、朱晶、全曉云:《貿(mào)易自由化對中國食物消費(fèi)不平等的影響與路徑研究——基于多元多重中介效應(yīng)模型的檢驗(yàn)》,《農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題》2021年第3期。最后,不但貿(mào)易開放對人均可支配收入具有顯著的促進(jìn)作用,而且貿(mào)易開放會通過職工平均工資對人均可支配收入有間接影響,職工平均工資在貿(mào)易開放促進(jìn)我國人均可支配收入增長上起到了部分中介作用。不斷增長的職工平均工資與人均可支配收入顯著正相關(guān),不斷增長的職工平均工資對人均可支配收入具有促進(jìn)作用,我國職工平均工資能顯著提高人均可支配收入。

2.貿(mào)易開放通過縮小城鄉(xiāng)收入差距來促進(jìn)人均消費(fèi)支出增長

貿(mào)易開放能通過縮小城鄉(xiāng)收入差距正向影響居民人均消費(fèi)支出。首先,在改革開放至21世紀(jì)初期,貿(mào)易開放拉大了我國城鄉(xiāng)收入差距。21世紀(jì)初期國內(nèi)外的絕大多數(shù)研究成果認(rèn)為,出口貿(mào)易會進(jìn)一步拉大城鄉(xiāng)收入差距。(16)王少瑾:《對外開放與我國的收入不平等——基于面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究》,《世界經(jīng)濟(jì)研究》2007年第4期。(17)戴楓:《貿(mào)易自由化與收入不平等——基于中國的經(jīng)驗(yàn)研究》,《世界經(jīng)濟(jì)研究》2005年第10期。21世紀(jì)初期后,貿(mào)易開放能縮小我國城鄉(xiāng)收入差距。王躍生、吳國鋒使用“進(jìn)出口貿(mào)易額/(GDP+進(jìn)口-出口)”方法測算貿(mào)易自由化,使用2000—2013年的地級市面板數(shù)據(jù),研究了貿(mào)易自由化對中國城鄉(xiāng)收入差距的影響,認(rèn)為貿(mào)易自由化能顯著縮小我國城鄉(xiāng)收入差距。(18)王躍生、吳國鋒:《貿(mào)易自由化與中國的城鄉(xiāng)收入差距——基于地級城市面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究》,《國際貿(mào)易問題》2019年第4期。胡超也認(rèn)為,在1985—2004年對外貿(mào)易會加劇我國城鄉(xiāng)收入不平等,但在2005年后,對外貿(mào)易會縮減城鄉(xiāng)收入差距。(19)胡超:《對外貿(mào)易與收入不平等——基于我國的經(jīng)驗(yàn)研究》,《國際貿(mào)易問題》2008年第3期。其次,當(dāng)勞動(dòng)收入差距較大時(shí),勞動(dòng)收入差距會抑制居民消費(fèi)的增長。江劍平等研究了我國城鄉(xiāng)勞動(dòng)收入差距對居民消費(fèi)率的影響,認(rèn)為當(dāng)勞動(dòng)收入差距小于某一數(shù)值時(shí),城鄉(xiāng)勞動(dòng)收入差距能促進(jìn)居民消費(fèi)率不斷增長;當(dāng)勞動(dòng)收入差距大于該數(shù)值時(shí),勞動(dòng)收入差距會抑制居民消費(fèi)率的提升,因此,我國城鄉(xiāng)勞動(dòng)收入差距與居民消費(fèi)率之間呈現(xiàn)“倒U型關(guān)系”。(20)江劍平、朱雪純、葛晨曉:《勞動(dòng)收入差距對居民消費(fèi)率的影響研究》,《消費(fèi)經(jīng)濟(jì)》2020年第1期。最后,貿(mào)易開放不但能縮小我國城鄉(xiāng)收入差距,貿(mào)易開放也會通過職工平均工資間接影響我國城鄉(xiāng)收入差距,職工平均工資在貿(mào)易開放縮小城鄉(xiāng)收入差距上起到了部分中介作用。不斷增長的職工工資能顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距,當(dāng)前不斷推進(jìn)的高水平開放能進(jìn)一步提升職工平均工資,從而能激勵(lì)員工不斷提升工作效率,能進(jìn)一步縮小城鄉(xiāng)收入差距,從而使得企業(yè)不斷提升投資效率。于此,本文提出假設(shè)2、假設(shè)3和假設(shè)4:

假設(shè)2:貿(mào)易開放促進(jìn)我國人均可支配收入增長,人均可支配收入在貿(mào)易開放對中國居民人均消費(fèi)支出的影響中存在中介效應(yīng)。

假設(shè)3:貿(mào)易開放能降低城鄉(xiāng)收入差距的泰爾指數(shù),城鄉(xiāng)收入差距的泰爾指數(shù)在貿(mào)易開放對中國居民人均消費(fèi)支出的影響中存在中介效應(yīng)。

假設(shè)4:貿(mào)易開放能降低城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均可支配收入之比,城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均可支配收入之比在貿(mào)易開放對中國居民人均消費(fèi)支出的影響中存在中介效應(yīng)。

三、模型構(gòu)建

(一)模型構(gòu)建

為了研究貿(mào)易開放對居民人均消費(fèi)支出的影響,設(shè)定以下基準(zhǔn)回歸方程:

Percn=δ0+δ1×Eximit+δ×Controlit

(1)

Exim為外貿(mào)依存度,Perc為人均消費(fèi)支出,Control為控制變量,包括各地區(qū)勞動(dòng)生產(chǎn)率(Pergdp)、消費(fèi)品零售額占GDP比重(Cons)、FDI占GDP比重(Fdip)、美元兌人民幣匯率(Doll)、第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的對數(shù)(Prody)、大學(xué)生占總?cè)丝诒壤?Huml)。

本文使用的是空間權(quán)重矩陣(Wn,包括是否相鄰空間權(quán)重矩陣、經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣和地理權(quán)重矩陣),設(shè)定如下空間滯后模型(SDM)來研究貿(mào)易開放對居民人均消費(fèi)支出所產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng):

Percn=λWnPercit+Eximitβ1+WnEximitβ2+Controlitγ+μ+εt

(2)

WnPercit為居民人均消費(fèi)支出變量的空間滯后項(xiàng),WnExim為Exim的空間滯后項(xiàng),式(2)既包括居民人均消費(fèi)支出變量的空間滯后項(xiàng),也包括外貿(mào)依存度的空間滯后項(xiàng)。

(二)變量選取

被解釋變量。使用城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出來測算居民人均消費(fèi)支出。

核心解釋變量。使用進(jìn)出口額除以GDP來測算各地區(qū)的外貿(mào)依存度。

中介變量。使用城鎮(zhèn)人均可支配收入來測算人均可支配收入(Pein)。

使用泰爾指數(shù)(Theil)來測算城鄉(xiāng)收入差距:

(3)

i為第i個(gè)城鎮(zhèn)或農(nóng)村,t為年份,Pi1,t為第i個(gè)城鎮(zhèn)的居民總收入,Pi2,t為第i個(gè)農(nóng)村的居民總收入,qi,t為第i個(gè)城市的居民總收入,yi1,t為第i個(gè)城鎮(zhèn)的人口數(shù)量,yi2,t為第i個(gè)農(nóng)村的人口數(shù)量,zi,t為第i個(gè)城市的人口數(shù)量。

測算城鄉(xiāng)居民收入差距的另一種方法為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入占農(nóng)村居民人均可支配收入的比重(Rurr)。

控制變量。采用人均GDP來測算勞動(dòng)生產(chǎn)率;使用消費(fèi)品零售額占GDP比重來測算各地區(qū)零售業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn);采用FDI占GDP比重來測算外商直接投資;采用美元兌人民幣匯率來測算人民幣匯率;采用第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的對數(shù)來測算第二產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級;采用大學(xué)生占總?cè)丝诒壤齺頊y算就業(yè)人口受教育程度。

(三)數(shù)據(jù)說明

本文選取的樣本為2010—2020年中國292個(gè)地級市。其中城鎮(zhèn)人均消費(fèi)支出、消費(fèi)品零售額、 FDI來自CEIC DATA數(shù)據(jù)庫;第二產(chǎn)業(yè)GDP、就業(yè)人口、大學(xué)生數(shù)量、各地區(qū)人口、進(jìn)出口額、人均可支配收入、城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均可支配收入之比來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫; GDP、美元兌人民幣匯率等數(shù)據(jù)來自Wind經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫、中國統(tǒng)計(jì)年鑒。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基本回歸結(jié)果

首先對居民人均消費(fèi)支出與外貿(mào)依存度單獨(dú)回歸,然后依次增加Pergdp、Cons、Fdip、Doll、Prody、Huml等控制變量,基本回歸結(jié)果見表1。表1列(1)單獨(dú)分析了外貿(mào)依存度與居民人均消費(fèi)支出之間的關(guān)系,外貿(mào)依存度的回歸系數(shù)分別為0.708,通過1%的顯著性檢驗(yàn),因此外貿(mào)依存度能顯著促進(jìn)居民人均消費(fèi)支出增長,假設(shè)1得到驗(yàn)證。

表1 基本回歸結(jié)果

列(2)至列(7)控制變量的回歸結(jié)果顯示,人均GDP的回歸系數(shù)顯著為正,通過了1%的顯著性檢驗(yàn),因此,提升我國人均GDP能顯著促進(jìn)居民人均消費(fèi)支出增長。消費(fèi)品零售額占比的回歸系數(shù)為負(fù)或不顯著,當(dāng)前我國人均消費(fèi)支出差距不斷拉大,北京城鎮(zhèn)人均消費(fèi)支出一直高于上海,并且與其他地區(qū)的差距逐漸擴(kuò)大,并且我國消費(fèi)品零售額結(jié)構(gòu)差異顯著,因此,消費(fèi)品零售額占比對人均消費(fèi)的影響較弱。美元兌人民幣匯率的回歸系數(shù)顯著為正,通過了1%的顯著性檢驗(yàn),美元兌人民幣匯率對居民人均消費(fèi)支出具有顯著的正向影響。外商直接投資占我國GDP比重的回歸系數(shù)為負(fù),因此,外商投資占比對居民人均消費(fèi)支出具有負(fù)向影響。

(二)異質(zhì)性分析

從表2看到,在我國東部地區(qū)、中部地區(qū),外貿(mào)依存度的回歸系數(shù)顯著為正,并通過了1%的顯著性檢驗(yàn),因此在東部地區(qū)和中部地區(qū),外貿(mào)依存度對人均消費(fèi)的影響關(guān)系具有顯著的促進(jìn)作用,但西部地區(qū)的外貿(mào)依存度的回歸系數(shù)不顯著。因此外貿(mào)依存度有利于東部地區(qū)和中部地區(qū)居民人均消費(fèi)支出增長,但外貿(mào)依存度對西部地區(qū)的居民人均消費(fèi)支出促進(jìn)作用較弱。

表2 東中西地區(qū)外貿(mào)依存度對居民人均消費(fèi)支出的影響

五、貿(mào)易開放對居民消費(fèi)影響的間接效應(yīng)分析

(一)居民消費(fèi)的Moran's 指數(shù)

使用是否相鄰空間權(quán)重矩陣測算了我國居民人均消費(fèi)支出的Moran's 指數(shù)和Geary's c指數(shù),我國居民人均消費(fèi)支出的Moran's 指數(shù)和Geary's c指數(shù)顯著為正,并通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。在2010—2014年,我國居民人均消費(fèi)支出的Moran's 指數(shù)由0.6下降到0.391,在2015—2020年我國居民人均消費(fèi)支出的Moran's 指數(shù)呈現(xiàn)增長趨勢,從2015年的0.394增長到2020年的0.441。因此,近年來我國居民人均消費(fèi)支出的空間相關(guān)度不斷增長。

(二)外貿(mào)依存度對居民人均消費(fèi)支出的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)

空間誤差模型通過了1%的顯著性檢驗(yàn),因此可以選擇SEM模型。并且空間滯后模型通過了1%的顯著性檢驗(yàn),因此可以選擇SAR模型。Wald-test檢驗(yàn)結(jié)果也通過了1%的顯著性檢驗(yàn),因此SDM模型比SAR模型和SEM模型更優(yōu)。從LR檢驗(yàn)結(jié)果可看到,P值通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。因此與Wald-test檢驗(yàn)結(jié)果相比,SAR模型和SEM模型不能代替SDM模型。從雙固定效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果可看到,選擇SDM模型時(shí),時(shí)間空間雙固定模型更優(yōu)。所以,最終選擇時(shí)間空間雙固定SDM模型。

使用是否相鄰權(quán)重矩陣、經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣、地理權(quán)重矩陣來研究外貿(mào)依存度對居民人均消費(fèi)支出所產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng),SDM檢驗(yàn)結(jié)果見表3。分別使用是否相鄰權(quán)重矩陣、經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣、地理權(quán)重矩陣時(shí),居民人均消費(fèi)支出的一階滯后項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)值分別為1.0921、1.0983、1.1055,并通過了1%的顯著性檢驗(yàn),因此,往期居民人均消費(fèi)支出增長1%,會促進(jìn)當(dāng)期居民人均消費(fèi)支出分別增長1.0921%、1.0983%、1.1055%。

表3 SDM估計(jì)結(jié)果

從空間滯后解釋變量的系數(shù)估計(jì)值來看,外貿(mào)依存度的空間滯后項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值顯著為正,并通過了1%的顯著性檢驗(yàn),雖然一地區(qū)的外貿(mào)依存度不能促進(jìn)該地區(qū)居民人均消費(fèi)支出增長,但一地區(qū)的居民人均消費(fèi)支出會受到鄰近地區(qū)的外貿(mào)依存度的顯著影響,臨近地區(qū)的外貿(mào)依存度能顯著促進(jìn)一地區(qū)的居民人均消費(fèi)支出增長。從控制變量的空間滯后解釋變量的系數(shù)估計(jì)值來看,一地區(qū)的居民人均消費(fèi)支出也受到臨近地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的顯著影響,并至少通過了10%的顯著性檢驗(yàn),臨近地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率能促進(jìn)一地區(qū)居民人均消費(fèi)支出增長。但外商直接投資占比的空間滯后項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)值顯著為負(fù),并通過了至少10%的顯著性檢驗(yàn)。因此,不但一地區(qū)外商直接投資占比不能促進(jìn)該地區(qū)居民人均消費(fèi)支出增長,鄰近地區(qū)的外商直接投資對一地區(qū)的居民人均消費(fèi)支出也具有負(fù)向影響。

表4為外貿(mào)依存度和其他因素對居民人均消費(fèi)支出的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)。外貿(mào)依存度的直接效應(yīng)顯著為負(fù),間接效應(yīng)和總效應(yīng)為正,并均通過了1%的顯著性檢驗(yàn),雖然外貿(mào)依存度不能促進(jìn)本地區(qū)的居民人均消費(fèi)支出增長,但外貿(mào)依存度能顯著促進(jìn)臨近地區(qū)的居民人均消費(fèi)支出增長。

表4 外貿(mào)依存度和其他因素對居民人均消費(fèi)支出的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)

勞動(dòng)生產(chǎn)率對本城市的居民人均消費(fèi)支出的直接效應(yīng)及其對臨近地區(qū)的居民人均消費(fèi)支出的間接效應(yīng)均為負(fù),從而造成勞動(dòng)生產(chǎn)率的總效應(yīng)顯著為負(fù),因此,本地區(qū)的勞動(dòng)生產(chǎn)率既不能促進(jìn)本地區(qū)居民人均消費(fèi)支出增長,也不能促進(jìn)臨近地區(qū)居民人均消費(fèi)支出增長。

消費(fèi)品零售額占GDP比重對本城市的居民人均消費(fèi)支出的直接效應(yīng)顯著為正。因此,消費(fèi)品零售額占GDP比重對本地的居民人均消費(fèi)支出具有顯著的促進(jìn)作用。

第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率對本城市的居民人均消費(fèi)支出的直接效應(yīng)為負(fù),第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率對臨近地區(qū)居民人均消費(fèi)支出的間接效應(yīng)為正,并至少通過了5%的顯著性檢驗(yàn)。因此,第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率對臨近地區(qū)居民人均消費(fèi)支出的間接效應(yīng)顯著大于第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率對本城市的居民人均消費(fèi)支出的直接效應(yīng)。

大學(xué)生占總?cè)丝诒壤龑Ρ境鞘芯用袢司M(fèi)支出的直接效應(yīng)顯著為正,并通過了至少5%的顯著性檢驗(yàn)。因此,大學(xué)生占總?cè)丝诒壤艽龠M(jìn)本地區(qū)居民人均消費(fèi)支出增長。

六、貿(mào)易開放對居民人均消費(fèi)支出的影響機(jī)制分析

前文理論分析提到,貿(mào)易開放能通過提高人均可支配收入、降低城鄉(xiāng)收入差距來促進(jìn)人均消費(fèi)增長,本文就建立中介效應(yīng)模型來研究貿(mào)易開放能否通過以上兩個(gè)渠道對我國居民人均消費(fèi)支出產(chǎn)生積極作用。

Percit=α0+α1×Eximit+α×Controlit

(4)

Mediit=ρ0+ρ1×Eximit+ρ×Controlit

(5)

Mediit=β0+β1×Eximit+λMediit+β×Controlit

(6)

Medi為中介變量,包括人均可支配收入(Pein)、城鄉(xiāng)收入差距,城鄉(xiāng)收入差距包括城鄉(xiāng)收入差距的泰爾指數(shù)(Theil)、城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均可支配收入之比(Rurr)。

(一)人均可支配收入的中介作用

表5是城鎮(zhèn)人均可支配收入作為中介變量的回歸結(jié)果。從列(1)可看到,外貿(mào)依存度的系數(shù)估計(jì)值為正,通過了1%的顯著性檢驗(yàn);從列(3)可看到,外貿(mào)依存度和城鎮(zhèn)人均可支配收入的系數(shù)估計(jì)值也為正,也通過1%的顯著性檢驗(yàn)。因此,外貿(mào)依存度能通過城鎮(zhèn)人均可支配收入來提高居民消費(fèi)水平。在城鎮(zhèn)人均可支配收入為中介變量的情形下,中介效應(yīng)占總效應(yīng)比重為(0.148*2.093)/(0.148*2.093+0.1562)=66.49%。外貿(mào)依存度能通過促進(jìn)人均可支配收入增長來促進(jìn)居民消費(fèi)水平快速提高,中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重高達(dá)66.48%。這是因?yàn)橥赓Q(mào)依存度對我國人均可支配收入的影響較大,外貿(mào)依存度能顯著提高我國勞動(dòng)力的工資收入,外貿(mào)依存度對勞動(dòng)力的工資收入的影響呈現(xiàn)先快速增加后緩慢增長的動(dòng)態(tài)趨勢(21)王立勇、胡睿:《貿(mào)易開放與工資收入:新證據(jù)和新機(jī)制》,《世界經(jīng)濟(jì)》2020年第4期。,并且外貿(mào)依存度對低工資群體的促進(jìn)作用大于其對高工資群體的促進(jìn)作用。因此,假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表5 機(jī)制分析:促進(jìn)城鎮(zhèn)人均可支配收入

(二)城鄉(xiāng)收入差距的泰爾指數(shù)、城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均可支配收入之比的中介作用

從表6的列(1)可看到,外貿(mào)依存度的系數(shù)估計(jì)值顯著為負(fù),并通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。因此,提高外貿(mào)依存度能降低城鄉(xiāng)收入差距的泰爾指數(shù)。從列(3)可看到,外貿(mào)依存度和城鄉(xiāng)收入差距的泰爾指數(shù)的系數(shù)估計(jì)值分別為0.3821和-0.1010,均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。因此,城鄉(xiāng)收入差距的泰爾指數(shù)對家庭消費(fèi)存在的負(fù)向影響(即降低城鄉(xiāng)收入差距能提高居民消費(fèi)水平),外貿(mào)依存度能通過降低城鄉(xiāng)收入差距的泰爾指數(shù)來提高居民消費(fèi)水平。在城鄉(xiāng)收入差距的泰爾指數(shù)為中介變量的情形下,中介效應(yīng)占總效應(yīng)比重為((-0.8313)*(-0.1010))/(-0.8313)*(-0.1010) +0.3821)=18.02%,假設(shè)3得到驗(yàn)證。

表6 機(jī)制分析:降低城鄉(xiāng)收入差距

從表6的列(5)可看到,外貿(mào)依存度的系數(shù)估計(jì)值顯著為負(fù)。因此,提高外貿(mào)依存度能降低城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均可支配收入之比。從列(7)可看到,外貿(mào)依存度的系數(shù)估計(jì)值為0.4274,通過了1%的顯著性檢驗(yàn),城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均可支配收入之比的系數(shù)估計(jì)值為-0.0774 ,通過了5%的顯著性檢驗(yàn)。所以,降低城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均可支配收入之比能提高居民消費(fèi)水平,外貿(mào)依存度能通過降低城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均可支配收入之比來提高居民消費(fèi)水平,假設(shè)4得到驗(yàn)證。

在城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均可支配收入之比為中介變量的情形下,中介效應(yīng)占總效應(yīng)比重為((-0.4995)*(-0.0774))/((-0.4995)*(-0.0774) +0.4274)=8.30%。

數(shù)據(jù)顯示,外貿(mào)依存度對使用兩種方法測算的城鄉(xiāng)收入差距均存在負(fù)向影響。因此,當(dāng)前貿(mào)易開放會縮減城鄉(xiāng)收入差距。胡超也認(rèn)為中國對外開放與收入不平等存在倒U關(guān)系,在1985—2004年對外貿(mào)易會加劇城鄉(xiāng)收入不平等,但在2005年后對外貿(mào)易又會縮減城鄉(xiāng)收入差距。(22)胡超:《對外貿(mào)易與收入不平等——基于我國的經(jīng)驗(yàn)研究》,《國際貿(mào)易問題》2008年第3期。本文的研究結(jié)果使用2010—2020年地級市面板數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)當(dāng)前外貿(mào)依存度也會縮減城鄉(xiāng)收入差距。同時(shí),當(dāng)前城鄉(xiāng)收入差距對居民人均消費(fèi)支出具有負(fù)向影響,降低城鄉(xiāng)收入差距能提高居民消費(fèi)水平,因此貿(mào)易開放能通過降低城鄉(xiāng)收入差距來促進(jìn)居民人均消費(fèi)增長。江劍平等也認(rèn)為我國城鄉(xiāng)勞動(dòng)收入差距與居民消費(fèi)率之間呈現(xiàn)“倒U型關(guān)系”(23)江劍平、朱雪純、葛晨曉:《勞動(dòng)收入差距對居民消費(fèi)率的影響研究》,《消費(fèi)經(jīng)濟(jì)》2020年第1期。,當(dāng)勞動(dòng)收入差距大于某一數(shù)值時(shí),勞動(dòng)收入差距會抑制居民消費(fèi)率的提升。

七、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

外貿(mào)依存度與居民人均消費(fèi)支出之間可能存在雙向因果關(guān)系,外貿(mào)依存度會提高居民消費(fèi)水平,而不斷提升的居民消費(fèi)水平又為外貿(mào)依存度注入新的動(dòng)力。借鑒黃玖立、李坤望的研究,選取國外市場接近度(Shjie)、解釋變量的滯后一期作為外貿(mào)依存度的工具變量(24)黃玖立、李坤望:《出口開放、地區(qū)市場規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長》,《經(jīng)濟(jì)研究》2006年第6期。,滿足外生性假設(shè)。這是因?yàn)?第一,滯后一期的外貿(mào)依存度與當(dāng)期的外貿(mào)依存度緊密關(guān)聯(lián),但當(dāng)期的進(jìn)出口貿(mào)易不可能影響過去的居民人均消費(fèi)。第二,各地區(qū)到海岸線距離能顯著影響該地區(qū)的外貿(mào)依存度,而各地區(qū)居民人均消費(fèi)支出不會受到該地區(qū)到海岸線距離的直接影響。

表7列(1)為被解釋變量為人均可支配收入、內(nèi)生變量為外貿(mào)依存度的2sls估計(jì)結(jié)果,第一階段回歸中外貿(mào)依存度的F值分別為 151.233、154.102 。列(2)為被解釋變量為人均消費(fèi)支出、內(nèi)生變量為外貿(mào)依存度的2sls估計(jì)結(jié)果,第一階段回歸中外貿(mào)依存度的F值為 4054.03 。列(3)為被解釋變量為使用泰爾指數(shù)測算的城鄉(xiāng)收入差距、內(nèi)生變量為外貿(mào)依存度的2sls估計(jì)結(jié)果,第一階段回歸中外貿(mào)依存度的F值為23.755。列(4)為被解釋變量為人均消費(fèi)支出、內(nèi)生變量為人均GDP的2sls估計(jì)結(jié)果,第一階段回歸中Pergdp的F值為 231.034。列(5)為被解釋變量為城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均可支配收入之比、內(nèi)生變量為人均GDP的2sls估計(jì)結(jié)果,第一階段回歸中人均GDP的F值為4026.4。列(6)為被解釋變量為人均消費(fèi)支出、內(nèi)生變量為外貿(mào)依存度的2sls估計(jì)結(jié)果,第一階段回歸中外貿(mào)依存度的F值為1135.35。

表7 中介效應(yīng)模型內(nèi)生性檢驗(yàn)

模型1至模型6分別使用2SLS第一階段回歸時(shí)的F值均超過10,而且F統(tǒng)計(jì)量的P值均為0,因此工具變量與內(nèi)生變量高度相關(guān),不存在弱工具變量。第二階段的回歸結(jié)果見表7,第二階段的回歸結(jié)果表明外貿(mào)依存度仍能顯著促進(jìn)人均可支配收入增長、降低城鄉(xiāng)收入差距的泰爾指數(shù)、降低城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均可支配收入之比,外貿(mào)依存度也能通過促進(jìn)人均可支配收入增長、降低城鄉(xiāng)收入差距來促進(jìn)我國居民人均消費(fèi)支出增長。表7的中介效應(yīng)內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果與表5、表6基本一致,驗(yàn)證了中介效應(yīng)的穩(wěn)健性。

接下來檢驗(yàn)工具變量的有效性。模型1的C-D Wald F值為77.2590,K-P rk Wald F值為71.0540,Stock-Yogo weak ID檢驗(yàn)的 10%的臨界值為16.38,因此,模型1不但拒絕工具變量識別不足的原假設(shè),也拒絕弱工具變量的原假設(shè),模型2至模型6也拒絕工具變量識別不足的原假設(shè),拒絕弱工具變量的原假設(shè)。

八、結(jié)論及政策建議

本文基于人均可支配收入、城鄉(xiāng)收入差距的泰爾指數(shù)、城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均可支配收入之比的中介機(jī)制,研究了外貿(mào)依存度與我國城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出的關(guān)系。第一,在我國東部地區(qū)和中部地區(qū),外貿(mào)依存度對人均消費(fèi)具有顯著的促進(jìn)作用。第二,人均可支配收入在外貿(mào)依存度與人均消費(fèi)支出間起中介作用,外貿(mào)依存度能通過帶動(dòng)人均可支配收入來促進(jìn)人均消費(fèi)支出增長。第三,城鄉(xiāng)收入差距的泰爾指數(shù)在外貿(mào)依存度與人均消費(fèi)支出間起中介作用,近年來,外貿(mào)依存度能通過降低城鄉(xiāng)收入差距的泰爾指數(shù)來促進(jìn)人均消費(fèi)支出增長。第四,城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均可支配收入之比在外貿(mào)依存度與人均消費(fèi)支出間起中介作用,外貿(mào)依存度能通過降低城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均可支配收入之比來提高居民消費(fèi)水平。第五,一地區(qū)的居民人均消費(fèi)支出會受到鄰近地區(qū)的外貿(mào)依存度的顯著影響,臨近地區(qū)的外貿(mào)依存度能顯著促進(jìn)一地區(qū)的居民人均消費(fèi)支出增長。

基于上述結(jié)論,應(yīng)采取以下措施:第一,貿(mào)易開放能通過縮小城鄉(xiāng)收入差距來促進(jìn)居民人均消費(fèi)支出增長。因此,應(yīng)制定政策,推進(jìn)高水平對外開放,不斷發(fā)揮貿(mào)易開放對城鄉(xiāng)收入差距的負(fù)向影響,通過貿(mào)易開放來縮小城鄉(xiāng)收入差距,從而不斷發(fā)揮貿(mào)易開放對城鄉(xiāng)收入差距較大地區(qū)的居民人均消費(fèi)支出的促進(jìn)作用。第二,在全方位、全領(lǐng)域的新時(shí)代對外開放背景下,在陸海內(nèi)外聯(lián)動(dòng)、東西雙向互濟(jì)、全面開放新格局加快形成的今天,在新冠肺炎疫情全球蔓延所導(dǎo)致的國際分工格局調(diào)整和產(chǎn)業(yè)鏈重構(gòu)的大背景下,通過高水平開放不斷提高居民的消費(fèi)水平。在更高水平對外開放進(jìn)程中,通過貿(mào)易開放不斷提升職工平均工資,不斷縮小各地區(qū)職工平均工資的差距,逐漸上調(diào)最低工資標(biāo)準(zhǔn),從而不斷縮小城鄉(xiāng)消費(fèi)差距。第三,目前在西部地區(qū),貿(mào)易開放不能促進(jìn)人均消費(fèi)增長,因此西部地區(qū)要大力推動(dòng)對外開放,不斷發(fā)揮貿(mào)易開放對人均消費(fèi)關(guān)系的促進(jìn)作用,通過擴(kuò)大進(jìn)口和優(yōu)化進(jìn)口結(jié)構(gòu)來改善消費(fèi)者福利。西部地區(qū)要通過跨國公司在該地區(qū)投資來引入新產(chǎn)品,改變消費(fèi)者需求結(jié)構(gòu),由需求結(jié)構(gòu)變化推動(dòng)供給結(jié)構(gòu)變化,從而最終促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。同時(shí),西部地區(qū)要在國際貿(mào)易中獲得競爭優(yōu)勢,促進(jìn)該地區(qū)高水平對外開放,發(fā)揮貿(mào)易開放對居民人均消費(fèi)支出的促進(jìn)作用。