外部關(guān)稅減讓與家庭消費
——來自中國城鎮(zhèn)住戶調(diào)查的微觀證據(jù)

劉鎧豪 臧旭恒 王雪芳

一、引 言

2001 年加入世界貿(mào)易組織(WTO)是我國改革開放進(jìn)程中影響最深遠(yuǎn)、沖擊最劇烈的事件之一，也是改革開放史上重要的里程碑。“入世”后我國出口企業(yè)充分享受多邊無條件的最惠國待遇。這一外部關(guān)稅減讓引致的外部需求增加極大地推動了出口擴張，進(jìn)而對國內(nèi)的就業(yè)和工資收入產(chǎn)生正向影響(李勝旗和毛其淋，2018；劉鎧豪等，2019；劉鎧豪等，2021)，從而會在一定程度上影響家庭經(jīng)濟決策。對于我國的家庭而言，消費支出作為家庭經(jīng)濟決策的重要方面，會受到外部關(guān)稅減讓的影響嗎？如果受到影響的話，外部關(guān)稅減讓通過哪些路徑和渠道影響家庭消費呢？這是本文旨在探討的核心問題。事實上，加快實施自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略是我國新一輪對外開放的重要內(nèi)容：黨的十七大把自由貿(mào)易區(qū)建設(shè)上升為國家戰(zhàn)略；黨的十八大提出要加快實施自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略；黨的十九大報告中指出，中國支持多邊貿(mào)易體制，促進(jìn)自由貿(mào)易區(qū)建設(shè)，推動建設(shè)開放型世界經(jīng)濟。我國已經(jīng)陸續(xù)簽訂了19 個自貿(mào)協(xié)定，涉及26 個國家和地區(qū)，并有中日韓自貿(mào)區(qū)等多達(dá)10 個自貿(mào)區(qū)正在談判。此外，《區(qū)域全面經(jīng)濟伙伴關(guān)系協(xié)定》(RCEP)于2020 年底正式簽署。根據(jù)協(xié)定，貨物貿(mào)易整體開放水平達(dá)到90%以上，各成員國之間的關(guān)稅減讓以協(xié)議生效立即降為零關(guān)稅、十年內(nèi)降為零關(guān)稅為主，將會有90%的商品實現(xiàn)零關(guān)稅。中國和日本首次達(dá)成了雙邊關(guān)稅減讓安排，實現(xiàn)了歷史性突破。因此，在加快實施自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略、外部關(guān)稅不斷減讓的背景下，在經(jīng)濟增長越來越依靠內(nèi)需，特別是依靠消費的拉動作用的客觀現(xiàn)實面前，厘清外部關(guān)稅減讓與家庭消費之間的關(guān)系具有重大現(xiàn)實意義。

需要特別說明的是，區(qū)別于現(xiàn)有的關(guān)于“貿(mào)易自由化所帶來的家庭消費福利”這一主題的相關(guān)研究(Han 等，2016；施炳展和張夏，2017；王備和錢學(xué)鋒，2020)，本文關(guān)注的是“外部關(guān)稅減讓”對“家庭消費行為”的影響，因為目前國內(nèi)并沒有相關(guān)文獻(xiàn)探究外部關(guān)稅減讓如何影響中國家庭消費，該領(lǐng)域的空白有待填補。與本文相關(guān)的文獻(xiàn)有兩類：第一類為關(guān)于貿(mào)易自由化如何影響消費的文獻(xiàn)。在國外研究方面，Topalova(2010)基于印度的研究表明，貿(mào)易自由化(進(jìn)口關(guān)稅削減)沖擊抑制了人均消費支出的增長，但是這一證據(jù)來自于地區(qū)層面。在國內(nèi)研究方面，周玲玲和張恪渝(2020)運用全球貿(mào)易分析模型(GTAP)模擬了四種貿(mào)易自由化(進(jìn)口關(guān)稅削減)政策情景進(jìn)而探究貿(mào)易自由化能否促進(jìn)中國居民食物消費結(jié)構(gòu)升級，但并沒有提供基于現(xiàn)實數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)。與本文最相關(guān)的研究有兩篇：Dai 等(2021)探究了家庭應(yīng)對貿(mào)易自由化(進(jìn)口關(guān)稅削減)沖擊時的相關(guān)調(diào)整。其研究發(fā)現(xiàn)：在進(jìn)口關(guān)稅下降幅度較大地區(qū)，其工資水平受到的負(fù)面沖擊較大。家庭會進(jìn)行一系列的調(diào)整來應(yīng)對中國加入WTO 所帶來的貿(mào)易自由化(進(jìn)口關(guān)稅削減)沖擊，包括家庭成員中更多女性和老人參加工作、更多年輕人與父母同住以降低居住成本，并且家庭儲蓄會減少；劉鎧豪等(2022)進(jìn)一步拓展了Dai等(2021)的研究，探究了貿(mào)易自由化(進(jìn)口關(guān)稅削減)沖擊對家庭消費行為的影響。這些研究非常具有啟發(fā)性，但是均聚焦于進(jìn)口關(guān)稅削減，并未就本文所關(guān)注的外部關(guān)稅減讓如何影響家庭消費行為(包括家庭消費支出、平均消費傾向和家庭消費結(jié)構(gòu))進(jìn)行相應(yīng)的探究。第二類是聚焦“外部關(guān)稅減讓”的相關(guān)研究，大致可以劃分為兩類：一類是宏觀層面的采用全球貿(mào)易分析模型(GTAP)模擬分析中國與不同國家關(guān)稅減讓合作的經(jīng)濟效應(yīng)，例如中韓自貿(mào)區(qū)談判的關(guān)稅減讓對兩國主要產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟影響分析(周曙東等，2016)、中國與TPP 國家關(guān)稅減讓合作的宏觀經(jīng)濟效應(yīng)(謝建國和丁蕾，2017)；另一類是微觀層面的考察企業(yè)出口貿(mào)易自由化(即出口企業(yè)面臨的外部關(guān)稅減讓)的影響，例如，對企業(yè)產(chǎn)品配置調(diào)整(高云舒等，2021)和儲蓄行為(毛其淋和許家云，2018)的影響。但是，這類文獻(xiàn)目前尚未考察城市層面的外部關(guān)稅減讓對家庭經(jīng)濟決策的影響，而本文基于家庭消費的視角進(jìn)行了初次嘗試。

基于此，本文的貢獻(xiàn)之處在于：①鑒于海關(guān)數(shù)據(jù)庫中涵蓋了各地區(qū)出口企業(yè)的詳細(xì)出口信息(包括出口目的地、出口金額等)，利用各地區(qū)初始產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異性，本文初次構(gòu)建了各地區(qū)在初始年份(2001 年)面臨的外部關(guān)稅水平指標(biāo)。②本文從家庭消費行為的多個維度出發(fā)，首次采用以中國為樣本的微觀數(shù)據(jù)詳細(xì)地探討了外部關(guān)稅減讓對家庭消費的影響，并證實了其影響機制，從家庭這一微觀視角揭示了外部關(guān)稅減讓沖擊所引致的家庭消費調(diào)整。③本文補充了近些年涌現(xiàn)的關(guān)于“貿(mào)易自由化沖擊對區(qū)域勞動力市場的影響”這支文獻(xiàn)，現(xiàn)有的研究大多聚焦在地區(qū)層面，而本文基于外部關(guān)稅減讓這一政策沖擊對家庭消費進(jìn)行微觀切入，從而對這支文獻(xiàn)進(jìn)行了相應(yīng)的拓展。④本文同樣補充了關(guān)于“中國入世的經(jīng)濟影響”這支文獻(xiàn)，不同于現(xiàn)有的大部分關(guān)于“中國加入WTO 對企業(yè)產(chǎn)生一系列影響”這支文獻(xiàn)，我們補充的是中國加入WTO 所帶來的外部關(guān)稅減讓對家庭產(chǎn)生的影響，并從家庭消費的視角證實了其正向影響，本文以“建立擴大消費需求長效機制”的政策目標(biāo)為出發(fā)點，為“加快實施自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略”這一國家戰(zhàn)略的合理性與必要性提供了經(jīng)驗證據(jù)支持。⑤本文還補充了關(guān)于“家庭如何應(yīng)對收入沖擊”這支文獻(xiàn)，我們證實了當(dāng)入世帶來的外部關(guān)稅減讓這一外生沖擊對勞動力市場產(chǎn)生正向影響、家庭收入也相應(yīng)地受到正向影響時，家庭會如何調(diào)整其消費行為以應(yīng)對收入沖擊。

二、理論分析與研究假說

中國加入WTO 之后，出口企業(yè)開始充分享受多邊無條件的最惠國待遇，這一外部關(guān)稅減讓引致的外部需求增加極大地推動了出口擴張，從而對國內(nèi)的就業(yè)和工資收入產(chǎn)生正向影響(李勝旗和毛其淋，2018；劉鎧豪等，2019；劉鎧豪等，2021)。而同樣基于中國城鎮(zhèn)住戶調(diào)查的研究表明，家庭消費變動與家庭收入變動呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。并且，面對負(fù)面的收入沖擊時，家庭平滑其消費的路徑選擇是削減耐用品消費支出以滿足非耐用品的消費支出，犧牲教育投資支出來保證食品消費支出(Chen 等，2013)。由于耐用品消費支出屬于享樂型消費支出，教育投資支出屬于發(fā)展型消費支出，食品之類的非耐用品消費支出屬于生存型消費支出。因此，負(fù)面的收入沖擊會增加生存型消費支出所占比重、降低發(fā)展型和享樂型消費支出所占比重，從而對家庭消費結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生抑制作用；反之，正面的收入沖擊則會促進(jìn)家庭消費結(jié)構(gòu)升級。此外，依據(jù)邊際消費傾向遞減規(guī)律，正面的收入沖擊會在一定程度上降低居民消費率，即降低平均消費傾向。綜上所述，外部關(guān)稅減讓對家庭收入的正向影響會促進(jìn)家庭消費支出增長、降低平均消費傾向并促進(jìn)家庭消費結(jié)構(gòu)升級。基于此，本文提出如下假說：

假說1：家庭收入水平是外部關(guān)稅減讓沖擊影響家庭消費(包括家庭消費支出、平均消費傾向和家庭消費結(jié)構(gòu))的潛在路徑。

一國在貿(mào)易自由化的過程中不僅伴隨著勞動力市場的動態(tài)調(diào)整，還伴隨著收入的再分配，即貿(mào)易自由化的收入分配效應(yīng)?；谥袊难芯勘砻鳎獠筷P(guān)稅減讓不僅顯著提高了平均工資水平，還縮小了工資差距(李勝旗和毛其淋，2018)，即有利于減少收入不平等程度。而現(xiàn)有研究表明，收入不平等抑制了城鎮(zhèn)家庭的消費水平(金燁等，2011)，尤其是顯著地抑制了中、低地位等級家庭的消費(杭斌和修磊；2016)。并且，無論是基于發(fā)達(dá)國家還是中國的研究均證實了收入不平等程度的加劇會降低平均消費傾向(Della Valle 和Oguchi，1976；Lin，2017)。此外，現(xiàn)有的基于中國的研究表明，收入空間分布不平衡導(dǎo)致的消費需求區(qū)域差異限制了家庭消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化(陸地和孫巍，2019)，并且城鄉(xiāng)收入不平等抑制了農(nóng)村居民的發(fā)展享受型消費支出，進(jìn)而不利于其消費結(jié)構(gòu)升級(呂志科和曾馨，2020)。綜上所述，外部關(guān)稅減讓所帶來的收入不平等程度下降會促進(jìn)家庭消費支出增長，提高平均消費傾向，并促進(jìn)家庭消費結(jié)構(gòu)升級。基于此，本文提出如下假說：

假說2：收入不平等程度是外部關(guān)稅減讓沖擊影響家庭消費(包括家庭消費支出、平均消費傾向和家庭消費結(jié)構(gòu))的潛在渠道。

根據(jù)Atkin(2012)的研究，由于農(nóng)業(yè)氣候稟賦的差異，適合當(dāng)?shù)貧夂蚍A賦生長的食物供給量充足，價格相對便宜，經(jīng)過世世代代的傳承成為了當(dāng)?shù)鼐用窳?xí)慣并且偏好的食物，而農(nóng)業(yè)貿(mào)易自由化會導(dǎo)致這種當(dāng)?shù)爻湓Ｊ澄锏南鄬r格上升，進(jìn)而侵蝕了貿(mào)易所得，尤其是抑制了窮人的營養(yǎng)攝入。同理，如果某種食物特別適合當(dāng)?shù)貧夂蚍A賦、供給量充足、價格相對便宜，是當(dāng)?shù)鼐用窳?xí)慣并且偏好的食物，當(dāng)外部需求增加導(dǎo)致該地區(qū)該類食物的出口顯著增加時，其相對價格也會上升。推而廣之，對于不同類型的銷售商品而言，其面臨的外部關(guān)稅減讓程度和外部需求增加程度不同，即出口擴張程度不同，所以價格上漲幅度也有所差異。由于不同類型的銷售商品具有不同的需求價格彈性，所以每一種銷售商品的價格上升導(dǎo)致的家庭對該商品的消費支出具有不確定性：如果對該商品的需求是富有彈性的，那么在其價格水平上升時，需求量減少的比率大于其價格水平上升的比率，家庭對該商品的消費支出會減少；反之，如果需求是缺乏彈性的，那么在其價格水平上升時，需求量減少的比率小于價格水平上升的比率，家庭對該商品的消費支出則會增加。鑒于每一種銷售商品的價格上升所導(dǎo)致的家庭對該商品的消費支出具有不確定性，那么外部關(guān)稅減讓引致的消費價格指數(shù)上升對家庭消費支出的影響也具有不確定性，家庭平均消費傾向所受到的影響也相應(yīng)地具有不確定性。此外，對不同類型的銷售商品而言，其各自價格調(diào)整幅度的差異也會引起相對價格的變動，從而在收入效應(yīng)和替代效應(yīng)的共同作用下影響家庭的消費結(jié)構(gòu)?；诖?，本文提出如下假說：

假說3：物價水平是外部關(guān)稅減讓沖擊影響家庭消費(包括家庭消費支出、平均消費傾向和家庭消費結(jié)構(gòu))的潛在路徑。

綜上所述，外部關(guān)稅減讓可能通過影響家庭收入水平、收入不平等程度和物價水平進(jìn)而對家庭消費產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與處理

本文所采用的數(shù)據(jù)主要包括國家統(tǒng)計局城鎮(zhèn)住戶調(diào)查(Urban Household Survey，UHS)數(shù)據(jù)、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)、WITS 數(shù)據(jù)庫中的關(guān)稅數(shù)據(jù)、海關(guān)數(shù)據(jù)和城市層面的數(shù)據(jù)，具體介紹如下：

1. 城鎮(zhèn)住戶調(diào)查(UHS)數(shù)據(jù)：數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局，以城鎮(zhèn)地區(qū)的常住人口為主要調(diào)查對象，采取分層抽樣的方法從中國所有城鎮(zhèn)中隨機選取樣本。盡管城鎮(zhèn)住戶調(diào)查始于1988 年，但在1992 年和1997 年相繼調(diào)整了問卷內(nèi)容。本文采用的是1997—2009 年的數(shù)據(jù)：一方面是為了使問卷的內(nèi)容盡可能地保持一致，另一方面是為了使樣本周期涵蓋加入WTO 這一政策沖擊之前和之后的時間段。

2. 規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)：鑒于城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)的行業(yè)信息較為粗糙，借鑒戴覓等(2019)的做法，本文采用2001 年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫計算城市層面的就業(yè)權(quán)重。具體而言，工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫包含各個企業(yè)所屬的4 分位編碼行業(yè)信息和各個企業(yè)所在地的地理信息，通過分類加總即可求出各個城市-行業(yè)層面的就業(yè)人數(shù)，以及各個城市的就業(yè)總?cè)藬?shù)。

3. WITS 數(shù)據(jù)庫中的關(guān)稅數(shù)據(jù)：關(guān)稅數(shù)據(jù)來自 World Integrated Trade Solution(WITS)數(shù)據(jù)庫，涵蓋所有采礦業(yè)和制造業(yè)的關(guān)稅，精確到HS6 分位水平。

4. 海關(guān)數(shù)據(jù)庫：海關(guān)數(shù)據(jù)庫詳細(xì)報告了企業(yè)出口到任一目的地市場中各種產(chǎn)品的價值量、數(shù)量、貿(mào)易方式等信息，原始數(shù)據(jù)的產(chǎn)品分類為HS8 位碼，本文采用其HS6位碼并與WITS 數(shù)據(jù)庫中的關(guān)稅數(shù)據(jù)(精確到HS6 位碼)進(jìn)行匹配。

5. 城市層面的數(shù)據(jù)：城市層面的數(shù)據(jù)主要來自中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺中的中國城市統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫(Chinese City Statistics Database，CCSD)、各城市年度國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報、各省份統(tǒng)計年鑒和《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

（二）指標(biāo)構(gòu)建

1. 外部關(guān)稅減讓

在借鑒Edmonds 等(2010)的思路的基礎(chǔ)上，鑒于海關(guān)數(shù)據(jù)庫中涵蓋了各個地區(qū)的企業(yè)詳細(xì)的出口信息(包括出口目的地、出口金額等)，同時利用各地區(qū)初始產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異性，本文初次構(gòu)建了各地區(qū)在初始年份(2001 年)面臨的外部關(guān)稅水平指標(biāo)，如(1)式所示：的出口額占地區(qū)c 的k 行業(yè)在t 期出口到全世界出口額的比重，用這個比重作為權(quán)重對“出口目的國d 在t 期對k 行業(yè)進(jìn)口品所征收的關(guān)稅稅率”進(jìn)行加權(quán)平均，可以得到地區(qū)c 的k 行業(yè)在t 期所面對的“外部關(guān)稅稅率”，精確到HS6 分位水平。L表示2001 年c 城市k 行業(yè)的勞動力數(shù)量，L 表示2001 年c 城市的勞動力數(shù)量。從(1)式可以看出，各城市在初始年份(2001 年)所面臨的外部關(guān)稅水平是以“k 行業(yè)勞動力數(shù)量在初始年份(2001年)占c 城市勞動力總量的份額”為權(quán)重，對“城市c 的k 行業(yè)在t期所面對的外部關(guān)稅稅率”進(jìn)行加權(quán)平均得到。(1)式表明，由于外部關(guān)稅稅率在不同行業(yè)之間存在很大的差異，如果該樣本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集中在外部關(guān)稅稅率下降幅度較大的行業(yè)，則其面臨的外部關(guān)稅減讓沖擊就更大，這也是使用(1)式構(gòu)造各地區(qū)外部關(guān)稅減讓沖擊的合理性所在。

本文采用各地區(qū)在初始年份(2001 年)的外部關(guān)稅水平作為衡量指標(biāo)的主要原因在于，在加入WTO 后，出口企業(yè)將充分享受多邊無條件的最惠國待遇。2001—2009 年各地區(qū)的外部關(guān)稅減讓體現(xiàn)出一個明顯的特征：在初始年份(2001 年)所面臨的外部關(guān)稅水平越高，入世后的外部關(guān)稅減讓幅度越大。圖1 呈現(xiàn)了這一關(guān)系，橫軸為2001 年各地區(qū)在初始年份(2001 年)所面臨的外部關(guān)稅水平，縱軸為2001—2009 年各地區(qū)所經(jīng)歷的外部關(guān)稅水平的變動(即外部關(guān)稅減讓幅度)，散點的大小反映了該地區(qū)受訪家庭樣本量的多少。可以看到，兩者之間呈現(xiàn)出明顯的正相關(guān)性，即在初始年份(2001年)面臨越高外部關(guān)稅水平的地區(qū)，2001—2009 年經(jīng)歷的外部關(guān)稅減讓幅度則相應(yīng)越大。因此，各地區(qū)在初始年份(2001 年)所面臨的外部關(guān)稅水平能很好地預(yù)測其入世后經(jīng)歷的外部關(guān)稅減讓幅度。此外，初始年份(2001 年)的外部關(guān)稅水平外生強更強，因其不會受到加入WTO 后的各種沖擊的影響。因此，本文采用各地區(qū)在初始年份(2001年)所面臨的外部關(guān)稅水平來衡量其在2001—2009 年所經(jīng)歷的外部關(guān)稅減讓幅度。

圖1 各地區(qū)在初始年份(2001年)面臨的外部關(guān)稅水平與入世后經(jīng)歷的外部關(guān)稅減讓幅度之間的相關(guān)關(guān)系

2. 生活成本指數(shù)(或者消費價格指數(shù))

傳統(tǒng)的生活成本指數(shù)可表示為：

即在維持效用水平不變的前提下，t 期所需的最小支出與基期實際支出的比值。其中，p和p與q和q分別為t 期和基期i 產(chǎn)品的消費價格與數(shù)量，U和U分別表示t 期與基期的效用水平。Laspeyres 價格指數(shù)、Paasche 價格指數(shù)和Fisher 理想價格指數(shù)都可一階近似于生活成本指數(shù)(Argente 和Lee，2015)，三者的函數(shù)形式為：

Laspeyres 價格指數(shù)和Paasche 價格指數(shù)的差別在于各自分別采用了基期和t 期i產(chǎn)品的消費數(shù)量，F(xiàn)isher 理想價格指數(shù)有效地結(jié)合了Laspeyres 價格指數(shù)和Paasche 價格指數(shù)，所以本文采用Fisher 理想價格指數(shù)來衡量生活成本指數(shù)(或者消費價格指數(shù))。借鑒王備和錢學(xué)鋒(2020)的做法，基于UHS 數(shù)據(jù)庫，本文主要選取食品和飲料、衣著服飾以及家庭設(shè)備用品共3 大類31 種樣本消費品。因此，本文構(gòu)建了三種Fisher 理想價格指數(shù)：食品和飲料類Fisher 價格指數(shù)、衣著服飾類Fisher 價格指數(shù)和家庭設(shè)備用品類Fisher 價格指數(shù)。

（三）計量模型與變量說明

本文從三個維度來考察家庭消費，包括消費支出(家庭消費支出和家庭人均消費支出)、消費傾向(平均消費傾向)和消費結(jié)構(gòu)(生存型消費支出占比、發(fā)展型消費支出占比和享樂型消費支出占比)，共計六個衡量指標(biāo)。基于雙重差分法(Difference in Difference)的識別策略，本文的基準(zhǔn)回歸模型設(shè)定如下：

下標(biāo)i 、c 和t 分別代表家庭、城市和年份。被解釋變量h_consumption 、per_ consumption、tendency、live_ratio、develop_ratio 和enjoy_ratio 分別表示c 城市家庭i 在t 期的家庭消費支出、家庭人均消費支出、平均消費傾向、生存型消費支出占比、發(fā)展型消費支出占比和享樂型消費支出占比。 ExportTariff 2001表示初始年份(2001 年)各地區(qū)所面臨的外部關(guān)稅水平，本文采用連續(xù)分組設(shè)定以更好地利用地區(qū)間的變化差異，避免因簡單劃分為處理組和對照組兩類而降低地區(qū)間變化差異且可能存在分組誤差的情況。WTO 為加入WTO 的政策沖擊變量，自2002 年及以后賦值為1，否則為0。此外，本文還控制了戶主就業(yè)情況固定效應(yīng)、戶主所在行業(yè)固定效應(yīng)、城市固定效應(yīng) u、年份固定效應(yīng)以及省份固定效應(yīng) u和年份固定效應(yīng)的交乘項，為干擾項。借鑒Dix-Carneiro 等(2018)和戴覓等(2019)的思路和做法：由于外部關(guān)稅減讓沖擊對于國內(nèi)的微觀經(jīng)濟主體而言是相對外生的，不存在逆向因果問題，可以在很大程度上避免內(nèi)生性問題的困擾，控制豐富的固定效應(yīng)也能在一定程度上緩解遺漏變量偏誤問題，所以本文在基準(zhǔn)回歸中不引入控制變量，而在穩(wěn)健性檢驗時引入相應(yīng)的控制變量。各變量的描述性統(tǒng)計如表1 所示。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計

四、實證分析

（一）基準(zhǔn)回歸

基準(zhǔn)回歸的估計結(jié)果如表2 所示：①第(1)～(2)列的回歸結(jié)果顯示，核心解釋變量的估計結(jié)果顯著為正，表明相比于初始年份(2001 年)外部關(guān)稅水平較低的地區(qū)，初始年份(2001 年)外部關(guān)稅水平較高的地區(qū)于2002 年后家庭消費支出和家庭人均消費支出所受到的正向影響較大，同時初始年份(2001 年)有較高外部關(guān)稅水平的地區(qū)在入世后有更大幅度的外部關(guān)稅減讓，從而意味著外部關(guān)稅減讓會促進(jìn)家庭消費支出的增長和家庭人均消費支出的增長。需要特別說明的是，本文的識別策略只能識別關(guān)稅削減的相對影響，即外部關(guān)稅減讓幅度較大的城市和外部關(guān)稅減讓幅度較小的城市相比，家庭消費支出的增長和家庭人均消費支出的增長相對較快。②第(3)列的估計結(jié)果顯示，外部關(guān)稅減讓降低了平均消費傾向。③第(4)～(6)列的估計結(jié)果顯示，外部關(guān)稅減讓促進(jìn)了消費結(jié)構(gòu)升級，使得生存型消費支出占比下降、發(fā)展型消費支出占比和享樂型消費支出占比上升。綜上所述，外部關(guān)稅減讓促進(jìn)了家庭消費。

表2 基準(zhǔn)回歸

（二）穩(wěn)健性檢驗①限于篇幅，本文并沒有匯報“穩(wěn)健性檢驗”部分的估計結(jié)果，留存?zhèn)渌鳌?/h3>

1. 平行趨勢假設(shè)檢驗

為檢驗雙重差分模型對于本文研究的適用性，在采用該模型估計之前需要進(jìn)行平行趨勢檢驗，即檢驗樣本的家庭消費行為在外部關(guān)稅減讓沖擊之前是否存在差異變動，若在沖擊發(fā)生之前就存在差異變動，則不能排除模型估計得到的沖擊效果是由沖擊前的差異變動所引致。除了需要檢驗事前的平行趨勢外，為了更進(jìn)一步觀察政策是否存在時滯效應(yīng)，本文采用事件分析法探究外部關(guān)稅減讓沖擊的動態(tài)效應(yīng)。具體而言，將(3)式中的WTO 換成表示加入WTO 這一政策沖擊前和沖擊后若干年的虛擬變量，因變量不變，估計如下方程：

其中，year 是加入WTO 這一政策沖擊當(dāng)年年份的虛擬變量，S 取負(fù)數(shù)表示政策沖擊前S 年，正數(shù)表示政策沖擊后S 年。由于本文的樣本周期是1997—2009 年，因而本文關(guān)注政策沖擊前4 年和沖擊后7 年，并將政策沖擊的前一期作為基準(zhǔn)組。估計結(jié)果不僅通過了平行趨勢假設(shè)，而且表明政策沖擊的效果在未來7 年持續(xù)存在，這與Dai 等(2020)的研究結(jié)論“入世所帶來的關(guān)稅削減對工資的負(fù)向影響超過6 年”具有異曲同工之處。

2. 替換核心解釋變量

本文采用了兩種替換核心解釋變量的方法：①借鑒劉燦雷和王永進(jìn)(2019)的思路，我們用“各地區(qū)2001 年與2009 年面臨的外部關(guān)稅水平之間的差值”來衡量各地區(qū)的外部關(guān)稅減讓幅度，并用該指標(biāo)(ExportTariff_2001—2009)替代核心解釋變量(2001 年各地區(qū)的外部關(guān)稅水平)進(jìn)行回歸，估計結(jié)果非常穩(wěn)健。②借鑒Han 等(2012)的做法，我們將政策沖擊變量的設(shè)定由二值變量(WTO)替換為連續(xù)變量——年度平均關(guān)稅水平(Year_tariff)。由于二值變量(WTO)在加入WTO 前后是由0 變?yōu)?，而年度平均關(guān)稅水平持續(xù)下降，兩者變化趨勢相反。因此，二值變量(WTO)替換為連續(xù)變量(Year_tariff)之后，所有回歸的估計系數(shù)的符號應(yīng)該相反?；貧w結(jié)果顯示，估計系數(shù)的符號確實相反，估計結(jié)果依舊穩(wěn)健。

3. 預(yù)期效應(yīng)檢驗

將加入WTO 這一政策沖擊視為準(zhǔn)自然實驗的前提是該政策沖擊是隨機的，即加入WTO 之前家庭對該政策不具有預(yù)期效應(yīng)，借鑒Lu 和Yu(2015)的方法，本文通過在基準(zhǔn)回歸模型中引入政策沖擊之前的一年(2001年)的虛擬變量(One year before WTO)與ExportTariff 2001 的交乘項，考察家庭在政策沖擊之前一年是否存在預(yù)期效應(yīng)。若得到上述變量的系數(shù)顯著，則表明家庭在政策沖擊之前對該政策存在預(yù)期效應(yīng)。檢驗結(jié)果表明，ExportTariff 2001×One year before WTO 的估計系數(shù)在統(tǒng)計上并不顯著，且核心解釋變量的估計系數(shù)依舊穩(wěn)健。由此可知，加入WTO 這一政策沖擊發(fā)生之前家庭對該政策變動并不存在顯著的預(yù)期效應(yīng)。

4. 考慮其他因素的干擾

為了檢驗估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文也考慮了其他因素的干擾，具體如下：①鑒于基準(zhǔn)回歸中沒有引入控制變量，本文在此處引入了一系列家庭特征變量，包括戶主年齡(age)、戶主受教育程度(education)、戶主性別(gender)、家庭規(guī)模(family_size)、家庭是否有房(house_possession)、家庭可支配收入(ln_disposable)、家庭就業(yè)人口占比(employed_ratio)和家庭退休人口占比(retired_ratio)，估計結(jié)果非常穩(wěn)健。②中國“入世”之后會面臨兩種類型的關(guān)稅變動沖擊：一方面，“入世”之后中國商品出口到其他國家和地區(qū)時能夠享受最惠國待遇，即外部關(guān)稅減讓；另一方面，中國按照承諾大幅度削減進(jìn)口關(guān)稅，即進(jìn)口關(guān)稅削減沖擊。為避免這一進(jìn)口自由化沖擊的干擾，借鑒Dai 等(2021)、劉鎧豪等(2022)的做法，本文構(gòu)造進(jìn)口關(guān)稅削減指標(biāo)如下：

在(5)式中，c 表示城市，t 表示年份，j 表示行業(yè)，T ariff表示行業(yè)j 在t 年的關(guān)稅稅率，精確到4 分位水平。L表示2001 年c 城市j 行業(yè)的勞動力數(shù)量，L表示2001 年c 城市的勞動力數(shù)量。從(5)式可以看出，城市層面的進(jìn)口關(guān)稅水平是行業(yè)層面進(jìn)口關(guān)稅水平的加權(quán)平均，權(quán)重是j 行業(yè)勞動力數(shù)量在初始年份(2001 年)占c 城市勞動力總量的份額。基于此，本文在基準(zhǔn)回歸中引入進(jìn)口關(guān)稅削減指標(biāo)，估計結(jié)果依舊穩(wěn)健。

5. 安慰劑檢驗

為了排除外部關(guān)稅減讓對家庭消費的促進(jìn)作用受到其他非觀測遺漏變量的干擾，本文還進(jìn)行了安慰劑檢驗，讓核心解釋變量對被解釋變量的沖擊變得隨機(由計算機生成)，再使該隨機過程重復(fù)500 次。通過繪制估計值的概率密度圖可以發(fā)現(xiàn)，隨機處理后的估計系數(shù)并不顯著且均聚集在零附近，而基準(zhǔn)回歸的估計系數(shù)位于整個分布之外，這說明隨機生成的政策沖擊沒有影響，反推出外部關(guān)稅減讓沖擊對家庭消費的促進(jìn)作用是真實存在的。

6. 更換樣本

為了檢驗估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文對研究樣本進(jìn)行如下更換：①在我國，直轄市的行政等級與省級等同，高于地級市，行政等級的不同可能會導(dǎo)致外部關(guān)稅減讓沖擊對家庭消費的影響不同。因此，本文對剔除四個直轄市之后的樣本進(jìn)行重新回歸，估計結(jié)果非常穩(wěn)??；自治州的行政地位與地級市相同，是我國在少數(shù)民族聚居地設(shè)立的地級民族自治地方，與地級市相比，享有很高的自我管理權(quán)，這一顯著差異也可能會導(dǎo)致外部關(guān)稅減讓沖擊對家庭消費的影響不同。因此，本文對剔除自治州之后的樣本進(jìn)行重新回歸，估計結(jié)果同樣非常穩(wěn)??；此外，本文還對同時剔除直轄市和自治州的樣本進(jìn)行回歸，估計結(jié)果依舊非常穩(wěn)健。②在本文的研究樣本中，并非所有的樣本城市在1997—2009 年持續(xù)存在，為了避免可能存在的樣本自選擇問題，我們采用1997—2009年每一年都存在的樣本城市組成一個平衡面板數(shù)據(jù)樣本并再次進(jìn)行估計，回歸結(jié)果同樣非常穩(wěn)健。③本文識別策略的一個潛在挑戰(zhàn)是外部關(guān)稅減讓沖擊對勞動力在城市間的流動產(chǎn)生顯著影響。例如，如果一個城市受到的外部關(guān)稅減讓沖擊較大，對勞動力市場條件(包括就業(yè)和工資水平等)產(chǎn)生積極影響，其他城市的部分勞動力更愿意遷移到該城市，那么該部分勞動力群體所在的家庭也有可能隨之遷移到該城市，這意味著該城市的家庭消費支出增長相對較快可能是由于勞動力(及其家庭)遷移到該城市過程中引致的研究對象“組成效應(yīng)”所導(dǎo)致的。鑒于城鎮(zhèn)住戶調(diào)查的問卷中有“何時來本市鎮(zhèn)居住？”這一問題，我們剔除了2001 年之后遷移到本市鎮(zhèn)的樣本群體，即只保留自2001 年起一直居住在同一城市的樣本群體，以消除人口流動可能導(dǎo)致的估計偏誤。采用剔除流動人口這一群體之后的樣本重新回歸，估計結(jié)果仍然非常穩(wěn)健。

（三）潛在的影響機制分析

為了系統(tǒng)全面地探討外部關(guān)稅減讓沖擊影響家庭消費的渠道和路徑，本文從微觀層面的家庭收入水平、宏觀層面的收入不平等程度和物價水平三個視角進(jìn)行了詳細(xì)探討。

第一，微觀層面上，本文試圖探討外部關(guān)稅減讓沖擊是否通過影響家庭收入水平進(jìn)而影響家庭消費。關(guān)于家庭收入水平，本文選取的衡量指標(biāo)為家庭總收入(ln_hincome)和家庭可支配收入(ln_disposable)。當(dāng)采用家庭總收入作為衡量指標(biāo)時，具體分析如下：首先，如表3.1 的第(1)列所示，我們首先證實了外部關(guān)稅減讓沖擊增加了家庭總收入。然后，本文在基準(zhǔn)回歸中引入ExportTariff 2001×WTO×ln_hincome這一“三重交乘項”，回歸結(jié)果表明，ExportTariff 2001×WTO×ln_hincome 這一“三重交乘項”的估計結(jié)果的符號與ExportTariff 2001×WTO 的符號一致。因此，ExportTariff 2001×WTO 對家庭消費的凈影響取決于其本身的影響與ExportTariff 2001×WTO×ln_hincome 的影響之和。例如，假定ExportTariff 2001×WTO 本身對家庭消費的影響是1，ExportTariff 2001×WTO×ln_hincome 對家庭消費的影響是(與保持同號)，那么ExportTariff 2001×WTO 對家庭消費的凈影響為+× ln_hincome 。由于表3.1的第(1)列已經(jīng)證實了外部關(guān)稅減讓沖擊對家庭總收入的正向影響，那么ExportTariff 2001×WTO 對ln_hincome 的正向影響會使得+× ln_hincome 所對應(yīng)的影響更大。當(dāng)采用家庭可支配收入作為衡量指標(biāo)時，如表3.2 所示，分析過程完全一致。因此，外部關(guān)稅減讓沖擊通過提高家庭收入水平進(jìn)而影響家庭消費，說明家庭收入水平是外部關(guān)稅減讓影響家庭消費的路徑之一，驗證了假說1。

表3.1 影響機制：家庭收入水平(家庭總收入)

表3.2 影響機制：家庭收入水平(家庭可支配收入)

第二，宏觀層面上，本文試圖探討外部關(guān)稅減讓沖擊是否通過影響收入不平等程度進(jìn)而影響家庭消費。關(guān)于收入不平等程度，本文選取的衡量指標(biāo)為家庭總收入的泰爾指數(shù)(theil_hincome)和家庭可支配收入的泰爾指數(shù)(theil_disposable)。當(dāng)采用家庭總收入的泰爾指數(shù)作為衡量指標(biāo)時，具體分析如下：首先，如表4.1 的第(1)列所示，我們首先證實了外部關(guān)稅減讓沖擊降低了家庭總收入的泰爾指數(shù)。然后，本文在基準(zhǔn)回歸中引入ExportTariff 2001×WTO×theil_hincome 這一“三重交乘項”，回歸結(jié)果表明，ExportTariff 2001×WTO×theil_hincome 這一“三重交乘項”的估計結(jié)果的符號與ExportTariff 2001×WTO 的符號相反。因此，ExportTariff 2001×WTO 對家庭消費的凈影響取決于其本身的影響與ExportTariff 2001×WTO×theil_hincome 的影響之和。例如，假定ExportTariff 2001×WTO 本身對家庭消費的影響是，ExportTariff 2001×WTO×theil_hincome 對家庭消費的影響是(與符號相反)，那么ExportTariff 2001×WTO 對家庭消費的凈影響為+× theil_hincome 。由于表4.1 的第(1)列已經(jīng)證實了外部關(guān)稅減讓沖擊對泰爾指數(shù)的負(fù)向影響，那么ExportTariff 2001×WTO 對theil_hincome 的負(fù)向影響會使得+× theil_hincome 所對應(yīng)的影響更大。當(dāng)采用家庭可支配收入的泰爾指數(shù)作為衡量指標(biāo)時，如表4.2 所示，分析過程完全一致。因此，外部關(guān)稅減讓沖擊通過降低收入不平等程度進(jìn)而影響家庭消費，說明收入不平等程度是外部關(guān)稅減讓影響家庭消費的路徑之一，驗證了假說2。

表4.1 影響機制：收入不平等程度(家庭總收入的泰爾指數(shù))

表4.2 影響機制：收入不平等程度(家庭可支配收入的泰爾指數(shù))

第三，宏觀層面上，本文試圖探討外部關(guān)稅減讓沖擊是否通過影響物價水平進(jìn)而影響家庭消費。關(guān)于物價水平，本文選取的衡量指標(biāo)為食品和飲料類Fisher 價格指數(shù)(fpi_food)、衣著服飾類Fisher 價格指數(shù)(fpi_cloth)和家庭設(shè)備用品類Fisher 價格指數(shù)(fpi_device)。當(dāng)采用食品和飲料類Fisher 價格指數(shù)作為衡量指標(biāo)時，具體分析如下：首先，如表5.1 的第(1)列所示，我們首先證實了外部關(guān)稅減讓沖擊提高了食品和飲料類Fisher 價格指數(shù)。然后，本文在基準(zhǔn)回歸中引入ExportTariff 2001×WTO×fpi_food這一“三重交乘項”。第(2)～(3)列的回歸結(jié)果表明，ExportTariff 2001×WTO×fpi_food 這一“三重交乘項”的估計結(jié)果在統(tǒng)計上顯著，并且估計結(jié)果的符號與ExportTariff 2001×WTO 的符號一致。因此，ExportTariff 2001×WTO 對家庭消費支出的凈影響取決于其本身的促進(jìn)作用與ExportTariff 2001×WTO×fpi_food 的促進(jìn)作用之和。例如，假定ExportTariff 2001×WTO 本身對家庭消費支出的促進(jìn)作用是(＞0)，ExportTariff 2001×WTO×fpi_food 對家庭消費支出的促進(jìn)作用是(＞0)，那么ExportTariff 2001×WTO 對家庭消費支出的凈影響為+× fpi_food 。由于表5.1 的第(1)列已經(jīng)證實了外部關(guān)稅減讓沖擊對食品和飲料類Fisher 價格指數(shù)的正向影響，那么ExportTariff 2001×WTO 對fpi_food 的正向影響會使得+× fpi_food 所對應(yīng)的促進(jìn)作用更大。而表5.1 的第(5)～(7)列的回歸結(jié)果表明，ExportTariff 2001×WTO×fpi_food 這一“三重交乘項”的估計結(jié)果在統(tǒng)計上顯著，并且估計結(jié)果的符號與ExportTariff 2001×WTO 的符號相反。因此，ExportTariff 2001×WTO 對家庭消費結(jié)構(gòu)的凈影響取決于其本身的影響與ExportTariff 2001×WTO×fpi_food 的影響之和。由于表5.1 的第(1)列已經(jīng)證實了外部關(guān)稅減讓沖擊對食品和飲料類Fisher 價格指數(shù)的正向影響，那么ExportTariff 2001×WTO 對fpi_food 的正向影響會使得生存型消費支出占比上升、發(fā)展型消費支出占比和享樂型消費支出占比下降，從而不利于家庭消費結(jié)構(gòu)的升級。

表5.1 影響機制：物價水平(食品和飲料類Fisher價格指數(shù))

當(dāng)采用衣著服飾類Fisher 價格指數(shù)作為衡量指標(biāo)時，具體分析如下：首先，如表5.2 的第(1)列所示，我們首先證實了外部關(guān)稅減讓沖擊提高了衣著服飾類Fisher 價格指數(shù)。然后，本文在基準(zhǔn)回歸中引入ExportTariff 2001×WTO×fpi_cloth 這一“三重交乘項”。第(2)～(3)列的回歸結(jié)果表明，ExportTariff 2001×WTO×fpi_cloth 這一“三重交乘項”的估計結(jié)果在統(tǒng)計上顯著，并且估計結(jié)果的符號與ExportTariff 2001×WTO 的符號一致。因此，ExportTariff 2001×WTO 對家庭消費支出的凈影響取決于其本身的促進(jìn)作用與ExportTariff 2001×WTO×fpi_cloth 的促進(jìn)作用之和。例如，假定ExportTariff2001×WTO 本身對家庭消費支出的促進(jìn)作用是(＞0)，ExportTariff 2001×WTO×fpi_cloth 對家庭消費支出的促進(jìn)作用是(＞0)，那么ExportTariff 2001×WTO 對家庭消費支出的凈影響為+× fpi_cloth。由于表5.2 的第(1)列已經(jīng)證實了外部關(guān)稅減讓沖擊對衣著服飾類Fisher 價格指數(shù)的正向影響，那么ExportTariff 2001×WTO 對fpi_cloth 的正向影響會使得+× fpi_cloth 所對應(yīng)的促進(jìn)作用更大。而表5.2 的第(5)～(7)列的回歸結(jié)果表明，ExportTariff 2001×WTO×fpi_cloth 這一“三重交乘項”的估計結(jié)果在統(tǒng)計上均不顯著，所以并未對家庭消費結(jié)構(gòu)產(chǎn)生實質(zhì)性影響。

表5.2 影響機制：物價水平(衣著服飾類Fisher價格指數(shù))

當(dāng)采用家庭設(shè)備用品類Fisher 價格指數(shù)作為衡量指標(biāo)時，具體分析如下：首先，如表5.3 的第(1)列所示，我們首先證實了外部關(guān)稅減讓沖擊提高了家庭設(shè)備用品類Fisher 價格指數(shù)。然后，本文在基準(zhǔn)回歸中引入ExportTariff 2001×WTO×fpi_device 這一“三重交乘項”。第(2)～(3)列的回歸結(jié)果表明，ExportTariff 2001×WTO×fpi_device 這一“三重交乘項”的估計結(jié)果在統(tǒng)計上顯著，并且估計結(jié)果的符號與ExportTariff 2001×WTO 的符號一致。因此，ExportTariff 2001×WTO 對家庭消費支出的凈影響取決于其本身的促進(jìn)作用與ExportTariff 2001×WTO×fpi_device 的促進(jìn)作用之和。例如，假定ExportTariff 2001×WTO 本身對家庭消費支出的促進(jìn)作用是(＞0)，ExportTariff 2001×WTO ×fpi_device 對家庭消費支出的促進(jìn)作用是(＞0)，那么ExportTariff 2001×WTO 對家庭消費支出的凈影響為+× fpi_device。由于表5.3 的第(1)列已經(jīng)證實了外部關(guān)稅減讓沖擊對家庭設(shè)備用品類Fisher 價格指數(shù)的正向影響，那么 ExportTariff 2001 × WTO 對 fpi_device 的正向影響會使得+× fpi_device所對應(yīng)的促進(jìn)作用更大。對平均消費傾向的分析過程則相反，此處不再贅述。而表5.3 的第(5)列和第(7)列的回歸結(jié)果表明，ExportTariff 2001×WTO×fpi_device 這一“三重交乘項”的估計結(jié)果在統(tǒng)計上顯著，且估計結(jié)果的符號與ExportTariff 2001×WTO 的符號一致。因此，ExportTariff 2001×WTO 對家庭消費結(jié)構(gòu)的凈影響取決于其本身的影響與ExportTariff 2001×WTO×fpi_device 的影響之和。由于表5.3 的第(1)列已經(jīng)證實了外部關(guān)稅減讓沖擊對家庭設(shè)備用品類Fisher 價格指數(shù)的正向影響，那么ExportTariff 2001×WTO 對fpi_device 的正向影響會使得生存型消費支出占比下降、享樂型消費支出占比上升，從而促進(jìn)了家庭消費結(jié)構(gòu)的升級。綜上所述，外部關(guān)稅減讓沖擊通過提高物價水平進(jìn)而影響家庭消費，說明物價水平是外部關(guān)稅減讓影響家庭消費的路徑之一，驗證了假說3。

表5.3 影響機制：物價水平(家庭設(shè)備用品類Fisher價格指數(shù))

（四）異質(zhì)性檢驗①限于篇幅，本文并未匯報“異質(zhì)性檢驗”部分的估計結(jié)果，留存?zhèn)渌鳌?/h3>

通過前文的實證分析，我們得到的基本結(jié)論是，外部關(guān)稅減讓沖擊促進(jìn)了家庭消費，并對潛在的作用路徑進(jìn)行了探究。值得注意的是，上文的估計實際上是建立在均值回歸模型的計量框架之上，所以本質(zhì)上揭示的是外部關(guān)稅減讓沖擊對家庭消費的平均影響效應(yīng)，進(jìn)而可能掩蓋了家庭的異質(zhì)性反應(yīng)以及不同地區(qū)的差異性影響。為了全面認(rèn)識外部關(guān)稅減讓與家庭消費之間的異質(zhì)性關(guān)系，本文將從不同維度進(jìn)行大量的異質(zhì)性檢驗，具體如下：

1. 不同地區(qū)：東部與中西部

現(xiàn)有研究表明，各地區(qū)距離沿海越遠(yuǎn)，貿(mào)易自由化的傳遞效應(yīng)(包括對各地區(qū)價格水平、工資水平的影響)越弱(施炳展和張夏，2017)。鑒于物價水平和工資水平是影響家庭消費的兩個渠道，那么不禁要問：外部關(guān)稅減讓沖擊對家庭消費的影響在東部地區(qū)和中西部地區(qū)之間是否存在明顯差異呢？估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，平均而言，外部關(guān)稅減讓對東部地區(qū)家庭消費的邊際影響更大，說明各地區(qū)距離沿海越遠(yuǎn)，外部關(guān)稅減讓的傳遞效應(yīng)(包括對各地區(qū)價格水平、工資水平的影響)越弱，這與施炳展和張夏(2017)的研究結(jié)論不謀而合。因此，外部關(guān)稅減讓沖擊對家庭消費的影響在東部和中西部地區(qū)之間存在一定的地理差異。

2. 不同地區(qū)：市場化程度較高地區(qū)與市場化程度較低地區(qū)

現(xiàn)有研究表明，市場結(jié)構(gòu)會影響關(guān)稅削減的傳遞效果(Han 等，2016)。鑒于此，同樣在地理維度層面，我們還考察了外部關(guān)稅減讓對家庭消費的影響是否會隨著市場化程度的不同而存在差異。為了探究這一問題，借鑒樊綱等(2011)的市場化指數(shù)來衡量地方市場化程度，然后基于市場化指數(shù)中位數(shù)將樣本分為市場化程度較高地區(qū)和市場化程度較低地區(qū)兩個組別進(jìn)行分組檢驗。估計結(jié)果表明，平均而言，外部關(guān)稅減讓對家庭消費的邊際影響在市場化程度較高地區(qū)相對較大。究其原因，可以從兩個方面進(jìn)行解釋：一方面，市場化程度較高地區(qū)大多集中在東部地區(qū)，可以用上文所述的“東部和中西部地區(qū)之間影響差異”來解釋“市場化程度較高地區(qū)和市場化程度較低地區(qū)之間的影響差異”。另一方面，相對于市場化程度較低地區(qū)而言，在市場化程度較高地區(qū)，較為激烈的市場競爭通過降低出口品的加成率和配送成本使得“出口量的增加幅度”更接近于“外部關(guān)稅減讓引致的外部需求”，進(jìn)而對工資水平和物價水平的影響相對較大，從而對家庭消費的邊際影響更大。因此，外部關(guān)稅減讓沖擊對家庭消費的影響會隨著市場化程度的不同而存在顯著差異。

3. 家庭是否有房：有房家庭與無房家庭

現(xiàn)有研究指出，對于無房者而言，房產(chǎn)是一種需求剛性的準(zhǔn)吉芬商品，其價格提高會擠占居民的其他消費需求，進(jìn)而對消費產(chǎn)生抑制作用(洪濤，2006)。那么，當(dāng)家庭的房屋產(chǎn)權(quán)存在差異時，外部關(guān)稅減讓對家庭消費的影響是否存在顯著差異呢？我們按照房屋產(chǎn)權(quán)將樣本分為有房家庭和無房家庭兩個組別進(jìn)行分組回歸。估計結(jié)果顯示，與有房家庭相比，外部關(guān)稅減讓對無房家庭的邊際影響相對更大?？赡艿慕忉屖?，房產(chǎn)這種準(zhǔn)吉芬商品對無房家庭的消費需求具有較強的抑制作用，面對外部關(guān)稅減讓沖擊帶來的工資效應(yīng)，這一抑制作用會在一定程度上被緩解，從而有助于釋放無房家庭的消費需求。因此，外部關(guān)稅減讓沖擊對家庭消費的影響會由于家庭是否有房而存在顯著差異。

4. 家庭成員就業(yè)部門：家庭成員中無貿(mào)易部門就業(yè)者與家庭成員中有貿(mào)易部門就業(yè)者

流轉(zhuǎn)稅對出口貿(mào)易的影響在不同行業(yè)之間存在一定的差異(劉鎧豪和王雪芳，2020)，而關(guān)稅作為流轉(zhuǎn)稅的主要稅種之一，現(xiàn)有研究表明，進(jìn)口關(guān)稅削減對工資增長的負(fù)面影響在可貿(mào)易部門和不可貿(mào)易部門之間存在一定的差異：相比于不可貿(mào)易部門，該負(fù)面影響對于可貿(mào)易部門而言相對較大(戴覓等，2019)。那么，當(dāng)家庭成員所從事工作的行業(yè)不同而導(dǎo)致家庭成員就業(yè)結(jié)構(gòu)存在差異時，外部關(guān)稅減讓對家庭消費的影響是否存在顯著差異呢？我們按照家庭成員所從事工作的行業(yè)將樣本劃分為家庭成員中無貿(mào)易部門就業(yè)者的家庭和家庭成員中有貿(mào)易部門就業(yè)者的家庭兩個組別進(jìn)行分組回歸。估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，與家庭成員中無貿(mào)易部門就業(yè)者的家庭相比，外部關(guān)稅減讓對家庭成員中有貿(mào)易部門就業(yè)者的家庭的邊際影響相對更大?？赡艿慕忉屖?，相比于不可貿(mào)易部門，外部關(guān)稅減讓對工資增長的正向影響對于可貿(mào)易部門而言相對較大，這與戴覓等(2019)的研究結(jié)論不謀而合。因此，外部關(guān)稅減讓沖擊對家庭消費的影響會由于家庭成員就業(yè)部門的不同而存在顯著差異。

5. 家庭收入結(jié)構(gòu)：家庭收入中工資收入占比較高與家庭收入中工資收入占比較低

如前文所述，現(xiàn)有研究已經(jīng)廣泛證實了關(guān)稅削減對工資收入水平的影響。那么，當(dāng)家庭收入中工資收入占比不同而導(dǎo)致家庭收入結(jié)構(gòu)存在差異時，外部關(guān)稅減讓對家庭消費的影響是否存在顯著差異呢？本文按照家庭收入中工資收入占比的中位數(shù)將樣本劃分為家庭收入中工資收入占比較高的家庭和家庭收入中工資收入占比較低的家庭兩個組別進(jìn)行分組回歸。估計結(jié)果表明，與家庭收入中工資收入占比較低的家庭相比，外部關(guān)稅減讓對家庭收入中工資收入占比較高的家庭的邊際影響相對更大，可能的解釋是，家庭收入中工資收入占比越高，外部關(guān)稅減讓沖擊的工資效應(yīng)對其家庭收入產(chǎn)生的正向沖擊就越大，從而對家庭消費的邊際影響也越大。因此，外部關(guān)稅減讓沖擊對家庭消費的影響會由于家庭收入結(jié)構(gòu)的不同而存在顯著差異。

五、結(jié)論與政策建議

鑒于目前尚未有文獻(xiàn)基于家庭層面的微觀數(shù)據(jù)探討外部關(guān)稅減讓如何影響家庭消費這一極具現(xiàn)實意義的話題，本文基于1997—2009 年城鎮(zhèn)住戶調(diào)查(UHS)微觀數(shù)據(jù)，采用雙重差分法識別了外部關(guān)稅減讓對家庭消費的影響。研究發(fā)現(xiàn)：外部關(guān)稅減讓促進(jìn)了家庭消費支出的增長和家庭人均消費支出的增長，降低了平均消費傾向，并促進(jìn)了家庭消費結(jié)構(gòu)升級(使得生存型消費支出占比下降、發(fā)展型消費支出占比和享樂型消費支出占比上升)。該結(jié)論在替換核心解釋變量、預(yù)期效應(yīng)檢驗、考慮其他因素的干擾、安慰劑檢驗、更換樣本等條件下依舊穩(wěn)健。潛在的影響機制分析發(fā)現(xiàn)，外部關(guān)稅減讓通過影響家庭收入水平、收入不平等程度和物價水平三個路徑進(jìn)而影響了家庭消費。并且，外部關(guān)稅減讓對家庭消費的影響在不同地區(qū)(東部和中西部；市場化程度較低地區(qū)和市場化程度較高地區(qū))、不同房屋產(chǎn)權(quán)的家庭(有房家庭和無房家庭)、不同就業(yè)部門的家庭(家庭成員中無貿(mào)易部門就業(yè)者和家庭成員中有貿(mào)易部門就業(yè)者)和不同收入結(jié)構(gòu)的家庭(家庭收入中工資收入占比較高和家庭收入中工資收入占比較低)之間存在一定的差異?；诖?，在加快實施自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略、外部關(guān)稅不斷減讓的背景下，為了盡可能地發(fā)揮“外部關(guān)稅減讓對家庭消費的促進(jìn)作用”、實現(xiàn)“建立擴大消費需求長效機制”“完善促進(jìn)消費的體制機制，增強消費對經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)性作用”的宏觀政策目標(biāo)，本文的政策建議如下：

① 加快“正在談判的自貿(mào)區(qū)”的相關(guān)進(jìn)程，商談自貿(mào)協(xié)定時切實推進(jìn)雙邊關(guān)稅減讓安排，盡早完成自貿(mào)協(xié)定談判，可以進(jìn)一步發(fā)揮外部關(guān)稅減讓對家庭消費的促進(jìn)作用，從而有助于實現(xiàn)“建立擴大消費需求長效機制”“完善促進(jìn)消費的體制機制，增強消費對經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)性作用”的宏觀政策目標(biāo)。本文的實證分析發(fā)現(xiàn)，外部關(guān)稅減讓可以促進(jìn)家庭消費。目前，中國“正在談判的自貿(mào)區(qū)”多達(dá)10 個，包括中日韓自由貿(mào)易區(qū)、中國-斯里蘭卡自由貿(mào)易區(qū)、中國-以色列自由貿(mào)易區(qū)、中國-挪威自由貿(mào)易區(qū)、中國-巴拿馬自由貿(mào)易區(qū)和中國-巴勒斯坦自由貿(mào)易區(qū)等。因此，盡早完成自貿(mào)協(xié)定談判并落實雙邊關(guān)稅減讓安排，是發(fā)揮外部關(guān)稅減讓對家庭消費的促進(jìn)作用、實現(xiàn)“建立擴大消費需求長效機制”的有效路徑。

② 在“一帶一路”倡議不斷深入的背景下，通過自貿(mào)協(xié)定讓“一帶一路”朋友圈更緊密，建立一個輻射“一帶一路”、面向全球的高標(biāo)準(zhǔn)自貿(mào)區(qū)網(wǎng)絡(luò)，可以在一定程度上發(fā)揮外部關(guān)稅減讓對家庭消費的促進(jìn)作用，從而有助于刺激消費、拉動內(nèi)需、彰顯消費“主引擎”作用。本文的研究結(jié)論表明，外部關(guān)稅減讓可以促進(jìn)家庭消費?！耙粠б宦贰背h的不斷深入使得沿線國家與中國陸續(xù)或談判或簽署或升級自貿(mào)協(xié)定，進(jìn)而有助于進(jìn)一步下調(diào)外部關(guān)稅并促進(jìn)家庭消費。因此，切實推進(jìn)自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略與“一帶一路”倡議更有效結(jié)合，是在加快構(gòu)建雙循環(huán)新發(fā)展格局戰(zhàn)略背景下統(tǒng)籌利用好國內(nèi)國外兩個市場、刺激消費并拉動內(nèi)需增長的重要引擎。