贸易依存度对我国居民人均消费支出的影响研究

姚 战 琪

(中国社会科学院 财经战略研究院, 北京100028)

一、引言及文献综述

2021年,消费重新成为中国经济增长的第一拉动力,不但社会消费品零售总额快速增长,服务消费占比也不断增加。我国东部地区、中部地区和西部地区人均消费支出与产业结构高度化变量之间均呈现较显著的正向关系,各地区的人均消费支出均能促进产业结构高度化和合理化。党的十九届四中全会提出,“强化消费者权益保护,探索建立集体诉讼制度”,党的十九届五中全会提出,“要畅通国内大循环,促进国内国际双循环,全面促进消费,拓展投资空间”。党的二十大报告提出了“着力扩大内需,增强消费对经济发展的基础性作用”。在这种背景下,各地调整消费政策,有效促进消费持续增长,多措并举激发消费潜力,成为实现经济高质量发展的重要一环。

虽然中美贸易战给我国进出口贸易带来冲击,但巨大的国内市场、完整的工业体系和完整的学习能力,为我国应对中美贸易战提供了有利条件和机遇。根据海关总署公布的外贸进出口数据,若以人民币计价,2021年中国进出口贸易总额同比增长20%;若以美元计价,2021年中国进出口贸易总额同比增长30%。增加出口、扩大进口和优化进口结构既能缓解中美贸易的结构性矛盾,也能改善我国消费者福利。因此客观分析贸易开放对我国居民人均消费支出的作用,在此基础上构建双循环体系,不断提升贸易竞争力,成为推动消费升级、提升居民消费能力、降低城乡居民消费差距的重要课题。

与本文主题相关的文献分为三类:一是贸易开放对消费升级的影响研究。从贸易开放影响居民人均消费支出的直接效应来看,WILLEM使用1992—2012年间中国20个主要贸易伙伴的进口数据,将动态广义最小二乘法应用于面板数据模型,认为中国GDP增长和人民币升值会导致中国消费品进口大幅增加,因此应制定政策促进经济增长,允许人民币升值,将使消费者从世界其他国家和地区购买更多的药品、食品和其他商品。(1)T.Willem,“Understanding Chinese Consumption Goods Imports”,Journal of Policy Modeling,1(2016):96—102.刘望等人分析了中国进口额、出口额对个人消费支出的影响,认为进口额对我国农村和城市的食品支出占个人消费支出的比重具有负向影响,但负向影响在城市并不显著,进口对农村食品支出占个人消费支出的比重具有显著的负向效应。同时出口额对食品支出占个人消费支出的比重具有正向影响。(2)刘望、曹思敏:《国际贸易对中国消费结构影响的实证研究》,《湘潭大学学报(哲学社会科学版)》2020年第5期。二是居民人均消费支出的影响因素研究。多数学者认为,收入水平的提升是影响居民人均消费支出的关键因素(3)张彩云、史琳琰、胡怀国:《消费升级的影响因素及其内在机理:国际比较视野下的实证分析》,《当代经济管理》2021年第11期。,近年来,一些学者认为数字技能提高居民消费水平和促进农户消费升级(4)罗千峰、赵奇锋:《数字技能如何影响农户消费升级——基于食物消费升级的视角》,《中南财经政法大学学报》2022年第6期。,数字经济能够通过缩小居民收入差距来缓解居民消费不平等(5)杨碧云、魏小桃、易行健、张凌霜:《数字经济对共享发展影响的微观经验证据:基于消费不平等的视角》,《国际金融研究》2022年第10期。。三是居民人均消费支出的影响路径研究。文献集中在居民债务(6)蓝天:《数字普惠金融发展、居民债务与居民消费——基于中介效应和门槛效应的经验分析》,《金融发展评论》2022年第10期。、收入效应和收入差距(7)王芳、胡立君:《城镇化对中国农村居民消费的影响及传导路径研究——基于收入效应和收入差距的多重中介效应检验》,《宏观经济研究》2022年第9期。、区域一体化(8)罗良忠、林嘉豪、谭云清:《数字经济对能源消费的影响研究——基于区域一体化中介效应和遮掩效应的检验》,《学习与实践》2022年第6期。等因素对居民消费支出影响的中介效应研究。

国内外文献在分析贸易开放对居民人均消费支出的影响时,以下两个方面很少涉及:一是文献多从价格降低、收入提高等方面测算贸易开放对居民消费水平和居民消费不平等的影响,而较少考虑贸易开放在促进我国人均可支配收入增长、降低城乡收入差距的泰尔指数、降低城镇人均可支配收入与农村人均可支配收入之比等方面对我国居民人均消费支出的影响机制。二是在研究贸易开放对我国居民人均消费支出的影响时,较少考虑贸易开放对我国居民人均消费支出的直接效应和间接效应。

本文的贡献在于:第一,使用是否相邻权重矩阵、经济权重矩阵、地理权重矩阵研究贸易开放对人均消费溢出所产生的空间溢出效应;第二,从促进我国人均可支配收入增长、降低城乡收入差距的泰尔指数、降低城镇人均可支配收入与农村人均可支配收入之比三个方面研究贸易开放影响人均消费支出的作用机制;第三,研究了不同地区贸易开放对居民人均消费支出的影响关系。

二、理论分析

(一)贸易开放与居民人均消费支出

贸易开放能促进人均消费支出增长。第一,贸易自由化能显著影响我国人均消费支出。随着贸易自由化不断推进,进口贸易不但能满足日益增长的食物消费需求也能促进居民食物消费结构优化升级(9)周玲玲、张恪渝:《贸易自由化能否促进居民食物消费结构升级——基于GTAP模型的模拟研究》,《国际贸易问题》2020年第5期。,并且贸易自由化能通过替代效应而不是收入效应促进居民消费结构升级。围绕贸易开放与居民人均消费支出,学术界围绕贸易摩擦、关税消减程度、数字贸易影响居民人均消费支出、城乡消费差距、消费结构升级的直接效应、间接效应等方面展开了研究。第二,不但传统贸易方式促进居民人均消费支出增长,而且数字贸易能直接促进人均消费支出增长。(10)姚战琪:《数字贸易对人均消费支出的影响研究》,《学术探索》2021年第3期。第三,不同种类的产品和服务的开放对消费影响不同,国家经济增长和贸易开放对能源消费有正向影响,而金融开放对能源消费有负向影响。(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,各国不但要制定节能政策,减少家庭能源消耗和行业能源消耗,而且应放松管制,在更多的产业实施自由化政策,鼓励贸易自由化和经济自由化,以便在能效领域吸引更多的投资,并能提供不断增加的高能效产品,从而改善能源消费结构,减少化石燃料的燃烧。第四,对外开放程度对我国不同地区居民人均消费支出的影响不同,东部地区的贸易开放能显著提升居民消费水平,但中部地区的贸易开放对居民消费水平的促进作用较弱。(12)靳涛、陶新宇:《政府支出和对外开放如何影响中国居民消费?——基于中国转型式增长模式对消费影响的探究》,《经济学(季刊)》2017年第1期。据此,本文提出假设1:

假设1:贸易开放将推动人均消费支出不断增长。

(二)贸易开放对居民人均消费支出的间接作用机制

1.贸易开放通过提高人均可支配收入来促进人均消费支出增长

首先,贸易开放能显著提高人均可支配收入。王立勇、胡睿研究了贸易开放对个人工资收入的影响,认为贸易开放能显著提高中国劳动力的工资收入,而且贸易开放对中等工资群体的工资收入影响最强。(13)王立勇、胡睿:《贸易开放与工资收入:新证据和新机制》,《世界经济》2020年第4期。其次,数字贸易不但能显著提升我国居民人均消费水平,而且数字贸易会通过增加人均可支配收入来刺激人均消费支出不断增长。姚战琪建立结构方程模型研究了数字贸易影响居民人均消费支出的作用机制,认为我国东部、中部和西部地区数字贸易都能通过促进人均可支配收入来提升居民人均消费水平,不断增长的外商直接投资会增强数字贸易对人均可支配收入的促进作用,而且各地区经济增长率会增强人均可支配收入对居民人均消费水平的促进作用。(14)姚战琪:《我国服务业进口对居民人均消费支出的影响研究》,《学术论坛》2022年第1期。林大燕等研究了我国贸易依存度对食物消费不平等程度的间接效应,认为我国贸易依存度能够通过提高居民收入、降低物价水平来抑制食物消费不平等。(15)林大燕、徐磊、朱晶、全晓云:《贸易自由化对中国食物消费不平等的影响与路径研究——基于多元多重中介效应模型的检验》,《农业经济问题》2021年第3期。最后,不但贸易开放对人均可支配收入具有显著的促进作用,而且贸易开放会通过职工平均工资对人均可支配收入有间接影响,职工平均工资在贸易开放促进我国人均可支配收入增长上起到了部分中介作用。不断增长的职工平均工资与人均可支配收入显著正相关,不断增长的职工平均工资对人均可支配收入具有促进作用,我国职工平均工资能显著提高人均可支配收入。

2.贸易开放通过缩小城乡收入差距来促进人均消费支出增长

贸易开放能通过缩小城乡收入差距正向影响居民人均消费支出。首先,在改革开放至21世纪初期,贸易开放拉大了我国城乡收入差距。21世纪初期国内外的绝大多数研究成果认为,出口贸易会进一步拉大城乡收入差距。(16)王少瑾:《对外开放与我国的收入不平等——基于面板数据的实证研究》,《世界经济研究》2007年第4期。(17)戴枫:《贸易自由化与收入不平等——基于中国的经验研究》,《世界经济研究》2005年第10期。21世纪初期后,贸易开放能缩小我国城乡收入差距。王跃生、吴国锋使用“进出口贸易额/(GDP+进口-出口)”方法测算贸易自由化,使用2000—2013年的地级市面板数据,研究了贸易自由化对中国城乡收入差距的影响,认为贸易自由化能显著缩小我国城乡收入差距。(18)王跃生、吴国锋:《贸易自由化与中国的城乡收入差距——基于地级城市面板数据的实证研究》,《国际贸易问题》2019年第4期。胡超也认为,在1985—2004年对外贸易会加剧我国城乡收入不平等,但在2005年后,对外贸易会缩减城乡收入差距。(19)胡超:《对外贸易与收入不平等——基于我国的经验研究》,《国际贸易问题》2008年第3期。其次,当劳动收入差距较大时,劳动收入差距会抑制居民消费的增长。江剑平等研究了我国城乡劳动收入差距对居民消费率的影响,认为当劳动收入差距小于某一数值时,城乡劳动收入差距能促进居民消费率不断增长;当劳动收入差距大于该数值时,劳动收入差距会抑制居民消费率的提升,因此,我国城乡劳动收入差距与居民消费率之间呈现“倒U型关系”。(20)江剑平、朱雪纯、葛晨晓:《劳动收入差距对居民消费率的影响研究》,《消费经济》2020年第1期。最后,贸易开放不但能缩小我国城乡收入差距,贸易开放也会通过职工平均工资间接影响我国城乡收入差距,职工平均工资在贸易开放缩小城乡收入差距上起到了部分中介作用。不断增长的职工工资能显著缩小城乡收入差距,当前不断推进的高水平开放能进一步提升职工平均工资,从而能激励员工不断提升工作效率,能进一步缩小城乡收入差距,从而使得企业不断提升投资效率。于此,本文提出假设2、假设3和假设4:

假设2:贸易开放促进我国人均可支配收入增长,人均可支配收入在贸易开放对中国居民人均消费支出的影响中存在中介效应。

假设3:贸易开放能降低城乡收入差距的泰尔指数,城乡收入差距的泰尔指数在贸易开放对中国居民人均消费支出的影响中存在中介效应。

假设4:贸易开放能降低城镇人均可支配收入与农村人均可支配收入之比,城镇人均可支配收入与农村人均可支配收入之比在贸易开放对中国居民人均消费支出的影响中存在中介效应。

三、模型构建

(一)模型构建

为了研究贸易开放对居民人均消费支出的影响,设定以下基准回归方程:

Percn=δ0+δ1×Eximit+δ×Controlit

(1)

Exim为外贸依存度,Perc为人均消费支出,Control为控制变量,包括各地区劳动生产率(Pergdp)、消费品零售额占GDP比重(Cons)、FDI占GDP比重(Fdip)、美元兑人民币汇率(Doll)、第二产业劳动生产率的对数(Prody)、大学生占总人口比例(Huml)。

本文使用的是空间权重矩阵(Wn,包括是否相邻空间权重矩阵、经济权重矩阵和地理权重矩阵),设定如下空间滞后模型(SDM)来研究贸易开放对居民人均消费支出所产生的空间溢出效应:

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

(2)

WnPercit为居民人均消费支出变量的空间滞后项,WnExim为Exim的空间滞后项,式(2)既包括居民人均消费支出变量的空间滞后项,也包括外贸依存度的空间滞后项。

(二)变量选取

被解释变量。使用城镇居民人均消费支出来测算居民人均消费支出。

核心解释变量。使用进出口额除以GDP来测算各地区的外贸依存度。

中介变量。使用城镇人均可支配收入来测算人均可支配收入(Pein)。

使用泰尔指数(Theil)来测算城乡收入差距:

(3)

i为第i个城镇或农村,t为年份,Pi1,t为第i个城镇的居民总收入,Pi2,t为第i个农村的居民总收入,qi,t为第i个城市的居民总收入,yi1,t为第i个城镇的人口数量,yi2,t为第i个农村的人口数量,zi,t为第i个城市的人口数量。

测算城乡居民收入差距的另一种方法为城镇居民人均可支配收入占农村居民人均可支配收入的比重(Rurr)。

控制变量。采用人均GDP来测算劳动生产率;使用消费品零售额占GDP比重来测算各地区零售业发展对经济增长的贡献;采用FDI占GDP比重来测算外商直接投资;采用美元兑人民币汇率来测算人民币汇率;采用第二产业劳动生产率的对数来测算第二产业的转型升级;采用大学生占总人口比例来测算就业人口受教育程度。

(三)数据说明

本文选取的样本为2010—2020年中国292个地级市。其中城镇人均消费支出、消费品零售额、 FDI来自CEIC DATA数据库;第二产业GDP、就业人口、大学生数量、各地区人口、进出口额、人均可支配收入、城镇人均可支配收入与农村人均可支配收入之比来自中经网统计数据库; GDP、美元兑人民币汇率等数据来自Wind经济数据库、中国统计年鉴。

四、实证结果分析

(一)基本回归结果

首先对居民人均消费支出与外贸依存度单独回归,然后依次增加Pergdp、Cons、Fdip、Doll、Prody、Huml等控制变量,基本回归结果见表1。表1列(1)单独分析了外贸依存度与居民人均消费支出之间的关系,外贸依存度的回归系数分别为0.708,通过1%的显著性检验,因此外贸依存度能显著促进居民人均消费支出增长,假设1得到验证。

表1 基本回归结果

列(2)至列(7)控制变量的回归结果显示,人均GDP的回归系数显著为正,通过了1%的显著性检验,因此,提升我国人均GDP能显著促进居民人均消费支出增长。消费品零售额占比的回归系数为负或不显著,当前我国人均消费支出差距不断拉大,北京城镇人均消费支出一直高于上海,并且与其他地区的差距逐渐扩大,并且我国消费品零售额结构差异显著,因此,消费品零售额占比对人均消费的影响较弱。美元兑人民币汇率的回归系数显著为正,通过了1%的显著性检验,美元兑人民币汇率对居民人均消费支出具有显著的正向影响。外商直接投资占我国GDP比重的回归系数为负,因此,外商投资占比对居民人均消费支出具有负向影响。

(二)异质性分析

从表2看到,在我国东部地区、中部地区,外贸依存度的回归系数显著为正,并通过了1%的显著性检验,因此在东部地区和中部地区,外贸依存度对人均消费的影响关系具有显著的促进作用,但西部地区的外贸依存度的回归系数不显著。因此外贸依存度有利于东部地区和中部地区居民人均消费支出增长,但外贸依存度对西部地区的居民人均消费支出促进作用较弱。

表2 东中西地区外贸依存度对居民人均消费支出的影响

五、贸易开放对居民消费影响的间接效应分析

(一)居民消费的Moran's 指数

使用是否相邻空间权重矩阵测算了我国居民人均消费支出的Moran's 指数和Geary's c指数,我国居民人均消费支出的Moran's 指数和Geary's c指数显著为正,并通过了1%的显著性检验。在2010—2014年,我国居民人均消费支出的Moran's 指数由0.6下降到0.391,在2015—2020年我国居民人均消费支出的Moran's 指数呈现增长趋势,从2015年的0.394增长到2020年的0.441。因此,近年来我国居民人均消费支出的空间相关度不断增长。

(二)外贸依存度对居民人均消费支出的直接效应与间接效应

空间误差模型通过了1%的显著性检验,因此可以选择SEM模型。并且空间滞后模型通过了1%的显著性检验,因此可以选择SAR模型。Wald-test检验结果也通过了1%的显著性检验,因此SDM模型比SAR模型和SEM模型更优。从LR检验结果可看到,P值通过了1%的显著性检验。因此与Wald-test检验结果相比,SAR模型和SEM模型不能代替SDM模型。从双固定效应检验结果可看到,选择SDM模型时,时间空间双固定模型更优。所以,最终选择时间空间双固定SDM模型。

使用是否相邻权重矩阵、经济权重矩阵、地理权重矩阵来研究外贸依存度对居民人均消费支出所产生的空间溢出效应,SDM检验结果见表3。分别使用是否相邻权重矩阵、经济权重矩阵、地理权重矩阵时,居民人均消费支出的一阶滞后项的系数估计值分别为1.0921、1.0983、1.1055,并通过了1%的显著性检验,因此,往期居民人均消费支出增长1%,会促进当期居民人均消费支出分别增长1.0921%、1.0983%、1.1055%。

表3 SDM估计结果

从空间滞后解释变量的系数估计值来看,外贸依存度的空间滞后项系数估计值显著为正,并通过了1%的显著性检验,虽然一地区的外贸依存度不能促进该地区居民人均消费支出增长,但一地区的居民人均消费支出会受到邻近地区的外贸依存度的显著影响,临近地区的外贸依存度能显著促进一地区的居民人均消费支出增长。从控制变量的空间滞后解释变量的系数估计值来看,一地区的居民人均消费支出也受到临近地区的第二产业劳动生产率的显著影响,并至少通过了10%的显著性检验,临近地区的第二产业劳动生产率能促进一地区居民人均消费支出增长。但外商直接投资占比的空间滞后项的系数估计值显著为负,并通过了至少10%的显著性检验。因此,不但一地区外商直接投资占比不能促进该地区居民人均消费支出增长,邻近地区的外商直接投资对一地区的居民人均消费支出也具有负向影响。

表4为外贸依存度和其他因素对居民人均消费支出的直接效应、间接效应和总效应。外贸依存度的直接效应显著为负,间接效应和总效应为正,并均通过了1%的显著性检验,虽然外贸依存度不能促进本地区的居民人均消费支出增长,但外贸依存度能显著促进临近地区的居民人均消费支出增长。

表4 外贸依存度和其他因素对居民人均消费支出的直接效应、间接效应和总效应

劳动生产率对本城市的居民人均消费支出的直接效应及其对临近地区的居民人均消费支出的间接效应均为负,从而造成劳动生产率的总效应显著为负,因此,本地区的劳动生产率既不能促进本地区居民人均消费支出增长,也不能促进临近地区居民人均消费支出增长。

消费品零售额占GDP比重对本城市的居民人均消费支出的直接效应显著为正。因此,消费品零售额占GDP比重对本地的居民人均消费支出具有显著的促进作用。

第二产业劳动生产率对本城市的居民人均消费支出的直接效应为负,第二产业劳动生产率对临近地区居民人均消费支出的间接效应为正,并至少通过了5%的显著性检验。因此,第二产业劳动生产率对临近地区居民人均消费支出的间接效应显著大于第二产业劳动生产率对本城市的居民人均消费支出的直接效应。

大学生占总人口比例对本城市居民人均消费支出的直接效应显著为正,并通过了至少5%的显著性检验。因此,大学生占总人口比例能促进本地区居民人均消费支出增长。

六、贸易开放对居民人均消费支出的影响机制分析

前文理论分析提到,贸易开放能通过提高人均可支配收入、降低城乡收入差距来促进人均消费增长,本文就建立中介效应模型来研究贸易开放能否通过以上两个渠道对我国居民人均消费支出产生积极作用。

Percit=α0+α1×Eximit+α×Controlit

(4)

Mediit=ρ0+ρ1×Eximit+ρ×Controlit

(5)

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

(6)

Medi为中介变量,包括人均可支配收入(Pein)、城乡收入差距,城乡收入差距包括城乡收入差距的泰尔指数(Theil)、城镇人均可支配收入与农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是城镇人均可支配收入作为中介变量的回归结果。从列(1)可看到,外贸依存度的系数估计值为正,通过了1%的显著性检验;从列(3)可看到,外贸依存度和城镇人均可支配收入的系数估计值也为正,也通过1%的显著性检验。因此,外贸依存度能通过城镇人均可支配收入来提高居民消费水平。在城镇人均可支配收入为中介变量的情形下,中介效应占总效应比重为(0.148*2.093)/(0.148*2.093+0.1562)=66.49%。外贸依存度能通过促进人均可支配收入增长来促进居民消费水平快速提高,中介效应占总效应的比重高达66.48%。这是因为外贸依存度对我国人均可支配收入的影响较大,外贸依存度能显著提高我国劳动力的工资收入,外贸依存度对劳动力的工资收入的影响呈现先快速增加后缓慢增长的动态趋势(21)王立勇、胡睿:《贸易开放与工资收入:新证据和新机制》,《世界经济》2020年第4期。,并且外贸依存度对低工资群体的促进作用大于其对高工资群体的促进作用。因此,假设2得到验证。

表5 机制分析:促进城镇人均可支配收入

(二)城乡收入差距的泰尔指数、城镇人均可支配收入与农村人均可支配收入之比的中介作用

从表6的列(1)可看到,外贸依存度的系数估计值显著为负,并通过了1%的显著性检验。因此,提高外贸依存度能降低城乡收入差距的泰尔指数。从列(3)可看到,外贸依存度和城乡收入差距的泰尔指数的系数估计值分别为0.3821和-0.1010,均通过了1%的显著性检验。因此,城乡收入差距的泰尔指数对家庭消费存在的负向影响(即降低城乡收入差距能提高居民消费水平),外贸依存度能通过降低城乡收入差距的泰尔指数来提高居民消费水平。在城乡收入差距的泰尔指数为中介变量的情形下,中介效应占总效应比重为((-0.8313)*(-0.1010))/(-0.8313)*(-0.1010) +0.3821)=18.02%,假设3得到验证。

表6 机制分析:降低城乡收入差距

从表6的列(5)可看到,外贸依存度的系数估计值显著为负。因此,提高外贸依存度能降低城镇人均可支配收入与农村人均可支配收入之比。从列(7)可看到,外贸依存度的系数估计值为0.4274,通过了1%的显著性检验,城镇人均可支配收入与农村人均可支配收入之比的系数估计值为-0.0774 ,通过了5%的显著性检验。所以,降低城镇人均可支配收入与农村人均可支配收入之比能提高居民消费水平,外贸依存度能通过降低城镇人均可支配收入与农村人均可支配收入之比来提高居民消费水平,假设4得到验证。

在城镇人均可支配收入与农村人均可支配收入之比为中介变量的情形下,中介效应占总效应比重为((-0.4995)*(-0.0774))/((-0.4995)*(-0.0774) +0.4274)=8.30%。

数据显示,外贸依存度对使用两种方法测算的城乡收入差距均存在负向影响。因此,当前贸易开放会缩减城乡收入差距。胡超也认为中国对外开放与收入不平等存在倒U关系,在1985—2004年对外贸易会加剧城乡收入不平等,但在2005年后对外贸易又会缩减城乡收入差距。(22)胡超:《对外贸易与收入不平等——基于我国的经验研究》,《国际贸易问题》2008年第3期。本文的研究结果使用2010—2020年地级市面板数据,发现当前外贸依存度也会缩减城乡收入差距。同时,当前城乡收入差距对居民人均消费支出具有负向影响,降低城乡收入差距能提高居民消费水平,因此贸易开放能通过降低城乡收入差距来促进居民人均消费增长。江剑平等也认为我国城乡劳动收入差距与居民消费率之间呈现“倒U型关系”(23)江剑平、朱雪纯、葛晨晓:《劳动收入差距对居民消费率的影响研究》,《消费经济》2020年第1期。,当劳动收入差距大于某一数值时,劳动收入差距会抑制居民消费率的提升。

七、稳健性检验

外贸依存度与居民人均消费支出之间可能存在双向因果关系,外贸依存度会提高居民消费水平,而不断提升的居民消费水平又为外贸依存度注入新的动力。借鉴黄玖立、李坤望的研究,选取国外市场接近度(Shjie)、解释变量的滞后一期作为外贸依存度的工具变量(24)黄玖立、李坤望:《出口开放、地区市场规模和经济增长》,《经济研究》2006年第6期。,满足外生性假设。这是因为:第一,滞后一期的外贸依存度与当期的外贸依存度紧密关联,但当期的进出口贸易不可能影响过去的居民人均消费。第二,各地区到海岸线距离能显著影响该地区的外贸依存度,而各地区居民人均消费支出不会受到该地区到海岸线距离的直接影响。

表7列(1)为被解释变量为人均可支配收入、内生变量为外贸依存度的2sls估计结果,第一阶段回归中外贸依存度的F值分别为 151.233、154.102 。列(2)为被解释变量为人均消费支出、内生变量为外贸依存度的2sls估计结果,第一阶段回归中外贸依存度的F值为 4054.03 。列(3)为被解释变量为使用泰尔指数测算的城乡收入差距、内生变量为外贸依存度的2sls估计结果,第一阶段回归中外贸依存度的F值为23.755。列(4)为被解释变量为人均消费支出、内生变量为人均GDP的2sls估计结果,第一阶段回归中Pergdp的F值为 231.034。列(5)为被解释变量为城镇人均可支配收入与农村人均可支配收入之比、内生变量为人均GDP的2sls估计结果,第一阶段回归中人均GDP的F值为4026.4。列(6)为被解释变量为人均消费支出、内生变量为外贸依存度的2sls估计结果,第一阶段回归中外贸依存度的F值为1135.35。

表7 中介效应模型内生性检验

模型1至模型6分别使用2SLS第一阶段回归时的F值均超过10,而且F统计量的P值均为0,因此工具变量与内生变量高度相关,不存在弱工具变量。第二阶段的回归结果见表7,第二阶段的回归结果表明外贸依存度仍能显著促进人均可支配收入增长、降低城乡收入差距的泰尔指数、降低城镇人均可支配收入与农村人均可支配收入之比,外贸依存度也能通过促进人均可支配收入增长、降低城乡收入差距来促进我国居民人均消费支出增长。表7的中介效应内生性检验结果与表5、表6基本一致,验证了中介效应的稳健性。

接下来检验工具变量的有效性。模型1的C-D Wald F值为77.2590,K-P rk Wald F值为71.0540,Stock-Yogo weak ID检验的 10%的临界值为16.38,因此,模型1不但拒绝工具变量识别不足的原假设,也拒绝弱工具变量的原假设,模型2至模型6也拒绝工具变量识别不足的原假设,拒绝弱工具变量的原假设。

八、结论及政策建议

本文基于人均可支配收入、城乡收入差距的泰尔指数、城镇人均可支配收入与农村人均可支配收入之比的中介机制,研究了外贸依存度与我国城镇居民人均消费支出的关系。第一,在我国东部地区和中部地区,外贸依存度对人均消费具有显著的促进作用。第二,人均可支配收入在外贸依存度与人均消费支出间起中介作用,外贸依存度能通过带动人均可支配收入来促进人均消费支出增长。第三,城乡收入差距的泰尔指数在外贸依存度与人均消费支出间起中介作用,近年来,外贸依存度能通过降低城乡收入差距的泰尔指数来促进人均消费支出增长。第四,城镇人均可支配收入与农村人均可支配收入之比在外贸依存度与人均消费支出间起中介作用,外贸依存度能通过降低城镇人均可支配收入与农村人均可支配收入之比来提高居民消费水平。第五,一地区的居民人均消费支出会受到邻近地区的外贸依存度的显著影响,临近地区的外贸依存度能显著促进一地区的居民人均消费支出增长。

基于上述结论,应采取以下措施:第一,贸易开放能通过缩小城乡收入差距来促进居民人均消费支出增长。因此,应制定政策,推进高水平对外开放,不断发挥贸易开放对城乡收入差距的负向影响,通过贸易开放来缩小城乡收入差距,从而不断发挥贸易开放对城乡收入差距较大地区的居民人均消费支出的促进作用。第二,在全方位、全领域的新时代对外开放背景下,在陆海内外联动、东西双向互济、全面开放新格局加快形成的今天,在新冠肺炎疫情全球蔓延所导致的国际分工格局调整和产业链重构的大背景下,通过高水平开放不断提高居民的消费水平。在更高水平对外开放进程中,通过贸易开放不断提升职工平均工资,不断缩小各地区职工平均工资的差距,逐渐上调最低工资标准,从而不断缩小城乡消费差距。第三,目前在西部地区,贸易开放不能促进人均消费增长,因此西部地区要大力推动对外开放,不断发挥贸易开放对人均消费关系的促进作用,通过扩大进口和优化进口结构来改善消费者福利。西部地区要通过跨国公司在该地区投资来引入新产品,改变消费者需求结构,由需求结构变化推动供给结构变化,从而最终促进产业结构优化。同时,西部地区要在国际贸易中获得竞争优势,促进该地区高水平对外开放,发挥贸易开放对居民人均消费支出的促进作用。