李 皓

（四川農業(yè)大學經濟學院，成都611130）

近年來我國的經濟發(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出來。作為世界上少有的貿易大國，國家的對外貿易與第三產業(yè)和國內消費緊密聯(lián)系。以美元計算，2016 年我國進出口總值3.7 萬億美元，較2015 年下降6.8%。；出口和進口分別為2.1 萬億美元和1.6 萬億美元，其中，出口下降7.7%，進口則下降5.5%。[1]國際貿易額的下降與第三產業(yè)和國內消費水平的增長之間的矛盾開始出現，雖然在2017 年之后，中國的進出口總額扭轉了連續(xù)負增長的局面，但是進口增速仍然保持一個較低程度的水平。

近年來，學者們越來越感知進口貿易的重要性。例如，進口的擴大有利于補齊國內貿易轉型過程中的短板，在豐富供給的同時，能夠促進產業(yè)結構轉型和進一步刺激消費。但總的來說，出口的重視和低估甚至忽視進口這一現象在經濟增長過程中普遍存在。因此，探究當前進口貿易、第三產業(yè)結構以及國內消費這三者的關系，促進三者之間的良性互動和發(fā)展，對當前國內經濟新常態(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構向量自回歸模型（Structural Vector Autoregressive，SVAR）[2]對進口貿易、國內消費與產業(yè)結構三者之間隨時間發(fā)展的同期結構性影響和跨期的動態(tài)影響效應進行估計和解釋，同時結合脈沖響應函數和方差分解技術，實證分析三者之間當期和跨期的動態(tài)結構關系，并提出相應對策和建議。

一、文獻回顧

研究對進口貿易、產業(yè)結構和國內消費水平三者之間關系的相關文獻進行了梳理。對于進口貿易與產業(yè)結構之間的關系，不同文獻中的觀點有所區(qū)別：就新增長理論而言，其代表人物Solow（1956）[3]和Matsuyama（2009）[4]認為進口貿易對產業(yè)結構起促進作用，對外貿易能夠促進分工，推動產業(yè)結構的調整；而 Mazumdar（1996）[5]研究發(fā)現當一國的對外貿易是出口消費品并且進口資本品時才會對產業(yè)結構具有拉動效應。武海峰和劉光彥（2004）[6]研究發(fā)現我國的產業(yè)結構與外貿相互促進，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]認為不同類型行業(yè)的進口產品復雜度隨著產業(yè)結構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”沿線國家的實證分析檢驗，發(fā)現沿線國家的進口貿易有利于我國產業(yè)間結構升級和制造業(yè)內部結構優(yōu)化。胡延平（2009）[9]基于我國1979 至2006 年進出口數據的實證分析發(fā)現進出口變動是居民消費變動的原因。陳清（2009）[10]基于福建省數據的經驗研究發(fā)現貿易增長對消費的影響是不確定的，就福建省而言，其替代效應大于收入效應。宮安銘（2013）[11]基于VAR 模型分析發(fā)現消費需求對進口貿易具有正向沖擊，且其效果由弱變強；而消費結構則對進口形成負向沖擊。就產業(yè)結構與國內消費水平的關系而言，當前多數研究集中于能源消費與產業(yè)結構之間的關系，而對產業(yè)結構與國內消費關系的研究并不多。例如，文啟湘（2005）[12]指出產業(yè)結構調整對于把潛在的內需轉化為現實的有效需求具有重要意義。袁丹等（2016）[13]基于SVAR 實證分析發(fā)現產業(yè)結構是自身、國際貿易和國內居民消費波動的貢獻率的主要來源。王青等（2017）[14]未找到引用源。通過利用SDA 結構分解技術研究發(fā)現消費結構的升級可以通過產業(yè)間的經濟技術聯(lián)系促進產業(yè)結構升級。

總的來看，目前還鮮有文獻對進口貿易、國內居民消費和產業(yè)結構三者之間的關系進行研究。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、模型結構與變量說明

SVAR 模型是Cooley 等學者在對向量自回歸模型（vector autoregressive model，VAR）進行修正的基礎上提出來的。[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期關系，還可以避免參數過多和自由度損失等問題，通過脈沖響應函數發(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，A0≠Ik，γj為滯后j 階的變量系數矩陣，為具有白噪聲性質的結構式隨機變量向量。本文SVAR 模型將 A0、γj和 ut的具體形式設為：

A 矩陣反映變量間的同期關系，B 矩陣反映來自不同變量的隨機干擾對系統(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。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]需要對同期關系矩陣A 設定3×（3-1）/2=3 個約束條件才可以恰好識別。根據Cholesky 的分解技術，相關理論及文獻，本文做出以下假設：第一，當期進口貿易（IM）不受產業(yè)結構（INS）和消費水平（CON）的影響；第二，產業(yè)結構（INS）受當期進口貿易（IM）的影響，但不受當期消費水平（CON）的影響；國內居民消費水平（CON）同時受到當期進口貿易（IM）和產業(yè)結構（INS）的影響。則具體的約束方程為：

數據處理方面，以單位為萬美元的貿易進口總額作為衡量進口貿易（IM）指標；以第三產業(yè)增加值占對應期內GDP 的比重百分比衡量產業(yè)結構（INS）；以居民消費水平（元）衡量國內消費水平（CON）。同時，應該指出的是，由于IM和CON 是定量指標，INS 為比例指標，為了消除異方差等問題帶來的影響，分別對3 個指標取對數來進行分析，分別記為：LnIM、LnINS、LnCON。樣本數據為時間序列，時間跨度為1993 年至2016 年。數據均來源于中國經濟與統(tǒng)計發(fā)展數據庫。本研究中均采用EViews8 軟件進行計量分析。

三、SVAR 模型檢驗與估計

（一）平穩(wěn)性檢驗

為了避免時間序列變量不平穩(wěn)而導致“偽回歸”，首先需要對時間序列變量 LnIM、LnINS 和LnCON 進行平穩(wěn)性檢驗。本研究采用ADF 法進行檢驗，發(fā)現3 個變量的水平對數序列均不平穩(wěn)。經過一階差分后，DLnINS、DLnCON 和 DLnIM 的 ADF檢驗值分別小于10%、10%和5%顯著性水平下的臨界值，可以認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)性檢驗結果

（二）滯后階數選擇

建立合適的SVAR 模型最佳滯后階數p 可以保證參數的有效性。如表2 所示，在常用的選擇標準統(tǒng)計量中施瓦茨信息準則SC 提示當滯后階數為1 階時，檢驗結果最優(yōu)，而當滯后階數為2 時，LR（似然比）、最終預測誤差（FPE）準則、漢南—昆準則HQ 的檢驗結果都是最優(yōu)的，而當滯后階數為3 時，赤池信息準則AIC 是最優(yōu)的。因此，本文確定滯后階數為2 并建立SVAR（2）模型。

表2 模型最佳滯后階數檢驗結果

（三）SVAR 模型的估計

利用 EViews8 軟件對建立的關于 DLnIM、DLnINS 和 DLnCON 的 SVAR（2）模型進行分析，得到矩陣 A 和 B 的估計結果，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，***、**、*分別表示估計系數在1%、5%和10%的顯著水平下通過了檢驗，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，分別達到0.9 和0.7。對于產業(yè)結構而言，滯后1 期的進口貿易和國內消費水平會對其產生消極的影響，就進口貿易而言，其對產業(yè)結構的影響較為顯著。但是滯后2 期的進口貿易和國內消費水平則會對其產生積極的影響，且進口貿易對產業(yè)結構的影響仍然比較顯著。滯后1 期和2 期的進口貿易對國內消費水平有顯著的正向影響，說明有一定的促進作用。滯后1 期和滯后2 期的進口貿易分別會對自身和國內消費水平產生促進和抑制的影響，其中滯后2 期對兩個指標的影響比較顯著。滯后1 期和2 期的國內消費水平分別會對進口貿易和產業(yè)結構產生抑制的促進作用，但是結果并不顯著，說明影響并沒有體現出來，但是并不是一個可以忽視的問題。根據式（8）的估計結果，進口貿易與產業(yè)結構的同期系數為0.06，但是并不顯著，說明促進作用沒有得到明顯的體現；進口貿易和國內消費水平的同期系數為-0.07，說明同期進口貿易的發(fā)展對國內消費水平的提高也沒有得到很好的體現。而同期的產業(yè)結構變化對于國內消費水平的提高促進作用顯著。以上SVAR 模型的參數估計反映了變量間的同期結構關系，為了進一步的了解3 個變量間的跨期動態(tài)關系，仍然有必要進行脈沖響應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），因為SVAR 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，點均落在單位圓內部，表明滯后2階的SVAR 模型是穩(wěn)定的。

（五）脈沖響應分析

在SVAR 模型穩(wěn)定的條件下，進口貿易、產業(yè)結構和國內消費水平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，脈沖響應如圖2 所示。圖2 中橫軸表示沖擊作用的滯后期間數，縱軸則為相應變量對沖擊變量的響應程度，同時標注出95%置信區(qū)間的沖擊響應范圍。

圖2 脈沖響應分析圖

如圖2 所示，產業(yè)結構對于來自進口貿易的沖擊在第2 期由負效應轉為正效應，正效應隨時間的增加逐漸減弱；對于來自國內消費水平的沖擊則在第二期后變?yōu)檎⒅饾u減弱；對于來自自身的沖擊則是正效應并且在第3 期后基本保持在0 的平穩(wěn)水平。進口貿易對于來自產業(yè)結構的沖擊的正效應在3 期達到最高值之后逐漸趨于平穩(wěn)；對于來自國內消費水平的沖擊，其在第2 期由負效應轉變?yōu)檎⒃诘? 期達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的正效應。就國內消費水平對于來自進口貿易的沖擊而言，其在第1 期達到最大的正效應后在第2 期轉變?yōu)樨撔?，并逐漸趨于平穩(wěn)；對于來自產業(yè)結構的沖擊則是一個逐漸減弱的負效應；對于來自自身的沖擊則處于一個正負效應交替出現并逐漸減弱的過程。

（六）方差分解分析

為了分析不同結構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行SVAR 模型的方差分解分析。各結構沖擊對研究變量波動的貢獻率（%），如表3 所示。

由表3 可知，對于進口貿易的方差分解，對其貢獻最大的兩個變量是進口貿易自身的產業(yè)結構，貢獻率分別為44.9%和45.93%，國內消費水平對其貢獻最小但是呈現出一個逐漸增加的過程；對于產業(yè)結構的方差分解，我們可以看出仍然是產業(yè)結構的自身的貢獻率最大并且保持一個穩(wěn)定的狀態(tài)；就國內消費水平的方差分解結果來說，其自身的貢獻率最大，達到45.43%，其次是產業(yè)結構的36.17%和18.39%。

表3 方差分析結果

四、結論和對策建議

本文基于我國1993 至2016 年的數據，通過構建SVAR 模型估計進口貿易、產業(yè)結構和國內消費水平間的影響關系。同時結合脈沖響應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)傳導關系。具體結論如下。

（一）結論

第一，從當期來看，進口貿易會對國內消費水平和產業(yè)結構產生消極的影響，但是對產業(yè)結構的影響并不顯著，當期的產業(yè)結構對國內消費產生顯著的積極影響。

第二，從滯后期來看，滯后1 期和2 期的進口貿易會分別對自身和國內消費產生顯著的反向和正向的影響，而對產業(yè)結構產生正向和反向的影響。

第三，從跨期的沖擊效應來看，長期進口貿易的沖擊會對產業(yè)結構、國內消費水平和進口貿易自身產生正向效應；國內消費水平和進口貿易對于產業(yè)結構的沖擊期初是負效應之后變?yōu)檎⒅饾u減弱；進口貿易和國內消費水平自身對國內消費水平的沖擊期初是負效應之后轉變?yōu)檎⒅饾u減弱。

第四，就跨期變動的貢獻率而言，產業(yè)結構對進口貿易、國內消費和自身的貢獻率分別為45.93%、36.17%和90.17%；進口貿易對自身、國內消費水平的貢獻額分別為44.9%和18.39%；國內消費水平對自身的貢獻率45.43%，且其對進口貿易和產業(yè)結構的貢獻率呈現逐漸增加的趨勢。

（二）建議

第一，積極發(fā)展進口貿易，發(fā)揮其長期的正向傳導效應。中國進口貿易經歷了從起步階段，到出口為主、進口為輔階段，再到進出口并重階段，最后走到了如今的積極擴大進口階段。這充分證明了進口貿易的積極意義。因此要在進一步保持外貿政策的連續(xù)性和穩(wěn)定性的同時，進一步深化對外開放，擴大進口，促進貿易平衡。不僅如此，還要重點關注和理順當期進口貿易關系，積極改善貿易條件，緩解貿易摩擦，以增強當期進口貿易的促進作用。

第二，積極推動以第三產業(yè)為主的產業(yè)升級和結構調整，尤其是要提高新興服務業(yè)在第三產業(yè)中的比重。鼓勵技術創(chuàng)新，引導資本和勞動力向更高附加值的產業(yè)轉移。促進第三產業(yè)與國內消費之間的供需匹配，完善市場，豐富產品供給，生產出的產品和服務更貼近廣大消費人民的需求，滿足需求的同時刺激出新的貿易和消費需求，以此來延長產業(yè)結構對國內消費和進口貿易的增長貢獻滯后期。

第三，要充分重視消費對產業(yè)結構和進口貿易的促進作用，從上文的分析可以看出消費的促進作用并沒有充分的釋放出來，因此積極的刺激消費仍然是必要的。完善社會保障制度和收入分配制度，刺激消費需求；正確處理政府和市場在經濟發(fā)展過程中的關系，鼓勵和引導居民消費，建立一個公平高效的消費環(huán)境。