外部關(guān)稅減讓與家庭消費(fèi)
——來(lái)自中國(guó)城鎮(zhèn)住戶(hù)調(diào)查的微觀(guān)證據(jù)

劉鎧豪 臧旭恒 王雪芳

一、引 言

2001 年加入世界貿(mào)易組織(WTO)是我國(guó)改革開(kāi)放進(jìn)程中影響最深遠(yuǎn)、沖擊最劇烈的事件之一，也是改革開(kāi)放史上重要的里程碑?！叭胧馈焙笪覈?guó)出口企業(yè)充分享受多邊無(wú)條件的最惠國(guó)待遇。這一外部關(guān)稅減讓引致的外部需求增加極大地推動(dòng)了出口擴(kuò)張，進(jìn)而對(duì)國(guó)內(nèi)的就業(yè)和工資收入產(chǎn)生正向影響(李勝旗和毛其淋，2018；劉鎧豪等，2019；劉鎧豪等，2021)，從而會(huì)在一定程度上影響家庭經(jīng)濟(jì)決策。對(duì)于我國(guó)的家庭而言，消費(fèi)支出作為家庭經(jīng)濟(jì)決策的重要方面，會(huì)受到外部關(guān)稅減讓的影響嗎？如果受到影響的話(huà)，外部關(guān)稅減讓通過(guò)哪些路徑和渠道影響家庭消費(fèi)呢？這是本文旨在探討的核心問(wèn)題。事實(shí)上，加快實(shí)施自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略是我國(guó)新一輪對(duì)外開(kāi)放的重要內(nèi)容：黨的十七大把自由貿(mào)易區(qū)建設(shè)上升為國(guó)家戰(zhàn)略；黨的十八大提出要加快實(shí)施自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略；黨的十九大報(bào)告中指出，中國(guó)支持多邊貿(mào)易體制，促進(jìn)自由貿(mào)易區(qū)建設(shè)，推動(dòng)建設(shè)開(kāi)放型世界經(jīng)濟(jì)。我國(guó)已經(jīng)陸續(xù)簽訂了19 個(gè)自貿(mào)協(xié)定，涉及26 個(gè)國(guó)家和地區(qū)，并有中日韓自貿(mào)區(qū)等多達(dá)10 個(gè)自貿(mào)區(qū)正在談判。此外，《區(qū)域全面經(jīng)濟(jì)伙伴關(guān)系協(xié)定》(RCEP)于2020 年底正式簽署。根據(jù)協(xié)定，貨物貿(mào)易整體開(kāi)放水平達(dá)到90%以上，各成員國(guó)之間的關(guān)稅減讓以協(xié)議生效立即降為零關(guān)稅、十年內(nèi)降為零關(guān)稅為主，將會(huì)有90%的商品實(shí)現(xiàn)零關(guān)稅。中國(guó)和日本首次達(dá)成了雙邊關(guān)稅減讓安排，實(shí)現(xiàn)了歷史性突破。因此，在加快實(shí)施自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略、外部關(guān)稅不斷減讓的背景下，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)越來(lái)越依靠?jī)?nèi)需，特別是依靠消費(fèi)的拉動(dòng)作用的客觀(guān)現(xiàn)實(shí)面前，厘清外部關(guān)稅減讓與家庭消費(fèi)之間的關(guān)系具有重大現(xiàn)實(shí)意義。

需要特別說(shuō)明的是，區(qū)別于現(xiàn)有的關(guān)于“貿(mào)易自由化所帶來(lái)的家庭消費(fèi)福利”這一主題的相關(guān)研究(Han 等，2016；施炳展和張夏，2017；王備和錢(qián)學(xué)鋒，2020)，本文關(guān)注的是“外部關(guān)稅減讓”對(duì)“家庭消費(fèi)行為”的影響，因?yàn)槟壳皣?guó)內(nèi)并沒(méi)有相關(guān)文獻(xiàn)探究外部關(guān)稅減讓如何影響中國(guó)家庭消費(fèi)，該領(lǐng)域的空白有待填補(bǔ)。與本文相關(guān)的文獻(xiàn)有兩類(lèi)：第一類(lèi)為關(guān)于貿(mào)易自由化如何影響消費(fèi)的文獻(xiàn)。在國(guó)外研究方面，Topalova(2010)基于印度的研究表明，貿(mào)易自由化(進(jìn)口關(guān)稅削減)沖擊抑制了人均消費(fèi)支出的增長(zhǎng)，但是這一證據(jù)來(lái)自于地區(qū)層面。在國(guó)內(nèi)研究方面，周玲玲和張恪渝(2020)運(yùn)用全球貿(mào)易分析模型(GTAP)模擬了四種貿(mào)易自由化(進(jìn)口關(guān)稅削減)政策情景進(jìn)而探究貿(mào)易自由化能否促進(jìn)中國(guó)居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)，但并沒(méi)有提供基于現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。與本文最相關(guān)的研究有兩篇：Dai 等(2021)探究了家庭應(yīng)對(duì)貿(mào)易自由化(進(jìn)口關(guān)稅削減)沖擊時(shí)的相關(guān)調(diào)整。其研究發(fā)現(xiàn)：在進(jìn)口關(guān)稅下降幅度較大地區(qū)，其工資水平受到的負(fù)面沖擊較大。家庭會(huì)進(jìn)行一系列的調(diào)整來(lái)應(yīng)對(duì)中國(guó)加入WTO 所帶來(lái)的貿(mào)易自由化(進(jìn)口關(guān)稅削減)沖擊，包括家庭成員中更多女性和老人參加工作、更多年輕人與父母同住以降低居住成本，并且家庭儲(chǔ)蓄會(huì)減少；劉鎧豪等(2022)進(jìn)一步拓展了Dai等(2021)的研究，探究了貿(mào)易自由化(進(jìn)口關(guān)稅削減)沖擊對(duì)家庭消費(fèi)行為的影響。這些研究非常具有啟發(fā)性，但是均聚焦于進(jìn)口關(guān)稅削減，并未就本文所關(guān)注的外部關(guān)稅減讓如何影響家庭消費(fèi)行為(包括家庭消費(fèi)支出、平均消費(fèi)傾向和家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu))進(jìn)行相應(yīng)的探究。第二類(lèi)是聚焦“外部關(guān)稅減讓”的相關(guān)研究，大致可以劃分為兩類(lèi)：一類(lèi)是宏觀(guān)層面的采用全球貿(mào)易分析模型(GTAP)模擬分析中國(guó)與不同國(guó)家關(guān)稅減讓合作的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，例如中韓自貿(mào)區(qū)談判的關(guān)稅減讓對(duì)兩國(guó)主要產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)影響分析(周曙東等，2016)、中國(guó)與TPP 國(guó)家關(guān)稅減讓合作的宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)(謝建國(guó)和丁蕾，2017)；另一類(lèi)是微觀(guān)層面的考察企業(yè)出口貿(mào)易自由化(即出口企業(yè)面臨的外部關(guān)稅減讓)的影響，例如，對(duì)企業(yè)產(chǎn)品配置調(diào)整(高云舒等，2021)和儲(chǔ)蓄行為(毛其淋和許家云，2018)的影響。但是，這類(lèi)文獻(xiàn)目前尚未考察城市層面的外部關(guān)稅減讓對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)決策的影響，而本文基于家庭消費(fèi)的視角進(jìn)行了初次嘗試。

基于此，本文的貢獻(xiàn)之處在于：①鑒于海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)中涵蓋了各地區(qū)出口企業(yè)的詳細(xì)出口信息(包括出口目的地、出口金額等)，利用各地區(qū)初始產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異性，本文初次構(gòu)建了各地區(qū)在初始年份(2001 年)面臨的外部關(guān)稅水平指標(biāo)。②本文從家庭消費(fèi)行為的多個(gè)維度出發(fā)，首次采用以中國(guó)為樣本的微觀(guān)數(shù)據(jù)詳細(xì)地探討了外部關(guān)稅減讓對(duì)家庭消費(fèi)的影響，并證實(shí)了其影響機(jī)制，從家庭這一微觀(guān)視角揭示了外部關(guān)稅減讓沖擊所引致的家庭消費(fèi)調(diào)整。③本文補(bǔ)充了近些年涌現(xiàn)的關(guān)于“貿(mào)易自由化沖擊對(duì)區(qū)域勞動(dòng)力市場(chǎng)的影響”這支文獻(xiàn)，現(xiàn)有的研究大多聚焦在地區(qū)層面，而本文基于外部關(guān)稅減讓這一政策沖擊對(duì)家庭消費(fèi)進(jìn)行微觀(guān)切入，從而對(duì)這支文獻(xiàn)進(jìn)行了相應(yīng)的拓展。④本文同樣補(bǔ)充了關(guān)于“中國(guó)入世的經(jīng)濟(jì)影響”這支文獻(xiàn)，不同于現(xiàn)有的大部分關(guān)于“中國(guó)加入WTO 對(duì)企業(yè)產(chǎn)生一系列影響”這支文獻(xiàn)，我們補(bǔ)充的是中國(guó)加入WTO 所帶來(lái)的外部關(guān)稅減讓對(duì)家庭產(chǎn)生的影響，并從家庭消費(fèi)的視角證實(shí)了其正向影響，本文以“建立擴(kuò)大消費(fèi)需求長(zhǎng)效機(jī)制”的政策目標(biāo)為出發(fā)點(diǎn)，為“加快實(shí)施自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略”這一國(guó)家戰(zhàn)略的合理性與必要性提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持。⑤本文還補(bǔ)充了關(guān)于“家庭如何應(yīng)對(duì)收入沖擊”這支文獻(xiàn)，我們證實(shí)了當(dāng)入世帶來(lái)的外部關(guān)稅減讓這一外生沖擊對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)產(chǎn)生正向影響、家庭收入也相應(yīng)地受到正向影響時(shí)，家庭會(huì)如何調(diào)整其消費(fèi)行為以應(yīng)對(duì)收入沖擊。

二、理論分析與研究假說(shuō)

中國(guó)加入WTO 之后，出口企業(yè)開(kāi)始充分享受多邊無(wú)條件的最惠國(guó)待遇，這一外部關(guān)稅減讓引致的外部需求增加極大地推動(dòng)了出口擴(kuò)張，從而對(duì)國(guó)內(nèi)的就業(yè)和工資收入產(chǎn)生正向影響(李勝旗和毛其淋，2018；劉鎧豪等，2019；劉鎧豪等，2021)。而同樣基于中國(guó)城鎮(zhèn)住戶(hù)調(diào)查的研究表明，家庭消費(fèi)變動(dòng)與家庭收入變動(dòng)呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。并且，面對(duì)負(fù)面的收入沖擊時(shí)，家庭平滑其消費(fèi)的路徑選擇是削減耐用品消費(fèi)支出以滿(mǎn)足非耐用品的消費(fèi)支出，犧牲教育投資支出來(lái)保證食品消費(fèi)支出(Chen 等，2013)。由于耐用品消費(fèi)支出屬于享樂(lè)型消費(fèi)支出，教育投資支出屬于發(fā)展型消費(fèi)支出，食品之類(lèi)的非耐用品消費(fèi)支出屬于生存型消費(fèi)支出。因此，負(fù)面的收入沖擊會(huì)增加生存型消費(fèi)支出所占比重、降低發(fā)展型和享樂(lè)型消費(fèi)支出所占比重，從而對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生抑制作用；反之，正面的收入沖擊則會(huì)促進(jìn)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。此外，依據(jù)邊際消費(fèi)傾向遞減規(guī)律，正面的收入沖擊會(huì)在一定程度上降低居民消費(fèi)率，即降低平均消費(fèi)傾向。綜上所述，外部關(guān)稅減讓對(duì)家庭收入的正向影響會(huì)促進(jìn)家庭消費(fèi)支出增長(zhǎng)、降低平均消費(fèi)傾向并促進(jìn)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)?；诖?，本文提出如下假說(shuō)：

假說(shuō)1：家庭收入水平是外部關(guān)稅減讓沖擊影響家庭消費(fèi)(包括家庭消費(fèi)支出、平均消費(fèi)傾向和家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu))的潛在路徑。

一國(guó)在貿(mào)易自由化的過(guò)程中不僅伴隨著勞動(dòng)力市場(chǎng)的動(dòng)態(tài)調(diào)整，還伴隨著收入的再分配，即貿(mào)易自由化的收入分配效應(yīng)?；谥袊?guó)的研究表明，外部關(guān)稅減讓不僅顯著提高了平均工資水平，還縮小了工資差距(李勝旗和毛其淋，2018)，即有利于減少收入不平等程度。而現(xiàn)有研究表明，收入不平等抑制了城鎮(zhèn)家庭的消費(fèi)水平(金燁等，2011)，尤其是顯著地抑制了中、低地位等級(jí)家庭的消費(fèi)(杭斌和修磊；2016)。并且，無(wú)論是基于發(fā)達(dá)國(guó)家還是中國(guó)的研究均證實(shí)了收入不平等程度的加劇會(huì)降低平均消費(fèi)傾向(Della Valle 和Oguchi，1976；Lin，2017)。此外，現(xiàn)有的基于中國(guó)的研究表明，收入空間分布不平衡導(dǎo)致的消費(fèi)需求區(qū)域差異限制了家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化(陸地和孫巍，2019)，并且城鄉(xiāng)收入不平等抑制了農(nóng)村居民的發(fā)展享受型消費(fèi)支出，進(jìn)而不利于其消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)(呂志科和曾馨，2020)。綜上所述，外部關(guān)稅減讓所帶來(lái)的收入不平等程度下降會(huì)促進(jìn)家庭消費(fèi)支出增長(zhǎng)，提高平均消費(fèi)傾向，并促進(jìn)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。基于此，本文提出如下假說(shuō)：

假說(shuō)2：收入不平等程度是外部關(guān)稅減讓沖擊影響家庭消費(fèi)(包括家庭消費(fèi)支出、平均消費(fèi)傾向和家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu))的潛在渠道。

根據(jù)Atkin(2012)的研究，由于農(nóng)業(yè)氣候稟賦的差異，適合當(dāng)?shù)貧夂蚍A賦生長(zhǎng)的食物供給量充足，價(jià)格相對(duì)便宜，經(jīng)過(guò)世世代代的傳承成為了當(dāng)?shù)鼐用窳?xí)慣并且偏好的食物，而農(nóng)業(yè)貿(mào)易自由化會(huì)導(dǎo)致這種當(dāng)?shù)爻湓Ｊ澄锏南鄬?duì)價(jià)格上升，進(jìn)而侵蝕了貿(mào)易所得，尤其是抑制了窮人的營(yíng)養(yǎng)攝入。同理，如果某種食物特別適合當(dāng)?shù)貧夂蚍A賦、供給量充足、價(jià)格相對(duì)便宜，是當(dāng)?shù)鼐用窳?xí)慣并且偏好的食物，當(dāng)外部需求增加導(dǎo)致該地區(qū)該類(lèi)食物的出口顯著增加時(shí)，其相對(duì)價(jià)格也會(huì)上升。推而廣之，對(duì)于不同類(lèi)型的銷(xiāo)售商品而言，其面臨的外部關(guān)稅減讓程度和外部需求增加程度不同，即出口擴(kuò)張程度不同，所以?xún)r(jià)格上漲幅度也有所差異。由于不同類(lèi)型的銷(xiāo)售商品具有不同的需求價(jià)格彈性，所以每一種銷(xiāo)售商品的價(jià)格上升導(dǎo)致的家庭對(duì)該商品的消費(fèi)支出具有不確定性：如果對(duì)該商品的需求是富有彈性的，那么在其價(jià)格水平上升時(shí)，需求量減少的比率大于其價(jià)格水平上升的比率，家庭對(duì)該商品的消費(fèi)支出會(huì)減少；反之，如果需求是缺乏彈性的，那么在其價(jià)格水平上升時(shí)，需求量減少的比率小于價(jià)格水平上升的比率，家庭對(duì)該商品的消費(fèi)支出則會(huì)增加。鑒于每一種銷(xiāo)售商品的價(jià)格上升所導(dǎo)致的家庭對(duì)該商品的消費(fèi)支出具有不確定性，那么外部關(guān)稅減讓引致的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)上升對(duì)家庭消費(fèi)支出的影響也具有不確定性，家庭平均消費(fèi)傾向所受到的影響也相應(yīng)地具有不確定性。此外，對(duì)不同類(lèi)型的銷(xiāo)售商品而言，其各自?xún)r(jià)格調(diào)整幅度的差異也會(huì)引起相對(duì)價(jià)格的變動(dòng)，從而在收入效應(yīng)和替代效應(yīng)的共同作用下影響家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)?；诖耍疚奶岢鋈缦录僬f(shuō)：

假說(shuō)3：物價(jià)水平是外部關(guān)稅減讓沖擊影響家庭消費(fèi)(包括家庭消費(fèi)支出、平均消費(fèi)傾向和家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu))的潛在路徑。

綜上所述，外部關(guān)稅減讓可能通過(guò)影響家庭收入水平、收入不平等程度和物價(jià)水平進(jìn)而對(duì)家庭消費(fèi)產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

本文所采用的數(shù)據(jù)主要包括國(guó)家統(tǒng)計(jì)局城鎮(zhèn)住戶(hù)調(diào)查(Urban Household Survey，UHS)數(shù)據(jù)、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)、WITS 數(shù)據(jù)庫(kù)中的關(guān)稅數(shù)據(jù)、海關(guān)數(shù)據(jù)和城市層面的數(shù)據(jù)，具體介紹如下：

1. 城鎮(zhèn)住戶(hù)調(diào)查(UHS)數(shù)據(jù)：數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，以城鎮(zhèn)地區(qū)的常住人口為主要調(diào)查對(duì)象，采取分層抽樣的方法從中國(guó)所有城鎮(zhèn)中隨機(jī)選取樣本。盡管城鎮(zhèn)住戶(hù)調(diào)查始于1988 年，但在1992 年和1997 年相繼調(diào)整了問(wèn)卷內(nèi)容。本文采用的是1997—2009 年的數(shù)據(jù)：一方面是為了使問(wèn)卷的內(nèi)容盡可能地保持一致，另一方面是為了使樣本周期涵蓋加入WTO 這一政策沖擊之前和之后的時(shí)間段。

2. 規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)：鑒于城鎮(zhèn)住戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)的行業(yè)信息較為粗糙，借鑒戴覓等(2019)的做法，本文采用2001 年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)計(jì)算城市層面的就業(yè)權(quán)重。具體而言，工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)包含各個(gè)企業(yè)所屬的4 分位編碼行業(yè)信息和各個(gè)企業(yè)所在地的地理信息，通過(guò)分類(lèi)加總即可求出各個(gè)城市-行業(yè)層面的就業(yè)人數(shù)，以及各個(gè)城市的就業(yè)總?cè)藬?shù)。

3. WITS 數(shù)據(jù)庫(kù)中的關(guān)稅數(shù)據(jù)：關(guān)稅數(shù)據(jù)來(lái)自 World Integrated Trade Solution(WITS)數(shù)據(jù)庫(kù)，涵蓋所有采礦業(yè)和制造業(yè)的關(guān)稅，精確到HS6 分位水平。

4. 海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)：海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)詳細(xì)報(bào)告了企業(yè)出口到任一目的地市場(chǎng)中各種產(chǎn)品的價(jià)值量、數(shù)量、貿(mào)易方式等信息，原始數(shù)據(jù)的產(chǎn)品分類(lèi)為HS8 位碼，本文采用其HS6位碼并與WITS 數(shù)據(jù)庫(kù)中的關(guān)稅數(shù)據(jù)(精確到HS6 位碼)進(jìn)行匹配。

5. 城市層面的數(shù)據(jù)：城市層面的數(shù)據(jù)主要來(lái)自中國(guó)研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)中的中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)(Chinese City Statistics Database，CCSD)、各城市年度國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)、各省份統(tǒng)計(jì)年鑒和《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（二）指標(biāo)構(gòu)建

1. 外部關(guān)稅減讓

在借鑒Edmonds 等(2010)的思路的基礎(chǔ)上，鑒于海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)中涵蓋了各個(gè)地區(qū)的企業(yè)詳細(xì)的出口信息(包括出口目的地、出口金額等)，同時(shí)利用各地區(qū)初始產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異性，本文初次構(gòu)建了各地區(qū)在初始年份(2001 年)面臨的外部關(guān)稅水平指標(biāo)，如(1)式所示：的出口額占地區(qū)c 的k 行業(yè)在t 期出口到全世界出口額的比重，用這個(gè)比重作為權(quán)重對(duì)“出口目的國(guó)d 在t 期對(duì)k 行業(yè)進(jìn)口品所征收的關(guān)稅稅率”進(jìn)行加權(quán)平均，可以得到地區(qū)c 的k 行業(yè)在t 期所面對(duì)的“外部關(guān)稅稅率”，精確到HS6 分位水平。L表示2001 年c 城市k 行業(yè)的勞動(dòng)力數(shù)量，L 表示2001 年c 城市的勞動(dòng)力數(shù)量。從(1)式可以看出，各城市在初始年份(2001 年)所面臨的外部關(guān)稅水平是以“k 行業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量在初始年份(2001年)占c 城市勞動(dòng)力總量的份額”為權(quán)重，對(duì)“城市c 的k 行業(yè)在t期所面對(duì)的外部關(guān)稅稅率”進(jìn)行加權(quán)平均得到。(1)式表明，由于外部關(guān)稅稅率在不同行業(yè)之間存在很大的差異，如果該樣本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集中在外部關(guān)稅稅率下降幅度較大的行業(yè)，則其面臨的外部關(guān)稅減讓沖擊就更大，這也是使用(1)式構(gòu)造各地區(qū)外部關(guān)稅減讓沖擊的合理性所在。

本文采用各地區(qū)在初始年份(2001 年)的外部關(guān)稅水平作為衡量指標(biāo)的主要原因在于，在加入WTO 后，出口企業(yè)將充分享受多邊無(wú)條件的最惠國(guó)待遇。2001—2009 年各地區(qū)的外部關(guān)稅減讓體現(xiàn)出一個(gè)明顯的特征：在初始年份(2001 年)所面臨的外部關(guān)稅水平越高，入世后的外部關(guān)稅減讓幅度越大。圖1 呈現(xiàn)了這一關(guān)系，橫軸為2001 年各地區(qū)在初始年份(2001 年)所面臨的外部關(guān)稅水平，縱軸為2001—2009 年各地區(qū)所經(jīng)歷的外部關(guān)稅水平的變動(dòng)(即外部關(guān)稅減讓幅度)，散點(diǎn)的大小反映了該地區(qū)受訪(fǎng)家庭樣本量的多少?？梢钥吹剑瑑烧咧g呈現(xiàn)出明顯的正相關(guān)性，即在初始年份(2001年)面臨越高外部關(guān)稅水平的地區(qū)，2001—2009 年經(jīng)歷的外部關(guān)稅減讓幅度則相應(yīng)越大。因此，各地區(qū)在初始年份(2001 年)所面臨的外部關(guān)稅水平能很好地預(yù)測(cè)其入世后經(jīng)歷的外部關(guān)稅減讓幅度。此外，初始年份(2001 年)的外部關(guān)稅水平外生強(qiáng)更強(qiáng)，因其不會(huì)受到加入WTO 后的各種沖擊的影響。因此，本文采用各地區(qū)在初始年份(2001年)所面臨的外部關(guān)稅水平來(lái)衡量其在2001—2009 年所經(jīng)歷的外部關(guān)稅減讓幅度。

圖1 各地區(qū)在初始年份(2001年)面臨的外部關(guān)稅水平與入世后經(jīng)歷的外部關(guān)稅減讓幅度之間的相關(guān)關(guān)系

2. 生活成本指數(shù)(或者消費(fèi)價(jià)格指數(shù))

傳統(tǒng)的生活成本指數(shù)可表示為：

即在維持效用水平不變的前提下，t 期所需的最小支出與基期實(shí)際支出的比值。其中，p和p與q和q分別為t 期和基期i 產(chǎn)品的消費(fèi)價(jià)格與數(shù)量，U和U分別表示t 期與基期的效用水平。Laspeyres 價(jià)格指數(shù)、Paasche 價(jià)格指數(shù)和Fisher 理想價(jià)格指數(shù)都可一階近似于生活成本指數(shù)(Argente 和Lee，2015)，三者的函數(shù)形式為：

Laspeyres 價(jià)格指數(shù)和Paasche 價(jià)格指數(shù)的差別在于各自分別采用了基期和t 期i產(chǎn)品的消費(fèi)數(shù)量，F(xiàn)isher 理想價(jià)格指數(shù)有效地結(jié)合了Laspeyres 價(jià)格指數(shù)和Paasche 價(jià)格指數(shù)，所以本文采用Fisher 理想價(jià)格指數(shù)來(lái)衡量生活成本指數(shù)(或者消費(fèi)價(jià)格指數(shù))。借鑒王備和錢(qián)學(xué)鋒(2020)的做法，基于UHS 數(shù)據(jù)庫(kù)，本文主要選取食品和飲料、衣著服飾以及家庭設(shè)備用品共3 大類(lèi)31 種樣本消費(fèi)品。因此，本文構(gòu)建了三種Fisher 理想價(jià)格指數(shù)：食品和飲料類(lèi)Fisher 價(jià)格指數(shù)、衣著服飾類(lèi)Fisher 價(jià)格指數(shù)和家庭設(shè)備用品類(lèi)Fisher 價(jià)格指數(shù)。

（三）計(jì)量模型與變量說(shuō)明

本文從三個(gè)維度來(lái)考察家庭消費(fèi)，包括消費(fèi)支出(家庭消費(fèi)支出和家庭人均消費(fèi)支出)、消費(fèi)傾向(平均消費(fèi)傾向)和消費(fèi)結(jié)構(gòu)(生存型消費(fèi)支出占比、發(fā)展型消費(fèi)支出占比和享樂(lè)型消費(fèi)支出占比)，共計(jì)六個(gè)衡量指標(biāo)。基于雙重差分法(Difference in Difference)的識(shí)別策略，本文的基準(zhǔn)回歸模型設(shè)定如下：

下標(biāo)i 、c 和t 分別代表家庭、城市和年份。被解釋變量h_consumption 、per_ consumption、tendency、live_ratio、develop_ratio 和enjoy_ratio 分別表示c 城市家庭i 在t 期的家庭消費(fèi)支出、家庭人均消費(fèi)支出、平均消費(fèi)傾向、生存型消費(fèi)支出占比、發(fā)展型消費(fèi)支出占比和享樂(lè)型消費(fèi)支出占比。 ExportTariff 2001表示初始年份(2001 年)各地區(qū)所面臨的外部關(guān)稅水平，本文采用連續(xù)分組設(shè)定以更好地利用地區(qū)間的變化差異，避免因簡(jiǎn)單劃分為處理組和對(duì)照組兩類(lèi)而降低地區(qū)間變化差異且可能存在分組誤差的情況。WTO 為加入WTO 的政策沖擊變量，自2002 年及以后賦值為1，否則為0。此外，本文還控制了戶(hù)主就業(yè)情況固定效應(yīng)、戶(hù)主所在行業(yè)固定效應(yīng)、城市固定效應(yīng) u、年份固定效應(yīng)以及省份固定效應(yīng) u和年份固定效應(yīng)的交乘項(xiàng)，為干擾項(xiàng)。借鑒Dix-Carneiro 等(2018)和戴覓等(2019)的思路和做法：由于外部關(guān)稅減讓沖擊對(duì)于國(guó)內(nèi)的微觀(guān)經(jīng)濟(jì)主體而言是相對(duì)外生的，不存在逆向因果問(wèn)題，可以在很大程度上避免內(nèi)生性問(wèn)題的困擾，控制豐富的固定效應(yīng)也能在一定程度上緩解遺漏變量偏誤問(wèn)題，所以本文在基準(zhǔn)回歸中不引入控制變量，而在穩(wěn)健性檢驗(yàn)時(shí)引入相應(yīng)的控制變量。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1 所示。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸

基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果如表2 所示：①第(1)～(2)列的回歸結(jié)果顯示，核心解釋變量的估計(jì)結(jié)果顯著為正，表明相比于初始年份(2001 年)外部關(guān)稅水平較低的地區(qū)，初始年份(2001 年)外部關(guān)稅水平較高的地區(qū)于2002 年后家庭消費(fèi)支出和家庭人均消費(fèi)支出所受到的正向影響較大，同時(shí)初始年份(2001 年)有較高外部關(guān)稅水平的地區(qū)在入世后有更大幅度的外部關(guān)稅減讓?zhuān)瑥亩馕吨獠筷P(guān)稅減讓會(huì)促進(jìn)家庭消費(fèi)支出的增長(zhǎng)和家庭人均消費(fèi)支出的增長(zhǎng)。需要特別說(shuō)明的是，本文的識(shí)別策略只能識(shí)別關(guān)稅削減的相對(duì)影響，即外部關(guān)稅減讓幅度較大的城市和外部關(guān)稅減讓幅度較小的城市相比，家庭消費(fèi)支出的增長(zhǎng)和家庭人均消費(fèi)支出的增長(zhǎng)相對(duì)較快。②第(3)列的估計(jì)結(jié)果顯示，外部關(guān)稅減讓降低了平均消費(fèi)傾向。③第(4)～(6)列的估計(jì)結(jié)果顯示，外部關(guān)稅減讓促進(jìn)了消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)，使得生存型消費(fèi)支出占比下降、發(fā)展型消費(fèi)支出占比和享樂(lè)型消費(fèi)支出占比上升。綜上所述，外部關(guān)稅減讓促進(jìn)了家庭消費(fèi)。

表2 基準(zhǔn)回歸

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)①限于篇幅，本文并沒(méi)有匯報(bào)“穩(wěn)健性檢驗(yàn)”部分的估計(jì)結(jié)果，留存?zhèn)渌鳌?/h3>

1. 平行趨勢(shì)假設(shè)檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)雙重差分模型對(duì)于本文研究的適用性，在采用該模型估計(jì)之前需要進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)樣本的家庭消費(fèi)行為在外部關(guān)稅減讓沖擊之前是否存在差異變動(dòng)，若在沖擊發(fā)生之前就存在差異變動(dòng)，則不能排除模型估計(jì)得到的沖擊效果是由沖擊前的差異變動(dòng)所引致。除了需要檢驗(yàn)事前的平行趨勢(shì)外，為了更進(jìn)一步觀(guān)察政策是否存在時(shí)滯效應(yīng)，本文采用事件分析法探究外部關(guān)稅減讓沖擊的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。具體而言，將(3)式中的WTO 換成表示加入WTO 這一政策沖擊前和沖擊后若干年的虛擬變量，因變量不變，估計(jì)如下方程：

其中，year 是加入WTO 這一政策沖擊當(dāng)年年份的虛擬變量，S 取負(fù)數(shù)表示政策沖擊前S 年，正數(shù)表示政策沖擊后S 年。由于本文的樣本周期是1997—2009 年，因而本文關(guān)注政策沖擊前4 年和沖擊后7 年，并將政策沖擊的前一期作為基準(zhǔn)組。估計(jì)結(jié)果不僅通過(guò)了平行趨勢(shì)假設(shè)，而且表明政策沖擊的效果在未來(lái)7 年持續(xù)存在，這與Dai 等(2020)的研究結(jié)論“入世所帶來(lái)的關(guān)稅削減對(duì)工資的負(fù)向影響超過(guò)6 年”具有異曲同工之處。

2. 替換核心解釋變量

本文采用了兩種替換核心解釋變量的方法：①借鑒劉燦雷和王永進(jìn)(2019)的思路，我們用“各地區(qū)2001 年與2009 年面臨的外部關(guān)稅水平之間的差值”來(lái)衡量各地區(qū)的外部關(guān)稅減讓幅度，并用該指標(biāo)(ExportTariff_2001—2009)替代核心解釋變量(2001 年各地區(qū)的外部關(guān)稅水平)進(jìn)行回歸，估計(jì)結(jié)果非常穩(wěn)健。②借鑒Han 等(2012)的做法，我們將政策沖擊變量的設(shè)定由二值變量(WTO)替換為連續(xù)變量——年度平均關(guān)稅水平(Year_tariff)。由于二值變量(WTO)在加入WTO 前后是由0 變?yōu)?，而年度平均關(guān)稅水平持續(xù)下降，兩者變化趨勢(shì)相反。因此，二值變量(WTO)替換為連續(xù)變量(Year_tariff)之后，所有回歸的估計(jì)系數(shù)的符號(hào)應(yīng)該相反。回歸結(jié)果顯示，估計(jì)系數(shù)的符號(hào)確實(shí)相反，估計(jì)結(jié)果依舊穩(wěn)健。

3. 預(yù)期效應(yīng)檢驗(yàn)

將加入WTO 這一政策沖擊視為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的前提是該政策沖擊是隨機(jī)的，即加入WTO 之前家庭對(duì)該政策不具有預(yù)期效應(yīng)，借鑒Lu 和Yu(2015)的方法，本文通過(guò)在基準(zhǔn)回歸模型中引入政策沖擊之前的一年(2001年)的虛擬變量(One year before WTO)與ExportTariff 2001 的交乘項(xiàng)，考察家庭在政策沖擊之前一年是否存在預(yù)期效應(yīng)。若得到上述變量的系數(shù)顯著，則表明家庭在政策沖擊之前對(duì)該政策存在預(yù)期效應(yīng)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，ExportTariff 2001×One year before WTO 的估計(jì)系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上并不顯著，且核心解釋變量的估計(jì)系數(shù)依舊穩(wěn)健。由此可知，加入WTO 這一政策沖擊發(fā)生之前家庭對(duì)該政策變動(dòng)并不存在顯著的預(yù)期效應(yīng)。

4. 考慮其他因素的干擾

為了檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文也考慮了其他因素的干擾，具體如下：①鑒于基準(zhǔn)回歸中沒(méi)有引入控制變量，本文在此處引入了一系列家庭特征變量，包括戶(hù)主年齡(age)、戶(hù)主受教育程度(education)、戶(hù)主性別(gender)、家庭規(guī)模(family_size)、家庭是否有房(house_possession)、家庭可支配收入(ln_disposable)、家庭就業(yè)人口占比(employed_ratio)和家庭退休人口占比(retired_ratio)，估計(jì)結(jié)果非常穩(wěn)健。②中國(guó)“入世”之后會(huì)面臨兩種類(lèi)型的關(guān)稅變動(dòng)沖擊：一方面，“入世”之后中國(guó)商品出口到其他國(guó)家和地區(qū)時(shí)能夠享受最惠國(guó)待遇，即外部關(guān)稅減讓?zhuān)涣硪环矫?，中?guó)按照承諾大幅度削減進(jìn)口關(guān)稅，即進(jìn)口關(guān)稅削減沖擊。為避免這一進(jìn)口自由化沖擊的干擾，借鑒Dai 等(2021)、劉鎧豪等(2022)的做法，本文構(gòu)造進(jìn)口關(guān)稅削減指標(biāo)如下：

在(5)式中，c 表示城市，t 表示年份，j 表示行業(yè)，T ariff表示行業(yè)j 在t 年的關(guān)稅稅率，精確到4 分位水平。L表示2001 年c 城市j 行業(yè)的勞動(dòng)力數(shù)量，L表示2001 年c 城市的勞動(dòng)力數(shù)量。從(5)式可以看出，城市層面的進(jìn)口關(guān)稅水平是行業(yè)層面進(jìn)口關(guān)稅水平的加權(quán)平均，權(quán)重是j 行業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量在初始年份(2001 年)占c 城市勞動(dòng)力總量的份額?；诖?，本文在基準(zhǔn)回歸中引入進(jìn)口關(guān)稅削減指標(biāo)，估計(jì)結(jié)果依舊穩(wěn)健。

5. 安慰劑檢驗(yàn)

為了排除外部關(guān)稅減讓對(duì)家庭消費(fèi)的促進(jìn)作用受到其他非觀(guān)測(cè)遺漏變量的干擾，本文還進(jìn)行了安慰劑檢驗(yàn)，讓核心解釋變量對(duì)被解釋變量的沖擊變得隨機(jī)(由計(jì)算機(jī)生成)，再使該隨機(jī)過(guò)程重復(fù)500 次。通過(guò)繪制估計(jì)值的概率密度圖可以發(fā)現(xiàn)，隨機(jī)處理后的估計(jì)系數(shù)并不顯著且均聚集在零附近，而基準(zhǔn)回歸的估計(jì)系數(shù)位于整個(gè)分布之外，這說(shuō)明隨機(jī)生成的政策沖擊沒(méi)有影響，反推出外部關(guān)稅減讓沖擊對(duì)家庭消費(fèi)的促進(jìn)作用是真實(shí)存在的。

6. 更換樣本

為了檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文對(duì)研究樣本進(jìn)行如下更換：①在我國(guó)，直轄市的行政等級(jí)與省級(jí)等同，高于地級(jí)市，行政等級(jí)的不同可能會(huì)導(dǎo)致外部關(guān)稅減讓沖擊對(duì)家庭消費(fèi)的影響不同。因此，本文對(duì)剔除四個(gè)直轄市之后的樣本進(jìn)行重新回歸，估計(jì)結(jié)果非常穩(wěn)?。蛔灾沃莸男姓匚慌c地級(jí)市相同，是我國(guó)在少數(shù)民族聚居地設(shè)立的地級(jí)民族自治地方，與地級(jí)市相比，享有很高的自我管理權(quán)，這一顯著差異也可能會(huì)導(dǎo)致外部關(guān)稅減讓沖擊對(duì)家庭消費(fèi)的影響不同。因此，本文對(duì)剔除自治州之后的樣本進(jìn)行重新回歸，估計(jì)結(jié)果同樣非常穩(wěn)??；此外，本文還對(duì)同時(shí)剔除直轄市和自治州的樣本進(jìn)行回歸，估計(jì)結(jié)果依舊非常穩(wěn)健。②在本文的研究樣本中，并非所有的樣本城市在1997—2009 年持續(xù)存在，為了避免可能存在的樣本自選擇問(wèn)題，我們采用1997—2009年每一年都存在的樣本城市組成一個(gè)平衡面板數(shù)據(jù)樣本并再次進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果同樣非常穩(wěn)健。③本文識(shí)別策略的一個(gè)潛在挑戰(zhàn)是外部關(guān)稅減讓沖擊對(duì)勞動(dòng)力在城市間的流動(dòng)產(chǎn)生顯著影響。例如，如果一個(gè)城市受到的外部關(guān)稅減讓沖擊較大，對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)條件(包括就業(yè)和工資水平等)產(chǎn)生積極影響，其他城市的部分勞動(dòng)力更愿意遷移到該城市，那么該部分勞動(dòng)力群體所在的家庭也有可能隨之遷移到該城市，這意味著該城市的家庭消費(fèi)支出增長(zhǎng)相對(duì)較快可能是由于勞動(dòng)力(及其家庭)遷移到該城市過(guò)程中引致的研究對(duì)象“組成效應(yīng)”所導(dǎo)致的。鑒于城鎮(zhèn)住戶(hù)調(diào)查的問(wèn)卷中有“何時(shí)來(lái)本市鎮(zhèn)居??？”這一問(wèn)題，我們剔除了2001 年之后遷移到本市鎮(zhèn)的樣本群體，即只保留自2001 年起一直居住在同一城市的樣本群體，以消除人口流動(dòng)可能導(dǎo)致的估計(jì)偏誤。采用剔除流動(dòng)人口這一群體之后的樣本重新回歸，估計(jì)結(jié)果仍然非常穩(wěn)健。

（三）潛在的影響機(jī)制分析

為了系統(tǒng)全面地探討外部關(guān)稅減讓沖擊影響家庭消費(fèi)的渠道和路徑，本文從微觀(guān)層面的家庭收入水平、宏觀(guān)層面的收入不平等程度和物價(jià)水平三個(gè)視角進(jìn)行了詳細(xì)探討。

第一，微觀(guān)層面上，本文試圖探討外部關(guān)稅減讓沖擊是否通過(guò)影響家庭收入水平進(jìn)而影響家庭消費(fèi)。關(guān)于家庭收入水平，本文選取的衡量指標(biāo)為家庭總收入(ln_hincome)和家庭可支配收入(ln_disposable)。當(dāng)采用家庭總收入作為衡量指標(biāo)時(shí)，具體分析如下：首先，如表3.1 的第(1)列所示，我們首先證實(shí)了外部關(guān)稅減讓沖擊增加了家庭總收入。然后，本文在基準(zhǔn)回歸中引入ExportTariff 2001×WTO×ln_hincome這一“三重交乘項(xiàng)”，回歸結(jié)果表明，ExportTariff 2001×WTO×ln_hincome 這一“三重交乘項(xiàng)”的估計(jì)結(jié)果的符號(hào)與ExportTariff 2001×WTO 的符號(hào)一致。因此，ExportTariff 2001×WTO 對(duì)家庭消費(fèi)的凈影響取決于其本身的影響與ExportTariff 2001×WTO×ln_hincome 的影響之和。例如，假定ExportTariff 2001×WTO 本身對(duì)家庭消費(fèi)的影響是1，ExportTariff 2001×WTO×ln_hincome 對(duì)家庭消費(fèi)的影響是(與保持同號(hào))，那么ExportTariff 2001×WTO 對(duì)家庭消費(fèi)的凈影響為+× ln_hincome 。由于表3.1的第(1)列已經(jīng)證實(shí)了外部關(guān)稅減讓沖擊對(duì)家庭總收入的正向影響，那么ExportTariff 2001×WTO 對(duì)ln_hincome 的正向影響會(huì)使得+× ln_hincome 所對(duì)應(yīng)的影響更大。當(dāng)采用家庭可支配收入作為衡量指標(biāo)時(shí)，如表3.2 所示，分析過(guò)程完全一致。因此，外部關(guān)稅減讓沖擊通過(guò)提高家庭收入水平進(jìn)而影響家庭消費(fèi)，說(shuō)明家庭收入水平是外部關(guān)稅減讓影響家庭消費(fèi)的路徑之一，驗(yàn)證了假說(shuō)1。

表3.1 影響機(jī)制：家庭收入水平(家庭總收入)

表3.2 影響機(jī)制：家庭收入水平(家庭可支配收入)

第二，宏觀(guān)層面上，本文試圖探討外部關(guān)稅減讓沖擊是否通過(guò)影響收入不平等程度進(jìn)而影響家庭消費(fèi)。關(guān)于收入不平等程度，本文選取的衡量指標(biāo)為家庭總收入的泰爾指數(shù)(theil_hincome)和家庭可支配收入的泰爾指數(shù)(theil_disposable)。當(dāng)采用家庭總收入的泰爾指數(shù)作為衡量指標(biāo)時(shí)，具體分析如下：首先，如表4.1 的第(1)列所示，我們首先證實(shí)了外部關(guān)稅減讓沖擊降低了家庭總收入的泰爾指數(shù)。然后，本文在基準(zhǔn)回歸中引入ExportTariff 2001×WTO×theil_hincome 這一“三重交乘項(xiàng)”，回歸結(jié)果表明，ExportTariff 2001×WTO×theil_hincome 這一“三重交乘項(xiàng)”的估計(jì)結(jié)果的符號(hào)與ExportTariff 2001×WTO 的符號(hào)相反。因此，ExportTariff 2001×WTO 對(duì)家庭消費(fèi)的凈影響取決于其本身的影響與ExportTariff 2001×WTO×theil_hincome 的影響之和。例如，假定ExportTariff 2001×WTO 本身對(duì)家庭消費(fèi)的影響是，ExportTariff 2001×WTO×theil_hincome 對(duì)家庭消費(fèi)的影響是(與符號(hào)相反)，那么ExportTariff 2001×WTO 對(duì)家庭消費(fèi)的凈影響為+× theil_hincome 。由于表4.1 的第(1)列已經(jīng)證實(shí)了外部關(guān)稅減讓沖擊對(duì)泰爾指數(shù)的負(fù)向影響，那么ExportTariff 2001×WTO 對(duì)theil_hincome 的負(fù)向影響會(huì)使得+× theil_hincome 所對(duì)應(yīng)的影響更大。當(dāng)采用家庭可支配收入的泰爾指數(shù)作為衡量指標(biāo)時(shí)，如表4.2 所示，分析過(guò)程完全一致。因此，外部關(guān)稅減讓沖擊通過(guò)降低收入不平等程度進(jìn)而影響家庭消費(fèi)，說(shuō)明收入不平等程度是外部關(guān)稅減讓影響家庭消費(fèi)的路徑之一，驗(yàn)證了假說(shuō)2。

表4.1 影響機(jī)制：收入不平等程度(家庭總收入的泰爾指數(shù))

表4.2 影響機(jī)制：收入不平等程度(家庭可支配收入的泰爾指數(shù))

第三，宏觀(guān)層面上，本文試圖探討外部關(guān)稅減讓沖擊是否通過(guò)影響物價(jià)水平進(jìn)而影響家庭消費(fèi)。關(guān)于物價(jià)水平，本文選取的衡量指標(biāo)為食品和飲料類(lèi)Fisher 價(jià)格指數(shù)(fpi_food)、衣著服飾類(lèi)Fisher 價(jià)格指數(shù)(fpi_cloth)和家庭設(shè)備用品類(lèi)Fisher 價(jià)格指數(shù)(fpi_device)。當(dāng)采用食品和飲料類(lèi)Fisher 價(jià)格指數(shù)作為衡量指標(biāo)時(shí)，具體分析如下：首先，如表5.1 的第(1)列所示，我們首先證實(shí)了外部關(guān)稅減讓沖擊提高了食品和飲料類(lèi)Fisher 價(jià)格指數(shù)。然后，本文在基準(zhǔn)回歸中引入ExportTariff 2001×WTO×fpi_food這一“三重交乘項(xiàng)”。第(2)～(3)列的回歸結(jié)果表明，ExportTariff 2001×WTO×fpi_food 這一“三重交乘項(xiàng)”的估計(jì)結(jié)果在統(tǒng)計(jì)上顯著，并且估計(jì)結(jié)果的符號(hào)與ExportTariff 2001×WTO 的符號(hào)一致。因此，ExportTariff 2001×WTO 對(duì)家庭消費(fèi)支出的凈影響取決于其本身的促進(jìn)作用與ExportTariff 2001×WTO×fpi_food 的促進(jìn)作用之和。例如，假定ExportTariff 2001×WTO 本身對(duì)家庭消費(fèi)支出的促進(jìn)作用是(＞0)，ExportTariff 2001×WTO×fpi_food 對(duì)家庭消費(fèi)支出的促進(jìn)作用是(＞0)，那么ExportTariff 2001×WTO 對(duì)家庭消費(fèi)支出的凈影響為+× fpi_food 。由于表5.1 的第(1)列已經(jīng)證實(shí)了外部關(guān)稅減讓沖擊對(duì)食品和飲料類(lèi)Fisher 價(jià)格指數(shù)的正向影響，那么ExportTariff 2001×WTO 對(duì)fpi_food 的正向影響會(huì)使得+× fpi_food 所對(duì)應(yīng)的促進(jìn)作用更大。而表5.1 的第(5)～(7)列的回歸結(jié)果表明，ExportTariff 2001×WTO×fpi_food 這一“三重交乘項(xiàng)”的估計(jì)結(jié)果在統(tǒng)計(jì)上顯著，并且估計(jì)結(jié)果的符號(hào)與ExportTariff 2001×WTO 的符號(hào)相反。因此，ExportTariff 2001×WTO 對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的凈影響取決于其本身的影響與ExportTariff 2001×WTO×fpi_food 的影響之和。由于表5.1 的第(1)列已經(jīng)證實(shí)了外部關(guān)稅減讓沖擊對(duì)食品和飲料類(lèi)Fisher 價(jià)格指數(shù)的正向影響，那么ExportTariff 2001×WTO 對(duì)fpi_food 的正向影響會(huì)使得生存型消費(fèi)支出占比上升、發(fā)展型消費(fèi)支出占比和享樂(lè)型消費(fèi)支出占比下降，從而不利于家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)。

表5.1 影響機(jī)制：物價(jià)水平(食品和飲料類(lèi)Fisher價(jià)格指數(shù))

當(dāng)采用衣著服飾類(lèi)Fisher 價(jià)格指數(shù)作為衡量指標(biāo)時(shí)，具體分析如下：首先，如表5.2 的第(1)列所示，我們首先證實(shí)了外部關(guān)稅減讓沖擊提高了衣著服飾類(lèi)Fisher 價(jià)格指數(shù)。然后，本文在基準(zhǔn)回歸中引入ExportTariff 2001×WTO×fpi_cloth 這一“三重交乘項(xiàng)”。第(2)～(3)列的回歸結(jié)果表明，ExportTariff 2001×WTO×fpi_cloth 這一“三重交乘項(xiàng)”的估計(jì)結(jié)果在統(tǒng)計(jì)上顯著，并且估計(jì)結(jié)果的符號(hào)與ExportTariff 2001×WTO 的符號(hào)一致。因此，ExportTariff 2001×WTO 對(duì)家庭消費(fèi)支出的凈影響取決于其本身的促進(jìn)作用與ExportTariff 2001×WTO×fpi_cloth 的促進(jìn)作用之和。例如，假定ExportTariff2001×WTO 本身對(duì)家庭消費(fèi)支出的促進(jìn)作用是(＞0)，ExportTariff 2001×WTO×fpi_cloth 對(duì)家庭消費(fèi)支出的促進(jìn)作用是(＞0)，那么ExportTariff 2001×WTO 對(duì)家庭消費(fèi)支出的凈影響為+× fpi_cloth。由于表5.2 的第(1)列已經(jīng)證實(shí)了外部關(guān)稅減讓沖擊對(duì)衣著服飾類(lèi)Fisher 價(jià)格指數(shù)的正向影響，那么ExportTariff 2001×WTO 對(duì)fpi_cloth 的正向影響會(huì)使得+× fpi_cloth 所對(duì)應(yīng)的促進(jìn)作用更大。而表5.2 的第(5)～(7)列的回歸結(jié)果表明，ExportTariff 2001×WTO×fpi_cloth 這一“三重交乘項(xiàng)”的估計(jì)結(jié)果在統(tǒng)計(jì)上均不顯著，所以并未對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響。

表5.2 影響機(jī)制：物價(jià)水平(衣著服飾類(lèi)Fisher價(jià)格指數(shù))

當(dāng)采用家庭設(shè)備用品類(lèi)Fisher 價(jià)格指數(shù)作為衡量指標(biāo)時(shí)，具體分析如下：首先，如表5.3 的第(1)列所示，我們首先證實(shí)了外部關(guān)稅減讓沖擊提高了家庭設(shè)備用品類(lèi)Fisher 價(jià)格指數(shù)。然后，本文在基準(zhǔn)回歸中引入ExportTariff 2001×WTO×fpi_device 這一“三重交乘項(xiàng)”。第(2)～(3)列的回歸結(jié)果表明，ExportTariff 2001×WTO×fpi_device 這一“三重交乘項(xiàng)”的估計(jì)結(jié)果在統(tǒng)計(jì)上顯著，并且估計(jì)結(jié)果的符號(hào)與ExportTariff 2001×WTO 的符號(hào)一致。因此，ExportTariff 2001×WTO 對(duì)家庭消費(fèi)支出的凈影響取決于其本身的促進(jìn)作用與ExportTariff 2001×WTO×fpi_device 的促進(jìn)作用之和。例如，假定ExportTariff 2001×WTO 本身對(duì)家庭消費(fèi)支出的促進(jìn)作用是(＞0)，ExportTariff 2001×WTO ×fpi_device 對(duì)家庭消費(fèi)支出的促進(jìn)作用是(＞0)，那么ExportTariff 2001×WTO 對(duì)家庭消費(fèi)支出的凈影響為+× fpi_device。由于表5.3 的第(1)列已經(jīng)證實(shí)了外部關(guān)稅減讓沖擊對(duì)家庭設(shè)備用品類(lèi)Fisher 價(jià)格指數(shù)的正向影響，那么 ExportTariff 2001 × WTO 對(duì) fpi_device 的正向影響會(huì)使得+× fpi_device所對(duì)應(yīng)的促進(jìn)作用更大。對(duì)平均消費(fèi)傾向的分析過(guò)程則相反，此處不再贅述。而表5.3 的第(5)列和第(7)列的回歸結(jié)果表明，ExportTariff 2001×WTO×fpi_device 這一“三重交乘項(xiàng)”的估計(jì)結(jié)果在統(tǒng)計(jì)上顯著，且估計(jì)結(jié)果的符號(hào)與ExportTariff 2001×WTO 的符號(hào)一致。因此，ExportTariff 2001×WTO 對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的凈影響取決于其本身的影響與ExportTariff 2001×WTO×fpi_device 的影響之和。由于表5.3 的第(1)列已經(jīng)證實(shí)了外部關(guān)稅減讓沖擊對(duì)家庭設(shè)備用品類(lèi)Fisher 價(jià)格指數(shù)的正向影響，那么ExportTariff 2001×WTO 對(duì)fpi_device 的正向影響會(huì)使得生存型消費(fèi)支出占比下降、享樂(lè)型消費(fèi)支出占比上升，從而促進(jìn)了家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)。綜上所述，外部關(guān)稅減讓沖擊通過(guò)提高物價(jià)水平進(jìn)而影響家庭消費(fèi)，說(shuō)明物價(jià)水平是外部關(guān)稅減讓影響家庭消費(fèi)的路徑之一，驗(yàn)證了假說(shuō)3。

表5.3 影響機(jī)制：物價(jià)水平(家庭設(shè)備用品類(lèi)Fisher價(jià)格指數(shù))

（四）異質(zhì)性檢驗(yàn)①限于篇幅，本文并未匯報(bào)“異質(zhì)性檢驗(yàn)”部分的估計(jì)結(jié)果，留存?zhèn)渌鳌?/h3>

通過(guò)前文的實(shí)證分析，我們得到的基本結(jié)論是，外部關(guān)稅減讓沖擊促進(jìn)了家庭消費(fèi)，并對(duì)潛在的作用路徑進(jìn)行了探究。值得注意的是，上文的估計(jì)實(shí)際上是建立在均值回歸模型的計(jì)量框架之上，所以本質(zhì)上揭示的是外部關(guān)稅減讓沖擊對(duì)家庭消費(fèi)的平均影響效應(yīng)，進(jìn)而可能掩蓋了家庭的異質(zhì)性反應(yīng)以及不同地區(qū)的差異性影響。為了全面認(rèn)識(shí)外部關(guān)稅減讓與家庭消費(fèi)之間的異質(zhì)性關(guān)系，本文將從不同維度進(jìn)行大量的異質(zhì)性檢驗(yàn)，具體如下：

1. 不同地區(qū)：東部與中西部

現(xiàn)有研究表明，各地區(qū)距離沿海越遠(yuǎn)，貿(mào)易自由化的傳遞效應(yīng)(包括對(duì)各地區(qū)價(jià)格水平、工資水平的影響)越弱(施炳展和張夏，2017)。鑒于物價(jià)水平和工資水平是影響家庭消費(fèi)的兩個(gè)渠道，那么不禁要問(wèn)：外部關(guān)稅減讓沖擊對(duì)家庭消費(fèi)的影響在東部地區(qū)和中西部地區(qū)之間是否存在明顯差異呢？估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，平均而言，外部關(guān)稅減讓對(duì)東部地區(qū)家庭消費(fèi)的邊際影響更大，說(shuō)明各地區(qū)距離沿海越遠(yuǎn)，外部關(guān)稅減讓的傳遞效應(yīng)(包括對(duì)各地區(qū)價(jià)格水平、工資水平的影響)越弱，這與施炳展和張夏(2017)的研究結(jié)論不謀而合。因此，外部關(guān)稅減讓沖擊對(duì)家庭消費(fèi)的影響在東部和中西部地區(qū)之間存在一定的地理差異。

2. 不同地區(qū)：市場(chǎng)化程度較高地區(qū)與市場(chǎng)化程度較低地區(qū)

現(xiàn)有研究表明，市場(chǎng)結(jié)構(gòu)會(huì)影響關(guān)稅削減的傳遞效果(Han 等，2016)。鑒于此，同樣在地理維度層面，我們還考察了外部關(guān)稅減讓對(duì)家庭消費(fèi)的影響是否會(huì)隨著市場(chǎng)化程度的不同而存在差異。為了探究這一問(wèn)題，借鑒樊綱等(2011)的市場(chǎng)化指數(shù)來(lái)衡量地方市場(chǎng)化程度，然后基于市場(chǎng)化指數(shù)中位數(shù)將樣本分為市場(chǎng)化程度較高地區(qū)和市場(chǎng)化程度較低地區(qū)兩個(gè)組別進(jìn)行分組檢驗(yàn)。估計(jì)結(jié)果表明，平均而言，外部關(guān)稅減讓對(duì)家庭消費(fèi)的邊際影響在市場(chǎng)化程度較高地區(qū)相對(duì)較大。究其原因，可以從兩個(gè)方面進(jìn)行解釋?zhuān)阂环矫?，市?chǎng)化程度較高地區(qū)大多集中在東部地區(qū)，可以用上文所述的“東部和中西部地區(qū)之間影響差異”來(lái)解釋“市場(chǎng)化程度較高地區(qū)和市場(chǎng)化程度較低地區(qū)之間的影響差異”。另一方面，相對(duì)于市場(chǎng)化程度較低地區(qū)而言，在市場(chǎng)化程度較高地區(qū)，較為激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)通過(guò)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“外部關(guān)稅減讓引致的外部需求”，進(jìn)而對(duì)工資水平和物價(jià)水平的影響相對(duì)較大，從而對(duì)家庭消費(fèi)的邊際影響更大。因此，外部關(guān)稅減讓沖擊對(duì)家庭消費(fèi)的影響會(huì)隨著市場(chǎng)化程度的不同而存在顯著差異。

3. 家庭是否有房：有房家庭與無(wú)房家庭

現(xiàn)有研究指出，對(duì)于無(wú)房者而言，房產(chǎn)是一種需求剛性的準(zhǔn)吉芬商品，其價(jià)格提高會(huì)擠占居民的其他消費(fèi)需求，進(jìn)而對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生抑制作用(洪濤，2006)。那么，當(dāng)家庭的房屋產(chǎn)權(quán)存在差異時(shí)，外部關(guān)稅減讓對(duì)家庭消費(fèi)的影響是否存在顯著差異呢？我們按照房屋產(chǎn)權(quán)將樣本分為有房家庭和無(wú)房家庭兩個(gè)組別進(jìn)行分組回歸。估計(jì)結(jié)果顯示，與有房家庭相比，外部關(guān)稅減讓對(duì)無(wú)房家庭的邊際影響相對(duì)更大。可能的解釋是，房產(chǎn)這種準(zhǔn)吉芬商品對(duì)無(wú)房家庭的消費(fèi)需求具有較強(qiáng)的抑制作用，面對(duì)外部關(guān)稅減讓沖擊帶來(lái)的工資效應(yīng)，這一抑制作用會(huì)在一定程度上被緩解，從而有助于釋放無(wú)房家庭的消費(fèi)需求。因此，外部關(guān)稅減讓沖擊對(duì)家庭消費(fèi)的影響會(huì)由于家庭是否有房而存在顯著差異。

4. 家庭成員就業(yè)部門(mén)：家庭成員中無(wú)貿(mào)易部門(mén)就業(yè)者與家庭成員中有貿(mào)易部門(mén)就業(yè)者

流轉(zhuǎn)稅對(duì)出口貿(mào)易的影響在不同行業(yè)之間存在一定的差異(劉鎧豪和王雪芳，2020)，而關(guān)稅作為流轉(zhuǎn)稅的主要稅種之一，現(xiàn)有研究表明，進(jìn)口關(guān)稅削減對(duì)工資增長(zhǎng)的負(fù)面影響在可貿(mào)易部門(mén)和不可貿(mào)易部門(mén)之間存在一定的差異：相比于不可貿(mào)易部門(mén)，該負(fù)面影響對(duì)于可貿(mào)易部門(mén)而言相對(duì)較大(戴覓等，2019)。那么，當(dāng)家庭成員所從事工作的行業(yè)不同而導(dǎo)致家庭成員就業(yè)結(jié)構(gòu)存在差異時(shí)，外部關(guān)稅減讓對(duì)家庭消費(fèi)的影響是否存在顯著差異呢？我們按照家庭成員所從事工作的行業(yè)將樣本劃分為家庭成員中無(wú)貿(mào)易部門(mén)就業(yè)者的家庭和家庭成員中有貿(mào)易部門(mén)就業(yè)者的家庭兩個(gè)組別進(jìn)行分組回歸。估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，與家庭成員中無(wú)貿(mào)易部門(mén)就業(yè)者的家庭相比，外部關(guān)稅減讓對(duì)家庭成員中有貿(mào)易部門(mén)就業(yè)者的家庭的邊際影響相對(duì)更大?？赡艿慕忉屖?，相比于不可貿(mào)易部門(mén)，外部關(guān)稅減讓對(duì)工資增長(zhǎng)的正向影響對(duì)于可貿(mào)易部門(mén)而言相對(duì)較大，這與戴覓等(2019)的研究結(jié)論不謀而合。因此，外部關(guān)稅減讓沖擊對(duì)家庭消費(fèi)的影響會(huì)由于家庭成員就業(yè)部門(mén)的不同而存在顯著差異。

5. 家庭收入結(jié)構(gòu)：家庭收入中工資收入占比較高與家庭收入中工資收入占比較低

如前文所述，現(xiàn)有研究已經(jīng)廣泛證實(shí)了關(guān)稅削減對(duì)工資收入水平的影響。那么，當(dāng)家庭收入中工資收入占比不同而導(dǎo)致家庭收入結(jié)構(gòu)存在差異時(shí)，外部關(guān)稅減讓對(duì)家庭消費(fèi)的影響是否存在顯著差異呢？本文按照家庭收入中工資收入占比的中位數(shù)將樣本劃分為家庭收入中工資收入占比較高的家庭和家庭收入中工資收入占比較低的家庭兩個(gè)組別進(jìn)行分組回歸。估計(jì)結(jié)果表明，與家庭收入中工資收入占比較低的家庭相比，外部關(guān)稅減讓對(duì)家庭收入中工資收入占比較高的家庭的邊際影響相對(duì)更大，可能的解釋是，家庭收入中工資收入占比越高，外部關(guān)稅減讓沖擊的工資效應(yīng)對(duì)其家庭收入產(chǎn)生的正向沖擊就越大，從而對(duì)家庭消費(fèi)的邊際影響也越大。因此，外部關(guān)稅減讓沖擊對(duì)家庭消費(fèi)的影響會(huì)由于家庭收入結(jié)構(gòu)的不同而存在顯著差異。

五、結(jié)論與政策建議

鑒于目前尚未有文獻(xiàn)基于家庭層面的微觀(guān)數(shù)據(jù)探討外部關(guān)稅減讓如何影響家庭消費(fèi)這一極具現(xiàn)實(shí)意義的話(huà)題，本文基于1997—2009 年城鎮(zhèn)住戶(hù)調(diào)查(UHS)微觀(guān)數(shù)據(jù)，采用雙重差分法識(shí)別了外部關(guān)稅減讓對(duì)家庭消費(fèi)的影響。研究發(fā)現(xiàn)：外部關(guān)稅減讓促進(jìn)了家庭消費(fèi)支出的增長(zhǎng)和家庭人均消費(fèi)支出的增長(zhǎng)，降低了平均消費(fèi)傾向，并促進(jìn)了家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)(使得生存型消費(fèi)支出占比下降、發(fā)展型消費(fèi)支出占比和享樂(lè)型消費(fèi)支出占比上升)。該結(jié)論在替換核心解釋變量、預(yù)期效應(yīng)檢驗(yàn)、考慮其他因素的干擾、安慰劑檢驗(yàn)、更換樣本等條件下依舊穩(wěn)健。潛在的影響機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，外部關(guān)稅減讓通過(guò)影響家庭收入水平、收入不平等程度和物價(jià)水平三個(gè)路徑進(jìn)而影響了家庭消費(fèi)。并且，外部關(guān)稅減讓對(duì)家庭消費(fèi)的影響在不同地區(qū)(東部和中西部；市場(chǎng)化程度較低地區(qū)和市場(chǎng)化程度較高地區(qū))、不同房屋產(chǎn)權(quán)的家庭(有房家庭和無(wú)房家庭)、不同就業(yè)部門(mén)的家庭(家庭成員中無(wú)貿(mào)易部門(mén)就業(yè)者和家庭成員中有貿(mào)易部門(mén)就業(yè)者)和不同收入結(jié)構(gòu)的家庭(家庭收入中工資收入占比較高和家庭收入中工資收入占比較低)之間存在一定的差異?；诖?，在加快實(shí)施自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略、外部關(guān)稅不斷減讓的背景下，為了盡可能地發(fā)揮“外部關(guān)稅減讓對(duì)家庭消費(fèi)的促進(jìn)作用”、實(shí)現(xiàn)“建立擴(kuò)大消費(fèi)需求長(zhǎng)效機(jī)制”“完善促進(jìn)消費(fèi)的體制機(jī)制，增強(qiáng)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用”的宏觀(guān)政策目標(biāo)，本文的政策建議如下：

① 加快“正在談判的自貿(mào)區(qū)”的相關(guān)進(jìn)程，商談自貿(mào)協(xié)定時(shí)切實(shí)推進(jìn)雙邊關(guān)稅減讓安排，盡早完成自貿(mào)協(xié)定談判，可以進(jìn)一步發(fā)揮外部關(guān)稅減讓對(duì)家庭消費(fèi)的促進(jìn)作用，從而有助于實(shí)現(xiàn)“建立擴(kuò)大消費(fèi)需求長(zhǎng)效機(jī)制”“完善促進(jìn)消費(fèi)的體制機(jī)制，增強(qiáng)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用”的宏觀(guān)政策目標(biāo)。本文的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，外部關(guān)稅減讓可以促進(jìn)家庭消費(fèi)。目前，中國(guó)“正在談判的自貿(mào)區(qū)”多達(dá)10 個(gè)，包括中日韓自由貿(mào)易區(qū)、中國(guó)-斯里蘭卡自由貿(mào)易區(qū)、中國(guó)-以色列自由貿(mào)易區(qū)、中國(guó)-挪威自由貿(mào)易區(qū)、中國(guó)-巴拿馬自由貿(mào)易區(qū)和中國(guó)-巴勒斯坦自由貿(mào)易區(qū)等。因此，盡早完成自貿(mào)協(xié)定談判并落實(shí)雙邊關(guān)稅減讓安排，是發(fā)揮外部關(guān)稅減讓對(duì)家庭消費(fèi)的促進(jìn)作用、實(shí)現(xiàn)“建立擴(kuò)大消費(fèi)需求長(zhǎng)效機(jī)制”的有效路徑。

② 在“一帶一路”倡議不斷深入的背景下，通過(guò)自貿(mào)協(xié)定讓“一帶一路”朋友圈更緊密，建立一個(gè)輻射“一帶一路”、面向全球的高標(biāo)準(zhǔn)自貿(mào)區(qū)網(wǎng)絡(luò)，可以在一定程度上發(fā)揮外部關(guān)稅減讓對(duì)家庭消費(fèi)的促進(jìn)作用，從而有助于刺激消費(fèi)、拉動(dòng)內(nèi)需、彰顯消費(fèi)“主引擎”作用。本文的研究結(jié)論表明，外部關(guān)稅減讓可以促進(jìn)家庭消費(fèi)?！耙粠б宦贰背h的不斷深入使得沿線(xiàn)國(guó)家與中國(guó)陸續(xù)或談判或簽署或升級(jí)自貿(mào)協(xié)定，進(jìn)而有助于進(jìn)一步下調(diào)外部關(guān)稅并促進(jìn)家庭消費(fèi)。因此，切實(shí)推進(jìn)自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略與“一帶一路”倡議更有效結(jié)合，是在加快構(gòu)建雙循環(huán)新發(fā)展格局戰(zhàn)略背景下統(tǒng)籌利用好國(guó)內(nèi)國(guó)外兩個(gè)市場(chǎng)、刺激消費(fèi)并拉動(dòng)內(nèi)需增長(zhǎng)的重要引擎。