基于面板門限模型的新型城鎮(zhèn)化、對外貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率分析

李斌　倪艷秋　吳書勝

摘要：基于1999-2012年省際面板數(shù)據(jù)，本文構(gòu)建包括新型城鎮(zhèn)化、對外貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率在內(nèi)的面板門限模型，實(shí)證分析新型城鎮(zhèn)化背景下對外貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)。結(jié)果表明對外貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率之間存在門限轉(zhuǎn)換效應(yīng)，對外貿(mào)易程度的加深不利于在新型城鎮(zhèn)化的門限值內(nèi)全要素生產(chǎn)率的提升；反之，跨越新型城鎮(zhèn)化的門限值后可以顯著促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長。

關(guān)鍵詞：新型城鎮(zhèn)化；對外貿(mào)易；全要素生產(chǎn)率；面板門限模型

中圖分類號：F1243文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

我國正處于新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的新時(shí)期，提高全要素生產(chǎn)率、增強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新能力是保證我國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵，而對內(nèi)加快新型城鎮(zhèn)化建設(shè)與對外開放是促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的兩項(xiàng)重要舉措。考慮到新型城鎮(zhèn)化與對外貿(mào)易都是影響技術(shù)進(jìn)步的重要因素，通過構(gòu)建面板門限模型，本文以新型城鎮(zhèn)化為門限變量探究對外貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率之間非線性效應(yīng)的存在性，并借助新型城鎮(zhèn)化指標(biāo)體系量化新型城鎮(zhèn)化概念，擬對新型城鎮(zhèn)化、國際貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系進(jìn)行探討。

一、新型城鎮(zhèn)化及全要素生產(chǎn)率測度

（一）新型城鎮(zhèn)化評價(jià)指標(biāo)體系

要實(shí)證分析新型城鎮(zhèn)化背景下對外貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)，就必須對新型城鎮(zhèn)化水平進(jìn)行量化測度。本文綜合考慮指標(biāo)的合理性和數(shù)據(jù)的可獲得性，從城鎮(zhèn)化基本水平、城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)社會建設(shè)水平、城鎮(zhèn)文化建設(shè)水平、城鎮(zhèn)生態(tài)建設(shè)水平等層面構(gòu)建了新型城鎮(zhèn)化指標(biāo)體系，選取16個(gè)三級指標(biāo)衡量我國各省新型城鎮(zhèn)化水平，通過人口城鎮(zhèn)化水平指標(biāo)來衡量城鎮(zhèn)化基本水平。其中，人口城鎮(zhèn)化水平使用城鎮(zhèn)人口比重表示，人口城鎮(zhèn)化的發(fā)展為新型城鎮(zhèn)化建設(shè)奠定了基礎(chǔ)力量。

城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平使用經(jīng)濟(jì)增長、消費(fèi)水平、投資水平和經(jīng)濟(jì)開發(fā)程度等指標(biāo)進(jìn)行衡量，其中經(jīng)濟(jì)增長使用人均GDP來表示，而消費(fèi)水平、投資水平和經(jīng)濟(jì)開發(fā)程度分別采用居民消費(fèi)水平、人均固定資產(chǎn)投資和人均貨物進(jìn)出口額來表示。

城鎮(zhèn)社會發(fā)展水平的評價(jià)指標(biāo)包括城鎮(zhèn)人口、用水情況、道路水平和交通水平，城鎮(zhèn)人口以城市人口密度表示，用水情況以城市用水普及率表示，道路水平以城市人均擁有道路面積表示，交通水平以城市萬人擁有公交車數(shù)表示。城鎮(zhèn)社會發(fā)展水平反映了新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的公共基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)水平，是衡量城鎮(zhèn)化建設(shè)質(zhì)量必不可少的指標(biāo)，是新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的基本訴求。

城鎮(zhèn)文化發(fā)展水平主要通過高中教育水平、高等院校教育水平、文化基礎(chǔ)設(shè)施、文化傳播等指標(biāo)來衡量，分別用普通高中和高等院校學(xué)生在校人數(shù)表示高中和高等院校教育水平，用博物館個(gè)數(shù)衡量文化基礎(chǔ)設(shè)施，用少年兒童讀物類圖書出版種數(shù)衡量文化傳播水平。文化與教育的傳播是新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的根本動(dòng)力，是國家進(jìn)步社會發(fā)展的根本舉措，在新型城鎮(zhèn)化指標(biāo)體系中有著舉足輕重的地位。

城鎮(zhèn)生態(tài)建設(shè)水平用工業(yè)三廢的排放量作為衡量指標(biāo)，工業(yè)固體廢物用工業(yè)固體廢物產(chǎn)出量表示，工業(yè)液體廢物用工業(yè)廢水排放總量表示，工業(yè)氣體廢物用SO2和煙塵排放量表示。注重城鎮(zhèn)生態(tài)建設(shè)是綠色集約型城鎮(zhèn)化發(fā)展的要求，是片面追求發(fā)展速度的傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化向新型城鎮(zhèn)化轉(zhuǎn)型邁出的重要一步，也是新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的內(nèi)涵之一。

基于上述分析，本文構(gòu)建了測算新型城鎮(zhèn)化水平的指標(biāo)體系（如表1），表2是利用熵值法測算出的我國30個(gè)省（由于西藏自治區(qū)缺失數(shù)據(jù)較多未計(jì)算在內(nèi)）1999-2012年新型城鎮(zhèn)化的均值水平，可以看出我國東部地區(qū)新型城鎮(zhèn)化總體水平明顯高于中西部地區(qū)，但東北三省、河北省以及海南省的發(fā)展稍有滯后。

（二）全要素生產(chǎn)率的測算

索洛（Solow）提出的全要素生產(chǎn)率概念是指不能歸因于勞動(dòng)、資本等有形生產(chǎn)要素外的制造工藝改進(jìn)、技術(shù)創(chuàng)新等因素所帶動(dòng)的企業(yè)產(chǎn)值增加和效益的提高，是排除有形投入要素對產(chǎn)出增長貢獻(xiàn)后剩余的殘值部分。常用的估算全要素生產(chǎn)率的方法一般分為兩類，一是以索洛余值法為代表的通過估計(jì)出生產(chǎn)函數(shù)的具體形式再計(jì)算TFP的參數(shù)方法，二是在測算過程中沒有要求明確給出生產(chǎn)函數(shù)的非參數(shù)方法。本文采用的是非參數(shù)方法中的比較常用的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法（Data Envelopment Analysis， DEA）。通過測算中國30個(gè)省1999-2012年的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)以表示各個(gè)省份TFP的增長變化情況。

雖然較早提出Malmquist指數(shù)的是瑞典經(jīng)濟(jì)學(xué)和統(tǒng)計(jì)學(xué)家Malmquist，但是Fare最早將Malmquist指數(shù)表示全要素生產(chǎn)率變動(dòng)指標(biāo)（TFPCH），其表達(dá)式為：

基于上述方法和數(shù)據(jù)，本文采用了MaxDEA軟件測算出我國30個(gè)省1999-2012年的全要素生產(chǎn)率變動(dòng)情況。由于數(shù)據(jù)量較大，本文把每年30個(gè)省的數(shù)據(jù)進(jìn)行了平均制作如圖1所示的TFP增長率趨勢圖，以便更直觀地反映我國全要素生產(chǎn)率增長狀況。根據(jù)折線圖可以清晰地看到我國全要素生產(chǎn)率總體呈現(xiàn)出遞減的趨勢，2008年國際金融危機(jī)后的一年多時(shí)間發(fā)生大幅度下滑，直到2011年中期才恢復(fù)到危機(jī)前的水平，這在一定程度上說明我國技術(shù)水平低下的現(xiàn)狀并沒有得到根本性的改變。

二、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）模型、變量與數(shù)據(jù)

本文把新型城鎮(zhèn)化水平作為門限變量，以驗(yàn)證對外貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率之間非線性相關(guān)性，并借鑒Hansen（2000）[3]定義的面板門限模型進(jìn)行具體探究，基本模型初步設(shè)定為：

通過門限效應(yīng)檢驗(yàn)驗(yàn)證該模型中的門限是否存在并測算相應(yīng)數(shù)值，如若存在考察不同區(qū)間內(nèi)對外貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率增長的相關(guān)系數(shù)大小與顯著水平。

1.被解釋變量。TFP是根據(jù)每年各種要素投入水平和產(chǎn)值大小計(jì)算出每年每單位投入的產(chǎn)出，本文基于DEA方法利用MaxDEA軟件測算出Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)來代表TFP的增長變化情況（TFPCH）。

2.門限變量與門限依賴變量。新型城鎮(zhèn)化水平（urb）是本文設(shè)定的門限變量外貿(mào)依存度（FTD）代表對外貿(mào)易水平是本文選取的門限依賴變量，新型城鎮(zhèn)化水平根據(jù)上文構(gòu)建的指標(biāo)體系測算，外貿(mào)依存度數(shù)據(jù)根據(jù)每年經(jīng)營單位所在地的進(jìn)出口總值與地區(qū)生產(chǎn)總值的比計(jì)算得到。

3.控制變量。FDI作為對外貿(mào)易活動(dòng)的另外一種形式，通過直接引進(jìn)國外的資本、技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)等要素推動(dòng)我國TFP的增長。除此之外，國內(nèi)R&D投入也對我國科技實(shí)力和科技創(chuàng)新能力起到直接作用。本文選取FDI、R&D兩個(gè)投入變量作為模型的控制變量，F(xiàn)DI數(shù)據(jù)選取各省每一年的外商直接投資額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值，R&D強(qiáng)度數(shù)據(jù)選取以1998年為基期的各省每一年研究與發(fā)展經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值。由于西藏自治區(qū)的數(shù)據(jù)缺失比較嚴(yán)重，本文以除西藏外的30個(gè)省1999～2012年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省統(tǒng)計(jì)年鑒。表3中是本文各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

（二）門限效應(yīng)檢驗(yàn)

為了避免“偽回歸”，本文通過LLC和IPS兩種方法對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確保數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性和最終實(shí)證結(jié)果的可靠性。根據(jù)表4的內(nèi)容可知所有的變量都通過了LLC檢驗(yàn)，但是IPS檢驗(yàn)中所有變量都是一階單整的，需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)來進(jìn)一步驗(yàn)證。面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)方法主要有E-G兩步法檢驗(yàn)、Pedroni檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)，本文采用的是Kao檢驗(yàn)，觀察表4的檢驗(yàn)結(jié)果可知檢驗(yàn)拒絕了原假設(shè)，模型存在協(xié)整關(guān)系且在10%的水平上顯著，模型中的各變量之間存在長期均衡的關(guān)系，則對模型進(jìn)行門限效應(yīng)檢驗(yàn)是有意義的。

Hanisen提出的新門限回歸方法。不需要給定變量間的非線性關(guān)系，就可以通過漸近分布理論來估計(jì)方程中參數(shù)的置信區(qū)間，由于具備借助bootstrop方法來檢驗(yàn)門限值等優(yōu)點(diǎn)，而被廣泛應(yīng)用于門限模型的檢驗(yàn)中。本文利用面板門限模型來研究新型城鎮(zhèn)化背景下對外貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率的影響，先對模型進(jìn)行門限效應(yīng)檢驗(yàn)，該檢驗(yàn)的原假設(shè)為H0：β1=β2，即模型不存在門限效應(yīng)，方程（2）變成簡單的線性函數(shù)形式；反之，當(dāng)假設(shè)H1：β1≠β2成立時(shí)，則模型中有明顯的門限存在，表明新型城鎮(zhèn)化處于不同發(fā)展水平下時(shí)，對外貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率的作用效果不同。利用極大似然估計(jì)量LR來驗(yàn)證模型門限效應(yīng)的存在性，那么在統(tǒng)計(jì)量LR的估計(jì)值近乎等于零時(shí)門限變量的取值就是所求的門限值。

為了測算統(tǒng)計(jì)量LR，本文運(yùn)用stata120，采取“自舉模擬法”抽樣2 000次，得到LR的趨勢線。圖2和圖3是門限自舉模擬檢驗(yàn)得到的LR趨勢圖，門限變量的置信區(qū)間在圖中虛線和LR相交的兩點(diǎn)形成的區(qū)間內(nèi)，根據(jù)圖2可知[00336，00338]是第一個(gè)門限值的置信區(qū)間，估計(jì)結(jié)果表明，只有門限值等于00338時(shí)滿足統(tǒng)計(jì)量LR的取值與0最為靠近。因此，可以明確第一個(gè)門限值是00338，在此基礎(chǔ)上可繼續(xù)進(jìn)行第二個(gè)門限的抽樣檢驗(yàn)。圖3表明該模型是有第二個(gè)門限存在的，門限值為00307。根據(jù)表5中給出的門限模型的F值和P值，發(fā)現(xiàn)不管是單一門限還是雙門限的檢驗(yàn)F值都很大，模型完全通過顯著性檢驗(yàn)。最終，本文選擇雙門限模型將回歸方程變成一個(gè)三階段函數(shù)，來分析不同階段下系數(shù)和顯著性水平的差異。

（三）實(shí)證結(jié)果分析

1.門限回歸結(jié)果分析

本文初步設(shè)定的模型為單一門限模型，現(xiàn)在將模型修正為雙門限模型：

TFPCHit=β1FTDit（ubritγ1）+β2FTDit（γ1γ2）+θ′1FDIit+θ′2RDit+θ′3HCit+εit（5）

在面板門限效應(yīng)檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，本文根據(jù)模型（5）進(jìn)行門限回歸估計(jì)實(shí)證檢驗(yàn)得到的相關(guān)參數(shù)估計(jì)結(jié)果（如表6所示）。從表6的估計(jì)結(jié)果可以清晰地觀察出當(dāng)新型城鎮(zhèn)化水平低于門限值00307時(shí)，對外貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率增長有顯著的抑制作用；當(dāng)新型城鎮(zhèn)化水平提高并介于兩個(gè)門限值00307和00338之間時(shí)，對外貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率增長的負(fù)作用減弱；當(dāng)新型城鎮(zhèn)化水平高于門限值00338時(shí)，加快對外貿(mào)易的發(fā)展會對全要素生產(chǎn)率的增長產(chǎn)生積極的促進(jìn)作用。

總之，新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的發(fā)展有助于對外貿(mào)易產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)，有利于促進(jìn)我國全要素生產(chǎn)率的增長。當(dāng)新型城鎮(zhèn)化水平較低時(shí)，一方面城鎮(zhèn)人口的綜合素質(zhì)不高，對外貿(mào)易以勞動(dòng)和資源密集型產(chǎn)品的出口以及中間品和資本密集型產(chǎn)品的進(jìn)口為主，不僅容易陷入比較優(yōu)勢陷阱阻礙我國的技術(shù)創(chuàng)新，而且不利于消化吸收貿(mào)易帶來的技術(shù)溢出；另一方面，新型城鎮(zhèn)化發(fā)展落后時(shí)，居民收入較低難以刺激消費(fèi)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展動(dòng)力不足，相應(yīng)的對外貿(mào)易難以發(fā)揮出口學(xué)習(xí)效應(yīng)和進(jìn)口競爭效應(yīng)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級和技術(shù)進(jìn)步。

當(dāng)新型城鎮(zhèn)化水平跨越了第一個(gè)門限值00307且小于第二個(gè)門限值00338時(shí)，人力資本存量以及城鎮(zhèn)消費(fèi)需求偏低的狀況有所改善，進(jìn)口額增加同時(shí)企業(yè)開始注重技術(shù)創(chuàng)新的培養(yǎng)，產(chǎn)生部分進(jìn)口學(xué)習(xí)效應(yīng)，對外貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率增長的抑制作用大幅減小。當(dāng)新型城鎮(zhèn)化水平繼續(xù)提高越過第二個(gè)門限值00338時(shí)，高質(zhì)量的城鎮(zhèn)化帶動(dòng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的一體化以及公共服務(wù)的均等化，提高了城鎮(zhèn)居民的生活質(zhì)量，對外貿(mào)易也逐步向集約、綠色、低碳的方向發(fā)展，進(jìn)而有效促進(jìn)貿(mào)易的技術(shù)溢出和我國全要素生產(chǎn)率的提升。此外，回歸結(jié)果顯示R&D強(qiáng)度對全要素生產(chǎn)率的影響不顯著，外商直接投資對全要素生產(chǎn)率有顯著的負(fù)面影響，這可能是由于我國R&D投入嚴(yán)重不足以及外商直接投資質(zhì)量偏低造成的。

2.區(qū)域回歸結(jié)果分析

根據(jù)本文測算的數(shù)據(jù)可知東部地區(qū)新型城鎮(zhèn)化水平明顯高于中西部地區(qū)，并且大部分東部省份的新型城鎮(zhèn)化水平都越過了第二個(gè)門限值00338，而中西部地區(qū)新型城鎮(zhèn)化水平遠(yuǎn)低于門限值00338；同時(shí)，也只有東部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)出明顯的增長勢頭，而中部和西部地區(qū)TFP都逐年遞減。因此，本文把我國30個(gè)省份劃分為東部省份（北京、天津、河北、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南）、中部省份（山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南）、西部省份（重慶、內(nèi)蒙古、廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆），來分析由于不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)環(huán)境差異造成的TFP差異化增長。

本文分別對東部、中部和西部地區(qū)數(shù)據(jù)進(jìn)行了面板固定效應(yīng)回歸，以研究各區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易對全要素生產(chǎn)率的作用情況，實(shí)證估計(jì)結(jié)果如表7所示。

（1）全要素生產(chǎn)率與對外貿(mào)易的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果顯示對外貿(mào)易對東部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率的影響為正，對中部和西部地區(qū)的影響顯著為負(fù)。對于這一結(jié)果進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)的對外貿(mào)易占我國貿(mào)易總額的比重較大，對外貿(mào)易引致的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、干中學(xué)效應(yīng)、競爭效應(yīng)等對東部地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步有很大促進(jìn)作用；加之，東部地區(qū)技術(shù)吸收能力較強(qiáng)，可以及時(shí)消化貿(mào)易帶來的技術(shù)溢出。中西部地區(qū)的出口品主要集中在資源密集型產(chǎn)品上，很難實(shí)現(xiàn)出口的學(xué)習(xí)效應(yīng)，并且相對薄弱的技術(shù)吸收能力也不利于地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新與全要素生產(chǎn)率增長。

（2）全要素生產(chǎn)率與研發(fā)投入的關(guān)系。R&D投入對東部地區(qū)有顯著的促進(jìn)作用，影響系數(shù)為14477，相反對中西部地區(qū)有明顯的抑制作用。目前，中西部地區(qū)的R&D投入嚴(yán)重不足遠(yuǎn)低于東部地區(qū)，制約企業(yè)對國外先進(jìn)知識的學(xué)習(xí)以及開拓創(chuàng)新能力的提升，進(jìn)而阻礙了地區(qū)全要素生產(chǎn)率的增長。

（3）全要素生產(chǎn)率與外商直接投資的關(guān)系?；貧w結(jié)果表明外商直接投資在東部和中部地區(qū)存在負(fù)面影響，在西部地區(qū)存在正面影響。改革開放以來，我國外商直接投資額逐年遞增尤其是東部與中部地區(qū)，但是外商主要投資于勞動(dòng)資源密集型行業(yè)，剝削廉價(jià)的勞動(dòng)力、掠奪豐富的自然資源，無法提升我國的自主創(chuàng)新能力和全要素生產(chǎn)率水平。相對而言，西部地區(qū)外商進(jìn)駐較晚，我國相關(guān)的法律政策發(fā)展更為健全，外商直接投資的質(zhì)量有所改善，得益于外資的技術(shù)溢出有助于西部地區(qū)創(chuàng)新能力的培養(yǎng)與技術(shù)水平的提高。

三、結(jié)論與政策建議

基于1999-2012年省際面板數(shù)據(jù)，本文構(gòu)建了包括新型城鎮(zhèn)化、對外貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率在內(nèi)的面板門限模型，實(shí)證分析了新型城鎮(zhèn)化背景下對外貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)。結(jié)果表明對外貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率之間存在門限效應(yīng)，當(dāng)新型城鎮(zhèn)化處于門限值內(nèi)，對外貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大會阻礙全要素生產(chǎn)率增長；反之，跨越新型城鎮(zhèn)化的門限值后，對外貿(mào)易的發(fā)展就可以對全要素生產(chǎn)率的提升有較大的促進(jìn)作用。根據(jù)上述結(jié)果，本文提出如下政策建議：第一，加快新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，中西部地區(qū)的新型城鎮(zhèn)化建設(shè)亟待改進(jìn)。第二，改善外商直接投資質(zhì)量，鼓勵(lì)外商投資企業(yè)在我國設(shè)立研發(fā)部門。第三，加大我國研發(fā)投入，提高研發(fā)資金利用效益。

參考文獻(xiàn)：

[1]張軍，吳桂英，張吉鵬.中國省際物質(zhì)資本存量估算：1952-2000[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004（10）：35-44.

[2]單豪杰.中國資本存量的K的再估算：1952-2006[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2008（10）：17-31.

[3]Hansen，B.E.S ample Splitting and Threshold Estimation[J].Economic rica， 2000：575-608.

Abstract：Based on 1999-2012 provincial panel data， the paper builds a panel threshold model including new urbanization， international trade and total factor productivity to empirically study the international trade spillover effect of technology under the new urbanization. The results show that the new urbanization threshold effect does exist between international trade and TFP. When new urbanization is below the threshold， the deepening of international trade is not conducive to enhance total factor productivity， and vice versa， crossing the threshold of new urbanization international trade can significantly promote the increase of total factor productivity.

Key words：new urbanization； international trade； total factor productivity； panel threshold model

（責(zé)任編輯：厲新）