城鎮化影響商貿流通業發展的金融門檻效應研究

蔡靜宜

內容摘要：本文認為城鎮化發展會通過創造大量消費需求進而帶動商貿流通業的快速發展，但是，城鎮化影響商貿流通業發展的作用并非呈現線性關系。基于1997-2016年我國的省級面板數據，本文利用分組回歸、交互項回歸和門檻回歸方法實證檢驗了城鎮化影響商貿流通業發展的非線性關系。結論表明，城鎮化影響商貿流通業發展存在一個金融發展門檻，只有當金融發展處于較高水平時，城鎮化才能夠促進商貿流通業發展，而且隨著金融發展水平的提高，城鎮化促進商貿流通業發展的作用會越強。

關鍵詞：城鎮化 商貿流通業 金融發展

引言

城鎮化過程中，逐步擴大的消費市場以及加速流動的要素，不斷催生了對商貿流通業的需求。因此，城鎮化發展會對商貿流通業發展產生巨大的刺激作用。同時，金融發展的規模擴大為城鎮化發展提供了資金支持，也為商貿流通業發展提供了支撐，因此，金融發展會和城鎮化交互影響商貿流通業的發展。本文主要集中于研究城鎮化和金融發展的交互影響對商貿流通業發展的作用，從而識別城鎮化與商貿流通業發展之間的非線性關系。

模型設定與數據說明

（一）交互項模型

前文分析表明，金融發展可能是城鎮化與商貿流通業發展之間呈現非線性關系的關鍵點。為了驗證這一假設，需要利用專門的實證方法來驗證。關于非線性關系驗證的方法，主要有交互項模型和面板門檻模型。兩者的區別在于，交互項模型并不能清楚識別城鎮化影響商貿流通業發展具體在金融發展的哪個點發生結構突變。而面板門檻模型通過搜索金融發展門檻值，可以清楚識別結構突變的具體值。因此，本文建立交互項模型和面板門檻模型來驗證兩者之間的非線性關系。交互項模型如下：

wlit=γi+β0urbit+β1urbit×feit+Xit+εit

（二）面板門檻模型

為精確識別城鎮化影響商貿流通業發展的門檻效應，本文設定面板門檻模型如下：

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

在這一模型中，urb為獨立的解釋變量，fe為相關解釋變量，I（·）為指示函數，表示當門檻變量值超過某個門限值時，模型相關變量的變化關系。被解釋變量wlit為商貿流通業發展支出占GDP的比重，門限變量為金融發展變量，Xit為一系列控制變量，包括產業結構（strf）、基礎設施（inf）、技術創新（cx）、對外開放（open）、財政支出（cz）和外商直接投資（wz）。

（三）數據說明

本文被解釋變量為商貿流通業發展，利用商貿流通業發展支出占GDP的比重衡量，城鎮化（urb）指標利用城鎮人口占總人口的比重衡量。門檻變量為金融發展（fe）用存貸款余額占GDP的比重衡量。產業結構（strf）利用第二產業產值占GDP的比重表示。技術創新（cx）變量，用每萬人專利數衡量，基礎設施（inf）用每萬人公路里程表示，對外開放（open）用進出口總額占GDP的比重度量，財政支出（cz）用政府財政支出占GDP的比重度量，外商直接投資（wz）用直接利用外資金額占GDP的比重度量。所有數據來自1998-2017年《中國統計年鑒》，數據區間為1997-2016年，包含全國30個省市自治區。表1為主要變量的描述性統計。

實證結果及分析

（一）分組回歸分析

表2分組回歸結果表明，低金融發展水平下，城鎮化對商貿流通業發展具有不顯著正向影響；中等金融發展水平下，城鎮化顯著促進了商貿流通業發展；當金融發展水平處于較高水平時，城鎮化顯著促進了商貿流通業發展，且促進作用進一步增強。這一結果表明在不同金融發展水平下，城鎮化影響商貿流通業發展的作用存在顯著差異，初步表明非線性關系存在。下文將進一步利用交互項模型識別這一關系。

（二）交互項模型回歸

基于分組回歸發現非線性關系存在的可能性，為此，進一步利用城鎮化與金融發展的交互來驗證。表3結果表明，交互項系數顯著為正，表明金融發展會強化城鎮化影響商貿流通業發展的作用，從而存在交互影響。通過運用OLS方法、固定效應方法和隨機效應方法，均驗證了這一交互效應的存在性。

（三）分地區回歸

在上述交互項模型分析的基礎上，本節進一步研究交互效應存在的區域差異，看是否不同區域之間同樣存在這一非線性關系。表4結果表明，不同區域間交互項系數均顯著為正，說明東中西部地區金融發展水平的提升均能強化城鎮化影響商貿流通業發展的作用。這一結果表明金融發展對商貿流通業發展的重要意義，金融發展不僅能夠直接促進商貿流通業發展，還能通過促進城鎮化水平提高來間接實現商貿流通業發展升級。

（四）門檻模型回歸

門檻值檢驗。從上述模型分析過程來看，其對非線性關系的識別還存在較大主觀性，因為并不能清楚知道城鎮化影響商貿流通業發展非線性關系的變化節點，也就是當金融發展水平處于什么值時，城鎮化影響商貿流通業發展的作用會發生變化。因此，需要利用能夠精確識別非線性關系變化節點的門檻模型來進一步檢驗。

首先，需要搜索門檻值，通過利用Boootstrap方法搜索門檻值節點，對全樣本和分地區樣本分別進行了門檻值檢驗，結果如表5所示。結果表明全樣本中，金融發展存在一個門檻值，為4.485。東部地區存在三個門檻值，分別為4.441、4.568和5.137；中部地區存在兩個門檻值，分別為4.330和5.175；西部地區存在一個門檻值，為4.521。基于上述門檻值檢驗結果，本文進一步分析當處于不同金融發展門檻值的情況下，城鎮化影響商貿流通業發展的差異。

門檻回歸。表6結果表明，從全樣本來看，東部地區回歸結果表明，當金融發展處于低水平時，城鎮化顯著抑制了商貿流通業發展；當金融發展跨越門檻值時，城鎮化顯著促進了商貿流通業發展；當金融發展處于較低水平時，城鎮化反而抑制了商貿流通業發展；當金融發展水平高于第一個門檻值低于第二個門檻值時，城鎮化開始不顯著地促進了商貿流通業發展；當金融發展跨越第二個門檻值和第三個門檻值時，城鎮化開始顯著促進商貿流通業發展，且隨著金融發展水平的提高，城鎮化促進商貿流通業發展的作用越強。東中西部地區回歸結果同樣表明，低金融發展水平下城鎮化影響商貿流通業發展的作用均不顯著；當金融發展水平較高時，城鎮化才能顯著促進商貿流通業發展，且金融發展會逐漸強化城鎮化促進商貿流通業發展的作用。

結論

本文利用我國30個省市自治區1997-2016年的面板數據，實證檢驗了城鎮化影響商貿流通業發展的金融發展門檻。本文結論發現，金融發展和城鎮化之間對商貿流通業發展的影響存在交互影響，金融發展會強化城鎮化促進商貿流通業發展的作用。當金融發展處于低水平時，城鎮化對商貿流通業發展的影響不再顯著，只有當金融發展水平較高時，城鎮化才能促進商貿流通業發展，且金融發展水平越高，城鎮化促進商貿流通業發展的作用越強。

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