陳福中 樊亞賓 孫東升

摘要：以二十國集團成員國為例，采用面板向量自回歸模型實證分析工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的內(nèi)生動態(tài)影響機制。研究發(fā)現(xiàn)，G20各成員國工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與出口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化內(nèi)生關(guān)系顯著，進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化對工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的作用明顯;工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)的內(nèi)生影響效應(yīng)持續(xù)時間較長且逐步減弱;出口和進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化受到外部因素干擾較多，而工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)所受外部因素干擾較少。具有較大貿(mào)易逆差的國家（或地區(qū)）應(yīng)正確認(rèn)識貿(mào)易結(jié)構(gòu)與貿(mào)易赤字之間的關(guān)系，重視進(jìn)口對優(yōu)化工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的促進(jìn)作用，同時考慮工業(yè)產(chǎn)業(yè)和貿(mào)易結(jié)構(gòu)調(diào)整政策的長期效應(yīng)，從而更好地推動工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)以及貿(mào)易結(jié)構(gòu)的合理轉(zhuǎn)型。

關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn);貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化;內(nèi)生影響機制;二十國集團（G20）;面板向量自回歸模型

中圖分類號：F121.3;F752.6 ? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A ? 文章編號：1007-2101（2019）04-0077-10

隨著對外開放步伐的持續(xù)推進(jìn)，國際貿(mào)易對中國等發(fā)展中國家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和升級的重要作用愈加凸顯。蔡海亞和徐盈之（2017）的研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開放在加速工業(yè)行業(yè)部門轉(zhuǎn)型升級的同時，可進(jìn)一步推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[1]。然而，近年來全球貿(mào)易環(huán)境日益嚴(yán)峻，國家間的正常貿(mào)易活動受到嚴(yán)重影響，可能會進(jìn)一步制約產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)。實際上，早在2009年的二十國集團（G20）峰會上，以美國和歐盟等為首的西方國家（或地區(qū)）就提出了“全球經(jīng)濟再平衡”的議題，要求以中國和俄羅斯等為代表的貿(mào)易順差國減少出口并擴大進(jìn)口。隨著貿(mào)易保護主義的抬頭，國際貿(mào)易和經(jīng)濟環(huán)境進(jìn)一步惡化。進(jìn)入2017年，以美國為主導(dǎo)，在全球范圍內(nèi)拉開了“貿(mào)易戰(zhàn)”的序幕。繼宣布退出跨太平洋伙伴關(guān)系協(xié)定TPP之后，美國又于2018年3月要求重新談判商定北美自由貿(mào)易協(xié)定NAFTA條款，釋放出對加拿大和墨西哥的“貿(mào)易戰(zhàn)”信號;2018年5月，美國宣布對歐盟、加拿大和墨西哥的鋼鐵和鋁分別征收25%和10%的關(guān)稅，同時相關(guān)國家也采取了對美國出口產(chǎn)品加征關(guān)稅的應(yīng)對手段;盡管美國和歐盟在2018年7月表示愿意消除關(guān)稅和貿(mào)易壁壘，但前景仍未趨于樂觀。特別是在2018年8月底，美國總統(tǒng)再次做出退出WTO的威脅，并不滿足于歐盟免除美國汽車關(guān)稅的提議;9月10日，美國與歐盟的貿(mào)易談判以無任何進(jìn)展的結(jié)果而告終。

2017年8月以來，美國先后對中國的技術(shù)和知識產(chǎn)權(quán)以及鋼鋁產(chǎn)品發(fā)起“301調(diào)查”和“232調(diào)查”;2018年6月，美國宣布對中國的500億美元和2 000億美元商品分別征收25%和10%的關(guān)稅，中國被迫采取了相應(yīng)的反制措施。2018年9月18日，美國駐華使館發(fā)布“總統(tǒng)聲明”，稱美國將從該月24日起對大約2 000億美元的中國進(jìn)口商品征收額外關(guān)稅，生效后的關(guān)稅稅率為10%，從2019年1月1日起，關(guān)稅將增至25%。針對美國的貿(mào)易摩擦，中國商務(wù)部也于9月21日發(fā)表談話，稱將不得不對美國進(jìn)行同步反制。受到美國世界范圍內(nèi)“貿(mào)易戰(zhàn)”的影響，國際貿(mào)易和經(jīng)濟環(huán)境正在發(fā)生深刻而復(fù)雜的變化。在此形勢下，各經(jīng)濟體的經(jīng)濟增長乃至產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)模式都發(fā)生了根本性變化。研究表明，以中國為例，出口對經(jīng)濟增長的促進(jìn)效應(yīng)在減弱，進(jìn)口對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的推動作用在進(jìn)一步增強，出口導(dǎo)向型增長模式難以為繼（谷克鑒和陳福中，2016）[2]。

正是在這樣的背景下，筆者通過構(gòu)建產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的面板向量自回歸模型，實證分析二者之間的內(nèi)生動態(tài)影響機制。為了使研究結(jié)論更具有一般性，筆者選取了全球最大的20個經(jīng)濟體——二十國集團（G20）為研究對象。根據(jù)郭凱明等（2017）的研究，國際貿(mào)易對第一和第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)影響較大[3];同時考慮到G20成員國中工業(yè)部門貿(mào)易產(chǎn)品所占比重較大等因素，本文將重點討論工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的內(nèi)生作用機制。

一、文獻(xiàn)綜述

對于特定國家（或地區(qū)）而言，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)對經(jīng)濟增長的影響尤為重要，兩者具有明顯的同步內(nèi)生性（王勇，2018）[4]。在開放經(jīng)濟視角下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)首先對國家（或地區(qū)）間貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生作用，再進(jìn)一步作用于其他各國經(jīng)濟。貿(mào)易結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系，可以表述為貿(mào)易結(jié)構(gòu)是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在空間范疇上的延伸（袁欣，2010）[5]。一個國家出口產(chǎn)品的種類及數(shù)量取決于該國生產(chǎn)的產(chǎn)品種類和數(shù)量在滿足國內(nèi)市場消費需求后的剩余;而該國國內(nèi)進(jìn)口產(chǎn)品的種類和數(shù)量也同樣取決于國內(nèi)市場上相應(yīng)產(chǎn)品的供給缺口。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)可綜合反映一國所擁有的要素稟賦以及對應(yīng)要素的利用方式，而貿(mào)易結(jié)構(gòu)則可以通過進(jìn)口與出口建立起“映射”關(guān)系（袁欣，2010）。李準(zhǔn)曄（2005）將中國分為八大區(qū)域，分析與東亞經(jīng)濟體間的貿(mào)易決定因素，其中特別強調(diào)了中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相對高級的東部地區(qū)存在較為獨立的有別于其他地區(qū)的貿(mào)易結(jié)構(gòu)[6]。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)以及調(diào)整引發(fā)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化，從而會改變貿(mào)易的規(guī)模以及流動的方向。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化之間的相互關(guān)系常取決于生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)差異以及對應(yīng)的要素豐裕（Factor Abundance）程度，因此不同產(chǎn)業(yè)部門產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化之間的關(guān)系往往表現(xiàn)出較為明顯的差異。以中國為例，研究表明貿(mào)易結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在較高相關(guān)性;特別地，勞動密集型行業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，而資本密集型行業(yè)則為正相關(guān)關(guān)系（李磊，2000）[7]。勞動密集型部門的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化之間的交互影響，通?？赏ㄟ^勞動力要素的投入，以及對應(yīng)的產(chǎn)出和農(nóng)產(chǎn)品的進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)反映出來。程國強（2004）分析了以農(nóng)業(yè)部門為代表的勞動密集型產(chǎn)業(yè)部門產(chǎn)出增長和結(jié)構(gòu)變化的相互影響，研究結(jié)果表明，中國農(nóng)產(chǎn)品的出口貿(mào)易可以提高生產(chǎn)部門競爭水平，增強國際市場競爭力，對于促進(jìn)相關(guān)產(chǎn)業(yè)部門的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整具有重要作用[8]。此外，帥傳敏（2009）的研究也指出了要素結(jié)構(gòu)差異，是影響經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整變化的重要原因之一[9]。相對于勞動密集型部門出口對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的影響，資本密集型部門的作用主要體現(xiàn)在發(fā)展中國家（或地區(qū)）通過進(jìn)口以實現(xiàn)技術(shù)的“溢出效應(yīng)（Spillover Effects）”或“擴散效應(yīng)（Diffusion Effects）”等提升相應(yīng)產(chǎn)業(yè)部門的產(chǎn)出，改變原有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Kokko，1994[10];Xu，2000[11]等）;而發(fā)達(dá)國家（或地區(qū)）則可通過參與國際分工，提高國際市場競爭力，并可通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移等方式，降低成本，從而對本國（或地區(qū)）的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)帶來一定影響（Hall和Jones，1999）[12]。事實上，由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的時間滯后性，貿(mào)易結(jié)構(gòu)變遷推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的先導(dǎo)效應(yīng)僅在長期有顯著反映，而對應(yīng)的短期效應(yīng)則不明顯（李榮林和姜茜，2010）[13]。反過來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)對貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的作用則反映為對國際市場上產(chǎn)品的供給以及國內(nèi)市場對進(jìn)口商品的需求，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不合理常引致貿(mào)易結(jié)構(gòu)失衡變動，從而導(dǎo)致國家間的經(jīng)濟失衡（劉兵權(quán)和彭菲婭，2008）[14]。除了特定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)相互關(guān)系的差異外，兩者之間的交互影響過程還表現(xiàn)出動態(tài)性的特點，但鮮有文獻(xiàn)對這一問題進(jìn)行深入討論。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)受到貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的推動，同時也為貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化創(chuàng)造了前提，兩者之間呈現(xiàn)出明顯的內(nèi)生影響關(guān)系。根據(jù)Vernon（1966）的觀點，工業(yè)較為發(fā)達(dá)的國家將會選擇產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)，以使得產(chǎn)業(yè)部門的供給符合國內(nèi)和國際市場的需求，而國際分工的參與和相關(guān)產(chǎn)品的提供會帶動已有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生要素偏向性變動，如由資源密集型向勞動密集型或者由勞動密集型向資源密集型變動等[15]。而戰(zhàn)略性貿(mào)易政策的觀點也同樣認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進(jìn)應(yīng)符合貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的需要，為了擴大出口，一國政府可以經(jīng)由各種貿(mào)易補貼手段以推動國內(nèi)戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)的成長和發(fā)展，并提高相關(guān)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的國際市場競爭力（Krugman，1986）[16]。然而，對于適當(dāng)?shù)馁Q(mào)易結(jié)構(gòu)以促進(jìn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長，Mazumdar（1996）認(rèn)為，貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的拉動效應(yīng)只有當(dāng)進(jìn)口中資本密集型產(chǎn)品占有相對比重，而主要出口勞動密集型消費品的時候才能得以實現(xiàn)[17]。這實際上是戰(zhàn)略性貿(mào)易政策理論在保護本國產(chǎn)業(yè)，進(jìn)而調(diào)整貿(mào)易結(jié)構(gòu)方面的應(yīng)用實踐。在貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的推動下，原有的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)沿著有利于提高出口國商品國際市場競爭力的路徑推進(jìn)。而這種產(chǎn)品的國際市場競爭力，可以從產(chǎn)品的成本、質(zhì)量以及技術(shù)含量等方面進(jìn)行衡量（Leamer，1994）[18]。按照李嘉圖比較優(yōu)勢理論的觀點，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)實際上改變了原有國際貿(mào)易中交換雙方的各種生產(chǎn)要素組合的投入產(chǎn)出效率，更多產(chǎn)業(yè)部門和產(chǎn)品種類的參與，以及產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)生，都會使已有的貿(mào)易結(jié)構(gòu)發(fā)生改變（Menon和Dixon，1997）[19]。此外，薛繼亮（2018）的研究也發(fā)現(xiàn)，對外貿(mào)易可以加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)步伐，進(jìn)一步優(yōu)化資源配置[20];特別是對于發(fā)展中國家而言，國際貿(mào)易更是可以改善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)僵化的局面（杜曙光等，2015）[21]。上述文獻(xiàn)表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化之間的內(nèi)生影響關(guān)系較為明顯，已有研究多集中于從結(jié)構(gòu)化模型的角度討論單一方向的作用機制。其局限在于，一方面可能存在內(nèi)生性而使模型估計結(jié)果存在較大偏誤;另一方面也忽視了系統(tǒng)性考察兩者內(nèi)生影響機制的豐富政策內(nèi)涵。

關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)的相互作用及關(guān)系的研究，已有文獻(xiàn)較少，且尚停留在靜態(tài)或比較靜態(tài)的層面。姜茜和李榮林（2010）的研究表明，貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)具有高度相關(guān)性;資本密集型產(chǎn)業(yè)部門之間的貿(mào)易結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)交叉效應(yīng)明顯，而資源密集型產(chǎn)業(yè)部門二者的相關(guān)性較弱;經(jīng)由國際貿(mào)易活動的渠道，包括勞動力和資本等生產(chǎn)要素跨國跨產(chǎn)業(yè)部門的流動，內(nèi)外部需求結(jié)構(gòu)的變化成為貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)交互作用的主要動力之一[22]。而孫曉華和王鈞（2013）對于貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化是否帶動了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)采用半對數(shù)模型并結(jié)合結(jié)構(gòu)效應(yīng)的觀點進(jìn)行了考察，發(fā)現(xiàn)盡管貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的作用存在時滯，但其正向促進(jìn)效應(yīng)是顯著的;同時，對于特定的產(chǎn)品部門，如工業(yè)制成品貿(mào)易結(jié)構(gòu)上升，其對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進(jìn)效果也是異常明顯的，可起到調(diào)整第一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比重，提升第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比重的作用。已有文獻(xiàn)的局限在于，缺乏內(nèi)生影響機制的動態(tài)維度討論，使得所得到的結(jié)論更多的是對現(xiàn)在或過去情形的解釋，對于深入挖掘進(jìn)一步的政策內(nèi)涵缺乏足夠的借鑒意義。

二、模型設(shè)定、數(shù)據(jù)與檢驗

（一）計量模型設(shè)定

在計量實證分析中，向量自回歸（Vector Auto-Regression，VAR）模型常被應(yīng)用于解決一些非結(jié)構(gòu)的或很難找到相關(guān)經(jīng)濟理論進(jìn)行分析解釋的經(jīng)濟問題，這類經(jīng)濟系統(tǒng)中的代理變量之間可能存在某種交互關(guān)系，但是這種關(guān)系很難以結(jié)構(gòu)化的形式表達(dá)出來（Lütkepohl，2005）。本文對于工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)和貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化內(nèi)生動態(tài)作用關(guān)系的驗證正是置身于這樣的一種研究語境中。對于現(xiàn)實的經(jīng)濟系統(tǒng)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系可表述為：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)決定了對外貿(mào)易的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，而貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化又會對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)形成反饋作用。根據(jù)袁欣（2010）的觀點，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是本體（即原像），而貿(mào)易結(jié)構(gòu)是“產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)所反映的影像”。出口貿(mào)易是國內(nèi)對特定產(chǎn)品需求的拓展，而進(jìn)口貿(mào)易則是國內(nèi)產(chǎn)業(yè)發(fā)展不足的表現(xiàn)。作為影響國際貿(mào)易的重要產(chǎn)業(yè)部門之一，工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)會推動貿(mào)易結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變，而貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化在反映經(jīng)濟體內(nèi)外部市場需求改變的同時，也會反作用于特定產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)。筆者所關(guān)注的工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化數(shù)據(jù)為G20成員國的面板數(shù)據(jù)。筆者嘗試構(gòu)建面板數(shù)據(jù)向量自回歸模型（Panel Data Vector Auto-Regressive Model，PVAR），分析驗證工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的內(nèi)生動態(tài)作用關(guān)系。

由于傳統(tǒng)的VAR模型中包含有內(nèi)生變量的滯后項，在求解過程中對于樣本數(shù)據(jù)序列的長度，即觀察值的個數(shù)就有較高要求，而一般的宏觀經(jīng)濟變量很難滿足這一條件。隨著面板數(shù)據(jù)的廣泛應(yīng)用，特別是截面?zhèn)€體N的增加，即使在時間T很小但N較大的情況下，也可以得到足夠的觀察值。正是基于這樣的考慮，Holtz-Eakin與Newey等（1988）將VAR模型的應(yīng)用引入到面板數(shù)據(jù)的實證分析中[23]。而Arellano和Bover（1995）等對于動態(tài)面板數(shù)據(jù)的求解方法的發(fā)展與推廣，也使得VAR在面板數(shù)據(jù)領(lǐng)域的應(yīng)用逐步走向成熟[24]。在本文所構(gòu)建工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的PVAR模型中，通過考察工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化對應(yīng)代理變量之間可能存在的計量統(tǒng)計關(guān)系，來分析二者的交互作用機制。因此，本文將采用工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化率，以準(zhǔn)確反映工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化在PVAR模型中的內(nèi)生動態(tài)影響機制。假定模型系統(tǒng)的內(nèi)生變量（endvar）為N×1維向量，內(nèi)生變量的個數(shù)為N，那么參照Love和Zicchino（2006）的PVAR模型設(shè)置為[25]：

由于數(shù)據(jù)的局限，無法對更細(xì)的商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)中所涉及到的具體產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)進(jìn)行分析。因此，根據(jù)前文對貿(mào)易結(jié)構(gòu)的界定，筆者采用商品貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易的構(gòu)成反映總體的貿(mào)易結(jié)構(gòu)情況。對于貿(mào)易結(jié)構(gòu)的測算，本文借鑒Kali和Méndez等（2007）的做法，采用貿(mào)易額與GDP相比，進(jìn)而可求得一個對應(yīng)的比重[26]。同時，由于商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)和服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)共同反映了貿(mào)易結(jié)構(gòu)的總體情況，對于特定國家的這兩個變量存在嚴(yán)重的共線性。另外，由于商品貿(mào)易在國家（或地區(qū)）的對外貿(mào)易中占有絕對的比重，故本文將商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化代理變量納入到PVAR模型中，即分別包括出口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化率（dcom_expt）和進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化率（dcom_impt）。因此，筆者構(gòu)建分析工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的PVAR模型，以分析并驗證二者之間的內(nèi)生動態(tài)影響機制，即：

（二）數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計描述

本文以G20成員國①為研究對象，實證分析并驗證工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的內(nèi)生動態(tài)影響機制。樣本涉及到工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)，以及商品進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)。其中工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)來源于世界宏觀經(jīng)濟研究（World Macroeconomics Research，WMR）數(shù)據(jù)庫，而商品進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)搜集整理于PWT（Penn World Table）數(shù)據(jù)庫。WMR數(shù)據(jù)庫包括全世界214個國家（或地區(qū)）1970—2016年的主要宏觀經(jīng)濟變量數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)庫相應(yīng)的宏觀經(jīng)濟變量數(shù)據(jù)均搜集整理于聯(lián)合國統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫UN data。其中，對于各產(chǎn)業(yè)占GDP貢獻(xiàn)率的相關(guān)數(shù)據(jù)，WMR數(shù)據(jù)庫進(jìn)行了如下細(xì)分，即包括農(nóng)業(yè)、工業(yè)、制造業(yè)、建筑業(yè)、國內(nèi)貿(mào)易業(yè)、交通運輸業(yè)和服務(wù)業(yè)等7個產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)。本文所采用的工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化率數(shù)據(jù)主要由工業(yè)增加值所占GDP比重計算而來。PWT數(shù)據(jù)庫是由聯(lián)合國國際比較計劃（International Comparison Program，ICP）發(fā)起，并委托賓西法利亞州立大學(xué)生產(chǎn)、收入和價格國際比較中心（Center for International Comparisons of Production，Income and Prices）建立的世界范圍的反映經(jīng)濟總量增長和發(fā)展的跨國分析標(biāo)準(zhǔn)數(shù)據(jù)庫。截至2018年8月，PWT數(shù)據(jù)庫已更新至版本9.0，包括1950—2014年世界182個國家的相關(guān)經(jīng)濟總量數(shù)據(jù)。由于數(shù)據(jù)的局限，G20成員國中俄羅斯的數(shù)據(jù)僅能追溯到1990年，且需要計算產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)率和貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化率，因此本文研究的樣本區(qū)間為1991—2014年。

對工業(yè)GDP貢獻(xiàn)率進(jìn)行前向一階差分處理，即為工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)率（dindva）。而貿(mào)易結(jié)構(gòu)則分別用出口和進(jìn)口商品占GDP的比重表示。分別向前取一階差分，則得到出口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化率（dcom_expt）和進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化率（dcom_impt）。對各變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計，結(jié)果見表1。

（三）面板數(shù)據(jù)序列平穩(wěn)性及殘差協(xié)整檢驗

為避免代理變量序列不平穩(wěn)對估計結(jié)果的影響，采用共同單位根檢驗（Common Unit Root Test），個體單位根檢驗（Individual Unit Root Test）和Hadri檢驗等方法對納入模型的各變量序列進(jìn)行檢驗。同樣，由于所選取的代理變量均為反映G20各成員國經(jīng)濟活動的代理變量，因此可認(rèn)為代理變量序列進(jìn)入單位根檢驗方程時應(yīng)考慮截距項，亦即存在截面“個體效應(yīng)”（Individual Effect）;并且同時受樣本區(qū)間所限，無法簡單根據(jù)各變量序列變化情形做出是否存在截面“個體線性趨勢”（Individual Linear Trend）的判定，因此在對樣本數(shù)據(jù)變量序列進(jìn)行單位根檢驗時對存在和不存在個體線性趨勢兩種情形同時予以考慮。結(jié)果顯示，各代理變量序列LLC檢驗、Breitung檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗都拒絕存在單位根的零假設(shè);盡管Hadri單位根檢驗結(jié)果認(rèn)為，模型變量可能存在單位根。然而，結(jié)合前面5種單位根檢驗方法的分析結(jié)果，基本可認(rèn)為納入到PVAR模型中的各代理變量滿足I（1）過程條件。②

在對納入分析框架各變量進(jìn)行單位根檢驗的基礎(chǔ)上，為確保模型估計結(jié)果的正確性和穩(wěn)健性，進(jìn)一步對各代理變量是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗（Lütkepohl，2000）[27]。對包括工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)率、出口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化率和進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化率所構(gòu)成的面板數(shù)據(jù)向量自回歸模型（PVAR）進(jìn)行殘差協(xié)整檢驗，主要采用Pedroni組內(nèi)（Within Dimension）和組間（Between Dimension）檢驗，以及Kao檢驗等檢驗方法（Kao，1999）[28]。

面板數(shù)據(jù)殘差協(xié)整檢驗的結(jié)果顯示，Pedroni檢驗的組內(nèi)和組間rho-統(tǒng)計量，PP-統(tǒng)計量和ADF-統(tǒng)計量在三種情形，亦即無個體效應(yīng)和個體線性趨勢、僅有個體效應(yīng)以及同時存在個體效應(yīng)和線性趨勢情況下，均在1%顯著性水平上拒絕各代理變量不存在協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)（見表3）。同時，Pedroni（1999）對其提出的七個統(tǒng)計量檢驗效果進(jìn)行評價時認(rèn)為，組間和組內(nèi)ADF-統(tǒng)計量檢驗效果最佳，而v-統(tǒng)計量和rho-統(tǒng)計量則相對較弱[29]。表3結(jié)果顯示，僅組內(nèi)v-統(tǒng)計量不顯著，即接受協(xié)整檢驗零假設(shè)。根據(jù)Kao檢驗[28]的結(jié)果，模型各代理變量在僅存在個體效應(yīng)時，協(xié)整關(guān)系顯著成立。沿用Pedroni對于各檢驗統(tǒng)計量檢驗效用的結(jié)論，可判定模型各變量存在協(xié)整關(guān)系。

（四）滯后階數(shù)設(shè)定及PVAR穩(wěn)定性檢驗

在構(gòu)建PVAR模型之前，需要確定模型系統(tǒng)的滯后長度階數(shù)。在適當(dāng)放寬滯后長度階數(shù)的選擇范圍之后，可通過初步構(gòu)建包含所有內(nèi)生變量的PVAR模型，根據(jù)模型估計結(jié)果針對相應(yīng)的判斷準(zhǔn)則確定滯后長度階數(shù)。PVAR模型滯后長度判斷的規(guī)則，主要有Akaike信息準(zhǔn)則（Akaike′s Information Criterion，AIC）、Baysian信息準(zhǔn)則（Baysian Information Criterion，BIC）及Hannan和Quinn信息準(zhǔn)則（Hannan and Quinn Information Criterion，HQIC）三種。對于上述三個判斷準(zhǔn)則，連玉君（2009）進(jìn)行了相應(yīng)改進(jìn)，刪除了判斷準(zhǔn)則中與內(nèi)生變量個數(shù)的對應(yīng)項之后，使得滯后長度階數(shù)的選擇更加精確[30]。筆者借鑒了連玉君（2009）的檢驗方法，對工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的PVAR模型進(jìn)行初步估計，并進(jìn)行滯后長度階數(shù)檢驗（見表4）。為防止滯后階數(shù)選擇太短，而形成對模型正確滯后長度階數(shù)的誤判，在初始時建模是預(yù)設(shè)的，模型滯后長度階數(shù)為5，即lag=5。觀察PVAR模型的三個信息準(zhǔn)則統(tǒng)計量，可發(fā)現(xiàn)滯后長度階數(shù)應(yīng)確定為lag=3。

在確定了模型的滯后長度階數(shù)之后，在正式建模之前還需對模型穩(wěn)定性（Stability）進(jìn)行判斷。判斷的依據(jù)是檢驗伴隨矩陣（Companion Matrix）根的模（Modulus）是否小于1。若對應(yīng)根的模小于1，則說明所構(gòu)建PVAR模型是穩(wěn)定的;反之，則說明所構(gòu)建PVAR模型不穩(wěn)定，需要重新進(jìn)行設(shè)定。觀察工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的PVAR模型，可發(fā)現(xiàn)所有根都在單位圓內(nèi)，對應(yīng)根的模均小于1（見圖1）。因此，本文所構(gòu)建模型在滯后長度階數(shù)lag=3時，可以進(jìn)行穩(wěn)定求解，模型設(shè)定正確。

三、模型檢驗與實證分析

（一）工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化PVAR模型估計

以1991—2014年G20成員國為例，筆者構(gòu)建面板數(shù)據(jù)向量自回歸模型（PVAR）實證分析工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的內(nèi)生動態(tài)影響機制。在對模型滯后長度階數(shù)和穩(wěn)定性進(jìn)行判定和檢驗的基礎(chǔ)上，本文接著將采用廣義矩（Generalized Method of Moments，GMM）方法進(jìn)行估計（見表5）。估計結(jié)果顯示，首先，以工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)率為因變量的PVAR模型系統(tǒng)方程，進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化率的一階滯后項系數(shù)顯著;工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)率的二階滯后項系數(shù)顯著（見表5）。其次，以出口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化率為因變量的方程，出口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化率和進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化率的一階滯后項對應(yīng)系數(shù)顯著;工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)率的一階和二階滯后項對應(yīng)系數(shù)也較為顯著。最后，以進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化率為因變量的方程，出口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化率和進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化率的一階滯后項系數(shù)顯著;工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)率的一階、二階和三階滯后項系數(shù)均顯著。

（二）工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的格蘭杰因果關(guān)系檢驗

在對G20成員國工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與出口和進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)構(gòu)建的PVAR模型進(jìn)行估計的基礎(chǔ)上，本文通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗（Granger Causality Test）分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的交互作用機制（見表6）。

格蘭杰檢驗結(jié)果顯示，工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與出口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化之間互為格蘭杰因果關(guān)系;出口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化和進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化之間互為格蘭杰因果關(guān)系;進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化是工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的格蘭杰原因，盡管工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)不是進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的顯著格蘭杰原因，但二者之間總體格蘭杰因果關(guān)系仍顯著成立。因此，本文可得到工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的交互作用機制模型（見圖2）。出口和進(jìn)口作為國際貿(mào)易的兩個重要方面，兩者之間存在較為明顯的內(nèi)生性作用;從二戰(zhàn)以后多數(shù)G20成員國經(jīng)濟發(fā)展的歷程來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進(jìn)與出口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)之間的同步內(nèi)生影響一直非常顯著。此外，谷克鑒和陳福中（2016）的研究也表明，隨著經(jīng)濟的不斷發(fā)展，以中國為例的多數(shù)發(fā)展中國家，出口對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的影響在減弱，進(jìn)口的促進(jìn)效應(yīng)在增強。這在一定程度上也為本文得到進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化對工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)作用顯著而反向影響不明顯的結(jié)論提供了證據(jù)支持。

（三）工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)作用于貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的沖擊效應(yīng)分析

本文采用PVAR模型中所提供的脈沖響應(yīng)函數(shù)（Impulse Response Function，IRF），并結(jié)合應(yīng)用蒙特卡洛（Monte-Carlo）模擬方法，實證分析G20各成員國工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化交互沖擊效應(yīng)的大小及持續(xù)時期，從而對兩者之間的內(nèi)生動態(tài)影響機制進(jìn)行深入討論。模擬過程中，為便于分析，對PVAR模型設(shè)定脈沖響應(yīng)的計算時期步數(shù)（steps）為10，模擬的重復(fù)次數(shù)為500。

脈沖響應(yīng)函數(shù)IRF的蒙特卡洛模擬結(jié)果表明（見圖3），對于工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)作用于貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的脈沖響應(yīng)函數(shù)模型，工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)對出口商品結(jié)構(gòu)變化單位標(biāo)準(zhǔn)信息在初始期（第0期）存在負(fù)向作用（-0.03%），隨后表現(xiàn)出正負(fù)波動的趨勢，并最終在第7期時趨近于0;而其對進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)變化的影響，在初始期最明顯（-0.14%），之后作用效應(yīng)由負(fù)面轉(zhuǎn)變?yōu)檎?，再轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)面，并同樣在第6期時消失。同時，出口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化對工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)單位標(biāo)準(zhǔn)差信息的作用在第2期時達(dá)到負(fù)向最大，之后逐步減小并持續(xù)到第9期時消失;其對進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化單位標(biāo)準(zhǔn)差信息的作用在第1期時最大，達(dá)到-0.83%，其后在第3期出現(xiàn)波動，并在第7期基本消失。進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化對工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)單位標(biāo)準(zhǔn)差信息的作用在第2期時達(dá)到負(fù)向最大（-0.33%），之后逐步由負(fù)轉(zhuǎn)正并持續(xù)到第8期;其對出口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化單位標(biāo)準(zhǔn)差信息的作用在第2期時達(dá)到負(fù)向最大，且為-0.20%，之后持續(xù)到第7期趨向于0。綜上所述，工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的內(nèi)生影響效應(yīng)在發(fā)生作用的初期較明顯，且能持續(xù)較長時期。

（四）工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)作用于貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的擾動因素作用分析

前文已就G20成員國工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)的內(nèi)生作用效應(yīng)和持續(xù)時期進(jìn)行了分析，接下來本文將對模型系統(tǒng)預(yù)測誤差方差（Forecast Error Variance，F(xiàn)EV）進(jìn)行分解，考察將不可觀測的擾動因素納入到模型中之后，G20成員國工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)作用于貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的效應(yīng)大小。為對系統(tǒng)誤差方差進(jìn)行充分分解，進(jìn)而準(zhǔn)確分析模型系統(tǒng)方程組各內(nèi)生變量信息的解釋力度，設(shè)定計算期數(shù)為10（見表7）。

根據(jù)G20成員國工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的預(yù)測誤差方差分解模型的計算結(jié)果，估計過程中所產(chǎn)生的誤差可由工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)、出口和進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化自身信息進(jìn)行解釋部分較大，分別占98.40%，75.30%和36.50%。同時，工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)在以出口和進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化分別為因變量的方程中，對估計誤差方差的解釋力分別為0.2%和1.4%。此外，出口和進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化在以工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)為因變量的方程中，對估計誤差方差的解釋力分別為17.70%和1.60%;它們在分別以對方為因變量的方程中，對估計誤差方差的解釋力分別為61.90%和7.00%。由此可見，工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的內(nèi)生影響較少受外部因素干擾，而出口和進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)之間的內(nèi)生作用則受其他因素的作用較多。

四、結(jié)論與政策建議

以二十國集團（G20）成員國為例，筆者采用面板向量自回歸模型實證分析了工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的內(nèi)生動態(tài)影響機制，并在面板數(shù)據(jù)序列平穩(wěn)性及殘差協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)上，對PVAR模型的滯后階數(shù)以及穩(wěn)定性進(jìn)行了判定。進(jìn)一步地，筆者討論了工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化之間內(nèi)生關(guān)系的存在性、影響效應(yīng)持續(xù)的時期以及是否受到外部因素的影響等。研究發(fā)現(xiàn)，G20成員國工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與出口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的內(nèi)生關(guān)系顯著，進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化對工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的作用明顯;盡管工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)對進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化影響不顯著，但二者之間的總體內(nèi)生關(guān)系仍存在。工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)的內(nèi)生影響效應(yīng)在產(chǎn)生作用之初較為明顯且持續(xù)時間較長。與出口和進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)二者相比，工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的內(nèi)生影響效應(yīng)較少受外部因素干擾。

隨著國際貿(mào)易與經(jīng)濟環(huán)境的日益惡化，為了進(jìn)一步緩解貿(mào)易摩擦和爭端，不論是發(fā)展中國家還是發(fā)達(dá)國家都面臨著調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)而推動貿(mào)易結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的歷史性任務(wù)。因此，對于G20成員國如何推動工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)以及貿(mào)易結(jié)構(gòu)的合理轉(zhuǎn)型，可以從如下方面進(jìn)行戰(zhàn)略性思考。第一，具有較大貿(mào)易逆差的國家（或地區(qū)）應(yīng)正確認(rèn)識貿(mào)易結(jié)構(gòu)與貿(mào)易赤字之間的關(guān)系，以推動工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)來提升出口規(guī)模水平。研究發(fā)現(xiàn)，工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與出口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)之間具有非常強的內(nèi)生性關(guān)系，出口的增加在一定程度上可以通過調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來實現(xiàn)，從而在根本上改善貿(mào)易赤字水平。然而，以美國等為代表的發(fā)達(dá)國家（或地區(qū)）通過施加關(guān)稅和貿(mào)易壁壘等措施來減少進(jìn)口，從而減少貿(mào)易赤字的做法尚停留在增加出口并減少進(jìn)口的數(shù)字層面，是極為不可取的。第二，重視進(jìn)口對優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的促進(jìn)作用，進(jìn)而通過調(diào)整進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)（并非是單純的少進(jìn)口）來調(diào)整國際貿(mào)易收支平衡。實證結(jié)果表明，進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)會顯著作用于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)。這說明，隨著全球經(jīng)濟一體化和國際貿(mào)易的發(fā)展，傳統(tǒng)的出口導(dǎo)向型增長模式已不再廣泛適用，進(jìn)口對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)乃至整體經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整作用已經(jīng)在逐步凸顯。特別是像中國這樣長期保持貿(mào)易順差的發(fā)展中國家，依靠勞動和資源密集型產(chǎn)品出口帶動經(jīng)濟增長已難以為繼;應(yīng)充分重視進(jìn)口的重要推動作用，通過調(diào)整進(jìn)口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，從而緩解當(dāng)前所面臨的日益加劇的貿(mào)易摩擦和爭端。第三，制定工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和貿(mào)易結(jié)構(gòu)調(diào)整政策時，應(yīng)考慮相關(guān)措施的短期和長期效應(yīng)。研究結(jié)論表明，工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的內(nèi)生影響效應(yīng)，會持續(xù)較長時期。因此，相關(guān)貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整政策可能在短期內(nèi)達(dá)到預(yù)計的目的，但長期內(nèi)卻更有可能背道而馳。這也說明，以美國等為代表的國家（或地區(qū)）頻繁采用關(guān)稅和貿(mào)易壁壘手段限制進(jìn)口的措施，所帶來的最終結(jié)果可能并不能達(dá)到緩解貿(mào)易逆差的目的，因為相應(yīng)政策手段對貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響效應(yīng)在長期內(nèi)才可能得以顯現(xiàn)。

注釋：

①本研究中所指二十國集團，即由八國集團（G8）成員國，包括美國、日本、德國、法國、英國、意大利、加拿大和俄羅斯;作為一個實體的歐盟、澳大利亞和南非;具有廣泛代表性的發(fā)展中國家，包括中國、阿根廷、巴西、印度、印度尼西亞、墨西哥、沙特阿拉伯;以及發(fā)達(dá)國家韓國和土耳其構(gòu)成，即簡稱G20（Group Twenty）。為了盡可能多地將歐盟成員國樣本納入進(jìn)來且保證較長的研究區(qū)間，本研究主要考慮“歐盟十五國”所包含的國家。由于有的國家既是G20成員，又是“歐盟十五國”成員，因此所得到的樣本國家共包括30個國家，即阿根廷、澳大利亞、奧地利、比利時、巴西、加拿大、中國、丹麥、芬蘭、法國、德國、希臘、印度、印度尼西亞、愛爾蘭、意大利、日本、韓國、盧森堡、墨西哥、荷蘭、葡萄牙、俄羅斯、沙特阿拉伯、南非、西班牙、瑞典、土耳其、英國和美國。

②如果一個時間序列不平穩(wěn)，但經(jīng)過一次差分后變平穩(wěn)，則稱原序列是一階單整的，記為I（1）。

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責(zé)任編輯：艾 嵐

Abstract：Taking Group Twenty countries for example， this paper used panel Vector Auto-regression model to empirically analyze the endogenous and dynamic impact system between the secondary industrial structure evolution and trade structure change. The results indicated that the endogenous relationships between the secondary industrial structure evolution and trade structure change of export commodity were significant. In addition， there was significant influence from trade structure change of import commodity on the secondary industrial structure evolution. The endogenous impact effects between the secondary industrial structure and trade structure decreased over a long time. Meanwhile， trade structure change of export and import commodity were interrupted by more external factors， but on the contrary， the interruption factors for the secondary industrial structure were few. These countries or regions having a large trade deficit should correctly understand the relationship between the trade structure and trade deficits， attaches great importance to the import of optimization of industrial structure evolution， and consider the long-term effects of the industrial and trade structure adjustment policy， to better promote industrial structure evolution and the reasonable transformation of trade structure.

Keywords： industrial structure evolution， trade structure change， endogenous impact mechanism， Group Twenty （G20）， panel vector auto-regression model