袁 丹占紹文雷宏振

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

國際貿(mào)易、國內(nèi)居民消費與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)——基于SVAR模型的實證分析

袁 丹1占紹文1雷宏振2

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

本文基于中國1995～2014年的數(shù)據(jù)構(gòu)建SVAR模型，實證檢驗了國際貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與國內(nèi)居民消費間的影響關系。結(jié)果表明：當期國際貿(mào)易對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、當期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對國內(nèi)居民消費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)、國內(nèi)消費水平與國際貿(mào)易的相互沖擊都呈現(xiàn)正向效應，但波動較大，而在第6期以后基本呈穩(wěn)定狀態(tài)；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響隨時間增強，是自身、國際貿(mào)易和國內(nèi)居民消費波動的貢獻率的主要來源。國際貿(mào)易對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的貢獻率為40.01%，國內(nèi)居民消費水平對國際貿(mào)易變動的貢獻率為18%。

國際貿(mào)易 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) 國內(nèi)居民消費 SVAR模型

前 言

作為一個發(fā)展中的大國，我國的經(jīng)濟發(fā)展取得了令人矚目的成果，但與此同時，發(fā)展不平衡問題也比較突出。對外貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相互關聯(lián)，與第三產(chǎn)業(yè)的關系日趨緊密。在國際貿(mào)易領域，我國已然步入貿(mào)易大國行列，2014年，我國的進出口總額為26.43萬億元，比2013年增長2.3%，貿(mào)易順差2.35萬億元，擴大了45.9%，位居世界前列 ，而2014年我國人均國民收入為7550美元，遠大于3500美元，但第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重卻只有48%①，遠低于60%左右，與配第——克拉克定理和的國際經(jīng)驗的一般規(guī)律不符［1］。消費水平受對外開放程度的制約，是影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的重要因素。而從20世紀90年代后，被克魯格曼等人稱為 “蕭條經(jīng)濟學”的回歸期開始，我國居民消費需求不足、居民消費率持續(xù)下降等問題就成為理論界關注的焦點［2］。2014年，我國居民消費占GDP的比重僅為37.7%②，消費不足導致產(chǎn)能過剩，對國際貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)都會產(chǎn)生不利影響。國際貿(mào)易增長較快、內(nèi)需相對不足、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對滯后的結(jié)構(gòu)性矛盾比較突出。探究這三者之間的相互關系，推動國際貿(mào)易發(fā)展，提高我國居民的消費水平和第三產(chǎn)業(yè)的比重，對實現(xiàn)工業(yè)經(jīng)濟向服務經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型，促進新常態(tài)下我國經(jīng)濟的平衡、可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

我國的國際貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和國內(nèi)居民消費發(fā)展較快，相互影響。為了更好地解釋3個變量隨時間發(fā)展的同期結(jié)構(gòu)性影響關系與跨期的動態(tài)影響效應，本文選擇同時考慮變量長短期約束的結(jié)構(gòu)向量自回歸 （Structural Vector Autoregressive，SVAR）模型進行估計，并結(jié)合脈沖響應函數(shù)和方差分解技術(shù)，實證分析3個變量間的即期的結(jié)構(gòu)性與跨期的動態(tài)性關系 ，并提出相關的對策建議。

1 簡要文獻回顧

國際貿(mào)易對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在影響，但已有研究對影響的作用和方向存在爭議：除了新增長理論的代表人物Solow（1956）［3］外，Matsuyama（2009）也持肯定觀點，認為對外貿(mào)易促進了國際分工，能夠推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整［4］；而Mazumdar（1996）研究發(fā)現(xiàn)，當一國的對外貿(mào)易是出口消費品并且進口資本品時的對外貿(mào)易才對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有拉動效應［5］。武海峰和劉光彥 （2004）則指出，我國外貿(mào)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間相互促進，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，前者認為中國的低端加工貿(mào)易出口，對推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級沒有很強的積極效應，后者進一步指出工業(yè)制成品出口對我國第二第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有嚴重擠壓效應，中間產(chǎn)品進口也對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有制約作用［7］。在國際貿(mào)易對居民消費水平的影響方面：J?nsson（2006）研究發(fā)現(xiàn) ，西班牙加入歐洲共同體后，經(jīng)歷了消費熱潮，認為國際貿(mào)易對國內(nèi)消費水平產(chǎn)生了積極影響［8］。胡延平 （2009）基于我國1979～2006數(shù)據(jù)的實證分析得出，進出口變動是居民消費變動的原因［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)易是影響個人消費的重要因素，公平貿(mào)易缺乏將限制消費的增長［10］。已有研究多聚焦產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源消費的影響，而關于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對國內(nèi)居民消費水平影響的相關研究較少，其中，孟習貞 （2000）認為產(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)整能夠促進消費朝著更為積極的方向發(fā)展，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)和消費的和諧發(fā)展［12］。伍艷艷和戴豫升（2010）認為受到FDI的資本和技術(shù)雙重影響的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動是造成我國居民消費率偏低的根本原因［2］。

總體來看 ，相關研究關注了國際貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、國內(nèi)消費水平的關系，但側(cè)重兩個變量間的關系，且多關注國際貿(mào)易和消費水平對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響方面，對于國際貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對國內(nèi)居民消費水平的影響分析較少。在國際貿(mào)易對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響作用方面存在分歧，且關注國際貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、國內(nèi)消費水平的三方關系的較少，以時間序列揭示其動態(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）等學者在對VAR模型進行修正的基礎上提出來的，既能提取出隱藏在一般VAR模型誤差項中變量間的當期關系，還能通過脈沖響應函數(shù)發(fā)掘信息沖擊的時間路徑，使模型的經(jīng)濟意義更加明確，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)濟現(xiàn)實［14］。含有k個變量的P階SVAR模型的一般表達式為［15］：

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，ut為具有白噪聲性質(zhì)的結(jié)構(gòu)式隨機變量向量。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-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］。對于3變量的p階SVAR模型，需要對同期關系矩陣A設定3×（3-1）/2=3個約束條件才能恰好識別。根據(jù)Cholesky分解技術(shù)，相關理論及文獻，本文作如下假設：①當期國際貿(mào)易 （ITR）不受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（INS）和消費 （CON）的影響；②產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) （INS）受當期國際貿(mào)易 （ITR）的影響，但不受當期消費（CON）的影響；③國內(nèi)居民消費水平 （CON）同時受到當期國際貿(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)人民幣當年匯率換算的進出口總額占國內(nèi)生產(chǎn)總值 （GDP）的比重 （%）衡量國際貿(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；以居民消費水平 （元）衡量國內(nèi)消費水平CON。由于CON是定量指標，ITR和INS是比例指標，為了消除異方差的影響和數(shù)據(jù)的波動 ，分別對3個指標做對數(shù)化處理 （對時間序列變量取對數(shù)不會改變變量間的計量關系），分別記為：LnITR、LnINS和LnCON。樣本數(shù)據(jù)為時間序列，時間跨度為1995～2014年。數(shù)據(jù)來源于年 《中國統(tǒng)計年鑒》和中華人民共和國國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫以及中華人民共和國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。下面，本文將采用 Stata12.0軟件，進行計量分析。

3 SVAR模型檢驗與估計

3.1 平穩(wěn)性檢驗

為了防止時間序列變量不平穩(wěn)可能導致的“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）方法進行檢驗，發(fā)現(xiàn)3個變量的對數(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

3.2 滯后期選擇

為提高參數(shù)估計的有效性，建立合適的SVAR模型，需先確定最佳的滯后階數(shù)p，常用的選擇標準統(tǒng)計量如表2所示，施瓦茨信息準則SBIC提示，當滯后階數(shù)為0階時，檢驗結(jié)果最優(yōu)，而當滯后階數(shù)為3時，在3個判斷標準下：LR（似然比）檢驗、赤池信息準則AIC和漢南-昆準則HQIC的檢驗結(jié)果都是最優(yōu)的，因此，應選定滯后階數(shù)為3，建立SVAR（3）模型。

表2 模型最佳滯后階數(shù)檢驗結(jié)果

3.3 模型的估計

采用Stata12.0軟件對建立的關于D.LnITR、D.LnINS和D.LnCON的SVAR（3）模型進行分析，同時得到約束矩陣A和B的估計結(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個模型的估計結(jié)果，其中，***、**、*表示估計系數(shù)在1%、5%和10%的顯著水平下通過了檢驗，v1、v2和v3為擾動項。3個模型尤其是模型1和模型3，其擬合優(yōu)度分別達到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期對國際貿(mào)易的影響為顯著的正值2.965和3.665，能夠顯著促進國際貿(mào)易的發(fā)展。但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平和國內(nèi)消費水平的滯后2期對國際貿(mào)易的影響顯著為負值，有一定的抑制作用。3個變量的滯后1期和2期對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平都有正向影響，但在統(tǒng)計上尚不顯著，這表明過去國際貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平和國內(nèi)消費水平對產(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。除消費水平的滯后1期外，3個變量的其他滯后期變量對消費水平都有一定的負向影響。式 （8）中，***表示估計系數(shù)在1%的顯著水平下通過了檢驗。根據(jù)式 （8）的估計結(jié)果，國際貿(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，表明當期國際貿(mào)易對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升高有顯著的積極影響；當期國際貿(mào)易與國內(nèi)消費水平的同期系數(shù)為0.053＞0，但正向影響不顯著，說明國際貿(mào)易的發(fā)展在同期有利于國內(nèi)消費水平的提高，但促進作用尚未發(fā)揮出來；當期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對國內(nèi)消費水平的正向影響在1%的顯著性水平下顯著不為0，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的提高能夠推動當期國內(nèi)消費水平的提高。以上SVAR模型的參數(shù)估計反映了變量間的同期結(jié)構(gòu)關系，為進一步了解3個變量間的跨期動態(tài)關系，還需進行脈沖響應函數(shù)和方差分解分析。

3.4 脈沖響應分析

對構(gòu)建的SVAR模型進行穩(wěn)定性檢驗，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，可以進行脈沖響應分析。因此，本文繪制了國際貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和國內(nèi)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)反應路徑，脈沖響應如圖1所示，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)，縱軸表示響應變量對沖擊變量的響應程度，在95%的置信區(qū)間內(nèi)，兩側(cè)的虛線標出了可能的沖擊響應范圍。

從圖1可以看到，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對來自國際貿(mào)易的沖擊在第4期由負向轉(zhuǎn)為正向效應，總體呈上升趨勢；國內(nèi)消費水平對來自國際貿(mào)易的沖擊在第1～2期呈現(xiàn)負向效應 ，但在第3～4期呈現(xiàn)明顯的正向效應，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，國際貿(mào)易對來自自身的沖擊均呈非正向效應；在第1～6期，國際貿(mào)易對來自產(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，國內(nèi)消費水平對來自產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的沖擊均呈現(xiàn)負向影響，在第3期負向效應降至-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；在第1 ～3期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對來自自身的沖擊均呈現(xiàn)正向影響，但呈下降趨勢，在第4～5期轉(zhuǎn)為負向效應，從第6期以后基本平穩(wěn)；國際貿(mào)易對來自國內(nèi)消費水平的沖擊在第1～4期波動較大，在第2期負向影響最大為-3.2%，在第3期即轉(zhuǎn)為正向效應且達到最大2.0%；在第1～10期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對來自國內(nèi)消費水平的沖擊總體波動較小，分別在第2和第4期有小幅的升降；在第1～4期，國內(nèi)消費水平對來自自身的沖擊先降后升，在第4期正向效應達到最大后，基本呈現(xiàn)以0為中心的小幅波動狀態(tài)。總體來看，3個變量分別對來自其他兩個變量和自身的沖擊的效應，在第1～6期都呈現(xiàn)較大的差異性，正向和負向效應波動較大，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重要性，明確變量間的相互影響程度，本文對國際貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和國內(nèi)消費水平3個變量進行SVAR模型的方差分解分析，得到各結(jié)構(gòu)性沖擊對研究變量波動的貢獻率 （%），結(jié)果見表3。

表3 變量方差分解結(jié)果

由表3可知，對于國際貿(mào)易的方差分解，在第1～4期，國際貿(mào)易自身的貢獻率相對最大，但隨著時間推移呈下降趨勢。在第5～10期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對國際貿(mào)易的貢獻率相對最大，其次為國際貿(mào)易自身的貢獻率，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和國際貿(mào)易自身的沖擊分別可以解釋國際貿(mào)易波動的46%和36%，而來自國內(nèi)消費水平的貢獻率約占18%；對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的方差分解，在第1期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的波動可由產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)自身和國際貿(mào)易帶來的沖擊解釋，貢獻率分別為59.99%和40.01%。在第2～10期，3個變量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的貢獻率基本穩(wěn)定，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)自身的貢獻率一直相對最大，其次為國際貿(mào)易和國內(nèi)消費水平，來自3個變量的貢獻分別占56.5%、37.5%和6% ；對于國內(nèi)消費水平的方差分解 ，在第1～2期，國內(nèi)消費水平自身的貢獻率相對最大，占55%左右。在第3～10期，國內(nèi)消費水平自身的貢獻率有所下降，并大體穩(wěn)定在24%左右，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和國際貿(mào)易的貢獻率有所上升 ，趨于穩(wěn)定，約為59%和17%，其中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的沖擊對國內(nèi)消費水平波動的解釋作用較強。總體來看，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期以后對自身、國內(nèi)消費水平和國際貿(mào)易波動有相對最大的貢獻率。

4 結(jié)論與對策建議

本文基于我國1995～2014年共20年的數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建SVAR（3）模型估計國際貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與國內(nèi)居民消費間的影響關系，并結(jié)合脈沖響應分析和方差分解分析，考察了這3個變量間的同期影響結(jié)構(gòu)與跨期的動態(tài)傳導關系。得到以下主要結(jié)論：（1）從即期來看，當期國際貿(mào)易對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、當期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對國內(nèi)消費水平分別具有顯著的積極影響，當期國際貿(mào)易對國內(nèi)消費水平也存在正向影響，但在統(tǒng)計上不顯著，促進作用尚未發(fā)揮出來；（2）從跨期的沖擊效應來看，在第1～6期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對國際貿(mào)易存在比較顯著的正向影響，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和國內(nèi)消費水平對來自國際貿(mào)易的沖擊、國際貿(mào)易對來自國內(nèi)消費水平的沖擊都是由負向效應轉(zhuǎn)為正向效應，而在第6期以后，基本呈以0為中心的穩(wěn)定狀態(tài)；（3）從跨期變動的貢獻率來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響隨時間在增強，對自身、國際貿(mào)易和國內(nèi)消費水平波動的貢獻率分別為59.99%、46%和59%左右。國際貿(mào)易對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的貢獻率為40.01%，國內(nèi)消費水平對國際貿(mào)易變動的貢獻率為18%。因此，提出以下建議：（1）發(fā)展對外貿(mào)易，發(fā)揮其當期的積極傳導效應。深化對外開放 ，促進貿(mào)易模式和出口市場的多元化，鼓勵外貿(mào)企業(yè)自主研發(fā)和引進高新技術(shù)，促進比較優(yōu)勢提升和技術(shù)進步，實現(xiàn)勞動密集型向技術(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，促進貿(mào)易平衡發(fā)展。理順對外貿(mào)易關系，改善貿(mào)易條件，降低貿(mào)易摩擦。以當期貿(mào)易增長加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，以當期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化促進國內(nèi)消費水平提升。（2）推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與升級，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，促進產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新 ，引導勞動力向更高附加值的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移 ，加強投資和勞動力尤其是高素質(zhì)人才隊伍的培育，促進供需匹配，完善需求和生產(chǎn)市場，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)升級更好地推動國際貿(mào)易和國內(nèi)消費水平的提升。（3）縮短國際貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和國內(nèi)消費水平間正向作用的滯后期，實現(xiàn)相互促進。在推動國際貿(mào)易發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的同時，通過深化城鎮(zhèn)化，完善收入分配制度，改善價格、市場和產(chǎn)業(yè)機制，提高居民尤其是低收入階層的收入，刺激需求，優(yōu)化消費環(huán)境，鼓勵和引導居民消費，提升居民消費的層次，提高國內(nèi)居民的消費水平。通過貿(mào)易的發(fā)展，加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，反過來以優(yōu)化的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)實現(xiàn)貿(mào)易的可持續(xù)發(fā)展；通過國際貿(mào)易的擴大，促進國內(nèi)居民消費水平和層次的提升，反過來以提升的居民消費水平和需求帶動國際貿(mào)易的發(fā)展。

注釋：

①根據(jù)中華人民共和國國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫2014年相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)計算得到。

②根據(jù)中華人民共和國國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫2014年國民經(jīng)濟核算數(shù)據(jù)計算得到。

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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

（責任編輯：王 平）

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

F752；F12

A

2016—04—08

國家自然科學基金項目 （項目編號：71573200）；西安建筑科技大學人才科技基金項目 （項目編號：RC1615）；中央高校重點科研課題 （項目編號 ：10SZZD03）。

袁丹，西安建筑科技大學管理學院講師，博士。研究方向：產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究。占紹文，西安建筑科技大學管理學院教授，博士 ，博士生導師。研究方向：區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展管理研究。雷宏振，陜西師范大學國際商學院副院長 ，教授 ，博士，博士生導師。研究方向 ：產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究。