國(guó)際貿(mào)易、國(guó)內(nèi)居民消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)——基于SVAR模型的實(shí)證分析

袁 丹占紹文雷宏振

1（西安建筑科技大學(xué)，西安 710055）2（陜西師范大學(xué)，西安 710119）

國(guó)際貿(mào)易、國(guó)內(nèi)居民消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)——基于SVAR模型的實(shí)證分析

袁 丹1占紹文1雷宏振2

1（西安建筑科技大學(xué)，西安 710055）2（陜西師范大學(xué)，西安 710119）

本文基于中國(guó)1995～2014年的數(shù)據(jù)構(gòu)建SVAR模型，實(shí)證檢驗(yàn)了國(guó)際貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與國(guó)內(nèi)居民消費(fèi)間的影響關(guān)系。結(jié)果表明：當(dāng)期國(guó)際貿(mào)易對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、當(dāng)期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)國(guó)內(nèi)居民消費(fèi)分別具有顯著的正向影響。從跨期來看，在滯后1～6期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平與國(guó)際貿(mào)易的相互沖擊都呈現(xiàn)正向效應(yīng)，但波動(dòng)較大，而在第6期以后基本呈穩(wěn)定狀態(tài)；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響隨時(shí)間增強(qiáng)，是自身、國(guó)際貿(mào)易和國(guó)內(nèi)居民消費(fèi)波動(dòng)的貢獻(xiàn)率的主要來源。國(guó)際貿(mào)易對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的貢獻(xiàn)率為40.01%，國(guó)內(nèi)居民消費(fèi)水平對(duì)國(guó)際貿(mào)易變動(dòng)的貢獻(xiàn)率為18%。

國(guó)際貿(mào)易 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) 國(guó)內(nèi)居民消費(fèi) SVAR模型

前 言

作為一個(gè)發(fā)展中的大國(guó)，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了令人矚目的成果，但與此同時(shí)，發(fā)展不平衡問題也比較突出。對(duì)外貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相互關(guān)聯(lián)，與第三產(chǎn)業(yè)的關(guān)系日趨緊密。在國(guó)際貿(mào)易領(lǐng)域，我國(guó)已然步入貿(mào)易大國(guó)行列，2014年，我國(guó)的進(jìn)出口總額為26.43萬億元，比2013年增長(zhǎng)2.3%，貿(mào)易順差2.35萬億元，擴(kuò)大了45.9%，位居世界前列 ，而2014年我國(guó)人均國(guó)民收入為7550美元，遠(yuǎn)大于3500美元，但第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重卻只有48%①，遠(yuǎn)低于60%左右，與配第——克拉克定理和的國(guó)際經(jīng)驗(yàn)的一般規(guī)律不符［1］。消費(fèi)水平受對(duì)外開放程度的制約，是影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的重要因素。而從20世紀(jì)90年代后，被克魯格曼等人稱為 “蕭條經(jīng)濟(jì)學(xué)”的回歸期開始，我國(guó)居民消費(fèi)需求不足、居民消費(fèi)率持續(xù)下降等問題就成為理論界關(guān)注的焦點(diǎn)［2］。2014年，我國(guó)居民消費(fèi)占GDP的比重僅為37.7%②，消費(fèi)不足導(dǎo)致產(chǎn)能過剩，對(duì)國(guó)際貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)都會(huì)產(chǎn)生不利影響。國(guó)際貿(mào)易增長(zhǎng)較快、內(nèi)需相對(duì)不足、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對(duì)滯后的結(jié)構(gòu)性矛盾比較突出。探究這三者之間的相互關(guān)系，推動(dòng)國(guó)際貿(mào)易發(fā)展，提高我國(guó)居民的消費(fèi)水平和第三產(chǎn)業(yè)的比重，對(duì)實(shí)現(xiàn)工業(yè)經(jīng)濟(jì)向服務(wù)經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型，促進(jìn)新常態(tài)下我國(guó)經(jīng)濟(jì)的平衡、可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

我國(guó)的國(guó)際貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和國(guó)內(nèi)居民消費(fèi)發(fā)展較快，相互影響。為了更好地解釋3個(gè)變量隨時(shí)間發(fā)展的同期結(jié)構(gòu)性影響關(guān)系與跨期的動(dòng)態(tài)影響效應(yīng)，本文選擇同時(shí)考慮變量長(zhǎng)短期約束的結(jié)構(gòu)向量自回歸 （Structural Vector Autoregressive，SVAR）模型進(jìn)行估計(jì)，并結(jié)合脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解技術(shù)，實(shí)證分析3個(gè)變量間的即期的結(jié)構(gòu)性與跨期的動(dòng)態(tài)性關(guān)系 ，并提出相關(guān)的對(duì)策建議。

1 簡(jiǎn)要文獻(xiàn)回顧

國(guó)際貿(mào)易對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在影響，但已有研究對(duì)影響的作用和方向存在爭(zhēng)議：除了新增長(zhǎng)理論的代表人物Solow（1956）［3］外，Matsuyama（2009）也持肯定觀點(diǎn)，認(rèn)為對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)了國(guó)際分工，能夠推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整［4］；而Mazumdar（1996）研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)一國(guó)的對(duì)外貿(mào)易是出口消費(fèi)品并且進(jìn)口資本品時(shí)的對(duì)外貿(mào)易才對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有拉動(dòng)效應(yīng)［5］。武海峰和劉光彥 （2004）則指出，我國(guó)外貿(mào)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間相互促進(jìn)，但也在一定程度上相互背離［6］；孫中葉 （2011）和趙巖等 （2012）則持否定觀點(diǎn)，前者認(rèn)為中國(guó)的低端加工貿(mào)易出口，對(duì)推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)沒有很強(qiáng)的積極效應(yīng)，后者進(jìn)一步指出工業(yè)制成品出口對(duì)我國(guó)第二第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有嚴(yán)重?cái)D壓效應(yīng)，中間產(chǎn)品進(jìn)口也對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有制約作用［7］。在國(guó)際貿(mào)易對(duì)居民消費(fèi)水平的影響方面：J?nsson（2006）研究發(fā)現(xiàn) ，西班牙加入歐洲共同體后，經(jīng)歷了消費(fèi)熱潮，認(rèn)為國(guó)際貿(mào)易對(duì)國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平產(chǎn)生了積極影響［8］。胡延平 （2009）基于我國(guó)1979～2006數(shù)據(jù)的實(shí)證分析得出，進(jìn)出口變動(dòng)是居民消費(fèi)變動(dòng)的原因［9］。Lyon和Ailshire（2014）基于調(diào)研數(shù)據(jù)的分析表明，貿(mào)易尤其是公平貿(mào)易是影響個(gè)人消費(fèi)的重要因素，公平貿(mào)易缺乏將限制消費(fèi)的增長(zhǎng)［10］。已有研究多聚焦產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源消費(fèi)的影響，而關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)國(guó)內(nèi)居民消費(fèi)水平影響的相關(guān)研究較少，其中，孟習(xí)貞 （2000）認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是把潛在的內(nèi)需轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)的有效需求的重要途徑［11］。文啟湘 （2005）指出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面的調(diào)整能夠促進(jìn)消費(fèi)朝著更為積極的方向發(fā)展，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)和消費(fèi)的和諧發(fā)展［12］。伍艷艷和戴豫升（2010）認(rèn)為受到FDI的資本和技術(shù)雙重影響的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)是造成我國(guó)居民消費(fèi)率偏低的根本原因［2］。

總體來看 ，相關(guān)研究關(guān)注了國(guó)際貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平的關(guān)系，但側(cè)重兩個(gè)變量間的關(guān)系，且多關(guān)注國(guó)際貿(mào)易和消費(fèi)水平對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響方面，對(duì)于國(guó)際貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)國(guó)內(nèi)居民消費(fèi)水平的影響分析較少。在國(guó)際貿(mào)易對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響作用方面存在分歧，且關(guān)注國(guó)際貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平的三方關(guān)系的較少，以時(shí)間序列揭示其動(dòng)態(tài)發(fā)展變化的研究比較缺乏。

2 模型構(gòu)建與變量說明

結(jié)構(gòu)向量自回歸 （SVAR）模型是Cooley和Leroy（1985）、Blanchard和Quah（1989）等學(xué)者在對(duì)VAR模型進(jìn)行修正的基礎(chǔ)上提出來的，既能提取出隱藏在一般VAR模型誤差項(xiàng)中變量間的當(dāng)期關(guān)系，還能通過脈沖響應(yīng)函數(shù)發(fā)掘信息沖擊的時(shí)間路徑，使模型的經(jīng)濟(jì)意義更加明確，且能較好地避免參數(shù)過多，自由度損失等問題，更符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)［14］。含有k個(gè)變量的P階SVAR模型的一般表達(dá)式為［15］：

其中，yt為t時(shí)刻所有變量組成的列向量，p為滯后階數(shù)，A0≠Ik，Γj為滯后j階的變量系數(shù)矩陣，ut為具有白噪聲性質(zhì)的結(jié)構(gòu)式隨機(jī)變量向量。本文研究3變量的SVAR模型，將A0、Γj和ut的具體形式設(shè)為：

A矩陣反映變量間的同期關(guān)系，B矩陣反映來自不同變量的隨機(jī)干擾對(duì)系統(tǒng)的影響作用，A、B是可逆矩陣，且滿足：

其中，A（L）=A0-Γ1L-Γ2L2-…ΓpLp，A （L）是滯后算子L的3×3參數(shù)矩陣。滿足公式（2）的即為AB型的SVAR模型［16］。對(duì)于3變量的p階SVAR模型，需要對(duì)同期關(guān)系矩陣A設(shè)定3×（3-1）/2=3個(gè)約束條件才能恰好識(shí)別。根據(jù)Cholesky分解技術(shù)，相關(guān)理論及文獻(xiàn)，本文作如下假設(shè)：①當(dāng)期國(guó)際貿(mào)易 （ITR）不受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（INS）和消費(fèi) （CON）的影響；②產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) （INS）受當(dāng)期國(guó)際貿(mào)易 （ITR）的影響，但不受當(dāng)期消費(fèi)（CON）的影響；③國(guó)內(nèi)居民消費(fèi)水平 （CON）同時(shí)受到當(dāng)期國(guó)際貿(mào)易 （ITR）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) （INS）的影響。則具有約束條件的方程式為 ：

基于數(shù)據(jù)的可獲得性，以經(jīng)人民幣當(dāng)年匯率換算的進(jìn)出口總額占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 （GDP）的比重 （%）衡量國(guó)際貿(mào)易ITR；以第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重 （%）衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)INS；以居民消費(fèi)水平 （元）衡量國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平CON。由于CON是定量指標(biāo)，ITR和INS是比例指標(biāo)，為了消除異方差的影響和數(shù)據(jù)的波動(dòng) ，分別對(duì)3個(gè)指標(biāo)做對(duì)數(shù)化處理 （對(duì)時(shí)間序列變量取對(duì)數(shù)不會(huì)改變變量間的計(jì)量關(guān)系），分別記為：LnITR、LnINS和LnCON。樣本數(shù)據(jù)為時(shí)間序列，時(shí)間跨度為1995～2014年。數(shù)據(jù)來源于年 《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫以及中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。下面，本文將采用 Stata12.0軟件，進(jìn)行計(jì)量分析。

3 SVAR模型檢驗(yàn)與估計(jì)

3.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了防止時(shí)間序列變量不平穩(wěn)可能導(dǎo)致的“偽回歸”現(xiàn)象，需要考察變量序列LnITR、LnINS 和LnCON的平穩(wěn)性。本文采用ADF（Augmented Dickey-Fuller）方法進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)3個(gè)變量的對(duì)數(shù)序列都是不平穩(wěn)的，但取一階差分后，如表1所示，D.LnITR、D.LnINS和D.LnCON的ADF檢驗(yàn)值分別小于5%、10%和5%顯著性水平下的臨界值，均為一階差分平穩(wěn)序列。

表1 變量一階差分序列的ADF 單位根檢驗(yàn)

3.2 滯后期選擇

為提高參數(shù)估計(jì)的有效性，建立合適的SVAR模型，需先確定最佳的滯后階數(shù)p，常用的選擇標(biāo)準(zhǔn)統(tǒng)計(jì)量如表2所示，施瓦茨信息準(zhǔn)則SBIC提示，當(dāng)滯后階數(shù)為0階時(shí)，檢驗(yàn)結(jié)果最優(yōu)，而當(dāng)滯后階數(shù)為3時(shí)，在3個(gè)判斷標(biāo)準(zhǔn)下：LR（似然比）檢驗(yàn)、赤池信息準(zhǔn)則AIC和漢南-昆準(zhǔn)則HQIC的檢驗(yàn)結(jié)果都是最優(yōu)的，因此，應(yīng)選定滯后階數(shù)為3，建立SVAR（3）模型。

表2 模型最佳滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 模型的估計(jì)

采用Stata12.0軟件對(duì)建立的關(guān)于D.LnITR、D.LnINS和D.LnCON的SVAR（3）模型進(jìn)行分析，同時(shí)得到約束矩陣A和B的估計(jì)結(jié)果，分別如式（5）～（8）所示。

式 （5）～（7）中分別表示以 D.LnITR、D.LnINS和D.LnCON為被解釋變量得到的3個(gè)模型的估計(jì)結(jié)果，其中，***、**、*表示估計(jì)系數(shù)在1%、5%和10%的顯著水平下通過了檢驗(yàn)，v1、v2和v3為擾動(dòng)項(xiàng)。3個(gè)模型尤其是模型1和模型3，其擬合優(yōu)度分別達(dá)到0.808和0.743，擬合優(yōu)度較高，模型擬合的較好。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的滯后1期和3期對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響為顯著的正值2.965和3.665，能夠顯著促進(jìn)國(guó)際貿(mào)易的發(fā)展。但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平和國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平的滯后2期對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響顯著為負(fù)值，有一定的抑制作用。3個(gè)變量的滯后1期和2期對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平都有正向影響，但在統(tǒng)計(jì)上尚不顯著，這表明過去國(guó)際貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平和國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的積極作用沒有明顯體現(xiàn)出來，但不能被忽視。除消費(fèi)水平的滯后1期外，3個(gè)變量的其他滯后期變量對(duì)消費(fèi)水平都有一定的負(fù)向影響。式 （8）中，***表示估計(jì)系數(shù)在1%的顯著水平下通過了檢驗(yàn)。根據(jù)式 （8）的估計(jì)結(jié)果，國(guó)際貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的同期系數(shù)為0.158，在1%的水平下顯著為正，表明當(dāng)期國(guó)際貿(mào)易對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升高有顯著的積極影響；當(dāng)期國(guó)際貿(mào)易與國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平的同期系數(shù)為0.053＞0，但正向影響不顯著，說明國(guó)際貿(mào)易的發(fā)展在同期有利于國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平的提高，但促進(jìn)作用尚未發(fā)揮出來；當(dāng)期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平的正向影響在1%的顯著性水平下顯著不為0，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的提高能夠推動(dòng)當(dāng)期國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平的提高。以上SVAR模型的參數(shù)估計(jì)反映了變量間的同期結(jié)構(gòu)關(guān)系，為進(jìn)一步了解3個(gè)變量間的跨期動(dòng)態(tài)關(guān)系，還需進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析。

3.4 脈沖響應(yīng)分析

對(duì)構(gòu)建的SVAR模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)所有的特征根都位于單位圓內(nèi)，模型是穩(wěn)定的，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。因此，本文繪制了國(guó)際貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平3個(gè)變量分別對(duì)其他兩個(gè)變量及自身沖擊的動(dòng)態(tài)反應(yīng)路徑，脈沖響應(yīng)如圖1所示，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)，縱軸表示響應(yīng)變量對(duì)沖擊變量的響應(yīng)程度，在95%的置信區(qū)間內(nèi)，兩側(cè)的虛線標(biāo)出了可能的沖擊響應(yīng)范圍。

從圖1可以看到，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)來自國(guó)際貿(mào)易的沖擊在第4期由負(fù)向轉(zhuǎn)為正向效應(yīng)，總體呈上升趨勢(shì)；國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平對(duì)來自國(guó)際貿(mào)易的沖擊在第1～2期呈現(xiàn)負(fù)向效應(yīng) ，但在第3～4期呈現(xiàn)明顯的正向效應(yīng)，為0.8%，之后基本保持以0為中心的震蕩狀態(tài)；除第2～3期外，國(guó)際貿(mào)易對(duì)來自自身的沖擊均呈非正向效應(yīng)；在第1～6期，國(guó)際貿(mào)易對(duì)來自產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的沖擊均呈現(xiàn)正向影響，在第4期達(dá)到最大值4.5%，從第6期以后基本穩(wěn)定在以0為中心的水平；在第1～5期，國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平對(duì)來自產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的沖擊均呈現(xiàn)負(fù)向影響，在第3期負(fù)向效應(yīng)降至-1.5%，從第5期以后呈以0為中心的平穩(wěn)水平，并有小幅上升趨勢(shì)；在第1 ～3期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)來自自身的沖擊均呈現(xiàn)正向影響，但呈下降趨勢(shì)，在第4～5期轉(zhuǎn)為負(fù)向效應(yīng)，從第6期以后基本平穩(wěn)；國(guó)際貿(mào)易對(duì)來自國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平的沖擊在第1～4期波動(dòng)較大，在第2期負(fù)向影響最大為-3.2%，在第3期即轉(zhuǎn)為正向效應(yīng)且達(dá)到最大2.0%；在第1～10期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)來自國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平的沖擊總體波動(dòng)較小，分別在第2和第4期有小幅的升降；在第1～4期，國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平對(duì)來自自身的沖擊先降后升，在第4期正向效應(yīng)達(dá)到最大后，基本呈現(xiàn)以0為中心的小幅波動(dòng)狀態(tài)?？傮w來看，3個(gè)變量分別對(duì)來自其他兩個(gè)變量和自身的沖擊的效應(yīng)，在第1～6期都呈現(xiàn)較大的差異性，正向和負(fù)向效應(yīng)波動(dòng)較大，但在第6期以后，均呈現(xiàn)出以0為中心小幅震蕩的基本穩(wěn)定狀態(tài)。

圖1 脈沖響應(yīng)分析圖

3.5 方差分解分析

為了分析不同結(jié)構(gòu)沖擊的解釋作用和相對(duì)重要性，明確變量間的相互影響程度，本文對(duì)國(guó)際貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平3個(gè)變量進(jìn)行SVAR模型的方差分解分析，得到各結(jié)構(gòu)性沖擊對(duì)研究變量波動(dòng)的貢獻(xiàn)率 （%），結(jié)果見表3。

表3 變量方差分解結(jié)果

由表3可知，對(duì)于國(guó)際貿(mào)易的方差分解，在第1～4期，國(guó)際貿(mào)易自身的貢獻(xiàn)率相對(duì)最大，但隨著時(shí)間推移呈下降趨勢(shì)。在第5～10期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)國(guó)際貿(mào)易的貢獻(xiàn)率相對(duì)最大，其次為國(guó)際貿(mào)易自身的貢獻(xiàn)率，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和國(guó)際貿(mào)易自身的沖擊分別可以解釋國(guó)際貿(mào)易波動(dòng)的46%和36%，而來自國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平的貢獻(xiàn)率約占18%；對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的方差分解，在第1期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的波動(dòng)可由產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)自身和國(guó)際貿(mào)易帶來的沖擊解釋，貢獻(xiàn)率分別為59.99%和40.01%。在第2～10期，3個(gè)變量對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的貢獻(xiàn)率基本穩(wěn)定，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)自身的貢獻(xiàn)率一直相對(duì)最大，其次為國(guó)際貿(mào)易和國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平，來自3個(gè)變量的貢獻(xiàn)分別占56.5%、37.5%和6% ；對(duì)于國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平的方差分解 ，在第1～2期，國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平自身的貢獻(xiàn)率相對(duì)最大，占55%左右。在第3～10期，國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平自身的貢獻(xiàn)率有所下降，并大體穩(wěn)定在24%左右，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和國(guó)際貿(mào)易的貢獻(xiàn)率有所上升 ，趨于穩(wěn)定，約為59%和17%，其中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的沖擊對(duì)國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平波動(dòng)的解釋作用較強(qiáng)?？傮w來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的沖擊影響較大，分別在第1期、3期和5期以后對(duì)自身、國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平和國(guó)際貿(mào)易波動(dòng)有相對(duì)最大的貢獻(xiàn)率。

4 結(jié)論與對(duì)策建議

本文基于我國(guó)1995～2014年共20年的數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建SVAR（3）模型估計(jì)國(guó)際貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與國(guó)內(nèi)居民消費(fèi)間的影響關(guān)系，并結(jié)合脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析，考察了這3個(gè)變量間的同期影響結(jié)構(gòu)與跨期的動(dòng)態(tài)傳導(dǎo)關(guān)系。得到以下主要結(jié)論：（1）從即期來看，當(dāng)期國(guó)際貿(mào)易對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、當(dāng)期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平分別具有顯著的積極影響，當(dāng)期國(guó)際貿(mào)易對(duì)國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平也存在正向影響，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著，促進(jìn)作用尚未發(fā)揮出來；（2）從跨期的沖擊效應(yīng)來看，在第1～6期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)國(guó)際貿(mào)易存在比較顯著的正向影響，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平對(duì)來自國(guó)際貿(mào)易的沖擊、國(guó)際貿(mào)易對(duì)來自國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平的沖擊都是由負(fù)向效應(yīng)轉(zhuǎn)為正向效應(yīng)，而在第6期以后，基本呈以0為中心的穩(wěn)定狀態(tài)；（3）從跨期變動(dòng)的貢獻(xiàn)率來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響隨時(shí)間在增強(qiáng)，對(duì)自身、國(guó)際貿(mào)易和國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平波動(dòng)的貢獻(xiàn)率分別為59.99%、46%和59%左右。國(guó)際貿(mào)易對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的貢獻(xiàn)率為40.01%，國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平對(duì)國(guó)際貿(mào)易變動(dòng)的貢獻(xiàn)率為18%。因此，提出以下建議：（1）發(fā)展對(duì)外貿(mào)易，發(fā)揮其當(dāng)期的積極傳導(dǎo)效應(yīng)。深化對(duì)外開放 ，促進(jìn)貿(mào)易模式和出口市場(chǎng)的多元化，鼓勵(lì)外貿(mào)企業(yè)自主研發(fā)和引進(jìn)高新技術(shù)，促進(jìn)比較優(yōu)勢(shì)提升和技術(shù)進(jìn)步，實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)密集型向技術(shù)密集型貿(mào)易發(fā)展模式轉(zhuǎn)變，提高產(chǎn)品的技術(shù)水平和附加值，促進(jìn)貿(mào)易平衡發(fā)展。理順對(duì)外貿(mào)易關(guān)系，改善貿(mào)易條件，降低貿(mào)易摩擦。以當(dāng)期貿(mào)易增長(zhǎng)加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，以當(dāng)期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化促進(jìn)國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平提升。（2）推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與升級(jí)，發(fā)揮積極影響。重視第三產(chǎn)業(yè)的戰(zhàn)略地位，制定有利于第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的政策措施，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新 ，引導(dǎo)勞動(dòng)力向更高附加值的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移 ，加強(qiáng)投資和勞動(dòng)力尤其是高素質(zhì)人才隊(duì)伍的培育，促進(jìn)供需匹配，完善需求和生產(chǎn)市場(chǎng)，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向第三產(chǎn)業(yè)調(diào)整的步伐。以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)更好地推動(dòng)國(guó)際貿(mào)易和國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平的提升。（3）縮短國(guó)際貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平間正向作用的滯后期，實(shí)現(xiàn)相互促進(jìn)。在推動(dòng)國(guó)際貿(mào)易發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的同時(shí)，通過深化城鎮(zhèn)化，完善收入分配制度，改善價(jià)格、市場(chǎng)和產(chǎn)業(yè)機(jī)制，提高居民尤其是低收入階層的收入，刺激需求，優(yōu)化消費(fèi)環(huán)境，鼓勵(lì)和引導(dǎo)居民消費(fèi)，提升居民消費(fèi)的層次，提高國(guó)內(nèi)居民的消費(fèi)水平。通過貿(mào)易的發(fā)展，加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，反過來以優(yōu)化的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)實(shí)現(xiàn)貿(mào)易的可持續(xù)發(fā)展；通過國(guó)際貿(mào)易的擴(kuò)大，促進(jìn)國(guó)內(nèi)居民消費(fèi)水平和層次的提升，反過來以提升的居民消費(fèi)水平和需求帶動(dòng)國(guó)際貿(mào)易的發(fā)展。

注釋：

①根據(jù)中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫2014年相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)計(jì)算得到。

②根據(jù)中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫2014年國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算數(shù)據(jù)計(jì)算得到。

［1］張捷 ，張媛媛，莫揚(yáng).對(duì)外貿(mào)易對(duì)中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向服務(wù)化演進(jìn)的影響——基于制造-服務(wù)國(guó)際分工形態(tài)的視角 ［J］.財(cái)經(jīng)研究，2013，（6）：16～27

［2］伍艷艷，戴豫升.我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)居民消費(fèi)率影響的實(shí)證研究 ［J］.中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2010，（9）：53～57

［3］Solow R M.A Contribution to the Theory of Economic Growth ［J］.The Quarterly Journal of Economics，1956，70（1）：65～94

［4］Matsuyama K.Structural Change in an Interdependent World：A Global View of Manufacturing Decline［J］.Journal of the European Economic Association，2009，7（2-3）：478～486

［5］Mazumdar J.Do Static Gains from Trade Lead to Medium-Run Growth［J］.Journal of Political Economy，1996，104（6）：1328 ～1337

［6］武海峰 ，劉光彥.對(duì)外貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與技術(shù)進(jìn)步的互動(dòng)關(guān)系研究 ［J］.山東社會(huì)科學(xué)，2004，（7）：35～38

［7］孫中葉.改革開放以來中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換的績(jī)效分析 ［J］.生產(chǎn)力研究，2011，（6）：148～150

［8］J?nsson K.Real Exchange Rate and Consumption Fluctuations Following Trade Liberalization［J/OL］.Sveriges Riksbank Research Paper Series，2006，22.Available from：http：∥ssrn.com/abstract =943442

［9］胡延平 ，范洪穎.對(duì)外貿(mào)易、國(guó)內(nèi)貿(mào)易與廣東省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系解析 ［J］.國(guó)際經(jīng)貿(mào)探索 ，2009，（5）：46～50

［10］Lyon S，Ailshire S，Sehon A.Fair Trade Consumption and the Limits to Solidarity［J］.Human Organization，2014，73（2）：141 ～152

［11］孟習(xí)貞.擴(kuò)大內(nèi)需重在結(jié)構(gòu)調(diào)整 ［J］.首都師范大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2000，（5）：62～65

［12］文啟湘.消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的和諧 ：和諧性及其測(cè)度［J］.中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì) ，2005，（8）：114～119

［13］李建民，崔岳春.現(xiàn)代服務(wù)業(yè)推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的機(jī)制研究 ［J］.工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2013，（9）：10～16

［14］Green W H.Econometric Analysis［M］.Beijing：Renmin University of China Press，2007：646～651

［15］高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建?！狤Views應(yīng)用及實(shí)例［M］.北京：清華大學(xué)出版社，2009：267～314

［16］Amisano G，Giannini C.Topics in Structural VAR Econometrics ［M］.Berlin：Springe-Verlag，1997：100～107

International Trade，Industrial Structure and National Resident Consumption——Empirical Analysis Based on SVAR Model

Yuan Dan1Zhan Shaowen1Lei Hongzhen2
（1.Xi'an University of Architecture&Technology，Xi'an 710055，China；2.Shaanxi Normal University，Xi'an 710119，China）

According to the data during 1994-2014 in China，an empirical analysis is made on the relationship between international trade，industrial structure and national resident consumption by using a SVAR model.The results suggest that：the positive influencesof current international trade on industrial structure，current industrial structure on national resident consumption are significant.From the point of across phases，from the lag 1 to lag 6，though fluctuate widely，industrial structure，national resident consumption and international trade all give positive response to the impulse of the other variable，and become basically stable after lag 6.The impact of industrial structure is becoming greater as time passes by，which has the most contribution to the variable of itself，international trade and national resident consumption.International trade contributes 40.01% to the variable of industrial structure.National resident consumption contributes 18% to the variable of international trade.

international trade；industrial structure；national resident consumption；SVAR model

（責(zé)任編輯：王 平）

10.3969/j.issn.1004-910X.2016.08.013

F752；F12

A

2016—04—08

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目 （項(xiàng)目編號(hào)：71573200）；西安建筑科技大學(xué)人才科技基金項(xiàng)目 （項(xiàng)目編號(hào)：RC1615）；中央高校重點(diǎn)科研課題 （項(xiàng)目編號(hào) ：10SZZD03）。

袁丹，西安建筑科技大學(xué)管理學(xué)院講師，博士。研究方向：產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究。占紹文，西安建筑科技大學(xué)管理學(xué)院教授，博士 ，博士生導(dǎo)師。研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展管理研究。雷宏振，陜西師范大學(xué)國(guó)際商學(xué)院副院長(zhǎng) ，教授 ，博士，博士生導(dǎo)師。研究方向 ：產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究。