城镇化、国际贸易与商贸流通业发展关系分析

胡振 范春雨

内容摘要：国际贸易通过创造国内外需求的方式，为商贸流通业发展提供了基础。以国际贸易蓬勃发展为基础的城镇化，同样强化了对商贸流通发展的影响。通过研究三者之间的关系，本文利用交互项模型和面板门槛模型实证检验城镇化影响商贸流通业发展的国际贸易门槛。结论表明，城镇化与商贸流通业发展之间存在非线性关系，国际贸易水平影响城镇化对商贸流通业发展的作用，城镇化影响商贸流通业的作用存在一个国际贸易门槛。国际贸易在低门槛值水平下，城镇并不能促进商贸流通业发展，只有当国际贸易水平较高时，城镇化才能显著促进商贸流通业发展，且国际贸易水平越高，城镇促进商贸流通业发展的作用越强。

关键词：城镇化 商贸流通业 国际贸易

引言

城镇化发展过程中，随着资本、劳动和技术等要素的集聚，催生了大量基于要素的需求。需求的增加提升了对相应的商贸流通业服务需求，进而会刺激商贸流通业发展。因此，研究城镇化对商贸流通业发展的影响具有重要意义。与此同时，随着改革开放的深入和中国加入WTO，中国对外贸易体量爆发式增长，外汇储备急剧增加。国际贸易的增加意味着国内需求和国外需求的增加，不仅是总量需求扩大，还扩展了国际市场。因此，这些需求的实现和满足，必定需要商贸流通业等服务型产业发展才能保证。所以，城镇化和国际贸易会交互影响商贸流通业发展。

模型设定与数据说明

（一）交互项模型

国际贸易会和城镇化交互影响商贸流通业发展，因此，利用交互项模型可以识别交互影响的作用，交互项模型设定如下：

wlit=γi+β0urbit+β1urbit×tradeit+Xit+εit

（二）面板门槛模型

由于交互项模型只能识别两者的交互影响，但对于在什么情况下核心变量对被解释变量的影响会产生突变，交互项模型还不能做到。因此，需要利用更精确识别的方法来研究。面板门槛模型可以达到这一要求，通过利用bootstrap方法搜索具体产生突变的门槛值，以识别两者的非线性关系，具体面板门槛模型设定如下：

wlit=γi+β0urb1it+β1urbitI（tradeit≤χ）+β2urb2itI（tradeit>χ）+εit

其中，urb为独立解释变量，trade为相关解释变量，I（·）为指示函数，表示当国际贸易门槛变量值超过某个门限值时，城镇化影响商贸流通业发展的变化。被解释变量wlit为商贸流通业发展支出占GDP的比重，门限变量trade为国际贸易变量，Xit为一系列控制变量，包括金融发展（fe）、产业结构（strf）、技术创新（cx）、基础设施（inf）、财政支出（cz）和外商直接投资（wz）。

（三）数据说明

商贸流通业发展为被解释变量，城镇化（urb）为核心解释变量，门槛变量为国际贸易（trade）变量。其他控制变量为基础设施（inf）、产业结构（strf）、技术创新（cx）、财政支出（cz）和外商直接投资（wz）。所有数据来自1998-2017年《中国统计年鉴》，包含1997-2016年全国30个省市自治区。表1为主要变量描述性统计。

实证结果及分析

（一）分组回归分析

在进行交互项回归和面板门槛回归之前，先初步检验非线性关系是否存在，主要方法就是采用分组回归方法。分组回归结果如表2所示，结果表明，低组国际贸易水平下，城镇化显著抑制商贸流通业发展；中组国际贸易水平下，城镇化对商贸流通业发展的影响不显著；而在高组国际贸易水平下，城镇化则显著促进商贸流通业发展。这一结果表明，城镇化对商贸流通业发展的影响并不是直线型的，在不同的国际贸易水平下，城镇化影响商贸流通业发展的作用存在差异，因而也就初步证实了城镇化对商贸流通业发展的影响受到国际贸易发展水平的调节。

（二）交互项模型回归

分组回归初步识别了城镇化与商贸流通业发展之间的非线性关系，还需要利用交互项模型识别城镇化与国际贸易的交互作用。估计结果如表3所示。所有模型城镇化与国际贸易交互项的系数均显著为正，表明随着国际贸易水平的提高，城镇化影响商贸流通业发展的作用增强。因此，城镇化与国际贸易之间存在较强的交互效应，城镇化影响商贸流通业发展具有显著的非线性关系。

（三）分地区回归

对分地区进行分析，以识别城镇化与国际贸易的交互影响是否存在地区差异，估计结果如表4所示。结果表明，东中西部地区交互项系数均显著为正，表明三大区域均存在较强交互影响。从而进一步验证了交互效应的存在，国际贸易发展水平会影响城镇化对商贸流通业发展的作用。

（四）门槛模型回归

门槛值检验。通过上述两种模型分析发现，只是知道两者存在交互影响的非线性关系，但是对于当国际贸易在什么情况下，城镇化影响商贸流通业发展的作用存在差异还是不清楚。而面板门槛模型通过搜索具体门槛值，为分析城镇化影响商贸流通业发展的具体突变节点提供绝佳机会。首先，对门槛值进行搜索，分别对全样本、分地区样本进行搜索，搜索结果如表5所示。结果表明，全样本中门槛值分别为1.445、1.681和4.477，东部地区门槛值分别为3.341、3.850和4.477，中部地区门槛值分别为1.742、2.397和2.919，西部地区门槛值分别为1.464、1.714和2.687。

门槛回归。从表6来看，城镇化影响商贸流通业发展的作用确实存在国际贸易门槛。全样本结果表明，国际贸易低水平发展，使得城镇化对商贸流通业发展产生显著抑制作用。随着国际贸易跨越第一个门槛值，城镇化抑制商贸流通业发展的作用由负转正，但不显著。当跨越第二个门槛值时，城镇化开始显著促进商贸流通业发展。当跨越第三个门槛值时，城镇化对商贸流通业发展的作用逐步增强。分地区结果则表现出与全样本一样的结论，从而进一步证实了城镇化影响商贸流通业发展的作用存在國际贸易门槛。结论表明，国际贸易发展产生的需求为商贸流通业发展提供了基础，当国内外市场需求较小时，城镇化产生的动力没有足够支撑。因此，城镇化影响商贸流通业发展的作用受到制约。

结论

基于面板门槛模型，本文验证了城镇化影响商贸流通业发展的作用存在国际贸易门槛。当国际贸易发展处于低水平时，城镇化不能实现促进商贸流通业发展的作用。当国际贸易跨越第二个门槛值时，城镇化开始促进商贸流通业发展，随着跨越的门槛值增大，城镇化促进商贸流通业发展的作用逐渐增强。东中西部门槛回归结果同样呈现这一特征，表明国际贸易水平对商贸流通业发展具有重要作用。

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