姚 戰(zhàn) 琪

(中國社會科學院 財經(jīng)戰(zhàn)略研究院, 北京100028)

一、引言及文獻綜述

2021年,消費重新成為中國經(jīng)濟增長的第一拉動力,不但社會消費品零售總額快速增長,服務(wù)消費占比也不斷增加。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)的人均消費支出均能促進產(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,“強化消費者權(quán)益保護,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),促進國內(nèi)國際雙循環(huán),全面促進消費,拓展投資空間”。黨的二十大報告提出了“著力擴大內(nèi)需,增強消費對經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)性作用”。在這種背景下,各地調(diào)整消費政策,有效促進消費持續(xù)增長,多措并舉激發(fā)消費潛力,成為實現(xiàn)經(jīng)濟高質(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)體系和完整的學習能力,為我國應(yīng)對中美貿(mào)易戰(zhàn)提供了有利條件和機遇。根據(jù)海關(guān)總署公布的外貿(mào)進出口數(shù)據(jù),若以人民幣計價,2021年中國進出口貿(mào)易總額同比增長20%;若以美元計價,2021年中國進出口貿(mào)易總額同比增長30%。增加出口、擴大進口和優(yōu)化進口結(jié)構(gòu)既能緩解中美貿(mào)易的結(jié)構(gòu)性矛盾,也能改善我國消費者福利。因此客觀分析貿(mào)易開放對我國居民人均消費支出的作用,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,成為推動消費升級、提升居民消費能力、降低城鄉(xiāng)居民消費差距的重要課題。

與本文主題相關(guān)的文獻分為三類:一是貿(mào)易開放對消費升級的影響研究。從貿(mào)易開放影響居民人均消費支出的直接效應(yīng)來看,WILLEM使用1992—2012年間中國20個主要貿(mào)易伙伴的進口數(shù)據(jù),將動態(tài)廣義最小二乘法應(yīng)用于面板數(shù)據(jù)模型,認為中國GDP增長和人民幣升值會導致中國消費品進口大幅增加,因此應(yīng)制定政策促進經(jīng)濟增長,允許人民幣升值,將使消費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口額、出口額對個人消費支出的影響,認為進口額對我國農(nóng)村和城市的食品支出占個人消費支出的比重具有負向影響,但負向影響在城市并不顯著,進口對農(nóng)村食品支出占個人消費支出的比重具有顯著的負向效應(yīng)。同時出口額對食品支出占個人消費支出的比重具有正向影響。(2)劉望、曹思敏:《國際貿(mào)易對中國消費結(jié)構(gòu)影響的實證研究》,《湘潭大學學報(哲學社會科學版)》2020年第5期。二是居民人均消費支出的影響因素研究。多數(shù)學者認為,收入水平的提升是影響居民人均消費支出的關(guān)鍵因素(3)張彩云、史琳琰、胡懷國:《消費升級的影響因素及其內(nèi)在機理:國際比較視野下的實證分析》,《當代經(jīng)濟管理》2021年第11期。,近年來,一些學者認為數(shù)字技能提高居民消費水平和促進農(nóng)戶消費升級(4)羅千峰、趙奇鋒:《數(shù)字技能如何影響農(nóng)戶消費升級——基于食物消費升級的視角》,《中南財經(jīng)政法大學學報》2022年第6期。,數(shù)字經(jīng)濟能夠通過縮小居民收入差距來緩解居民消費不平等(5)楊碧云、魏小桃、易行健、張凌霜:《數(shù)字經(jīng)濟對共享發(fā)展影響的微觀經(jīng)驗證據(jù):基于消費不平等的視角》,《國際金融研究》2022年第10期。。三是居民人均消費支出的影響路徑研究。文獻集中在居民債務(wù)(6)藍天:《數(shù)字普惠金融發(fā)展、居民債務(wù)與居民消費——基于中介效應(yīng)和門檻效應(yīng)的經(jīng)驗分析》,《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)村居民消費的影響及傳導路徑研究——基于收入效應(yīng)和收入差距的多重中介效應(yīng)檢驗》,《宏觀經(jīng)濟研究》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)濟對能源消費的影響研究——基于區(qū)域一體化中介效應(yīng)和遮掩效應(yīng)的檢驗》,《學習與實踐》2022年第6期。等因素對居民消費支出影響的中介效應(yīng)研究。

國內(nèi)外文獻在分析貿(mào)易開放對居民人均消費支出的影響時,以下兩個方面很少涉及:一是文獻多從價格降低、收入提高等方面測算貿(mào)易開放對居民消費水平和居民消費不平等的影響,而較少考慮貿(mào)易開放在促進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支出的影響機制。二是在研究貿(mào)易開放對我國居民人均消費支出的影響時,較少考慮貿(mào)易開放對我國居民人均消費支出的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。

本文的貢獻在于:第一,使用是否相鄰權(quán)重矩陣、經(jīng)濟權(quán)重矩陣、地理權(quán)重矩陣研究貿(mào)易開放對人均消費溢出所產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng);第二,從促進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方面研究貿(mào)易開放影響人均消費支出的作用機制;第三,研究了不同地區(qū)貿(mào)易開放對居民人均消費支出的影響關(guān)系。

二、理論分析

(一)貿(mào)易開放與居民人均消費支出

貿(mào)易開放能促進人均消費支出增長。第一,貿(mào)易自由化能顯著影響我國人均消費支出。隨著貿(mào)易自由化不斷推進,進口貿(mào)易不但能滿足日益增長的食物消費需求也能促進居民食物消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(9)周玲玲、張恪渝:《貿(mào)易自由化能否促進居民食物消費結(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)促進居民消費結(jié)構(gòu)升級。圍繞貿(mào)易開放與居民人均消費支出,學術(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支出、城鄉(xiāng)消費差距、消費結(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)易方式促進居民人均消費支出增長,而且數(shù)字貿(mào)易能直接促進人均消費支出增長。(10)姚戰(zhàn)琪:《數(shù)字貿(mào)易對人均消費支出的影響研究》,《學術(shù)探索》2021年第3期。第三,不同種類的產(chǎn)品和服務(wù)的開放對消費影響不同,國家經(jīng)濟增長和貿(mào)易開放對能源消費有正向影響,而金融開放對能源消費有負向影響。(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)實施自由化政策,鼓勵貿(mào)易自由化和經(jīng)濟自由化,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水平,但中部地區(qū)的貿(mào)易開放對居民消費水平的促進作用較弱。(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?——基于中國轉(zhuǎn)型式增長模式對消費影響的探究》,《經(jīng)濟學(季刊)》2017年第1期。據(jù)此,本文提出假設(shè)1:

假設(shè)1:貿(mào)易開放將推動人均消費支出不斷增長。

(二)貿(mào)易開放對居民人均消費支出的間接作用機制

1.貿(mào)易開放通過提高人均可支配收入來促進人均消費支出增長

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)易開放對個人工資收入的影響,認為貿(mào)易開放能顯著提高中國勞動力的工資收入,而且貿(mào)易開放對中等工資群體的工資收入影響最強。(13)王立勇、胡睿:《貿(mào)易開放與工資收入:新證據(jù)和新機制》,《世界經(jīng)濟》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支出的作用機制,認為我國東部、中部和西部地區(qū)數(shù)字貿(mào)易都能通過促進人均可支配收入來提升居民人均消費水平,不斷增長的外商直接投資會增強數(shù)字貿(mào)易對人均可支配收入的促進作用,而且各地區(qū)經(jīng)濟增長率會增強人均可支配收入對居民人均消費水平的促進作用。(14)姚戰(zhàn)琪:《我國服務(wù)業(yè)進口對居民人均消費支出的影響研究》,《學術(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不平等程度的間接效應(yīng),認為我國貿(mào)易依存度能夠通過提高居民收入、降低物價水平來抑制食物消費不平等。(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》,《農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題》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)收入差距來促進人均消費支出增長

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支出。首先,在改革開放至21世紀初期,貿(mào)易開放拉大了我國城鄉(xiāng)收入差距。21世紀初期國內(nèi)外的絕大多數(shù)研究成果認為,出口貿(mào)易會進一步拉大城鄉(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)的實證研究》,《世界經(jīng)濟研究》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)驗研究》,《世界經(jīng)濟研究》2005年第10期。21世紀初期后,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“進出口貿(mào)易額/(GDP+進口-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)的實證研究》,《國際貿(mào)易問題》2019年第4期。胡超也認為,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)驗研究》,《國際貿(mào)易問題》2008年第3期。其次,當勞動收入差距較大時,勞動收入差距會抑制居民消費的增長。江劍平等研究了我國城鄉(xiāng)勞動收入差距對居民消費率的影響,認為當勞動收入差距小于某一數(shù)值時,城鄉(xiāng)勞動收入差距能促進居民消費率不斷增長;當勞動收入差距大于該數(shù)值時,勞動收入差距會抑制居民消費率的提升,因此,我國城鄉(xiāng)勞動收入差距與居民消費率之間呈現(xiàn)“倒U型關(guān)系”。(20)江劍平、朱雪純、葛晨曉:《勞動收入差距對居民消費率的影響研究》,《消費經(jīng)濟》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,當前不斷推進的高水平開放能進一步提升職工平均工資,從而能激勵員工不斷提升工作效率,能進一步縮小城鄉(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支出的影響,設(shè)定以下基準回歸方程:

Percn=δ0+δ1×Eximit+δ×Controlit

(1)

Exim為外貿(mào)依存度,Perc為人均消費支出,Control為控制變量,包括各地區(qū)勞動生產(chǎn)率(Pergdp)、消費品零售額占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)勞動生產(chǎn)率的對數(shù)(Prody)、大學生占總?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為居民人均消費支出變量的空間滯后項,WnExim為Exim的空間滯后項,式(2)既包括居民人均消費支出變量的空間滯后項,也包括外貿(mào)依存度的空間滯后項。

(二)變量選取

被解釋變量。使用城鎮(zhèn)居民人均消費支出來測算居民人均消費支出。

核心解釋變量。使用進出口額除以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個城鎮(zhèn)或農(nóng)村,t為年份,Pi1,t為第i個城鎮(zhèn)的居民總收入,Pi2,t為第i個農(nóng)村的居民總收入,qi,t為第i個城市的居民總收入,yi1,t為第i個城鎮(zhèn)的人口數(shù)量,yi2,t為第i個農(nóng)村的人口數(shù)量,zi,t為第i個城市的人口數(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來測算勞動生產(chǎn)率;使用消費品零售額占GDP比重來測算各地區(qū)零售業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的貢獻;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個地級市。其中城鎮(zhèn)人均消費支出、消費品零售額、 FDI來自CEIC DATA數(shù)據(jù)庫;第二產(chǎn)業(yè)GDP、就業(yè)人口、大學生數(shù)量、各地區(qū)人口、進出口額、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)濟數(shù)據(jù)庫、中國統(tǒng)計年鑒。

四、實證結(jié)果分析

(一)基本回歸結(jié)果

首先對居民人均消費支出與外貿(mào)依存度單獨回歸,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)單獨分析了外貿(mào)依存度與居民人均消費支出之間的關(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,因此外貿(mào)依存度能顯著促進居民人均消費支出增長,假設(shè)1得到驗證。

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,因此,提升我國人均GDP能顯著促進居民人均消費支出增長。消費品零售額占比的回歸系數(shù)為負或不顯著,當前我國人均消費支出差距不斷拉大,北京城鎮(zhèn)人均消費支出一直高于上海,并且與其他地區(qū)的差距逐漸擴大,并且我國消費品零售額結(jié)構(gòu)差異顯著,因此,消費品零售額占比對人均消費的影響較弱。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,美元兌人民幣匯率對居民人均消費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,因此,外商投資占比對居民人均消費支出具有負向影響。

(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,因此在東部地區(qū)和中部地區(qū),外貿(mào)依存度對人均消費的影響關(guān)系具有顯著的促進作用,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)居民人均消費支出增長,但外貿(mào)依存度對西部地區(qū)的居民人均消費支出促進作用較弱。

表2 東中西地區(qū)外貿(mào)依存度對居民人均消費支出的影響

五、貿(mào)易開放對居民消費影響的間接效應(yīng)分析

(一)居民消費的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支出的Moran's 指數(shù)和Geary's c指數(shù),我國居民人均消費支出的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。在2010—2014年,我國居民人均消費支出的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,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,因此可以選擇SAR模型。Wald-test檢驗結(jié)果也通過了1%的顯著性檢驗,因此SDM模型比SAR模型和SEM模型更優(yōu)。從LR檢驗結(jié)果可看到,P值通過了1%的顯著性檢驗。因此與Wald-test檢驗結(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)檢驗結(jié)果可看到,選擇SDM模型時,時間空間雙固定模型更優(yōu)。所以,最終選擇時間空間雙固定SDM模型。

使用是否相鄰權(quán)重矩陣、經(jīng)濟權(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支出所產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng),SDM檢驗結(jié)果見表3。分別使用是否相鄰權(quán)重矩陣、經(jīng)濟權(quán)重矩陣、地理權(quán)重矩陣時,居民人均消費支出的一階滯后項的系數(shù)估計值分別為1.0921、1.0983、1.1055,并通過了1%的顯著性檢驗,因此,往期居民人均消費支出增長1%,會促進當期居民人均消費支出分別增長1.0921%、1.0983%、1.1055%。

表3 SDM估計結(jié)果

從空間滯后解釋變量的系數(shù)估計值來看,外貿(mào)依存度的空間滯后項系數(shù)估計值顯著為正,并通過了1%的顯著性檢驗,雖然一地區(qū)的外貿(mào)依存度不能促進該地區(qū)居民人均消費支出增長,但一地區(qū)的居民人均消費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)依存度能顯著促進一地區(qū)的居民人均消費支出增長。從控制變量的空間滯后解釋變量的系數(shù)估計值來看,一地區(qū)的居民人均消費支出也受到臨近地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的顯著影響,并至少通過了10%的顯著性檢驗,臨近地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率能促進一地區(qū)居民人均消費支出增長。但外商直接投資占比的空間滯后項的系數(shù)估計值顯著為負,并通過了至少10%的顯著性檢驗。因此,不但一地區(qū)外商直接投資占比不能促進該地區(qū)居民人均消費支出增長,鄰近地區(qū)的外商直接投資對一地區(qū)的居民人均消費支出也具有負向影響。

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

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

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

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

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

大學生占總?cè)丝诒壤龑Ρ境鞘芯用袢司M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。因此,大學生占總?cè)丝诒壤艽龠M本地區(qū)居民人均消費支出增長。

六、貿(mào)易開放對居民人均消費支出的影響機制分析

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)收入差距來促進人均消費增長,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渠道對我國居民人均消費支出產(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)估計值為正,通過了1%的顯著性檢驗;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)估計值也為正,也通過1%的顯著性檢驗。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)依存度能通過促進人均可支配收入增長來促進居民消費水平快速提高,中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重高達66.48%。這是因為外貿(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力的工資收入,外貿(mào)依存度對勞動力的工資收入的影響呈現(xiàn)先快速增加后緩慢增長的動態(tài)趨勢(21)王立勇、胡睿:《貿(mào)易開放與工資收入:新證據(jù)和新機制》,《世界經(jīng)濟》2020年第4期。,并且外貿(mào)依存度對低工資群體的促進作用大于其對高工資群體的促進作用。因此,假設(shè)2得到驗證。

表5 機制分析:促進城鎮(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)估計值顯著為負,并通過了1%的顯著性檢驗。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)估計值分別為0.3821和-0.1010,均通過了1%的顯著性檢驗。因此,城鄉(xiāng)收入差距的泰爾指數(shù)對家庭消費存在的負向影響(即降低城鄉(xiāng)收入差距能提高居民消費水平),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得到驗證。

表6 機制分析: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)估計值顯著為負。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)估計值為0.4274,通過了1%的顯著性檢驗,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)估計值為-0.0774 ,通過了5%的顯著性檢驗。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水平,假設(shè)4得到驗證。

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)收入差距均存在負向影響。因此,當前貿(mào)易開放會縮減城鄉(xiāng)收入差距。胡超也認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)當前外貿(mào)依存度也會縮減城鄉(xiāng)收入差距。同時,當前城鄉(xiāng)收入差距對居民人均消費支出具有負向影響,降低城鄉(xiāng)收入差距能提高居民消費水平,因此貿(mào)易開放能通過降低城鄉(xiāng)收入差距來促進居民人均消費增長。江劍平等也認為我國城鄉(xiāng)勞動收入差距與居民消費率之間呈現(xiàn)“倒U型關(guān)系”(23)江劍平、朱雪純、葛晨曉:《勞動收入差距對居民消費率的影響研究》,《消費經(jīng)濟》2020年第1期。,當勞動收入差距大于某一數(shù)值時,勞動收入差距會抑制居民消費率的提升。

七、穩(wěn)健性檢驗

外貿(mào)依存度與居民人均消費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水平,而不斷提升的居民消費水平又為外貿(mào)依存度注入新的動力。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)濟增長》,《經(jīng)濟研究》2006年第6期。,滿足外生性假設(shè)。這是因為:第一,滯后一期的外貿(mào)依存度與當期的外貿(mào)依存度緊密關(guān)聯(lián),但當期的進出口貿(mào)易不可能影響過去的居民人均消費。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支出、內(nèi)生變量為外貿(mào)依存度的2sls估計結(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支出、內(nèi)生變量為人均GDP的2sls估計結(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支出、內(nèi)生變量為外貿(mào)依存度的2sls估計結(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

模型1至模型6分別使用2SLS第一階段回歸時的F值均超過10,而且F統(tǒng)計量的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人均可支配收入增長、降低城鄉(xiāng)收入差距來促進我國居民人均消費支出增長。表7的中介效應(yīng)內(nèi)生性檢驗結(jié)果與表5、表6基本一致,驗證了中介效應(yīng)的穩(wěn)健性。

接下來檢驗工具變量的有效性。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制,研究了外貿(mào)依存度與我國城鎮(zhèn)居民人均消費支出的關(guān)系。第一,在我國東部地區(qū)和中部地區(qū),外貿(mào)依存度對人均消費具有顯著的促進作用。第二,人均可支配收入在外貿(mào)依存度與人均消費支出間起中介作用,外貿(mào)依存度能通過帶動人均可支配收入來促進人均消費支出增長。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)來促進人均消費支出增長。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水平。第五,一地區(qū)的居民人均消費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)依存度能顯著促進一地區(qū)的居民人均消費支出增長。

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)收入差距來促進居民人均消費支出增長。因此,應(yīng)制定政策,推進高水平對外開放,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)的居民人均消費支出的促進作用。第二,在全方位、全領(lǐng)域的新時代對外開放背景下,在陸海內(nèi)外聯(lián)動、東西雙向互濟、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水平。在更高水平對外開放進程中,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)最低工資標準,從而不斷縮小城鄉(xiāng)消費差距。第三,目前在西部地區(qū),貿(mào)易開放不能促進人均消費增長,因此西部地區(qū)要大力推動對外開放,不斷發(fā)揮貿(mào)易開放對人均消費關(guān)系的促進作用,通過擴大進口和優(yōu)化進口結(jié)構(gòu)來改善消費者福利。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,改變消費者需求結(jié)構(gòu),由需求結(jié)構(gòu)變化推動供給結(jié)構(gòu)變化,從而最終促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。同時,西部地區(qū)要在國際貿(mào)易中獲得競爭優(yōu)勢,促進該地區(qū)高水平對外開放,發(fā)揮貿(mào)易開放對居民人均消費支出的促進作用。