城镇化影响商贸流通业发展的金融门槛效应研究

蔡静宜

内容摘要：本文认为城镇化发展会通过创造大量消费需求进而带动商贸流通业的快速发展，但是，城镇化影响商贸流通业发展的作用并非呈现线性关系。基于1997-2016年我国的省级面板数据，本文利用分组回归、交互项回归和门槛回归方法实证检验了城镇化影响商贸流通业发展的非线性关系。结论表明，城镇化影响商贸流通业发展存在一个金融发展门槛，只有当金融发展处于较高水平时，城镇化才能够促进商贸流通业发展，而且隨着金融发展水平的提高，城镇化促进商贸流通业发展的作用会越强。

关键词：城镇化 商贸流通业 金融发展

引言

城镇化过程中，逐步扩大的消费市场以及加速流动的要素，不断催生了对商贸流通业的需求。因此，城镇化发展会对商贸流通业发展产生巨大的刺激作用。同时，金融发展的规模扩大为城镇化发展提供了资金支持，也为商贸流通业发展提供了支撑，因此，金融发展会和城镇化交互影响商贸流通业的发展。本文主要集中于研究城镇化和金融发展的交互影响对商贸流通业发展的作用，从而识别城镇化与商贸流通业发展之间的非线性关系。

模型设定与数据说明

（一）交互项模型

前文分析表明，金融发展可能是城镇化与商贸流通业发展之间呈现非线性关系的关键点。为了验证这一假设，需要利用专门的实证方法来验证。关于非线性关系验证的方法，主要有交互项模型和面板门槛模型。两者的区别在于，交互项模型并不能清楚识别城镇化影响商贸流通业发展具体在金融发展的哪个点发生结构突变。而面板门槛模型通过搜索金融发展门槛值，可以清楚识别结构突变的具体值。因此，本文建立交互项模型和面板门槛模型来验证两者之间的非线性关系。交互项模型如下：

wlit=γi+β0urbit+β1urbit×feit+Xit+εit

（二）面板门槛模型

为精确识别城镇化影响商贸流通业发展的门槛效应，本文设定面板门槛模型如下：

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

在这一模型中，urb为独立的解释变量，fe为相关解释变量，I（·）为指示函数，表示当门槛变量值超过某个门限值时，模型相关变量的变化关系。被解释变量wlit为商贸流通业发展支出占GDP的比重，门限变量为金融发展变量，Xit为一系列控制变量，包括产业结构（strf）、基础设施（inf）、技术创新（cx）、对外开放（open）、财政支出（cz）和外商直接投资（wz）。

（三）数据说明

本文被解释变量为商贸流通业发展，利用商贸流通业发展支出占GDP的比重衡量，城镇化（urb）指标利用城镇人口占总人口的比重衡量。门槛变量为金融发展（fe）用存贷款余额占GDP的比重衡量。产业结构（strf）利用第二产业产值占GDP的比重表示。技术创新（cx）变量，用每万人专利数衡量，基础设施（inf）用每万人公路里程表示，对外开放（open）用进出口总额占GDP的比重度量，财政支出（cz）用政府财政支出占GDP的比重度量，外商直接投资（wz）用直接利用外资金额占GDP的比重度量。所有数据来自1998-2017年《中国统计年鉴》，数据区间为1997-2016年，包含全国30个省市自治区。表1为主要变量的描述性统计。

实证结果及分析

（一）分组回归分析

表2分组回归结果表明，低金融发展水平下，城镇化对商贸流通业发展具有不显著正向影响；中等金融发展水平下，城镇化显著促进了商贸流通业发展；当金融发展水平处于较高水平时，城镇化显著促进了商贸流通业发展，且促进作用进一步增强。这一结果表明在不同金融发展水平下，城镇化影响商贸流通业发展的作用存在显著差异，初步表明非线性关系存在。下文将进一步利用交互项模型识别这一关系。

（二）交互项模型回归

基于分组回归发现非线性关系存在的可能性，为此，进一步利用城镇化与金融发展的交互来验证。表3结果表明，交互项系数显著为正，表明金融发展会强化城镇化影响商贸流通业发展的作用，从而存在交互影响。通过运用OLS方法、固定效应方法和随机效应方法，均验证了这一交互效应的存在性。

（三）分地区回归

在上述交互项模型分析的基础上，本节进一步研究交互效应存在的区域差异，看是否不同区域之间同样存在这一非线性关系。表4结果表明，不同区域间交互项系数均显著为正，说明东中西部地区金融发展水平的提升均能强化城镇化影响商贸流通业发展的作用。这一结果表明金融发展对商贸流通业发展的重要意义，金融发展不仅能够直接促进商贸流通业发展，还能通过促进城镇化水平提高来间接实现商贸流通业发展升级。

（四）门槛模型回归

门槛值检验。从上述模型分析过程来看，其对非线性关系的识别还存在较大主观性，因为并不能清楚知道城镇化影响商贸流通业发展非线性关系的变化节点，也就是当金融发展水平处于什么值时，城镇化影响商贸流通业发展的作用会发生变化。因此，需要利用能够精确识别非线性关系变化节点的门槛模型来进一步检验。

首先，需要搜索门槛值，通过利用Boootstrap方法搜索门槛值节点，对全样本和分地区样本分别进行了门槛值检验，结果如表5所示。结果表明全样本中，金融发展存在一个门槛值，为4.485。东部地区存在三个门槛值，分别为4.441、4.568和5.137；中部地区存在两个门槛值，分别为4.330和5.175；西部地区存在一个门槛值，为4.521。基于上述门槛值检验结果，本文进一步分析当处于不同金融发展门槛值的情况下，城镇化影响商贸流通业发展的差异。

门槛回归。表6结果表明，从全样本来看，东部地区回归结果表明，当金融发展处于低水平时，城镇化显著抑制了商贸流通业发展；当金融发展跨越门槛值时，城镇化显著促进了商贸流通业发展；当金融发展处于较低水平时，城镇化反而抑制了商贸流通业发展；当金融发展水平高于第一个门槛值低于第二个门槛值时，城镇化开始不显著地促进了商贸流通业发展；当金融发展跨越第二个门槛值和第三个门槛值时，城镇化开始显著促进商贸流通业发展，且随着金融发展水平的提高，城镇化促进商贸流通业发展的作用越强。东中西部地区回归结果同样表明，低金融发展水平下城镇化影响商贸流通业发展的作用均不显著；当金融发展水平较高时，城镇化才能显著促进商贸流通业发展，且金融发展会逐渐强化城镇化促进商贸流通业发展的作用。

结论

本文利用我国30个省市自治区1997-2016年的面板数据，实证检验了城镇化影响商贸流通业发展的金融发展门槛。本文结论发现，金融发展和城镇化之间对商贸流通业发展的影响存在交互影响，金融发展会强化城镇化促进商贸流通业发展的作用。当金融发展处于低水平时，城镇化对商贸流通业发展的影响不再显著，只有当金融发展水平较高时，城镇化才能促进商贸流通业发展，且金融发展水平越高，城镇化促进商贸流通业发展的作用越强。

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