進(jìn)口貿(mào)易、國內(nèi)消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)SVAR模型實(shí)證分析

李 皓

（四川農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，成都611130）

近年來我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了舉世矚目的成就。與此同時，發(fā)展不平衡不充分的問題也逐漸體現(xiàn)出來。作為世界上少有的貿(mào)易大國，國家的對外貿(mào)易與第三產(chǎn)業(yè)和國內(nèi)消費(fèi)緊密聯(lián)系。以美元計算，2016 年我國進(jìn)出口總值3.7 萬億美元，較2015 年下降6.8%。；出口和進(jìn)口分別為2.1 萬億美元和1.6 萬億美元，其中，出口下降7.7%，進(jìn)口則下降5.5%。[1]國際貿(mào)易額的下降與第三產(chǎn)業(yè)和國內(nèi)消費(fèi)水平的增長之間的矛盾開始出現(xiàn)，雖然在2017 年之后，中國的進(jìn)出口總額扭轉(zhuǎn)了連續(xù)負(fù)增長的局面，但是進(jìn)口增速仍然保持一個較低程度的水平。

近年來，學(xué)者們越來越感知進(jìn)口貿(mào)易的重要性。例如，進(jìn)口的擴(kuò)大有利于補(bǔ)齊國內(nèi)貿(mào)易轉(zhuǎn)型過程中的短板，在豐富供給的同時，能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和進(jìn)一步刺激消費(fèi)。但總的來說，出口的重視和低估甚至忽視進(jìn)口這一現(xiàn)象在經(jīng)濟(jì)增長過程中普遍存在。因此，探究當(dāng)前進(jìn)口貿(mào)易、第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及國內(nèi)消費(fèi)這三者的關(guān)系，促進(jìn)三者之間的良性互動和發(fā)展，對當(dāng)前國內(nèi)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)背景下的可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

本研究利用變量長期和短期約束的結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（Structural Vector Autoregressive，SVAR）[2]對進(jìn)口貿(mào)易、國內(nèi)消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)三者之間隨時間發(fā)展的同期結(jié)構(gòu)性影響和跨期的動態(tài)影響效應(yīng)進(jìn)行估計和解釋，同時結(jié)合脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解技術(shù)，實(shí)證分析三者之間當(dāng)期和跨期的動態(tài)結(jié)構(gòu)關(guān)系，并提出相應(yīng)對策和建議。

一、文獻(xiàn)回顧

研究對進(jìn)口貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和國內(nèi)消費(fèi)水平三者之間關(guān)系的相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行了梳理。對于進(jìn)口貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，不同文獻(xiàn)中的觀點(diǎn)有所區(qū)別：就新增長理論而言，其代表人物Solow（1956）[3]和Matsuyama（2009）[4]認(rèn)為進(jìn)口貿(mào)易對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)起促進(jìn)作用，對外貿(mào)易能夠促進(jìn)分工，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整；而 Mazumdar（1996）[5]研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)一國的對外貿(mào)易是出口消費(fèi)品并且進(jìn)口資本品時才會對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有拉動效應(yīng)。武海峰和劉光彥（2004）[6]研究發(fā)現(xiàn)我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與外貿(mào)相互促進(jìn)，但在一定程度上仍存在相互背離的情況。丁一兵和劉威（2018）[7]認(rèn)為不同類型行業(yè)的進(jìn)口產(chǎn)品復(fù)雜度隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化影響的相同而有所區(qū)別。徐承紅等（2017）[8]基于“一帶一路”沿線國家的實(shí)證分析檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)沿線國家的進(jìn)口貿(mào)易有利于我國產(chǎn)業(yè)間結(jié)構(gòu)升級和制造業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)優(yōu)化。胡延平（2009）[9]基于我國1979 至2006 年進(jìn)出口數(shù)據(jù)的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)進(jìn)出口變動是居民消費(fèi)變動的原因。陳清（2009）[10]基于福建省數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易增長對消費(fèi)的影響是不確定的，就福建省而言，其替代效應(yīng)大于收入效應(yīng)。宮安銘（2013）[11]基于VAR 模型分析發(fā)現(xiàn)消費(fèi)需求對進(jìn)口貿(mào)易具有正向沖擊，且其效果由弱變強(qiáng)；而消費(fèi)結(jié)構(gòu)則對進(jìn)口形成負(fù)向沖擊。就產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與國內(nèi)消費(fèi)水平的關(guān)系而言，當(dāng)前多數(shù)研究集中于能源消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，而對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與國內(nèi)消費(fèi)關(guān)系的研究并不多。例如，文啟湘（2005）[12]指出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對于把潛在的內(nèi)需轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)的有效需求具有重要意義。袁丹等（2016）[13]基于SVAR 實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是自身、國際貿(mào)易和國內(nèi)居民消費(fèi)波動的貢獻(xiàn)率的主要來源。王青等（2017）[14]未找到引用源。通過利用SDA 結(jié)構(gòu)分解技術(shù)研究發(fā)現(xiàn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級可以通過產(chǎn)業(yè)間的經(jīng)濟(jì)技術(shù)聯(lián)系促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

總的來看，目前還鮮有文獻(xiàn)對進(jìn)口貿(mào)易、國內(nèi)居民消費(fèi)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)三者之間的關(guān)系進(jìn)行研究。同時，以時間序列揭示其基期和跨期的動態(tài)變化研究仍然比較缺乏。

二、模型結(jié)構(gòu)與變量說明

SVAR 模型是Cooley 等學(xué)者在對向量自回歸模型（vector autoregressive model，VAR）進(jìn)行修正的基礎(chǔ)上提出來的。[15]該模型不僅能夠提取出隱藏在一般VAR 模型誤差項中的中間變量的當(dāng)期關(guān)系，還可以避免參數(shù)過多和自由度損失等問題，通過脈沖響應(yīng)函數(shù)發(fā)掘信息沖擊的時間路徑。[13]例如，含有K個變量的P 階SVAR 模型的一般表達(dá)式為：[16]

其中，yt為t 時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，為具有白噪聲性質(zhì)的結(jié)構(gòu)式隨機(jī)變量向量。本文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)干擾對系統(tǒng)的影響作用，A、B 是可逆矩陣，且滿足：

其中，A(L)=A0-r1L-r2L2-…rpLp，A(L)是滯后算子L 的 3×3 參數(shù)。滿足公式（5）即為 AB 模型的 SVAR模型。對于3 變量的p 階SVAR 模型，[6]需要對同期關(guān)系矩陣A 設(shè)定3×（3-1）/2=3 個約束條件才可以恰好識別。根據(jù)Cholesky 的分解技術(shù)，相關(guān)理論及文獻(xiàn)，本文做出以下假設(shè)：第一，當(dāng)期進(jìn)口貿(mào)易（IM）不受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（INS）和消費(fèi)水平（CON）的影響；第二，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（INS）受當(dāng)期進(jìn)口貿(mào)易（IM）的影響，但不受當(dāng)期消費(fèi)水平（CON）的影響；國內(nèi)居民消費(fèi)水平（CON）同時受到當(dāng)期進(jìn)口貿(mào)易（IM）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（INS）的影響。則具體的約束方程為：

數(shù)據(jù)處理方面，以單位為萬美元的貿(mào)易進(jìn)口總額作為衡量進(jìn)口貿(mào)易（IM）指標(biāo)；以第三產(chǎn)業(yè)增加值占對應(yīng)期內(nèi)GDP 的比重百分比衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（INS）；以居民消費(fèi)水平（元）衡量國內(nèi)消費(fèi)水平（CON）。同時，應(yīng)該指出的是，由于IM和CON 是定量指標(biāo)，INS 為比例指標(biāo)，為了消除異方差等問題帶來的影響，分別對3 個指標(biāo)取對數(shù)來進(jìn)行分析，分別記為：LnIM、LnINS、LnCON。樣本數(shù)據(jù)為時間序列，時間跨度為1993 年至2016 年。數(shù)據(jù)均來源于中國經(jīng)濟(jì)與統(tǒng)計發(fā)展數(shù)據(jù)庫。本研究中均采用EViews8 軟件進(jìn)行計量分析。

三、SVAR 模型檢驗(yàn)與估計

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免時間序列變量不平穩(wěn)而導(dǎo)致“偽回歸”，首先需要對時間序列變量 LnIM、LnINS 和LnCON 進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本研究采用ADF 法進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)3 個變量的水平對數(shù)序列均不平穩(wěn)。經(jīng)過一階差分后，DLnINS、DLnCON 和 DLnIM 的 ADF檢驗(yàn)值分別小于10%、10%和5%顯著性水平下的臨界值，可以認(rèn)為均為一階差分平穩(wěn)序列。具體如表1 所示。

表1 單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

（二）滯后階數(shù)選擇

建立合適的SVAR 模型最佳滯后階數(shù)p 可以保證參數(shù)的有效性。如表2 所示，在常用的選擇標(biāo)準(zhǔn)統(tǒng)計量中施瓦茨信息準(zhǔn)則SC 提示當(dāng)滯后階數(shù)為1 階時，檢驗(yàn)結(jié)果最優(yōu)，而當(dāng)滯后階數(shù)為2 時，LR（似然比）、最終預(yù)測誤差（FPE）準(zhǔn)則、漢南—昆準(zhǔn)則HQ 的檢驗(yàn)結(jié)果都是最優(yōu)的，而當(dāng)滯后階數(shù)為3 時，赤池信息準(zhǔn)則AIC 是最優(yōu)的。因此，本文確定滯后階數(shù)為2 并建立SVAR（2）模型。

表2 模型最佳滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

（三）SVAR 模型的估計

利用 EViews8 軟件對建立的關(guān)于 DLnIM、DLnINS 和 DLnCON 的 SVAR（2）模型進(jìn)行分析，得到矩陣 A 和 B 的估計結(jié)果，分別如式（8）至（11）所示。

式（8）- （10） 分別表示以 DLnIM、DLnINS 和DLnCON 為被解釋變量得到的3 個模型的估計，其中，***、**、*分別表示估計系數(shù)在1%、5%和10%的顯著水平下通過了檢驗(yàn)，V1、V2和V3為擾動項。相較于模型2，模型1 和模型3 的擬合度較好，分別達(dá)到0.9 和0.7。對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)而言，滯后1 期的進(jìn)口貿(mào)易和國內(nèi)消費(fèi)水平會對其產(chǎn)生消極的影響，就進(jìn)口貿(mào)易而言，其對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響較為顯著。但是滯后2 期的進(jìn)口貿(mào)易和國內(nèi)消費(fèi)水平則會對其產(chǎn)生積極的影響，且進(jìn)口貿(mào)易對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響仍然比較顯著。滯后1 期和2 期的進(jìn)口貿(mào)易對國內(nèi)消費(fèi)水平有顯著的正向影響，說明有一定的促進(jìn)作用。滯后1 期和滯后2 期的進(jìn)口貿(mào)易分別會對自身和國內(nèi)消費(fèi)水平產(chǎn)生促進(jìn)和抑制的影響，其中滯后2 期對兩個指標(biāo)的影響比較顯著。滯后1 期和2 期的國內(nèi)消費(fèi)水平分別會對進(jìn)口貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生抑制的促進(jìn)作用，但是結(jié)果并不顯著，說明影響并沒有體現(xiàn)出來，但是并不是一個可以忽視的問題。根據(jù)式（8）的估計結(jié)果，進(jìn)口貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的同期系數(shù)為0.06，但是并不顯著，說明促進(jìn)作用沒有得到明顯的體現(xiàn)；進(jìn)口貿(mào)易和國內(nèi)消費(fèi)水平的同期系數(shù)為-0.07，說明同期進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展對國內(nèi)消費(fèi)水平的提高也沒有得到很好的體現(xiàn)。而同期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對于國內(nèi)消費(fèi)水平的提高促進(jìn)作用顯著。以上SVAR 模型的參數(shù)估計反映了變量間的同期結(jié)構(gòu)關(guān)系，為了進(jìn)一步的了解3 個變量間的跨期動態(tài)關(guān)系，仍然有必要進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析。

（四）SVAR 模型的穩(wěn)定性判別

判斷SVAR 模型的穩(wěn)定性，就是需要判斷SVAR 的AR 根均是否小于1（在單位圓內(nèi)），因?yàn)镾VAR 模型穩(wěn)定是滿足脈沖分析和方差分解的前提。[16]因此，本研究利用F 矩陣的單位根來判斷SVAR 模型是否處于穩(wěn)定狀態(tài)，具體如圖1 所示。

圖1 滯后2 階的F 矩陣單位圓分布

如圖1 所示，點(diǎn)均落在單位圓內(nèi)部，表明滯后2階的SVAR 模型是穩(wěn)定的。

（五）脈沖響應(yīng)分析

在SVAR 模型穩(wěn)定的條件下，進(jìn)口貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和國內(nèi)消費(fèi)水平3 個變量分別對其他兩個變量及自身沖擊的動態(tài)反映路徑，脈沖響應(yīng)如圖2 所示。圖2 中橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)，縱軸則為相應(yīng)變量對沖擊變量的響應(yīng)程度，同時標(biāo)注出95%置信區(qū)間的沖擊響應(yīng)范圍。

圖2 脈沖響應(yīng)分析圖

如圖2 所示，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對于來自進(jìn)口貿(mào)易的沖擊在第2 期由負(fù)效應(yīng)轉(zhuǎn)為正效應(yīng)，正效應(yīng)隨時間的增加逐漸減弱；對于來自國內(nèi)消費(fèi)水平的沖擊則在第二期后變?yōu)檎?yīng)并逐漸減弱；對于來自自身的沖擊則是正效應(yīng)并且在第3 期后基本保持在0 的平穩(wěn)水平。進(jìn)口貿(mào)易對于來自產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的沖擊的正效應(yīng)在3 期達(dá)到最高值之后逐漸趨于平穩(wěn)；對于來自國內(nèi)消費(fèi)水平的沖擊，其在第2 期由負(fù)效應(yīng)轉(zhuǎn)變?yōu)檎?yīng)并在第4 期達(dá)到最高水平之后逐漸趨于穩(wěn)定；對于來自自身的沖擊則一直保持著一個較強(qiáng)的正效應(yīng)。就國內(nèi)消費(fèi)水平對于來自進(jìn)口貿(mào)易的沖擊而言，其在第1 期達(dá)到最大的正效應(yīng)后在第2 期轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)效應(yīng)，并逐漸趨于平穩(wěn)；對于來自產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的沖擊則是一個逐漸減弱的負(fù)效應(yīng)；對于來自自身的沖擊則處于一個正負(fù)效應(yīng)交替出現(xiàn)并逐漸減弱的過程。

（六）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重要性，明確變量間的相互影響程度，本文對三個研究變量進(jìn)行SVAR 模型的方差分解分析。各結(jié)構(gòu)沖擊對研究變量波動的貢獻(xiàn)率（%），如表3 所示。

由表3 可知，對于進(jìn)口貿(mào)易的方差分解，對其貢獻(xiàn)最大的兩個變量是進(jìn)口貿(mào)易自身的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，貢獻(xiàn)率分別為44.9%和45.93%，國內(nèi)消費(fèi)水平對其貢獻(xiàn)最小但是呈現(xiàn)出一個逐漸增加的過程；對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的方差分解，我們可以看出仍然是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的自身的貢獻(xiàn)率最大并且保持一個穩(wěn)定的狀態(tài)；就國內(nèi)消費(fèi)水平的方差分解結(jié)果來說，其自身的貢獻(xiàn)率最大，達(dá)到45.43%，其次是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的36.17%和18.39%。

表3 方差分析結(jié)果

四、結(jié)論和對策建議

本文基于我國1993 至2016 年的數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建SVAR 模型估計進(jìn)口貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和國內(nèi)消費(fèi)水平間的影響關(guān)系。同時結(jié)合脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析，考察變量間的同期影響和跨期動態(tài)傳導(dǎo)關(guān)系。具體結(jié)論如下。

（一）結(jié)論

第一，從當(dāng)期來看，進(jìn)口貿(mào)易會對國內(nèi)消費(fèi)水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生消極的影響，但是對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響并不顯著，當(dāng)期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對國內(nèi)消費(fèi)產(chǎn)生顯著的積極影響。

第二，從滯后期來看，滯后1 期和2 期的進(jìn)口貿(mào)易會分別對自身和國內(nèi)消費(fèi)產(chǎn)生顯著的反向和正向的影響，而對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生正向和反向的影響。

第三，從跨期的沖擊效應(yīng)來看，長期進(jìn)口貿(mào)易的沖擊會對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、國內(nèi)消費(fèi)水平和進(jìn)口貿(mào)易自身產(chǎn)生正向效應(yīng)；國內(nèi)消費(fèi)水平和進(jìn)口貿(mào)易對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的沖擊期初是負(fù)效應(yīng)之后變?yōu)檎?yīng)并逐漸減弱；進(jìn)口貿(mào)易和國內(nèi)消費(fèi)水平自身對國內(nèi)消費(fèi)水平的沖擊期初是負(fù)效應(yīng)之后轉(zhuǎn)變?yōu)檎?yīng)并逐漸減弱。

第四，就跨期變動的貢獻(xiàn)率而言，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對進(jìn)口貿(mào)易、國內(nèi)消費(fèi)和自身的貢獻(xiàn)率分別為45.93%、36.17%和90.17%；進(jìn)口貿(mào)易對自身、國內(nèi)消費(fèi)水平的貢獻(xiàn)額分別為44.9%和18.39%；國內(nèi)消費(fèi)水平對自身的貢獻(xiàn)率45.43%，且其對進(jìn)口貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)逐漸增加的趨勢。

（二）建議

第一，積極發(fā)展進(jìn)口貿(mào)易，發(fā)揮其長期的正向傳導(dǎo)效應(yīng)。中國進(jìn)口貿(mào)易經(jīng)歷了從起步階段，到出口為主、進(jìn)口為輔階段，再到進(jìn)出口并重階段，最后走到了如今的積極擴(kuò)大進(jìn)口階段。這充分證明了進(jìn)口貿(mào)易的積極意義。因此要在進(jìn)一步保持外貿(mào)政策的連續(xù)性和穩(wěn)定性的同時，進(jìn)一步深化對外開放，擴(kuò)大進(jìn)口，促進(jìn)貿(mào)易平衡。不僅如此，還要重點(diǎn)關(guān)注和理順當(dāng)期進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系，積極改善貿(mào)易條件，緩解貿(mào)易摩擦，以增強(qiáng)當(dāng)期進(jìn)口貿(mào)易的促進(jìn)作用。

第二，積極推動以第三產(chǎn)業(yè)為主的產(chǎn)業(yè)升級和結(jié)構(gòu)調(diào)整，尤其是要提高新興服務(wù)業(yè)在第三產(chǎn)業(yè)中的比重。鼓勵技術(shù)創(chuàng)新，引導(dǎo)資本和勞動力向更高附加值的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)與國內(nèi)消費(fèi)之間的供需匹配，完善市場，豐富產(chǎn)品供給，生產(chǎn)出的產(chǎn)品和服務(wù)更貼近廣大消費(fèi)人民的需求，滿足需求的同時刺激出新的貿(mào)易和消費(fèi)需求，以此來延長產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對國內(nèi)消費(fèi)和進(jìn)口貿(mào)易的增長貢獻(xiàn)滯后期。

第三，要充分重視消費(fèi)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和進(jìn)口貿(mào)易的促進(jìn)作用，從上文的分析可以看出消費(fèi)的促進(jìn)作用并沒有充分的釋放出來，因此積極的刺激消費(fèi)仍然是必要的。完善社會保障制度和收入分配制度，刺激消費(fèi)需求；正確處理政府和市場在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的關(guān)系，鼓勵和引導(dǎo)居民消費(fèi)，建立一個公平高效的消費(fèi)環(huán)境。