城市化能降低中国的出口依赖吗，本文主要内容关键词为：中国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
［中图分类号］F291.1 ［文献标识码］A ［文章编号］1000－596X(2013)10－0038－12
一、引言
在中国过去的经济增长中，外需扮演了重要的角色。2007年开始的全球金融危机、经济危机以及主权债务危机对中国的出口需求产生了较明显的负向冲击，进而影响到中国的经济增长速度。如何降低出口依赖，使中国的经济增长方式转变至以内需拉动为主的增长模式上来，成为近年来学术界关注的重要问题。
刘鹤、楼继伟和孙文凯等学者认为，推进城市化是拉动内需、降低出口依赖和保证中国经济持续增长的重要动力。[1][2][3]2011年，进入中高收入(upper middle income)国家行列的中国，城市化率已经达到50.5％，但是仍低于世界52％的平均水平。同年，中高收入国家的平均城市化率为60.6％，高收入国家的平均城市化率为75.6％。①可见，中国的城市化水平无论从哪个维度来看，都比较滞后，存在较大的提升空间。
从需求角度看，城市化能创造巨大的投资和消费需求，从供给角度看，城市化所带来的投资需求有利于消化过剩的产能。对过剩产能的消化，可以降低中国的出口依赖。[4]姚洋和余淼杰指出，中国的出口导向型增长模式是由大量的农村劳动力、低城市化水平和低人口扶养比所共同决定的。较低的城市化水平造成较小的国内市场，导致中国的出口依赖。因此加快城市化步伐是转变中国出口导向增长模式的重要一环。[5]周天勇认为，城市化创造需求，而工业化创造供给。中国的城市化水平相对滞后于工业化，导致供给相对需求过剩，不得不依赖于出口。[6]
从上述文献中，可以得出“城市化能够降低中国出口依赖”的推论。那么，事实真的如此吗？图1展示了中国改革开放以来城市化水平和出口依赖度的变动情况。出口依赖度由出口与GDP之比表示，该指标越大意味着出口依赖程度越强。为了更严谨地考察该问题，图1还展示了中国城市化相对于工业化的滞后程度的走势。笔者用城市化率与工业化率之比来表示城市化相对于工业化的滞后程度。一国的城市化滞后于工业化包括两个层面：一个是绝对滞后，另一个是相对滞后。如果该指标小于1，则意味着一国的城市化率绝对低于工业化率，此时该国城市化绝对滞后于工业化。如果一国的“城市化/工业化”指标大于1，但是却低于处于相同发展阶段国家的平均水平，则该国的城市化相对滞后于工业化。无论是绝对滞后还是相对滞后，只要该指标上升，就意味着城市化滞后于工业化的程度在减弱。
图1 1978—2011年中国城市化率与出口依赖度走势图
资料来源：世界银行WDI数据库。
图1显示，中国的城市化率呈线性增长态势。城市化与工业化之比虽有小幅波动，但总体呈现较明显的上升态势，反映出中国城市化相对于工业化的滞后程度在不断改善。②中国的出口依赖度波动相对较大，但总体也呈现上升态势，至2006年达到39.1％的峰值，2007年开始受全球金融危机的影响有所回落，至2011年仍然维持在30％以上的水平。显然，中国的出口依赖程度并没有随着城市化进程的推进而呈现出下降的态势，反而不断增强。
再来看看世界的情况。图2和图3分别展示了2011年世界104个国家(地区)的城市化率与出口依赖度、城市化/工业化与出口依赖度之间的相关关系。如果城市化能够降低出口依赖度，那么城市化水平越高的国家应该出口依赖度越低，二者之间应该呈现一定程度的负相关关系。但是图2和图3并未显示出二者之间的负相关关系，反而呈现出一定程度的正相关关系。
图2 2011年世界104个国家(地区)城市化与出口依赖度散点图
资料来源：同图1。
图3 2011年世界104个国家(地区)城市化/工业化与出口依赖度散点图
资料来源：同图1。
通过粗略的分析可以发现，中国和世界的经验似乎并没有为“城市化能够降低出口依赖”这一论断提供有利支持。因此，有必要对“城市化是否能够降低中国的出口依赖”这一问题进行重新检验。
二、为什么城市化没有降低中国的出口依赖
为什么城市化没有降低中国的出口依赖？要回答这一问题，需要重新审视城市化能够降低出口依赖的内在逻辑。该逻辑认为，城市化可以刺激消费和投资来扩大内需，国内需求的提高意味着一国可以降低对外部需求的依赖而实现市场出清。基于以上逻辑，首先考察中国的国内需求与出口依赖之间的关系。
在考察之前，首先需要对国内需求进行定义。根据国民收入账户，可以得出国民收入恒等式：Y＝C＋I＋G＋X－M。其中，Y表示本国总产出，C，I和G分别表示本国私人消费、私人投资和政府消费，X和M分别表示出口和进口。(C＋I＋G)反映了国内主体的总支出，一部分支出在本国产出方面，另一部分支出在外国产出方面。所以从国内主体的总支出中减去进口就可以得到国内主体对本国产出的需求(C＋I＋G－M)，即本文所定义的国内需求。出口X反映了外国主体对本国产出的需求，即外需。因此，出口占GDP之比既反映出口依赖度，也反映外需依赖度。由图4可以看出1978年以来中国的国内需求占比(国内需求占GDP之比)呈现波动下降态势。中国国内需求与出口依赖度之间存在较明显的负相关关系，即内需下降对应着出口依赖度增强。可见，提高内需的确有助于降低出口依赖。
图4 1978—2011年中国内需占比与出口依赖度走势图
资料来源：同图1。
图5显示了构成中国内需占比重要组成部分的国内总支出占比的走势(国内总支出占比等于总消费占比与总投资占比之和)，可以看出中国国内总支出占比与内需占比的走势基本一致，也出现波动下降态势。所以，国内总支出占比下降是导致内需下降的一个重要原因。图6显示，国内总支出与出口依赖度之间存在较明显的负相关关系，即国内总支出下降对应着出口依赖度增强。
图5 1978—2011年中国总支出占比走势图
资料来源：同图1。
图6 中国总支出占比与出口依赖度相关关系散点图
资料来源：同图1。
通过考察国内总支出的内部结构，以确定国内需求下降的主要驱动因素。图7显示，中国的消费占GDP之比自1978年以来呈现波动下降态势，而投资占比则呈现波动上升态势。可见，中国国内需求占比的下降主要是由消费需求占比下降导致的。
图7 1978—2011年中国消费占比与投资占比走势图
资料来源：同图1。
通过以上分析笔者发现，在中国城市化水平持续提升的过程中，虽然投资占比不断上升，但是消费占比却不断下降，并导致国内需求占比走低，最终决定了出口依赖度的增强。因此，消费占比下降是理解“中国城市化没有降低出口依赖度”现象的核心。
那么，为什么中国的消费占比没有随着城市化水平的提高而上升呢？笔者认为有两种可能：(1)城市化本身能够促进消费增加，但是在城市化推进的过程中，其他因素的变化导致了消费下降，抵消了城市化对消费影响的正效应。(2)城市化本身对消费的影响是不确定的，存在导致消费下降的可能。
笔者首先考察第一种可能。经济学理论和一些学者的实证研究均表明，对于一个国家来说，收入差距是决定消费占比的重要变量。[7][8]因为，给定国家的总收入不变，如果将穷人的收入转移给富人，则富人的消费会增加，而穷人的消费会减少。但是，由于边际消费倾向递减，所以富人消费的增加量小于穷人消费的减少量，最终导致国家总消费和消费占比同时下降。图8展示了2011年中国不同收入群体的人均消费占比情况。可以看出，收入越高的群体，其消费占比越低。这在一定程度上支持了边际消费倾向递减假说。
图8 中国2011年不同收入群体的人均消费占比
资料来源：2012年的《中国统计年鉴》。
其次，笔者来考察中国的收入差距情况。笔者采用两种指标来衡量中国的收入差距，一种是城乡收入差距(城镇居民人均可支配收入与农村居民家庭人均纯收入之比)，一种是基尼系数。由于国家统计局只公布了2003年以来的基尼系数，所以本文还参考了陈等人(Chen et al.)的测算值。[9]图9中，GINI1为陈等人测算的中国1978—2006年期间的基尼系数值，GINI2为国家统计局测算的2003年以来的基尼系数值。
图9显示，中国城乡收入差距与基尼系数的走势基本一致，均呈现波动上升态势，意味着中国的收入差距越来越大。中国收入差距扩大恰好与消费占比下降相对应，二者间呈现出较明显的负相关关系(见图10)。③既然收入差距扩大能够导致中国的消费占比下降，那么就能进一步导致中国的出口依赖度上升。图11显示，中国的收入差距与出口依赖度之间存在较强的正相关关系，这在一定程度上支持了笔者的观点。可见，收入差距扩大是导致中国出口依赖度增强的重要因素。
图9 1978—2011年中国收入差距走势图
资料来源：国家统计局和陈等人[9]的测算。
图10 收入差距与总消费占比相关关系散点图
资料来源：世界银行WDI数据库，2012年的《中国统计年鉴》。
图11 收入差距与出口依赖度相关关系散点图
资料来源：同图10。
笔者考察第二种可能，即中国的城市化本身是否会导致消费占比下降。如果城市化会导致收入差距扩大，那么城市化本身就会导致消费占比下降，并进而导致出口依赖增强。图12显示，中国的城市化与收入差距之间存在较明显的正相关关系。这意味着中国的城市化有可能导致城乡收入差距的扩大。
图12 中国城市化率与收入差距相关关系散点图
资料来源：世界银行WDI数据库，2012年的《中国统计年鉴》。
通过以上分析可以将城市化在理论上影响出口依赖度的传导机制总结如图13所示。图13中，加号表示正向影响，减号表示负向影响。城市化影响出口依赖度的渠道分为消费渠道和投资渠道。其中，城市化通过投资渠道对出口依赖的影响方向是确定的。城市化会促进投资占比增加，进而导致内需占比上升，并最终导致出口依赖度下降。但是，城市化通过消费渠道对出口依赖的影响方向却是不确定的，取决于城市化对收入差距的影响方向。现有的关于城市化与收入差距之间关系的实证研究并未得出一致结论。曹裕等人、陆铭和陈钊的实证研究发现中国城市化会缩小城乡收入差距。[10][11]李尚蒲和罗必良、王子敏、程开明和李金昌的实证研究则发现中国城市化会扩大城乡收入差距。[12][13][14]而丁志国等人的实证研究却发现中国城市化进程对缩减城乡收入差距的积极影响和消极影响并存。[15]如果城市化能缩小收入差距，则会使消费占比增加，最终导致出口依赖度下降。如果城市化导致收入差距扩大，则会使消费占比下降，最终导致出口依赖度上升。
外生冲击 收入差距 城市化 投资占比 内需占比 消费占比 出口依赖度
图13 城市化影响出口依赖的传导机制
综合以上分析笔者认为，中国的城市化之所以没有降低出口依赖，主要是由于在城市化水平提高的同时，收入差距扩大导致了消费占比下降，抵消了城市化降低出口依赖度的积极效应，并最终导致了中国出口依赖度增强。其中，收入差距的扩大既有外生于城市化的部分，也有内生于城市化的部分。所谓外生于城市化的部分是指，由城市化以外的因素导致的收入差距扩大。不过，到目前为止，笔者的解释还只是一种猜测。因为，前面的相关性分析并不能反映各变量之间的因果关系，所以需要通过实证研究来更严谨地检验笔者的解释。
三、实证分析
本文的研究样本为中国1978—2011年的年度时间序列数据。研究方法主要采用单位根检验、协整检验、向量误差修正模型、脉冲响应和方差分解。
(一)研究步骤
本文实证研究的主要目的是检验前文中对“中国城市化没有降低出口依赖度”现象的解释。因此，首先需要检验中国的收入差距扩大是否会导致出口依赖度增强，然后检验中国的城市化进程是否会导致收入差距扩大，最后检验当收入差距被控制不变时，中国的城市化是否会降低出口依赖度。
基于以上目的，笔者准备首先估计如下3个协整方程：方程(1)收入差距与出口依赖度，方程(2)城市化与收入差距，方程(3)城市化、收入差距与出口依赖度。如果方程(1)的估计结果表明中国收入差距扩大会导致出口依赖度增强，则证实了图12中的传导机制和笔者的部分猜测。如果方程(2)的估计结果显示中国城市化会导致收入差距扩大，则结合方程(1)的结果可以说明，中国的城市化本身会导致消费占比下降，并最终可能导致出口依赖度增强。在中国城市化水平不断提高的过程中，导致收入差距扩大是最终导致出口依赖度增强的主要原因。如果方程(2)的估计结果显示中国城市化会导致收入差距缩小，则说明中国的城市化本身能够同时促进消费和投资需求，并进而降低出口依赖度。但是，由于其他外生冲击导致的收入差距大幅扩大抵消了城市化对出口依赖度的降低效应，并最终导致出口依赖度增强。方程(3)主要是为了检验当收入差距被控制不变时，中国的城市化是否会降低出口依赖度。如果方程(3)的估计结果显示城市化的系数为负，则意味着当收入差距不变时，城市化会降低出口依赖度。这样的结果意味着图12中城市化通过刺激投资来降低出口依赖度的传导机制是存在的。
如果以上3个协整方程都存在，那么笔者进一步估计每个协整方程对应的向量误差修正模型，以考察各变量的短期动态修正情况。然后笔者再利用误差修正模型对中国的出口依赖度进行脉冲响应分析和方差分解，以考察城市化和收入差距冲击对出口依赖度的动态影响路径和相对重要性问题。
(二)数据说明
本文的实证研究主要涉及出口依赖度、城市化率、城乡收入差距和基尼系数4个变量。由于中国官方只公布了2003年以来的基尼系数，所以本文1978—2002年间的基尼系数采用陈等人的测算值。④[9]这种做法虽然存在缺陷，但也有其合理性。因为通过图9可以看出，陈等人的测算值[9]与官方数值在2003—2006年期间存在交集，可以进行比较。通过比较笔者发现二者的数值较接近(官方数据要高一些)，且走势较一致，都表现出2004年相对2003年下降，2005年相对2004年上升，2006年相对2005年上升。⑤鉴于基尼系数数据在前后时间段可能存在统计口径、统计方法等方面的差异，导致数据质量不高，笔者决定在实证分析中以城乡收入差距指标为主，以基尼系数指标为辅。本文首先采用城乡收入差距作为收入差距的代理指标进行实证研究，然后采用基尼系数作为收入差距的代理指标进行稳健性检验。表1为变量说明表，表2为各变量取自然对数后的统计性描述。
(三)单位根检验
本文同时采用ADF检验和PP检验来考察各变量的平稳性，以增强结果的稳健性。张成思认为，ADF检验的功效相对较低，而PP检验对于边际分布可能存在结构性变化的序列检验结果更加稳健。[16]所以当两种方法的检验结果相冲突时，本文采用PP检验的结果。胡永刚和郭长林以及赵进文也采用了类似的做法。[17][18]表3中，只有出口依赖度的检验结果存在冲突，ADF检验结果显示不存在单位根，而PP检验结果则显示其为一阶单整变量。其余所有变量的ADF检验结果与PP检验结果均一致，显示这些变量均为一阶单整变量。
(四)协整方程估计
本文需要分别对表4中的6个向量进行协整检验。向量(1)～向量(3)中，笔者采用城乡收入差距作为中国收入差距的代理变量。向量(1)检验出口依赖度与收入差距之间的协整关系，向量(2)检验收入差距与城市化之间的协整关系，向量(3)检验出口依赖度、收入差距与城市化之间的协整关系。向量(4)～向量(6)是以基尼系数作为中国收入差距的代理变量所进行的稳健性检验。本文采用约翰森(Johansen)协整检验方法。
表4的协整检验结果显示，向量(1)～向量(3)均存在协整关系，且迹统计量与最大特征根统计量的结果一致。当将城乡收入差距替换为基尼系数进行稳健性检验时，检验结果同样表明向量(4)～向量(6)存在协整关系。只不过向量(6)的迹统计量显示存在2个协整关系，而最大特征根统计量显示只存在1个协整关系。总体来说，本文的协整检验结果比较稳健。既然以上向量均存在协整关系，那么笔者可以进一步得出协整方程。
表5中，方程(1)显示，中国的收入差距会对出口依赖度产生显著的正向影响，收入差距扩大1％会导致出口依赖度上升2.23％。该结果验证了图12中的传导机制和笔者的猜测。方程(2)显示，中国的城市化进程对收入差距存在显著的正向影响，城市化率上升1％会导致收入差距扩大0.66％。方程(3)中的自变量同时包括收入差距和城市化。其结果显示，收入差距的系数为正，而城市化率的系数为负，且所有系数均显著。这意味着，当控制城市化率不变时，中国收入差距扩大仍然会导致出口依赖度增强；而当控制收入差距不变时，中国城市化对出口依赖度的影响方向则发生了变化。具体来说，如果收入差距不变，则城市化率上升1％会导致出口依赖度下降1.57％。这一结果说明，如果收入差距不变，中国的城市化进程的确可以通过刺激投资的渠道降低出口依赖度。总体来看，方程(1)～方程(3)的结果较好地支持了笔者之前的猜测。中国的城市化进程会通过扩大收入差距导致出口依赖度上升，同时也会通过促进投资导致出口依赖度下降。但是由于内生于城市化进程的收入差距扩大和外生的收入差距扩大所共同产生的提高出口依赖度的效应，超过了城市化通过投资渠道降低出口依赖度的效应，才最终导致中国城市化水平与出口依赖度同时上升的情况出现。⑥
需要说明的是，本文目前对于协整方程估计结果的解释并不十分严谨。因为协整方程事实上反映了变量之间的长期均衡关系，但是变量间的因果关系如何还需要进一步检验。为了更加严谨地分析问题，后文笔者还要进行因果检验。方程(4)～方程(6)是采用基尼系数作为收入差距代理变量的稳健性检验结果。可以看出，稳健性检验部分的估计结果与方程(1)～方程(3)的结果基本一致，只不过系数大小存在一些差别，说明笔者的估计结果比较可信。
(五)向量误差修正模型
笔者通过向量误差修正模型来考察变量的短期动态修正关系。由于本文主要关注因变量的短期动态调整，所以表6的估计结果中没有列出各协整方程中自变量的误差修正模型。
表6显示，6个协整方程的因变量均表现出较强的对长期均衡关系的误差修正效应。修正模型(1)表明，当上一期收入差距偏低或者出口依赖度偏高时，下一期的出口依赖度会降低以使系统逐渐向长期均衡水平收敛。模型(2)显示，当上一期收入差距偏高或者城市化率偏低时，下一期的收入差距会降低以使系统逐渐向长期均衡水平收敛。模型(3)是由出口依赖度、收入差距和城市化率共同组成的误差修正模型，其结果也表明出口依赖度具有较强的对长期均衡关系的误差修正效应。模型(4)～模型(6)是稳健性检验部分，其估计结果支持了模型(1)～模型(3)得结论。
(六)格兰杰因果检验
前文中的协整检验和误差修正模型分别证实了收入差距、城市化与出口依赖度之间存在长期和短期关系。但是三者之间是否存在因果关系，还需要通过格兰杰因果检验加以验证。表7显示，收入差距是出口依赖的格兰杰原因，城市化是收入差距的格兰杰原因，同时，城市化也是出口依赖的格兰杰原因。显然，因果检验的结果支持了前文关于协整方程的解释。
(七)脉冲响应和方差分解
接下来笔者利用脉冲响应函数来考察城市化和收入差距冲击对中国出口依赖度的动态影响路径。由于出口依赖度、城市化率和收入差距之间存在协整关系，因此需要根据三者间的误差修正模型来得出脉冲响应结果。
图14显示了根据误差修正模型(3)得出的出口依赖度对城市化的脉冲响应。可以看出，当城市化和收入差距受到正向冲击时，出口依赖度会逐渐上升，并于第3期达到顶峰，然后开始回落，但是不会回落至初始水平。说明城市化冲击和收入差距冲击对出口依赖度的影响较持久。图15显示了根据误差修正模型(3)得出的出口依赖度对收入差距的脉冲响应。由图15可以看出，收入差距冲击对出口依赖度的影响程度大于城市化冲击。这一结果符合笔者之前的传导机制分析。因为城市化冲击是通过收入差距渠道间接对出口依赖度产生正向影响的，城市化冲击本身还会通过投资渠道对出口依赖度产生负向影响。
图14 出口依赖度对城市化的脉冲响应
图15 出口依赖度对收入差距的脉冲响应
本文利用方差分解来分析模型(3)中各变量的波动对出口依赖度波动的贡献程度。图16显示，出口依赖度对自身的波动解释力最强，说明出口依赖度本身存在较强的惯性效应。出口依赖度对自身波动的贡献度从第1期的90％以上逐渐下降至第3期60％的最低水平，然后出现小幅上升，至第8期开始始终维持在66％的水平。城市化和收入差距对出口依赖度波动的贡献度逐渐上升，至第3期达到峰值，然后出现小幅下降，至第8期开始基本维持不变。其中，收入差距冲击对出口依赖度波动的贡献度高于城市化冲击，这一结果与前文的理论和实证分析一致。
图16 误差修正模型(3)中出口依赖度的方差分解
四、结论与政策建议
现有研究通常认为中国的城市化进程可以促进内需，降低出口依赖程度。但是本文通过数据分析发现，中国存在城市化水平与出口依赖度共同上升的现象。为了解释这一现象，本文首先对城市化影响出口依赖度的传导机制进行梳理，并提出可能的解释，然后利用中国的时间序列数据对笔者的解释进行实证检验。实证检验结果支持了笔者的解释。
实证结果表明，收入差距扩大是导致中国出口依赖度增强的决定性因素。中国的城市化进程一方面通过扩大收入差距导致出口依赖度上升，另一方面通过促进投资导致出口依赖度下降。但是由于内生于城市化进程的收入差距扩大和外生的收入差距扩大所共同产生的提高出口依赖度的效应，超过了城市化通过投资渠道降低出口依赖度的效应，才最终导致中国城市化水平与出口依赖度同时上升的情况出现。
本文的研究结果并没有否定城市化进程对降低中国出口依赖的积极作用，而是强调在推进城市化进程的同时，调节收入差距的重要意义。一方面要通过税收和转移支付等手段缩小现有的收入差距状况，另一方面还要调整以往的城市化路线，避免城市化进程扩大收入差距。在中国以往的城市化进程中，严格的户籍制度和政府在价格、投资以及财政支出等方面的城市偏向政策是导致城市化扩大城乡收入差距的重要因素。
如果调整城市化路线，使得城市化进程能够缩小收入差距，那么城市化本身就可以降低中国的出口依赖。当然，其他外生冲击导致的收入差距扩大仍然会抵消城市化进程对出口依赖度降低的积极作用。因此，只有推进新型城市化政策与调节收入差距政策并重，才能真正降低中国的出口依赖，使中国的经济增长转变至依靠内需拉动的可持续增长路径上来。
感谢匿名评审人提出的修改建议，笔者已做了相应修改，本文文责自负。
［收稿时间］2013－06－15
注释：
①数据来源于世界银行WDI数据库。
②中国的“城市化/工业化”指标在2009年之前始终小于1，因此在此期间城市化水平绝对滞后于工业化水平。从2009年开始，中国该指标大于1，并逐年上升，至2011年达到1.08。2011年大部分中高收入经济体的城市化率都超过其工业化率，“城市化/工业化”指标的平均值为2.42(因为中国已经步人中高收入国家行列，所以本文选取中高收入经济体作为参照系)。此时，中国的城市化水平绝对滞后于工业化的情况已经改变，但是该指标仍然远低于中高收入国家的平均水平，因此中国的城市化仍处于相对滞后于工业化的状态。
③图10描述的是城乡收入差距与消费占比之间的散点图。之所以没有给出基尼系数与消费占比之间相关关系的散点图，一是因为两个基尼系数数据均不完整，二是因为基尼系数走势与城乡收入差距基本一致，所以散点图反映的信息是重复的。
④出于稳健的考虑，本文也采用另一种拼接方式获得的基尼系数进行了实证分析(1978—2006年数据采用陈等人的估计值[9]，2007—2011年数据采用官方数据)。实证结果基本一致。由于篇幅的限制，实证结果并未给出。
⑤图9中，GINI1在2003—2006年期间的数值分别为0.4657，0.4567，0.4573，0.462 4，GINI2在2003—2006年期间的数值分别为0.479，0.473，0.485，0.487。
⑥外生的收入差距扩大是指由城市化以外的因素导致的收入差距扩大。
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