外部关税减让与家庭消费——来自中国城镇住户调查的微观证据

刘铠豪 臧旭恒 王雪芳

一、引 言

2001 年加入世界贸易组织(WTO)是我国改革开放进程中影响最深远、冲击最剧烈的事件之一，也是改革开放史上重要的里程碑。“入世”后我国出口企业充分享受多边无条件的最惠国待遇。这一外部关税减让引致的外部需求增加极大地推动了出口扩张，进而对国内的就业和工资收入产生正向影响(李胜旗和毛其淋，2018；刘铠豪等，2019；刘铠豪等，2021)，从而会在一定程度上影响家庭经济决策。对于我国的家庭而言，消费支出作为家庭经济决策的重要方面，会受到外部关税减让的影响吗？如果受到影响的话，外部关税减让通过哪些路径和渠道影响家庭消费呢？这是本文旨在探讨的核心问题。事实上，加快实施自由贸易区战略是我国新一轮对外开放的重要内容：党的十七大把自由贸易区建设上升为国家战略；党的十八大提出要加快实施自由贸易区战略；党的十九大报告中指出，中国支持多边贸易体制，促进自由贸易区建设，推动建设开放型世界经济。我国已经陆续签订了19 个自贸协定，涉及26 个国家和地区，并有中日韩自贸区等多达10 个自贸区正在谈判。此外，《区域全面经济伙伴关系协定》(RCEP)于2020 年底正式签署。根据协定，货物贸易整体开放水平达到90%以上，各成员国之间的关税减让以协议生效立即降为零关税、十年内降为零关税为主，将会有90%的商品实现零关税。中国和日本首次达成了双边关税减让安排，实现了历史性突破。因此，在加快实施自由贸易区战略、外部关税不断减让的背景下，在经济增长越来越依靠内需，特别是依靠消费的拉动作用的客观现实面前，厘清外部关税减让与家庭消费之间的关系具有重大现实意义。

需要特别说明的是，区别于现有的关于“贸易自由化所带来的家庭消费福利”这一主题的相关研究(Han 等，2016；施炳展和张夏，2017；王备和钱学锋，2020)，本文关注的是“外部关税减让”对“家庭消费行为”的影响，因为目前国内并没有相关文献探究外部关税减让如何影响中国家庭消费，该领域的空白有待填补。与本文相关的文献有两类：第一类为关于贸易自由化如何影响消费的文献。在国外研究方面，Topalova(2010)基于印度的研究表明，贸易自由化(进口关税削减)冲击抑制了人均消费支出的增长，但是这一证据来自于地区层面。在国内研究方面，周玲玲和张恪渝(2020)运用全球贸易分析模型(GTAP)模拟了四种贸易自由化(进口关税削减)政策情景进而探究贸易自由化能否促进中国居民食物消费结构升级，但并没有提供基于现实数据的经验证据。与本文最相关的研究有两篇：Dai 等(2021)探究了家庭应对贸易自由化(进口关税削减)冲击时的相关调整。其研究发现：在进口关税下降幅度较大地区，其工资水平受到的负面冲击较大。家庭会进行一系列的调整来应对中国加入WTO 所带来的贸易自由化(进口关税削减)冲击，包括家庭成员中更多女性和老人参加工作、更多年轻人与父母同住以降低居住成本，并且家庭储蓄会减少；刘铠豪等(2022)进一步拓展了Dai等(2021)的研究，探究了贸易自由化(进口关税削减)冲击对家庭消费行为的影响。这些研究非常具有启发性，但是均聚焦于进口关税削减，并未就本文所关注的外部关税减让如何影响家庭消费行为(包括家庭消费支出、平均消费倾向和家庭消费结构)进行相应的探究。第二类是聚焦“外部关税减让”的相关研究，大致可以划分为两类：一类是宏观层面的采用全球贸易分析模型(GTAP)模拟分析中国与不同国家关税减让合作的经济效应，例如中韩自贸区谈判的关税减让对两国主要产业的经济影响分析(周曙东等，2016)、中国与TPP 国家关税减让合作的宏观经济效应(谢建国和丁蕾，2017)；另一类是微观层面的考察企业出口贸易自由化(即出口企业面临的外部关税减让)的影响，例如，对企业产品配置调整(高云舒等，2021)和储蓄行为(毛其淋和许家云，2018)的影响。但是，这类文献目前尚未考察城市层面的外部关税减让对家庭经济决策的影响，而本文基于家庭消费的视角进行了初次尝试。

基于此，本文的贡献之处在于：①鉴于海关数据库中涵盖了各地区出口企业的详细出口信息(包括出口目的地、出口金额等)，利用各地区初始产业结构的差异性，本文初次构建了各地区在初始年份(2001 年)面临的外部关税水平指标。②本文从家庭消费行为的多个维度出发，首次采用以中国为样本的微观数据详细地探讨了外部关税减让对家庭消费的影响，并证实了其影响机制，从家庭这一微观视角揭示了外部关税减让冲击所引致的家庭消费调整。③本文补充了近些年涌现的关于“贸易自由化冲击对区域劳动力市场的影响”这支文献，现有的研究大多聚焦在地区层面，而本文基于外部关税减让这一政策冲击对家庭消费进行微观切入，从而对这支文献进行了相应的拓展。④本文同样补充了关于“中国入世的经济影响”这支文献，不同于现有的大部分关于“中国加入WTO 对企业产生一系列影响”这支文献，我们补充的是中国加入WTO 所带来的外部关税减让对家庭产生的影响，并从家庭消费的视角证实了其正向影响，本文以“建立扩大消费需求长效机制”的政策目标为出发点，为“加快实施自由贸易区战略”这一国家战略的合理性与必要性提供了经验证据支持。⑤本文还补充了关于“家庭如何应对收入冲击”这支文献，我们证实了当入世带来的外部关税减让这一外生冲击对劳动力市场产生正向影响、家庭收入也相应地受到正向影响时，家庭会如何调整其消费行为以应对收入冲击。

二、理论分析与研究假说

中国加入WTO 之后，出口企业开始充分享受多边无条件的最惠国待遇，这一外部关税减让引致的外部需求增加极大地推动了出口扩张，从而对国内的就业和工资收入产生正向影响(李胜旗和毛其淋，2018；刘铠豪等，2019；刘铠豪等，2021)。而同样基于中国城镇住户调查的研究表明，家庭消费变动与家庭收入变动呈显著的正相关关系。并且，面对负面的收入冲击时，家庭平滑其消费的路径选择是削减耐用品消费支出以满足非耐用品的消费支出，牺牲教育投资支出来保证食品消费支出(Chen 等，2013)。由于耐用品消费支出属于享乐型消费支出，教育投资支出属于发展型消费支出，食品之类的非耐用品消费支出属于生存型消费支出。因此，负面的收入冲击会增加生存型消费支出所占比重、降低发展型和享乐型消费支出所占比重，从而对家庭消费结构升级产生抑制作用；反之，正面的收入冲击则会促进家庭消费结构升级。此外，依据边际消费倾向递减规律，正面的收入冲击会在一定程度上降低居民消费率，即降低平均消费倾向。综上所述，外部关税减让对家庭收入的正向影响会促进家庭消费支出增长、降低平均消费倾向并促进家庭消费结构升级。基于此，本文提出如下假说：

假说1：家庭收入水平是外部关税减让冲击影响家庭消费(包括家庭消费支出、平均消费倾向和家庭消费结构)的潜在路径。

一国在贸易自由化的过程中不仅伴随着劳动力市场的动态调整，还伴随着收入的再分配，即贸易自由化的收入分配效应。基于中国的研究表明，外部关税减让不仅显著提高了平均工资水平，还缩小了工资差距(李胜旗和毛其淋，2018)，即有利于减少收入不平等程度。而现有研究表明，收入不平等抑制了城镇家庭的消费水平(金烨等，2011)，尤其是显著地抑制了中、低地位等级家庭的消费(杭斌和修磊；2016)。并且，无论是基于发达国家还是中国的研究均证实了收入不平等程度的加剧会降低平均消费倾向(Della Valle 和Oguchi，1976；Lin，2017)。此外，现有的基于中国的研究表明，收入空间分布不平衡导致的消费需求区域差异限制了家庭消费结构优化(陆地和孙巍，2019)，并且城乡收入不平等抑制了农村居民的发展享受型消费支出，进而不利于其消费结构升级(吕志科和曾馨，2020)。综上所述，外部关税减让所带来的收入不平等程度下降会促进家庭消费支出增长，提高平均消费倾向，并促进家庭消费结构升级。基于此，本文提出如下假说：

假说2：收入不平等程度是外部关税减让冲击影响家庭消费(包括家庭消费支出、平均消费倾向和家庭消费结构)的潜在渠道。

根据Atkin(2012)的研究，由于农业气候禀赋的差异，适合当地气候禀赋生长的食物供给量充足，价格相对便宜，经过世世代代的传承成为了当地居民习惯并且偏好的食物，而农业贸易自由化会导致这种当地充裕食物的相对价格上升，进而侵蚀了贸易所得，尤其是抑制了穷人的营养摄入。同理，如果某种食物特别适合当地气候禀赋、供给量充足、价格相对便宜，是当地居民习惯并且偏好的食物，当外部需求增加导致该地区该类食物的出口显著增加时，其相对价格也会上升。推而广之，对于不同类型的销售商品而言，其面临的外部关税减让程度和外部需求增加程度不同，即出口扩张程度不同，所以价格上涨幅度也有所差异。由于不同类型的销售商品具有不同的需求价格弹性，所以每一种销售商品的价格上升导致的家庭对该商品的消费支出具有不确定性：如果对该商品的需求是富有弹性的，那么在其价格水平上升时，需求量减少的比率大于其价格水平上升的比率，家庭对该商品的消费支出会减少；反之，如果需求是缺乏弹性的，那么在其价格水平上升时，需求量减少的比率小于价格水平上升的比率，家庭对该商品的消费支出则会增加。鉴于每一种销售商品的价格上升所导致的家庭对该商品的消费支出具有不确定性，那么外部关税减让引致的消费价格指数上升对家庭消费支出的影响也具有不确定性，家庭平均消费倾向所受到的影响也相应地具有不确定性。此外，对不同类型的销售商品而言，其各自价格调整幅度的差异也会引起相对价格的变动，从而在收入效应和替代效应的共同作用下影响家庭的消费结构。基于此，本文提出如下假说：

假说3：物价水平是外部关税减让冲击影响家庭消费(包括家庭消费支出、平均消费倾向和家庭消费结构)的潜在路径。

综上所述，外部关税减让可能通过影响家庭收入水平、收入不平等程度和物价水平进而对家庭消费产生深远影响。

三、研究设计

（一）数据来源与处理

本文所采用的数据主要包括国家统计局城镇住户调查(Urban Household Survey，UHS)数据、规模以上工业企业数据、WITS 数据库中的关税数据、海关数据和城市层面的数据，具体介绍如下：

1. 城镇住户调查(UHS)数据：数据来自国家统计局，以城镇地区的常住人口为主要调查对象，采取分层抽样的方法从中国所有城镇中随机选取样本。尽管城镇住户调查始于1988 年，但在1992 年和1997 年相继调整了问卷内容。本文采用的是1997—2009 年的数据：一方面是为了使问卷的内容尽可能地保持一致，另一方面是为了使样本周期涵盖加入WTO 这一政策冲击之前和之后的时间段。

2. 规模以上工业企业数据：鉴于城镇住户调查数据的行业信息较为粗糙，借鉴戴觅等(2019)的做法，本文采用2001 年工业企业数据库计算城市层面的就业权重。具体而言，工业企业数据库包含各个企业所属的4 分位编码行业信息和各个企业所在地的地理信息，通过分类加总即可求出各个城市-行业层面的就业人数，以及各个城市的就业总人数。

3. WITS 数据库中的关税数据：关税数据来自 World Integrated Trade Solution(WITS)数据库，涵盖所有采矿业和制造业的关税，精确到HS6 分位水平。

4. 海关数据库：海关数据库详细报告了企业出口到任一目的地市场中各种产品的价值量、数量、贸易方式等信息，原始数据的产品分类为HS8 位码，本文采用其HS6位码并与WITS 数据库中的关税数据(精确到HS6 位码)进行匹配。

5. 城市层面的数据：城市层面的数据主要来自中国研究数据服务平台中的中国城市统计数据库(Chinese City Statistics Database，CCSD)、各城市年度国民经济和社会发展统计公报、各省份统计年鉴和《中国城市统计年鉴》。

（二）指标构建

1. 外部关税减让

在借鉴Edmonds 等(2010)的思路的基础上，鉴于海关数据库中涵盖了各个地区的企业详细的出口信息(包括出口目的地、出口金额等)，同时利用各地区初始产业结构的差异性，本文初次构建了各地区在初始年份(2001 年)面临的外部关税水平指标，如(1)式所示：的出口额占地区c 的k 行业在t 期出口到全世界出口额的比重，用这个比重作为权重对“出口目的国d 在t 期对k 行业进口品所征收的关税税率”进行加权平均，可以得到地区c 的k 行业在t 期所面对的“外部关税税率”，精确到HS6 分位水平。L表示2001 年c 城市k 行业的劳动力数量，L 表示2001 年c 城市的劳动力数量。从(1)式可以看出，各城市在初始年份(2001 年)所面临的外部关税水平是以“k 行业劳动力数量在初始年份(2001年)占c 城市劳动力总量的份额”为权重，对“城市c 的k 行业在t期所面对的外部关税税率”进行加权平均得到。(1)式表明，由于外部关税税率在不同行业之间存在很大的差异，如果该样本地区的产业集中在外部关税税率下降幅度较大的行业，则其面临的外部关税减让冲击就更大，这也是使用(1)式构造各地区外部关税减让冲击的合理性所在。

本文采用各地区在初始年份(2001 年)的外部关税水平作为衡量指标的主要原因在于，在加入WTO 后，出口企业将充分享受多边无条件的最惠国待遇。2001—2009 年各地区的外部关税减让体现出一个明显的特征：在初始年份(2001 年)所面临的外部关税水平越高，入世后的外部关税减让幅度越大。图1 呈现了这一关系，横轴为2001 年各地区在初始年份(2001 年)所面临的外部关税水平，纵轴为2001—2009 年各地区所经历的外部关税水平的变动(即外部关税减让幅度)，散点的大小反映了该地区受访家庭样本量的多少。可以看到，两者之间呈现出明显的正相关性，即在初始年份(2001年)面临越高外部关税水平的地区，2001—2009 年经历的外部关税减让幅度则相应越大。因此，各地区在初始年份(2001 年)所面临的外部关税水平能很好地预测其入世后经历的外部关税减让幅度。此外，初始年份(2001 年)的外部关税水平外生强更强，因其不会受到加入WTO 后的各种冲击的影响。因此，本文采用各地区在初始年份(2001年)所面临的外部关税水平来衡量其在2001—2009 年所经历的外部关税减让幅度。

图1 各地区在初始年份(2001年)面临的外部关税水平与入世后经历的外部关税减让幅度之间的相关关系

2. 生活成本指数(或者消费价格指数)

传统的生活成本指数可表示为：

即在维持效用水平不变的前提下，t 期所需的最小支出与基期实际支出的比值。其中，p和p与q和q分别为t 期和基期i 产品的消费价格与数量，U和U分别表示t 期与基期的效用水平。Laspeyres 价格指数、Paasche 价格指数和Fisher 理想价格指数都可一阶近似于生活成本指数(Argente 和Lee，2015)，三者的函数形式为：

Laspeyres 价格指数和Paasche 价格指数的差别在于各自分别采用了基期和t 期i产品的消费数量，Fisher 理想价格指数有效地结合了Laspeyres 价格指数和Paasche 价格指数，所以本文采用Fisher 理想价格指数来衡量生活成本指数(或者消费价格指数)。借鉴王备和钱学锋(2020)的做法，基于UHS 数据库，本文主要选取食品和饮料、衣着服饰以及家庭设备用品共3 大类31 种样本消费品。因此，本文构建了三种Fisher 理想价格指数：食品和饮料类Fisher 价格指数、衣着服饰类Fisher 价格指数和家庭设备用品类Fisher 价格指数。

（三）计量模型与变量说明

本文从三个维度来考察家庭消费，包括消费支出(家庭消费支出和家庭人均消费支出)、消费倾向(平均消费倾向)和消费结构(生存型消费支出占比、发展型消费支出占比和享乐型消费支出占比)，共计六个衡量指标。基于双重差分法(Difference in Difference)的识别策略，本文的基准回归模型设定如下：

下标i 、c 和t 分别代表家庭、城市和年份。被解释变量h_consumption 、per_ consumption、tendency、live_ratio、develop_ratio 和enjoy_ratio 分别表示c 城市家庭i 在t 期的家庭消费支出、家庭人均消费支出、平均消费倾向、生存型消费支出占比、发展型消费支出占比和享乐型消费支出占比。 ExportTariff 2001表示初始年份(2001 年)各地区所面临的外部关税水平，本文采用连续分组设定以更好地利用地区间的变化差异，避免因简单划分为处理组和对照组两类而降低地区间变化差异且可能存在分组误差的情况。WTO 为加入WTO 的政策冲击变量，自2002 年及以后赋值为1，否则为0。此外，本文还控制了户主就业情况固定效应、户主所在行业固定效应、城市固定效应 u、年份固定效应以及省份固定效应 u和年份固定效应的交乘项，为干扰项。借鉴Dix-Carneiro 等(2018)和戴觅等(2019)的思路和做法：由于外部关税减让冲击对于国内的微观经济主体而言是相对外生的，不存在逆向因果问题，可以在很大程度上避免内生性问题的困扰，控制丰富的固定效应也能在一定程度上缓解遗漏变量偏误问题，所以本文在基准回归中不引入控制变量，而在稳健性检验时引入相应的控制变量。各变量的描述性统计如表1 所示。

表1 各变量的描述性统计

四、实证分析

（一）基准回归

基准回归的估计结果如表2 所示：①第(1)～(2)列的回归结果显示，核心解释变量的估计结果显著为正，表明相比于初始年份(2001 年)外部关税水平较低的地区，初始年份(2001 年)外部关税水平较高的地区于2002 年后家庭消费支出和家庭人均消费支出所受到的正向影响较大，同时初始年份(2001 年)有较高外部关税水平的地区在入世后有更大幅度的外部关税减让，从而意味着外部关税减让会促进家庭消费支出的增长和家庭人均消费支出的增长。需要特别说明的是，本文的识别策略只能识别关税削减的相对影响，即外部关税减让幅度较大的城市和外部关税减让幅度较小的城市相比，家庭消费支出的增长和家庭人均消费支出的增长相对较快。②第(3)列的估计结果显示，外部关税减让降低了平均消费倾向。③第(4)～(6)列的估计结果显示，外部关税减让促进了消费结构升级，使得生存型消费支出占比下降、发展型消费支出占比和享乐型消费支出占比上升。综上所述，外部关税减让促进了家庭消费。

表2 基准回归

（二）稳健性检验①限于篇幅，本文并没有汇报“稳健性检验”部分的估计结果，留存备索。

1. 平行趋势假设检验

为检验双重差分模型对于本文研究的适用性，在采用该模型估计之前需要进行平行趋势检验，即检验样本的家庭消费行为在外部关税减让冲击之前是否存在差异变动，若在冲击发生之前就存在差异变动，则不能排除模型估计得到的冲击效果是由冲击前的差异变动所引致。除了需要检验事前的平行趋势外，为了更进一步观察政策是否存在时滞效应，本文采用事件分析法探究外部关税减让冲击的动态效应。具体而言，将(3)式中的WTO 换成表示加入WTO 这一政策冲击前和冲击后若干年的虚拟变量，因变量不变，估计如下方程：

其中，year 是加入WTO 这一政策冲击当年年份的虚拟变量，S 取负数表示政策冲击前S 年，正数表示政策冲击后S 年。由于本文的样本周期是1997—2009 年，因而本文关注政策冲击前4 年和冲击后7 年，并将政策冲击的前一期作为基准组。估计结果不仅通过了平行趋势假设，而且表明政策冲击的效果在未来7 年持续存在，这与Dai 等(2020)的研究结论“入世所带来的关税削减对工资的负向影响超过6 年”具有异曲同工之处。

2. 替换核心解释变量

本文采用了两种替换核心解释变量的方法：①借鉴刘灿雷和王永进(2019)的思路，我们用“各地区2001 年与2009 年面临的外部关税水平之间的差值”来衡量各地区的外部关税减让幅度，并用该指标(ExportTariff_2001—2009)替代核心解释变量(2001 年各地区的外部关税水平)进行回归，估计结果非常稳健。②借鉴Han 等(2012)的做法，我们将政策冲击变量的设定由二值变量(WTO)替换为连续变量——年度平均关税水平(Year_tariff)。由于二值变量(WTO)在加入WTO 前后是由0 变为1，而年度平均关税水平持续下降，两者变化趋势相反。因此，二值变量(WTO)替换为连续变量(Year_tariff)之后，所有回归的估计系数的符号应该相反。回归结果显示，估计系数的符号确实相反，估计结果依旧稳健。

3. 预期效应检验

将加入WTO 这一政策冲击视为准自然实验的前提是该政策冲击是随机的，即加入WTO 之前家庭对该政策不具有预期效应，借鉴Lu 和Yu(2015)的方法，本文通过在基准回归模型中引入政策冲击之前的一年(2001年)的虚拟变量(One year before WTO)与ExportTariff 2001 的交乘项，考察家庭在政策冲击之前一年是否存在预期效应。若得到上述变量的系数显著，则表明家庭在政策冲击之前对该政策存在预期效应。检验结果表明，ExportTariff 2001×One year before WTO 的估计系数在统计上并不显著，且核心解释变量的估计系数依旧稳健。由此可知，加入WTO 这一政策冲击发生之前家庭对该政策变动并不存在显著的预期效应。

4. 考虑其他因素的干扰

为了检验估计结果的稳健性，本文也考虑了其他因素的干扰，具体如下：①鉴于基准回归中没有引入控制变量，本文在此处引入了一系列家庭特征变量，包括户主年龄(age)、户主受教育程度(education)、户主性别(gender)、家庭规模(family_size)、家庭是否有房(house_possession)、家庭可支配收入(ln_disposable)、家庭就业人口占比(employed_ratio)和家庭退休人口占比(retired_ratio)，估计结果非常稳健。②中国“入世”之后会面临两种类型的关税变动冲击：一方面，“入世”之后中国商品出口到其他国家和地区时能够享受最惠国待遇，即外部关税减让；另一方面，中国按照承诺大幅度削减进口关税，即进口关税削减冲击。为避免这一进口自由化冲击的干扰，借鉴Dai 等(2021)、刘铠豪等(2022)的做法，本文构造进口关税削减指标如下：

在(5)式中，c 表示城市，t 表示年份，j 表示行业，T ariff表示行业j 在t 年的关税税率，精确到4 分位水平。L表示2001 年c 城市j 行业的劳动力数量，L表示2001 年c 城市的劳动力数量。从(5)式可以看出，城市层面的进口关税水平是行业层面进口关税水平的加权平均，权重是j 行业劳动力数量在初始年份(2001 年)占c 城市劳动力总量的份额。基于此，本文在基准回归中引入进口关税削减指标，估计结果依旧稳健。

5. 安慰剂检验

为了排除外部关税减让对家庭消费的促进作用受到其他非观测遗漏变量的干扰，本文还进行了安慰剂检验，让核心解释变量对被解释变量的冲击变得随机(由计算机生成)，再使该随机过程重复500 次。通过绘制估计值的概率密度图可以发现，随机处理后的估计系数并不显著且均聚集在零附近，而基准回归的估计系数位于整个分布之外，这说明随机生成的政策冲击没有影响，反推出外部关税减让冲击对家庭消费的促进作用是真实存在的。

6. 更换样本

为了检验估计结果的稳健性，本文对研究样本进行如下更换：①在我国，直辖市的行政等级与省级等同，高于地级市，行政等级的不同可能会导致外部关税减让冲击对家庭消费的影响不同。因此，本文对剔除四个直辖市之后的样本进行重新回归，估计结果非常稳健；自治州的行政地位与地级市相同，是我国在少数民族聚居地设立的地级民族自治地方，与地级市相比，享有很高的自我管理权，这一显著差异也可能会导致外部关税减让冲击对家庭消费的影响不同。因此，本文对剔除自治州之后的样本进行重新回归，估计结果同样非常稳健；此外，本文还对同时剔除直辖市和自治州的样本进行回归，估计结果依旧非常稳健。②在本文的研究样本中，并非所有的样本城市在1997—2009 年持续存在，为了避免可能存在的样本自选择问题，我们采用1997—2009年每一年都存在的样本城市组成一个平衡面板数据样本并再次进行估计，回归结果同样非常稳健。③本文识别策略的一个潜在挑战是外部关税减让冲击对劳动力在城市间的流动产生显著影响。例如，如果一个城市受到的外部关税减让冲击较大，对劳动力市场条件(包括就业和工资水平等)产生积极影响，其他城市的部分劳动力更愿意迁移到该城市，那么该部分劳动力群体所在的家庭也有可能随之迁移到该城市，这意味着该城市的家庭消费支出增长相对较快可能是由于劳动力(及其家庭)迁移到该城市过程中引致的研究对象“组成效应”所导致的。鉴于城镇住户调查的问卷中有“何时来本市镇居住？”这一问题，我们剔除了2001 年之后迁移到本市镇的样本群体，即只保留自2001 年起一直居住在同一城市的样本群体，以消除人口流动可能导致的估计偏误。采用剔除流动人口这一群体之后的样本重新回归，估计结果仍然非常稳健。

（三）潜在的影响机制分析

为了系统全面地探讨外部关税减让冲击影响家庭消费的渠道和路径，本文从微观层面的家庭收入水平、宏观层面的收入不平等程度和物价水平三个视角进行了详细探讨。

第一，微观层面上，本文试图探讨外部关税减让冲击是否通过影响家庭收入水平进而影响家庭消费。关于家庭收入水平，本文选取的衡量指标为家庭总收入(ln_hincome)和家庭可支配收入(ln_disposable)。当采用家庭总收入作为衡量指标时，具体分析如下：首先，如表3.1 的第(1)列所示，我们首先证实了外部关税减让冲击增加了家庭总收入。然后，本文在基准回归中引入ExportTariff 2001×WTO×ln_hincome这一“三重交乘项”，回归结果表明，ExportTariff 2001×WTO×ln_hincome 这一“三重交乘项”的估计结果的符号与ExportTariff 2001×WTO 的符号一致。因此，ExportTariff 2001×WTO 对家庭消费的净影响取决于其本身的影响与ExportTariff 2001×WTO×ln_hincome 的影响之和。例如，假定ExportTariff 2001×WTO 本身对家庭消费的影响是1，ExportTariff 2001×WTO×ln_hincome 对家庭消费的影响是(与保持同号)，那么ExportTariff 2001×WTO 对家庭消费的净影响为+× ln_hincome 。由于表3.1的第(1)列已经证实了外部关税减让冲击对家庭总收入的正向影响，那么ExportTariff 2001×WTO 对ln_hincome 的正向影响会使得+× ln_hincome 所对应的影响更大。当采用家庭可支配收入作为衡量指标时，如表3.2 所示，分析过程完全一致。因此，外部关税减让冲击通过提高家庭收入水平进而影响家庭消费，说明家庭收入水平是外部关税减让影响家庭消费的路径之一，验证了假说1。

表3.1 影响机制：家庭收入水平(家庭总收入)

表3.2 影响机制：家庭收入水平(家庭可支配收入)

第二，宏观层面上，本文试图探讨外部关税减让冲击是否通过影响收入不平等程度进而影响家庭消费。关于收入不平等程度，本文选取的衡量指标为家庭总收入的泰尔指数(theil_hincome)和家庭可支配收入的泰尔指数(theil_disposable)。当采用家庭总收入的泰尔指数作为衡量指标时，具体分析如下：首先，如表4.1 的第(1)列所示，我们首先证实了外部关税减让冲击降低了家庭总收入的泰尔指数。然后，本文在基准回归中引入ExportTariff 2001×WTO×theil_hincome 这一“三重交乘项”，回归结果表明，ExportTariff 2001×WTO×theil_hincome 这一“三重交乘项”的估计结果的符号与ExportTariff 2001×WTO 的符号相反。因此，ExportTariff 2001×WTO 对家庭消费的净影响取决于其本身的影响与ExportTariff 2001×WTO×theil_hincome 的影响之和。例如，假定ExportTariff 2001×WTO 本身对家庭消费的影响是，ExportTariff 2001×WTO×theil_hincome 对家庭消费的影响是(与符号相反)，那么ExportTariff 2001×WTO 对家庭消费的净影响为+× theil_hincome 。由于表4.1 的第(1)列已经证实了外部关税减让冲击对泰尔指数的负向影响，那么ExportTariff 2001×WTO 对theil_hincome 的负向影响会使得+× theil_hincome 所对应的影响更大。当采用家庭可支配收入的泰尔指数作为衡量指标时，如表4.2 所示，分析过程完全一致。因此，外部关税减让冲击通过降低收入不平等程度进而影响家庭消费，说明收入不平等程度是外部关税减让影响家庭消费的路径之一，验证了假说2。

表4.1 影响机制：收入不平等程度(家庭总收入的泰尔指数)

表4.2 影响机制：收入不平等程度(家庭可支配收入的泰尔指数)

第三，宏观层面上，本文试图探讨外部关税减让冲击是否通过影响物价水平进而影响家庭消费。关于物价水平，本文选取的衡量指标为食品和饮料类Fisher 价格指数(fpi_food)、衣着服饰类Fisher 价格指数(fpi_cloth)和家庭设备用品类Fisher 价格指数(fpi_device)。当采用食品和饮料类Fisher 价格指数作为衡量指标时，具体分析如下：首先，如表5.1 的第(1)列所示，我们首先证实了外部关税减让冲击提高了食品和饮料类Fisher 价格指数。然后，本文在基准回归中引入ExportTariff 2001×WTO×fpi_food这一“三重交乘项”。第(2)～(3)列的回归结果表明，ExportTariff 2001×WTO×fpi_food 这一“三重交乘项”的估计结果在统计上显著，并且估计结果的符号与ExportTariff 2001×WTO 的符号一致。因此，ExportTariff 2001×WTO 对家庭消费支出的净影响取决于其本身的促进作用与ExportTariff 2001×WTO×fpi_food 的促进作用之和。例如，假定ExportTariff 2001×WTO 本身对家庭消费支出的促进作用是(＞0)，ExportTariff 2001×WTO×fpi_food 对家庭消费支出的促进作用是(＞0)，那么ExportTariff 2001×WTO 对家庭消费支出的净影响为+× fpi_food 。由于表5.1 的第(1)列已经证实了外部关税减让冲击对食品和饮料类Fisher 价格指数的正向影响，那么ExportTariff 2001×WTO 对fpi_food 的正向影响会使得+× fpi_food 所对应的促进作用更大。而表5.1 的第(5)～(7)列的回归结果表明，ExportTariff 2001×WTO×fpi_food 这一“三重交乘项”的估计结果在统计上显著，并且估计结果的符号与ExportTariff 2001×WTO 的符号相反。因此，ExportTariff 2001×WTO 对家庭消费结构的净影响取决于其本身的影响与ExportTariff 2001×WTO×fpi_food 的影响之和。由于表5.1 的第(1)列已经证实了外部关税减让冲击对食品和饮料类Fisher 价格指数的正向影响，那么ExportTariff 2001×WTO 对fpi_food 的正向影响会使得生存型消费支出占比上升、发展型消费支出占比和享乐型消费支出占比下降，从而不利于家庭消费结构的升级。

表5.1 影响机制：物价水平(食品和饮料类Fisher价格指数)

当采用衣着服饰类Fisher 价格指数作为衡量指标时，具体分析如下：首先，如表5.2 的第(1)列所示，我们首先证实了外部关税减让冲击提高了衣着服饰类Fisher 价格指数。然后，本文在基准回归中引入ExportTariff 2001×WTO×fpi_cloth 这一“三重交乘项”。第(2)～(3)列的回归结果表明，ExportTariff 2001×WTO×fpi_cloth 这一“三重交乘项”的估计结果在统计上显著，并且估计结果的符号与ExportTariff 2001×WTO 的符号一致。因此，ExportTariff 2001×WTO 对家庭消费支出的净影响取决于其本身的促进作用与ExportTariff 2001×WTO×fpi_cloth 的促进作用之和。例如，假定ExportTariff2001×WTO 本身对家庭消费支出的促进作用是(＞0)，ExportTariff 2001×WTO×fpi_cloth 对家庭消费支出的促进作用是(＞0)，那么ExportTariff 2001×WTO 对家庭消费支出的净影响为+× fpi_cloth。由于表5.2 的第(1)列已经证实了外部关税减让冲击对衣着服饰类Fisher 价格指数的正向影响，那么ExportTariff 2001×WTO 对fpi_cloth 的正向影响会使得+× fpi_cloth 所对应的促进作用更大。而表5.2 的第(5)～(7)列的回归结果表明，ExportTariff 2001×WTO×fpi_cloth 这一“三重交乘项”的估计结果在统计上均不显著，所以并未对家庭消费结构产生实质性影响。

表5.2 影响机制：物价水平(衣着服饰类Fisher价格指数)

当采用家庭设备用品类Fisher 价格指数作为衡量指标时，具体分析如下：首先，如表5.3 的第(1)列所示，我们首先证实了外部关税减让冲击提高了家庭设备用品类Fisher 价格指数。然后，本文在基准回归中引入ExportTariff 2001×WTO×fpi_device 这一“三重交乘项”。第(2)～(3)列的回归结果表明，ExportTariff 2001×WTO×fpi_device 这一“三重交乘项”的估计结果在统计上显著，并且估计结果的符号与ExportTariff 2001×WTO 的符号一致。因此，ExportTariff 2001×WTO 对家庭消费支出的净影响取决于其本身的促进作用与ExportTariff 2001×WTO×fpi_device 的促进作用之和。例如，假定ExportTariff 2001×WTO 本身对家庭消费支出的促进作用是(＞0)，ExportTariff 2001×WTO ×fpi_device 对家庭消费支出的促进作用是(＞0)，那么ExportTariff 2001×WTO 对家庭消费支出的净影响为+× fpi_device。由于表5.3 的第(1)列已经证实了外部关税减让冲击对家庭设备用品类Fisher 价格指数的正向影响，那么 ExportTariff 2001 × WTO 对 fpi_device 的正向影响会使得+× fpi_device所对应的促进作用更大。对平均消费倾向的分析过程则相反，此处不再赘述。而表5.3 的第(5)列和第(7)列的回归结果表明，ExportTariff 2001×WTO×fpi_device 这一“三重交乘项”的估计结果在统计上显著，且估计结果的符号与ExportTariff 2001×WTO 的符号一致。因此，ExportTariff 2001×WTO 对家庭消费结构的净影响取决于其本身的影响与ExportTariff 2001×WTO×fpi_device 的影响之和。由于表5.3 的第(1)列已经证实了外部关税减让冲击对家庭设备用品类Fisher 价格指数的正向影响，那么ExportTariff 2001×WTO 对fpi_device 的正向影响会使得生存型消费支出占比下降、享乐型消费支出占比上升，从而促进了家庭消费结构的升级。综上所述，外部关税减让冲击通过提高物价水平进而影响家庭消费，说明物价水平是外部关税减让影响家庭消费的路径之一，验证了假说3。

表5.3 影响机制：物价水平(家庭设备用品类Fisher价格指数)

（四）异质性检验①限于篇幅，本文并未汇报“异质性检验”部分的估计结果，留存备索。

通过前文的实证分析，我们得到的基本结论是，外部关税减让冲击促进了家庭消费，并对潜在的作用路径进行了探究。值得注意的是，上文的估计实际上是建立在均值回归模型的计量框架之上，所以本质上揭示的是外部关税减让冲击对家庭消费的平均影响效应，进而可能掩盖了家庭的异质性反应以及不同地区的差异性影响。为了全面认识外部关税减让与家庭消费之间的异质性关系，本文将从不同维度进行大量的异质性检验，具体如下：

1. 不同地区：东部与中西部

现有研究表明，各地区距离沿海越远，贸易自由化的传递效应(包括对各地区价格水平、工资水平的影响)越弱(施炳展和张夏，2017)。鉴于物价水平和工资水平是影响家庭消费的两个渠道，那么不禁要问：外部关税减让冲击对家庭消费的影响在东部地区和中西部地区之间是否存在明显差异呢？估计结果发现，平均而言，外部关税减让对东部地区家庭消费的边际影响更大，说明各地区距离沿海越远，外部关税减让的传递效应(包括对各地区价格水平、工资水平的影响)越弱，这与施炳展和张夏(2017)的研究结论不谋而合。因此，外部关税减让冲击对家庭消费的影响在东部和中西部地区之间存在一定的地理差异。

2. 不同地区：市场化程度较高地区与市场化程度较低地区

现有研究表明，市场结构会影响关税削减的传递效果(Han 等，2016)。鉴于此，同样在地理维度层面，我们还考察了外部关税减让对家庭消费的影响是否会随着市场化程度的不同而存在差异。为了探究这一问题，借鉴樊纲等(2011)的市场化指数来衡量地方市场化程度，然后基于市场化指数中位数将样本分为市场化程度较高地区和市场化程度较低地区两个组别进行分组检验。估计结果表明，平均而言，外部关税减让对家庭消费的边际影响在市场化程度较高地区相对较大。究其原因，可以从两个方面进行解释：一方面，市场化程度较高地区大多集中在东部地区，可以用上文所述的“东部和中西部地区之间影响差异”来解释“市场化程度较高地区和市场化程度较低地区之间的影响差异”。另一方面，相对于市场化程度较低地区而言，在市场化程度较高地区，较为激烈的市场竞争通过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“外部关税减让引致的外部需求”，进而对工资水平和物价水平的影响相对较大，从而对家庭消费的边际影响更大。因此，外部关税减让冲击对家庭消费的影响会随着市场化程度的不同而存在显著差异。

3. 家庭是否有房：有房家庭与无房家庭

现有研究指出，对于无房者而言，房产是一种需求刚性的准吉芬商品，其价格提高会挤占居民的其他消费需求，进而对消费产生抑制作用(洪涛，2006)。那么，当家庭的房屋产权存在差异时，外部关税减让对家庭消费的影响是否存在显著差异呢？我们按照房屋产权将样本分为有房家庭和无房家庭两个组别进行分组回归。估计结果显示，与有房家庭相比，外部关税减让对无房家庭的边际影响相对更大。可能的解释是，房产这种准吉芬商品对无房家庭的消费需求具有较强的抑制作用，面对外部关税减让冲击带来的工资效应，这一抑制作用会在一定程度上被缓解，从而有助于释放无房家庭的消费需求。因此，外部关税减让冲击对家庭消费的影响会由于家庭是否有房而存在显著差异。

4. 家庭成员就业部门：家庭成员中无贸易部门就业者与家庭成员中有贸易部门就业者

流转税对出口贸易的影响在不同行业之间存在一定的差异(刘铠豪和王雪芳，2020)，而关税作为流转税的主要税种之一，现有研究表明，进口关税削减对工资增长的负面影响在可贸易部门和不可贸易部门之间存在一定的差异：相比于不可贸易部门，该负面影响对于可贸易部门而言相对较大(戴觅等，2019)。那么，当家庭成员所从事工作的行业不同而导致家庭成员就业结构存在差异时，外部关税减让对家庭消费的影响是否存在显著差异呢？我们按照家庭成员所从事工作的行业将样本划分为家庭成员中无贸易部门就业者的家庭和家庭成员中有贸易部门就业者的家庭两个组别进行分组回归。估计结果发现，与家庭成员中无贸易部门就业者的家庭相比，外部关税减让对家庭成员中有贸易部门就业者的家庭的边际影响相对更大。可能的解释是，相比于不可贸易部门，外部关税减让对工资增长的正向影响对于可贸易部门而言相对较大，这与戴觅等(2019)的研究结论不谋而合。因此，外部关税减让冲击对家庭消费的影响会由于家庭成员就业部门的不同而存在显著差异。

5. 家庭收入结构：家庭收入中工资收入占比较高与家庭收入中工资收入占比较低

如前文所述，现有研究已经广泛证实了关税削减对工资收入水平的影响。那么，当家庭收入中工资收入占比不同而导致家庭收入结构存在差异时，外部关税减让对家庭消费的影响是否存在显著差异呢？本文按照家庭收入中工资收入占比的中位数将样本划分为家庭收入中工资收入占比较高的家庭和家庭收入中工资收入占比较低的家庭两个组别进行分组回归。估计结果表明，与家庭收入中工资收入占比较低的家庭相比，外部关税减让对家庭收入中工资收入占比较高的家庭的边际影响相对更大，可能的解释是，家庭收入中工资收入占比越高，外部关税减让冲击的工资效应对其家庭收入产生的正向冲击就越大，从而对家庭消费的边际影响也越大。因此，外部关税减让冲击对家庭消费的影响会由于家庭收入结构的不同而存在显著差异。

五、结论与政策建议

鉴于目前尚未有文献基于家庭层面的微观数据探讨外部关税减让如何影响家庭消费这一极具现实意义的话题，本文基于1997—2009 年城镇住户调查(UHS)微观数据，采用双重差分法识别了外部关税减让对家庭消费的影响。研究发现：外部关税减让促进了家庭消费支出的增长和家庭人均消费支出的增长，降低了平均消费倾向，并促进了家庭消费结构升级(使得生存型消费支出占比下降、发展型消费支出占比和享乐型消费支出占比上升)。该结论在替换核心解释变量、预期效应检验、考虑其他因素的干扰、安慰剂检验、更换样本等条件下依旧稳健。潜在的影响机制分析发现，外部关税减让通过影响家庭收入水平、收入不平等程度和物价水平三个路径进而影响了家庭消费。并且，外部关税减让对家庭消费的影响在不同地区(东部和中西部；市场化程度较低地区和市场化程度较高地区)、不同房屋产权的家庭(有房家庭和无房家庭)、不同就业部门的家庭(家庭成员中无贸易部门就业者和家庭成员中有贸易部门就业者)和不同收入结构的家庭(家庭收入中工资收入占比较高和家庭收入中工资收入占比较低)之间存在一定的差异。基于此，在加快实施自由贸易区战略、外部关税不断减让的背景下，为了尽可能地发挥“外部关税减让对家庭消费的促进作用”、实现“建立扩大消费需求长效机制”“完善促进消费的体制机制，增强消费对经济发展的基础性作用”的宏观政策目标，本文的政策建议如下：

① 加快“正在谈判的自贸区”的相关进程，商谈自贸协定时切实推进双边关税减让安排，尽早完成自贸协定谈判，可以进一步发挥外部关税减让对家庭消费的促进作用，从而有助于实现“建立扩大消费需求长效机制”“完善促进消费的体制机制，增强消费对经济发展的基础性作用”的宏观政策目标。本文的实证分析发现，外部关税减让可以促进家庭消费。目前，中国“正在谈判的自贸区”多达10 个，包括中日韩自由贸易区、中国-斯里兰卡自由贸易区、中国-以色列自由贸易区、中国-挪威自由贸易区、中国-巴拿马自由贸易区和中国-巴勒斯坦自由贸易区等。因此，尽早完成自贸协定谈判并落实双边关税减让安排，是发挥外部关税减让对家庭消费的促进作用、实现“建立扩大消费需求长效机制”的有效路径。

② 在“一带一路”倡议不断深入的背景下，通过自贸协定让“一带一路”朋友圈更紧密，建立一个辐射“一带一路”、面向全球的高标准自贸区网络，可以在一定程度上发挥外部关税减让对家庭消费的促进作用，从而有助于刺激消费、拉动内需、彰显消费“主引擎”作用。本文的研究结论表明，外部关税减让可以促进家庭消费。“一带一路”倡议的不断深入使得沿线国家与中国陆续或谈判或签署或升级自贸协定，进而有助于进一步下调外部关税并促进家庭消费。因此，切实推进自贸区战略与“一带一路”倡议更有效结合，是在加快构建双循环新发展格局战略背景下统筹利用好国内国外两个市场、刺激消费并拉动内需增长的重要引擎。