進(jìn)出口貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與消費結(jié)構(gòu)的相關(guān)關(guān)系

趙振波 岳瑋

內(nèi)容摘要：本文基于我國1997-2016年的數(shù)據(jù)構(gòu)建VAR模型，實證檢驗進(jìn)出口貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與消費結(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)模擴大與我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級之間為正相關(guān)關(guān)系，我國進(jìn)出口貿(mào)易的提升會對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化產(chǎn)生正向影響，而且影響會隨著時間推移呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級對進(jìn)出口貿(mào)易的影響較為穩(wěn)定，不會隨時間推移出現(xiàn)較大幅度波動;進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模擴大、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對消費結(jié)構(gòu)升級具有正向推動作用，但是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對居民消費結(jié)構(gòu)升級的影響隨著時間推移而呈現(xiàn)上升趨勢，進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模擴大對居民消費結(jié)構(gòu)升級的影響隨著時間增加而減弱;消費結(jié)構(gòu)升級對進(jìn)出口貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的影響較弱。

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

引言

在國際貿(mào)易領(lǐng)域，我國長期保持貿(mào)易大國地位，《中華人民共和國2017年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》顯示：2017年全年貨物進(jìn)出口總額達(dá)到277923億元，同比增長14.2%，其中，出口153321億元，增長10.8%;進(jìn)口124602億元，增長18.7%。而2017年我國居民恩格爾系數(shù)為29.3%，雖然與發(fā)達(dá)國家相比有一定差距，但是已經(jīng)達(dá)到聯(lián)合國富足標(biāo)準(zhǔn)。2017年我國第三產(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)的下降說明我國居民消費結(jié)構(gòu)不斷實現(xiàn)優(yōu)化升級，而第三產(chǎn)業(yè)增加值比重的提升也表明我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在優(yōu)化調(diào)整。針對我國進(jìn)出口貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與消費結(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)驗的基礎(chǔ)上探究三者之間的互動關(guān)系，對于推動我國國際貿(mào)易發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和消費結(jié)構(gòu)升級，實現(xiàn)新常態(tài)背景下我國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展具有重要意義。

本文首先對以往研究文獻(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模型對進(jìn)出口貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與消費結(jié)構(gòu)之間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行實證分析，最后基于本文的研究成果提出具有針對性的政策建議。

文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外有關(guān)進(jìn)出口貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與消費結(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)模的擴大對居民消費水平的提升具有明顯帶動作用，尤其是西班牙加入歐盟之后進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模的擴大引發(fā)了西班牙國內(nèi)的消費熱潮;我國學(xué)者胡延平（2012）基于我國1979-2010年數(shù)據(jù)對進(jìn)出口貿(mào)易與居民消費結(jié)構(gòu)之間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行實證分析，發(fā)現(xiàn)我國進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模的變動是居民消費結(jié)構(gòu)變動的主要影響因素;文啟湘（2015）的研究也說明了進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變動對居民消費結(jié)構(gòu)變動的影響。其二是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與消費結(jié)構(gòu)。Matasuyama（2010）通過實證研究證實美國第三產(chǎn)業(yè)比重的提升對美國居民消費水平提升具有正向推動作用;武海峰（2014）認(rèn)為我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動是居民消費結(jié)構(gòu)變動的誘因，他通過實證分析證實了我國第三產(chǎn)業(yè)比重上升1%會帶動居民恩格爾系數(shù)下降0.13%;孫中葉（2013）對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對居民消費結(jié)構(gòu)變動的影響路徑進(jìn)行了系統(tǒng)分析，認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對消費結(jié)構(gòu)的影響主要體現(xiàn)在消費品供給上。其三是進(jìn)出口貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與消費結(jié)構(gòu)。這部分的研究較少，Ailshire（2011）通過美國相關(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)模擴大之間為正相關(guān)關(guān)系，二者對居民消費結(jié)構(gòu)的升級具有積極意義。

學(xué)者們對進(jìn)出口貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與消費結(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)與消費結(jié)構(gòu)之間的相關(guān)關(guān)系，對優(yōu)化我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和消費結(jié)構(gòu)，促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模的擴大具有積極意義。

計量分析

（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)表示我國居民的消費結(jié)構(gòu)，恩格爾系數(shù)是指居民消費支出中食品支出所占的比重，由此可知恩格爾系數(shù)越高，表示我國居民消費結(jié)構(gòu)越差，反之恩格爾系數(shù)越低表示我國居民消費結(jié)構(gòu)越優(yōu)化。1997-2016年恩格爾系數(shù)來自國家統(tǒng)計局公開數(shù)據(jù)，第三產(chǎn)業(yè)比重以及凈出口比重是筆者根據(jù)國家統(tǒng)計局公開數(shù)據(jù)進(jìn)行計算得到。為了消除可能存在的異方差性，本文對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了取對數(shù)處理，取對數(shù)之后的數(shù)據(jù)波動情況如圖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。由此可以推測進(jìn)出口貿(mào)易凈值與我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間為正相關(guān)關(guān)系，而恩格爾系數(shù)與我國進(jìn)出口貿(mào)易凈值、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間為負(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)行實證分析來驗證。

（二）ADF檢驗

傳統(tǒng)的VAR模型要求每一個變量必須是平穩(wěn)的時間序列，如果是非平穩(wěn)的時間序列，則需要先進(jìn)行差分，得到平穩(wěn)序列后才能建立VAR模型，但是這樣做會導(dǎo)致原始數(shù)據(jù)的經(jīng)濟(jì)意義消失。隨著計量分析方法的擴展，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模型之前必須對原始序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，本文的檢驗結(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)的時間序列，但是在5%-10%的顯著性水平下為平穩(wěn)的時間序列。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)建模型的動態(tài)特征。但是如果滯后期過大，模型估計參數(shù)就越多，模型的自由度就會降低。所以，VAR模型的滯后期選擇要同時保障滯后項和自由度，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值同時達(dá)到最小時即為VAR模型的最佳滯后期，檢驗結(jié)果如表2所示。

由表2可知，滯后階數(shù)為4階時，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

以4階為滯后期本文對初步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)分析常用來描述對某一個變量施加一個沖擊，該變量的變化路徑，或者說該變量對沖擊的響應(yīng)程度。本文繪制了LNJL、LNCL以及LNXL分別對其他兩個變量及自身沖擊的動態(tài)反應(yīng)路徑，如圖2所示。

由圖2可知，本期LNJL對自身一個正沖擊后，LNJL呈波動上升趨勢，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)作用和較長的持續(xù)性;LNCL對LNJL施加一個正沖擊后，LNJL的響應(yīng)程度呈現(xiàn)緩慢上升趨勢，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一個沖擊后，LNJL的響應(yīng)程度近似于0。本期LNJL給LNCL一個沖擊之后，LNCL呈波動上升的的趨勢，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)作用和較長的持續(xù)性;而LNCL對自身沖擊的響應(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LNXL沖擊的響應(yīng)程度也較弱，說明我國居民恩格爾系數(shù)變動對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響較弱;LNXL對LNJL的沖擊響應(yīng)程度在1期至7期波動上升，7期以后迅速上升，9期之后表現(xiàn)為平穩(wěn)趨勢;LNXL對LNCL的沖擊響應(yīng)程度在1期至10期呈現(xiàn)緩慢上升趨勢。LNXL對自身沖擊的響應(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重要性，明確變量間的相互影響程度，本文對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對自身的貢獻(xiàn)率較大，但隨著時間推移有波動下降的趨勢，LNCL和LNXL對LNJL的貢獻(xiàn)率相對較小，而且LNCL和LNXL對LNJL的貢獻(xiàn)率長期維持在較低水平。LNCL的方差分解中，LNJL對其貢獻(xiàn)率最大，而且LNJL的貢獻(xiàn)率沒有隨時間的波動而有較大波動，LNCL和LNXL對LNJL的貢獻(xiàn)率較小，而且貢獻(xiàn)率較穩(wěn)定。對LNXL的方差分解可知，LNJL對LNXL的貢獻(xiàn)率較大，而且貢獻(xiàn)率隨時間的推移呈現(xiàn)上升趨勢，LNCL對LNXL的貢獻(xiàn)率隨著時間的推移呈現(xiàn)下降，LNXL對自身的貢獻(xiàn)率隨時間的推移波動較小。

結(jié)論與政策建議

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

脈沖響應(yīng)分析表明：進(jìn)出口貿(mào)易對自身沖擊的響應(yīng)程度較大，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和消費結(jié)構(gòu)沖擊的響應(yīng)程度較小;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對進(jìn)出口貿(mào)易沖擊的響應(yīng)程度較高;消費結(jié)構(gòu)對進(jìn)出口貿(mào)易沖擊的響應(yīng)程度較高，對自身以及產(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)易波動中自身的貢獻(xiàn)率較大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和消費結(jié)構(gòu)的貢獻(xiàn)率較小;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動中，進(jìn)出口貿(mào)易的貢獻(xiàn)率較高，消費結(jié)構(gòu)貢獻(xiàn)率較小;消費結(jié)構(gòu)變動中，進(jìn)出口貿(mào)易貢獻(xiàn)率較大且呈上升趨勢，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響較小且呈下降趨勢。

本文提出以下建議：第一，深化改革開放，擴大對外貿(mào)易。優(yōu)化我國對外貿(mào)易模式，由勞動力密集型向技術(shù)和資金密集型轉(zhuǎn)移，提升貿(mào)易產(chǎn)品附加值，以對外貿(mào)易水平的提升帶動國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和消費結(jié)構(gòu)升級。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)升級帶動進(jìn)出口貿(mào)易和消費結(jié)構(gòu)升級。第三，提升國民收入水平，推動消費結(jié)構(gòu)升級。雖然消費結(jié)構(gòu)對進(jìn)出口貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響較小，但是居民消費結(jié)構(gòu)的提升可以擴大內(nèi)需，對于我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升具有重要意義，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升會反作用于進(jìn)出口貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，所以我國可以利用居民消費水平的提升帶動進(jìn)出口貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

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