趙振波 岳瑋

內(nèi)容摘要：本文基于我國(guó)1997-2016年的數(shù)據(jù)構(gòu)建VAR模型，實(shí)證檢驗(yàn)進(jìn)出口貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與消費(fèi)結(jié)構(gòu)之間的相關(guān)關(guān)系。研究表明：進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模擴(kuò)大與我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)之間為正相關(guān)關(guān)系，我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的提升會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化產(chǎn)生正向影響，而且影響會(huì)隨著時(shí)間推移呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢(shì)，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響較為穩(wěn)定，不會(huì)隨時(shí)間推移出現(xiàn)較大幅度波動(dòng);進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模擴(kuò)大、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有正向推動(dòng)作用，但是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響隨著時(shí)間推移而呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模擴(kuò)大對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響隨著時(shí)間增加而減弱;消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響較弱。

關(guān)鍵詞：進(jìn)出口貿(mào)易? ?產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)? ?消費(fèi)結(jié)構(gòu)? ?VAR模型

引言

在國(guó)際貿(mào)易領(lǐng)域，我國(guó)長(zhǎng)期保持貿(mào)易大國(guó)地位，《中華人民共和國(guó)2017年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》顯示：2017年全年貨物進(jìn)出口總額達(dá)到277923億元，同比增長(zhǎng)14.2%，其中，出口153321億元，增長(zhǎng)10.8%;進(jìn)口124602億元，增長(zhǎng)18.7%。而2017年我國(guó)居民恩格爾系數(shù)為29.3%，雖然與發(fā)達(dá)國(guó)家相比有一定差距，但是已經(jīng)達(dá)到聯(lián)合國(guó)富足標(biāo)準(zhǔn)。2017年我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)增加值比重首次超越第二產(chǎn)業(yè)，達(dá)到51.6%。恩格爾系數(shù)的下降說明我國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)不斷實(shí)現(xiàn)優(yōu)化升級(jí)，而第三產(chǎn)業(yè)增加值比重的提升也表明我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在優(yōu)化調(diào)整。針對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與消費(fèi)結(jié)構(gòu)的發(fā)展?fàn)顩r，學(xué)者們進(jìn)行了深入研究。本文在總結(jié)以往研究經(jīng)驗(yàn)的基礎(chǔ)上探究三者之間的互動(dòng)關(guān)系，對(duì)于推動(dòng)我國(guó)國(guó)際貿(mào)易發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)，實(shí)現(xiàn)新常態(tài)背景下我國(guó)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展具有重要意義。

本文首先對(duì)以往研究文獻(xiàn)進(jìn)行梳理，在以往學(xué)者研究的基礎(chǔ)上進(jìn)行深入研究，然后構(gòu)建VAR模型對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與消費(fèi)結(jié)構(gòu)之間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，最后基于本文的研究成果提出具有針對(duì)性的政策建議。

文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)外有關(guān)進(jìn)出口貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與消費(fèi)結(jié)構(gòu)的研究較多，本文將其分為三大部分：其一是進(jìn)出口貿(mào)易與消費(fèi)結(jié)構(gòu)。Jonsson（2010）研究認(rèn)為西班牙進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大對(duì)居民消費(fèi)水平的提升具有明顯帶動(dòng)作用，尤其是西班牙加入歐盟之后進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大引發(fā)了西班牙國(guó)內(nèi)的消費(fèi)熱潮;我國(guó)學(xué)者胡延平（2012）基于我國(guó)1979-2010年數(shù)據(jù)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易與居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)之間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模的變動(dòng)是居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的主要影響因素;文啟湘（2015）的研究也說明了進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響。其二是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與消費(fèi)結(jié)構(gòu)。Matasuyama（2010）通過實(shí)證研究證實(shí)美國(guó)第三產(chǎn)業(yè)比重的提升對(duì)美國(guó)居民消費(fèi)水平提升具有正向推動(dòng)作用;武海峰（2014）認(rèn)為我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)是居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的誘因，他通過實(shí)證分析證實(shí)了我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)比重上升1%會(huì)帶動(dòng)居民恩格爾系數(shù)下降0.13%;孫中葉（2013）對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響路徑進(jìn)行了系統(tǒng)分析，認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響主要體現(xiàn)在消費(fèi)品供給上。其三是進(jìn)出口貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與消費(fèi)結(jié)構(gòu)。這部分的研究較少，Ailshire（2011）通過美國(guó)相關(guān)數(shù)據(jù)定量分析了進(jìn)出口貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與消費(fèi)結(jié)構(gòu)之間的相關(guān)關(guān)系;孟習(xí)貞（2012）認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模擴(kuò)大之間為正相關(guān)關(guān)系，二者對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)具有積極意義。

學(xué)者們對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與消費(fèi)結(jié)構(gòu)的研究較少，而且研究并不深入。本文基于VAR模型定量分析進(jìn)出口貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與消費(fèi)結(jié)構(gòu)之間的相關(guān)關(guān)系，對(duì)優(yōu)化我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大具有積極意義。

計(jì)量分析

（一）模型構(gòu)建與變量說明

本文探討的是進(jìn)出口貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與消費(fèi)結(jié)構(gòu)的相關(guān)關(guān)系，使用進(jìn)出口貿(mào)易凈值衡量我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易情況，用JL表示;使用第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重衡量我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)情況，第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重越高，表明我國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化水平越高，反之則越低;使用恩格爾系數(shù)表示我國(guó)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，恩格爾系數(shù)是指居民消費(fèi)支出中食品支出所占的比重，由此可知恩格爾系數(shù)越高，表示我國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)越差，反之恩格爾系數(shù)越低表示我國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)越優(yōu)化。1997-2016年恩格爾系數(shù)來自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公開數(shù)據(jù)，第三產(chǎn)業(yè)比重以及凈出口比重是筆者根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公開數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算得到。為了消除可能存在的異方差性，本文對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了取對(duì)數(shù)處理，取對(duì)數(shù)之后的數(shù)據(jù)波動(dòng)情況如圖1所示。

如圖1所示，LNJL和LNCL的變化情況趨于一致，而LNXL的變化情況與二者相反。由此可以推測(cè)進(jìn)出口貿(mào)易凈值與我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間為正相關(guān)關(guān)系，而恩格爾系數(shù)與我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易凈值、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間為負(fù)相關(guān)關(guān)系。當(dāng)然，LNJL、LNCL以及LNXL之間的關(guān)系仍需進(jìn)一步進(jìn)行實(shí)證分析來驗(yàn)證。

（二）ADF檢驗(yàn)

傳統(tǒng)的VAR模型要求每一個(gè)變量必須是平穩(wěn)的時(shí)間序列，如果是非平穩(wěn)的時(shí)間序列，則需要先進(jìn)行差分，得到平穩(wěn)序列后才能建立VAR模型，但是這樣做會(huì)導(dǎo)致原始數(shù)據(jù)的經(jīng)濟(jì)意義消失。隨著計(jì)量分析方法的擴(kuò)展，學(xué)者們認(rèn)為非平穩(wěn)的序列只要滿足協(xié)整關(guān)系也可以構(gòu)建VAR模型，所以構(gòu)建VAR模型之前必須對(duì)原始序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文的檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

如表1所示，LNJL的ADF值為-1.430584，在1%-10%的顯著性水平下均為平穩(wěn)序列;LNCL的ADF值為-3.029970，在1%-10%的顯著性水平下均為平穩(wěn)序列;LNXL的ADF值為-0.939952，在1%的顯著性水平下不是平穩(wěn)的時(shí)間序列，但是在5%-10%的顯著性水平下為平穩(wěn)的時(shí)間序列。由此可知LNJL、LNCL以及LNXL均為平穩(wěn)序列，可以構(gòu)建VAR模型。

（三）滯后期選擇

滯后期選擇是構(gòu)建VAR模型最重要的問題之一，在選擇滯后階數(shù)時(shí)要保證滯后階數(shù)足夠大，才能完整反映所構(gòu)建模型的動(dòng)態(tài)特征。但是如果滯后期過大，模型估計(jì)參數(shù)就越多，模型的自由度就會(huì)降低。所以，VAR模型的滯后期選擇要同時(shí)保障滯后項(xiàng)和自由度，本文首先初步建立了VAR模型，然后按照AIC和SC準(zhǔn)則判斷VAR模型的滯后期，當(dāng)AIC和SC值同時(shí)達(dá)到最小時(shí)即為VAR模型的最佳滯后期，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

由表2可知，滯后階數(shù)為4階時(shí)，AIC值達(dá)到最小為-16.72256，SC值也達(dá)到最小為-14.83938，因此根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則可知4階為本文構(gòu)建的VAR模型最佳滯后階數(shù)。

（四）模型估計(jì)

以4階為滯后期本文對(duì)初步VAR模型進(jìn)行修正，建立VAR（4）模型，輸出結(jié)果經(jīng)筆者整理后分別如方程（2）（3）（4）所示：

（五）脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)分析常用來描述對(duì)某一個(gè)變量施加一個(gè)沖擊，該變量的變化路徑，或者說該變量對(duì)沖擊的響應(yīng)程度。本文繪制了LNJL、LNCL以及LNXL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，如圖2所示。

由圖2可知，本期LNJL對(duì)自身一個(gè)正沖擊后，LNJL呈波動(dòng)上升趨勢(shì)，1期至6期響應(yīng)程度有所上升，但是幅度較小，6期之后響應(yīng)程度明顯上升，說明這一沖擊具有促進(jìn)作用和較長(zhǎng)的持續(xù)性;LNCL對(duì)LNJL施加一個(gè)正沖擊后，LNJL的響應(yīng)程度呈現(xiàn)緩慢上升趨勢(shì)，1期至6期響應(yīng)程度幾乎為0，6期以后響應(yīng)程度有所上升;LNXL給LNJL一個(gè)沖擊后，LNJL的響應(yīng)程度近似于0。本期LNJL給LNCL一個(gè)沖擊之后，LNCL呈波動(dòng)上升的的趨勢(shì)，1期至6期響應(yīng)程度有所上升，但是幅度較小，6期之后響應(yīng)程度明顯上升，說明這一沖擊具有促進(jìn)作用和較長(zhǎng)的持續(xù)性;而LNCL對(duì)自身沖擊的響應(yīng)程度在1期和10期都較弱，說明LNCL受自身滯后性的影響較弱。LNCL對(duì)LNXL沖擊的響應(yīng)程度也較弱，說明我國(guó)居民恩格爾系數(shù)變動(dòng)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響較弱;LNXL對(duì)LNJL的沖擊響應(yīng)程度在1期至7期波動(dòng)上升，7期以后迅速上升，9期之后表現(xiàn)為平穩(wěn)趨勢(shì);LNXL對(duì)LNCL的沖擊響應(yīng)程度在1期至10期呈現(xiàn)緩慢上升趨勢(shì)。LNXL對(duì)自身沖擊的響應(yīng)程度較低，基本維持在0水平線上，說明居民恩格爾系數(shù)受其自身影響較弱。

（六）方差分解

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)LNJL、LNCL和LNXL進(jìn)行方差分解，結(jié)果如表3所示。

由表3可知，LNJL的方差分解中，LNJL對(duì)自身的貢獻(xiàn)率較大，但隨著時(shí)間推移有波動(dòng)下降的趨勢(shì)，LNCL和LNXL對(duì)LNJL的貢獻(xiàn)率相對(duì)較小，而且LNCL和LNXL對(duì)LNJL的貢獻(xiàn)率長(zhǎng)期維持在較低水平。LNCL的方差分解中，LNJL對(duì)其貢獻(xiàn)率最大，而且LNJL的貢獻(xiàn)率沒有隨時(shí)間的波動(dòng)而有較大波動(dòng)，LNCL和LNXL對(duì)LNJL的貢獻(xiàn)率較小，而且貢獻(xiàn)率較穩(wěn)定。對(duì)LNXL的方差分解可知，LNJL對(duì)LNXL的貢獻(xiàn)率較大，而且貢獻(xiàn)率隨時(shí)間的推移呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，LNCL對(duì)LNXL的貢獻(xiàn)率隨著時(shí)間的推移呈現(xiàn)下降，LNXL對(duì)自身的貢獻(xiàn)率隨時(shí)間的推移波動(dòng)較小。

結(jié)論與政策建議

由VAR（4）的結(jié)果可知：進(jìn)出口貿(mào)易凈值增加與我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)之間為正相關(guān)關(guān)系，我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的提升會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化產(chǎn)生正向影響，而且影響會(huì)隨著時(shí)間推移呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢(shì)，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響較為穩(wěn)定，不會(huì)隨時(shí)間推移出現(xiàn)較大幅度波動(dòng);進(jìn)出口貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與居民恩格爾系數(shù)之間為負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明進(jìn)出口貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有正向影響，但是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響隨著時(shí)間推移而呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響會(huì)隨時(shí)間增加而減弱。

脈沖響應(yīng)分析表明：進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)自身沖擊的響應(yīng)程度較大，對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)結(jié)構(gòu)沖擊的響應(yīng)程度較小;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易沖擊的響應(yīng)程度較高;消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易沖擊的響應(yīng)程度較高，對(duì)自身以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)沖擊的響應(yīng)程度較小。

方差分解說明：進(jìn)出口貿(mào)易波動(dòng)中自身的貢獻(xiàn)率較大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的貢獻(xiàn)率較小;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)中，進(jìn)出口貿(mào)易的貢獻(xiàn)率較高，消費(fèi)結(jié)構(gòu)貢獻(xiàn)率較小;消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)中，進(jìn)出口貿(mào)易貢獻(xiàn)率較大且呈上升趨勢(shì)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響較小且呈下降趨勢(shì)。

本文提出以下建議：第一，深化改革開放，擴(kuò)大對(duì)外貿(mào)易。優(yōu)化我國(guó)對(duì)外貿(mào)易模式，由勞動(dòng)力密集型向技術(shù)和資金密集型轉(zhuǎn)移，提升貿(mào)易產(chǎn)品附加值，以對(duì)外貿(mào)易水平的提升帶動(dòng)國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。第二，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提升第三產(chǎn)業(yè)比重。推行有利于第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的政策，加快我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)帶動(dòng)進(jìn)出口貿(mào)易和消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。第三，提升國(guó)民收入水平，推動(dòng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。雖然消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響較小，但是居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的提升可以擴(kuò)大內(nèi)需，對(duì)于我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升具有重要意義，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升會(huì)反作用于進(jìn)出口貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，所以我國(guó)可以利用居民消費(fèi)水平的提升帶動(dòng)進(jìn)出口貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

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5.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，2013，39（6）

6.劉德學(xué)，陳必偉，毛峙.中國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與國(guó)際貿(mào)易實(shí)證關(guān)系研究[J].中國(guó)市場(chǎng)，2011（10）

7.黃慶波，范厚明.對(duì)外貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)—基于中國(guó)、印度和亞洲“四小龍”的實(shí)證檢驗(yàn)[J].國(guó)際貿(mào)易問題，2010（2）

8.邱斌，唐保慶，孫少勤.對(duì)中國(guó)國(guó)際貿(mào)易與FDI相互關(guān)系的重新檢驗(yàn)[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2006（4）

9.袁欣.近代中國(guó)對(duì)外貿(mào)易對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響分析[J].內(nèi)蒙古社會(huì)科學(xué)（漢文版），2005（1）