城鎮化、國際貿易與商貿流通業發展關系分析

胡振 范春雨

內容摘要：國際貿易通過創造國內外需求的方式，為商貿流通業發展提供了基礎。以國際貿易蓬勃發展為基礎的城鎮化，同樣強化了對商貿流通發展的影響。通過研究三者之間的關系，本文利用交互項模型和面板門檻模型實證檢驗城鎮化影響商貿流通業發展的國際貿易門檻。結論表明，城鎮化與商貿流通業發展之間存在非線性關系，國際貿易水平影響城鎮化對商貿流通業發展的作用，城鎮化影響商貿流通業的作用存在一個國際貿易門檻。國際貿易在低門檻值水平下，城鎮并不能促進商貿流通業發展，只有當國際貿易水平較高時，城鎮化才能顯著促進商貿流通業發展，且國際貿易水平越高，城鎮促進商貿流通業發展的作用越強。

關鍵詞：城鎮化 商貿流通業 國際貿易

引言

城鎮化發展過程中，隨著資本、勞動和技術等要素的集聚，催生了大量基于要素的需求。需求的增加提升了對相應的商貿流通業服務需求，進而會刺激商貿流通業發展。因此，研究城鎮化對商貿流通業發展的影響具有重要意義。與此同時，隨著改革開放的深入和中國加入WTO，中國對外貿易體量爆發式增長，外匯儲備急劇增加。國際貿易的增加意味著國內需求和國外需求的增加，不僅是總量需求擴大，還擴展了國際市場。因此，這些需求的實現和滿足，必定需要商貿流通業等服務型產業發展才能保證。所以，城鎮化和國際貿易會交互影響商貿流通業發展。

模型設定與數據說明

（一）交互項模型

國際貿易會和城鎮化交互影響商貿流通業發展，因此，利用交互項模型可以識別交互影響的作用，交互項模型設定如下：

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

（二）面板門檻模型

由于交互項模型只能識別兩者的交互影響，但對于在什么情況下核心變量對被解釋變量的影響會產生突變，交互項模型還不能做到。因此，需要利用更精確識別的方法來研究。面板門檻模型可以達到這一要求，通過利用bootstrap方法搜索具體產生突變的門檻值，以識別兩者的非線性關系，具體面板門檻模型設定如下：

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

其中，urb為獨立解釋變量，trade為相關解釋變量，I（·）為指示函數，表示當國際貿易門檻變量值超過某個門限值時，城鎮化影響商貿流通業發展的變化。被解釋變量wlit為商貿流通業發展支出占GDP的比重，門限變量trade為國際貿易變量，Xit為一系列控制變量，包括金融發展（fe）、產業結構（strf）、技術創新（cx）、基礎設施（inf）、財政支出（cz）和外商直接投資（wz）。

（三）數據說明

商貿流通業發展為被解釋變量，城鎮化（urb）為核心解釋變量，門檻變量為國際貿易（trade）變量。其他控制變量為基礎設施（inf）、產業結構（strf）、技術創新（cx）、財政支出（cz）和外商直接投資（wz）。所有數據來自1998-2017年《中國統計年鑒》，包含1997-2016年全國30個省市自治區。表1為主要變量描述性統計。

實證結果及分析

（一）分組回歸分析

在進行交互項回歸和面板門檻回歸之前，先初步檢驗非線性關系是否存在，主要方法就是采用分組回歸方法。分組回歸結果如表2所示，結果表明，低組國際貿易水平下，城鎮化顯著抑制商貿流通業發展；中組國際貿易水平下，城鎮化對商貿流通業發展的影響不顯著；而在高組國際貿易水平下，城鎮化則顯著促進商貿流通業發展。這一結果表明，城鎮化對商貿流通業發展的影響并不是直線型的，在不同的國際貿易水平下，城鎮化影響商貿流通業發展的作用存在差異，因而也就初步證實了城鎮化對商貿流通業發展的影響受到國際貿易發展水平的調節。

（二）交互項模型回歸

分組回歸初步識別了城鎮化與商貿流通業發展之間的非線性關系，還需要利用交互項模型識別城鎮化與國際貿易的交互作用。估計結果如表3所示。所有模型城鎮化與國際貿易交互項的系數均顯著為正，表明隨著國際貿易水平的提高，城鎮化影響商貿流通業發展的作用增強。因此，城鎮化與國際貿易之間存在較強的交互效應，城鎮化影響商貿流通業發展具有顯著的非線性關系。

（三）分地區回歸

對分地區進行分析，以識別城鎮化與國際貿易的交互影響是否存在地區差異，估計結果如表4所示。結果表明，東中西部地區交互項系數均顯著為正，表明三大區域均存在較強交互影響。從而進一步驗證了交互效應的存在，國際貿易發展水平會影響城鎮化對商貿流通業發展的作用。

（四）門檻模型回歸

門檻值檢驗。通過上述兩種模型分析發現，只是知道兩者存在交互影響的非線性關系，但是對于當國際貿易在什么情況下，城鎮化影響商貿流通業發展的作用存在差異還是不清楚。而面板門檻模型通過搜索具體門檻值，為分析城鎮化影響商貿流通業發展的具體突變節點提供絕佳機會。首先，對門檻值進行搜索，分別對全樣本、分地區樣本進行搜索，搜索結果如表5所示。結果表明，全樣本中門檻值分別為1.445、1.681和4.477，東部地區門檻值分別為3.341、3.850和4.477，中部地區門檻值分別為1.742、2.397和2.919，西部地區門檻值分別為1.464、1.714和2.687。

門檻回歸。從表6來看，城鎮化影響商貿流通業發展的作用確實存在國際貿易門檻。全樣本結果表明，國際貿易低水平發展，使得城鎮化對商貿流通業發展產生顯著抑制作用。隨著國際貿易跨越第一個門檻值，城鎮化抑制商貿流通業發展的作用由負轉正，但不顯著。當跨越第二個門檻值時，城鎮化開始顯著促進商貿流通業發展。當跨越第三個門檻值時，城鎮化對商貿流通業發展的作用逐步增強。分地區結果則表現出與全樣本一樣的結論，從而進一步證實了城鎮化影響商貿流通業發展的作用存在國際貿易門檻。結論表明，國際貿易發展產生的需求為商貿流通業發展提供了基礎，當國內外市場需求較小時，城鎮化產生的動力沒有足夠支撐。因此，城鎮化影響商貿流通業發展的作用受到制約。

結論

基于面板門檻模型，本文驗證了城鎮化影響商貿流通業發展的作用存在國際貿易門檻。當國際貿易發展處于低水平時，城鎮化不能實現促進商貿流通業發展的作用。當國際貿易跨越第二個門檻值時，城鎮化開始促進商貿流通業發展，隨著跨越的門檻值增大，城鎮化促進商貿流通業發展的作用逐漸增強。東中西部門檻回歸結果同樣呈現這一特征，表明國際貿易水平對商貿流通業發展具有重要作用。

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