基于TVP-VAR模型的中國出口貿易與經濟增長關系的實證研究*①

荊 磊 祝濱濱

( 東北師范大學 經濟學院，吉林 長春，130022 )

一、引言

自改革開放以來，中國對外貿易迅速發展，進出口貿易總額從1978年的206.4億美元，增長到2017年的41044.8億美元，已經成為世界第一大貨物貿易國。從具體數據看來，2017年中國的出口貿易高于進口貿易22.95%左右，出口總額從1978年的97.8億美元增長到2017年的22634.9億美元。由此可見，中國近40年的改革開放紅利對我國出口貿易在全球的競爭中起到了十分重要的促進作用。而近些年來，我國經濟發展逐漸呈現新形勢，即經濟增速逐漸放緩、經濟結構不斷升級、經濟增長動力也由要素及投資驅動轉向創新驅動。與此同時，中美貿易戰的爆發，人民幣升值壓力和巨額經常項目順差轉化為大量貨幣投放壓力等都為國內通貨膨脹的爆發帶來隱患。隨著中國經濟發展模式及貿易結構的不斷優化，新形勢下我國出口貿易是否依舊會對經濟增長起到顯著的推動作用，當前的經濟模式及貿易結構是否有利于發揮貿易對國家經濟的促進作用，是一個值得深入探討的問題。因此，運用計量方法實證檢驗分析我國出口貿易對經濟增長影響的時變特征，對新形勢下如何做好貿易結構優化及應對貿易戰等問題具有重要的理論價值和現實意義。

從以往的研究看來，雖然關于出口貿易對經濟增長影響的看法存在著分歧，不過主流觀點認為出口貿易的增長有利于經濟的發展。例如：Balassa B(1978)通過對11個已有工業基礎的發展中國家的出口貿易金額與經濟發展水平的橫截面數據進行研究，得出了出口貿易會導致經濟增長這一結論。[注]Balassa B,Exports and economic growth: Further evidence, Journal of Development Economics, Vol. 5, No.2, 1978, pp.181-189.Feder G(1983)運用最小二乘法對1964—1973年間欠發達國家的實際GDP與出口占比的變化率之間的關系進行研究，認為出口占比的提高對實際GDP的增長存在正向效應。[注]Feder G,On Exports and Economic Growth, Journal of Development Economics, Vol. 12, No.1, 1983, pp.59-73.Kavoussi(1984)& Ram(1985)通過對出口貿易金額、資本積累、技術水平和經濟增長等經濟變量的研究，都認為一個國家的出口貿易水平的提高，有利于資本積累速度的提升以及技術水平的迅速發展，從而進一步拉動經濟的長期增長。[注]Kavoussi R M, Export expansion and economic growth: Further empirical evidence, Journal of Development Economics, Vol. 14,No.1,1984,pp.241-250.Dollar(1992)運用最小二乘法對95個發展中國家在1976—1985 年期間的經濟數據進行分析后，也認為出口貿易與經濟增長之間存在著正向作用。[注]Dollar D, Outward-Oriented Developing Economies Really Do Grow More Rapidly: Evidence from 95 LDCs, 1976-1985,Economic Development & Cultural Change, Vol. 40, No.3, 1992, pp.523-544.McNab & Moore(1998)通過控制人力資本存量和初始發展水平等因素，對41 個發展中國家1963—1973 年和1973—1985 年兩個時期經濟數據的研究表明：出口擴張通過反饋效應對發展中國家的經濟增長產生了顯著的影響。[注]Robert M, McNab, Robert E, Moore, Trade policy, export expansion, human capital and growth. Journal of International Trade & Economic Development, Vol. 7, No.2, 1998, pp.237-256.

對于中國出口貿易與經濟增長關系的研究情況而言，Jordan Shan & Fiona Sun(1998)通過對1987-1996年間我國出口貿易與工業產量的經濟數據構建向量自回歸模型，并運用Granger因果檢驗等方法進行研究，結果表明：在樣本期內，我國出口貿易增長與實際工業產量存在雙向的因果關系，即二者相互促進。[注]Jordan Shan, Fiona Sun, On the export-led growth hypothesis: the econometric evidence from China, Applied Economics,Vol. 30, No.8, 1998,pp.1055-1065.呂惠娟、許小平(2005)通過平穩的實際變量系統與非平穩的名義變量系統兩個角度檢驗了我國出口貿易對經濟增長的作用，并認為中國經濟屬于多因素共同驅動的復合型經濟增長，雖然并非出口導向型增長，但出口貿易仍是拉動我國經濟增長的重要因素。[注]呂惠娟、許小平：《出口貿易對中國經濟增長影響的再思考》，《數量經濟技術經濟研究》2005年第2期。范柏乃、毛曉苔等(2005)基于1952—2003年我國經濟統計數據，運用格蘭杰因果檢驗和廣義差分回歸等方法，對我國出口貿易與經濟增長之間的關系進行研究，認為我國的出口貿易與經濟增長之間存在單向關系，即出口貿易的擴張促進了我國的經濟發展，且對經濟增長貢獻率約為24.1%。[注]范柏乃、毛曉苔、王雙：《中國出口貿易對經濟增長貢獻率的實證研究:1952—2003年》，《國際貿易問題》2005年第8期。胡善磊、齊鑄等(2011)根據1978—2008年統計數據構建出口貿易與經濟增長的誤差修正模型(VECM)，認為對外出口貿易與經濟增長之間存在正向效應。[注]胡善磊、齊鑄、舒壽亮：《我國對外貿易與經濟增長關系的實證分析》，《經濟視角(下旬刊)》2011年第5期。張兵兵(2013)運用CF濾波分析、PEARSON相關檢驗、偏相關分析及我國經濟增長的Logistic回歸模型，基于1952-2011年間我國經濟數據對出口貿易總額與GDP增長進行研究，得出出口貿易是我國經濟增長的正向因素的結論。[注]張兵兵：《進出口貿易與經濟增長的協動性關系研究——基于1952—2011年中國數據的經驗分析》，《國際貿易問題》2013年第4期。謝銳和趙果梅(2014)基于出口貿易國內增加值的視角，測算我國出口貿易對GDP的貢獻率，結果表明：出口貿易對中國經濟增長存在顯著的促進作用，但我國傳統優勢產業—勞動密集型產業出口貿易對GDP的貢獻率逐步下降。[注]謝銳、趙果梅：《出口貿易對中印經濟增長的影響效應研究》，《國際經貿探索》2014年第8期。

需要明確的一點是，并非所有的學者都認為出口貿易會促進經濟的增長。例如：Jung. Peton & Marshall(1985)通過對41個發展中國家的經濟數據進行研究發現：其中僅有4個國家的出口擴張促進了經濟的增長，而其他的37個發展中國家并不滿足出口導向型經濟增長假說。[注]Jung W S, Marshall P J, Exports, growth and causality in developing countries, Journal of Development Economics, Vol. 18, No.1,1985, pp.1-12.Chow(1987)對8個新興工業化國家的出口增長與工業發展之間的因果關系進行研究，研究發現其中大部分國家和地區的出口貿易擴張與經濟發展之間存在著顯著的雙向因果關系，但阿根廷的出口貿易與經濟發展水平之間并不存在顯著的因果關系。[注]Chow, P, Causality between export growth and industrial development, Journal of Development Economics, Vol. 26, 1987, pp.55-63.Grossman & Helpman(1991)認為，如果一國出口人力資本密集型產品，會因為出口部門的增長使得研發部門中的人力資本流失，從而導致國際貿易最終阻礙經濟增長。[注]Grossman G M, Helpman E, Quality Ladders in the Theory of Growth, Review of Economic Studies, Vol. 58, No.1, 1991,pp.43-61.Jang C. Jin & Eden S. H.Yu(1992)通過對美國的經濟數據進行研究發現，出口貿易增長與經濟發展水平之間并不存在顯著的因果關系，即出口貿易的增長對經濟增長的影響并不顯著。[注]Yu E S H, Jin J C, Cointegration tests of energy consumption, income, and employment, Resources & Energy, Vol. 14, No.3,1992,pp.259-266.劉曉鵬(2001)利用1952—1998年的GDP與出口數據進行協整分析，認為出口貿易對中國經濟增長的影響并不顯著，并從出口商品結構的角度解釋了這種弱相關性。[注]劉曉鵬：《協整分析與誤差修正模型──我國對外貿易與經濟增長的實證研究》，《南開經濟研究》2001年第5期。

現有實證研究結論不同的原因，一方面在于以往的研究由于數據獲取等原因大多拘泥于研究出口總量與經濟增長之間的關系，很少有學者對出口行業進行細致的分類，因而只能從總體上判斷二者之間的因果關系，忽視了不同行業出口貿易對經濟增長的不同影響。另一方面，由于國際貿易結構和經濟環境的變化，出口貿易與經濟增長之間的關系可能已經發生了顯著的變化。因此，有一些學者嘗試對出口行業進行劃分，研究出口貿易與經濟增長的關系。例如，樊綱等(2006)通過四種基于貿易技術分布的貿易結構分析方法，認為出口商品技術含量的提升促進了經濟增長。[注]樊綱、關志雄、姚枝仲：《國際貿易結構分析:貿易品的技術分布》，《經濟研究》2006年第8期。杜修立和王維國(2007)通過對出口商品技術含量的劃分，將經濟體的出口貿易劃分為資源投入型和技術附加型，并認為資源投入型產品的出口不利于經濟的長期發展，而以技術附加型為主的出口貿易量的提升有利于一國經濟的長期發展。[注]杜修立、王維國：《中國出口貿易的技術結構及其變遷:1980—2003》，《經濟研究》2007年第7期。蘇振東和周瑋慶(2009)構造出口貿易結構指數，認為出口貿易結構變遷對我國經濟發展存在著明顯的非對稱效應：相比于低技術產品，高技術產品出口貿易的增長促進了我國經濟的增長。[注]蘇振東、周瑋慶：《出口貿易結構變遷對中國經濟增長的非對稱影響效應研究——基于產品技術附加值分布的貿易結構分析法和動態面板數據模型的經驗研究》，《世界經濟研究》2009年第5期。鄧創和李雨林(2016)通過將出口貿易劃分為低、中、高等技術行業，利用時變參數的向量自回歸模型，得出結論：相對于高等技術行業的進出口貿易而言，低、中等技術行業的出口貿易擴張對中國經濟增長的促進作用正在減弱，而高等技術行業的出口貿易將成為中國經濟的新增長點。[注]鄧創、李雨林：《新常態時期中國對外貿易仍能促進經濟增長嗎——基于分類進出口貿易的動態計量分析》，《國際經貿探索》2016年第6期。

目前，國際經濟形勢復雜，中國經濟處于新常態和對外貿易摩擦劇烈的背景之下，此時的出口貿易與經濟增長的關系與以往存在顯著的差異。但由于傳統的固定系數模型無法捕捉到出口貿易與經濟增長的動態特征，因而新常態背景下二者關系的研究多拘泥于理論分析。段鑄晟(2015)通過對中國與埃及經貿合作的研究認為，在金融危機后，中國經濟發展面臨著以出口為主的外向型經濟發展受到制約及結構性矛盾和產能過剩的壓力等問題，隨著“一帶一路”倡議的提出，對外貿易的新路徑將會成中國經濟新的增長點。[注]段鑄晟：《“一帶一路”戰略視角下的中國—埃及經貿合作研究》，《經濟問題探索》2015年第6期。因為不同貿易品行業對經濟增長的影響可能存在差異，且固定系數模型的估計會受到樣本選擇的影響，所以本文試圖參照HS分類，對出口貿易行業按照生產要素使用的比例進一步劃分，并運用時變參數的向量自回歸模型( Time-Varying Parameter Vector Autoregressive Model)捕捉不同出口貿易行業與經濟增長之間的時變關系，為新常態下我國貿易結構的調整與經濟增長的動力提供更有力的解釋與政策啟示。

二、實證檢驗

(一)模型介紹

由Primiceri(2005)提出的時變參數的向量自回歸模型( Time-Varying Parameter Vector Autoregressive Model)與固定系數的VAR模型相比，不僅保留了將所有變量視為內生變量的優點，還在參數估計系數和協方差矩陣上加入了時變性，因此TVP-VAR模型能夠準確地捕捉到不同時點下經濟結構變化和經濟變量之間作用機制的差異性。[注]Primiceri G E,Time varying structural vector autoregressions and monetary policy, Rev. Econ. Stud, Vol. 72, No.3, 2005, pp.821-852.TVP-VAR模型的設定如下：

首先定義一個標準的SVAR模型：

Ayt=F1yt-1+…+Fsyt-s+μt,其中t=s+1,...,n

(1)

其中，yt是k*1 維觀測向量，A為k*k維聯立系數矩陣，F1...Fs為k*k維的滯后系數矩陣，擾動項μt是k*1維的結構性沖擊，且μt～N(0,∑)。同時，假定結構性沖擊服從遞歸識別，即系數矩陣A為下三角矩陣。從而式(1)可以整理成如下形式：

yt=B1yt-1+…+Bsyt-s+A-1∑εt,其中εt～N(0,Ik),Bi=A-1Fi,i=…s。

(2)

將矩陣B中的行元素進行拉直處理，改寫成k2s*1維向量β，定義Xt=Is?(yt-1,…,yt-s)，其中?表示克羅內克積。從而該模型可以化簡為：

yt=Xtβ+A-1∑εt,t=s+1,…n

(3)

再將該模型的參數估計引入時變特征，將模型擴展為TVP-VAR模型，具體形式如下：

yt=Xtβt+At-1∑tεt,t=s+1,…n

(4)

其中，系數矩陣βt，聯立系數矩陣At和隨機波動的協方差矩陣∑t都服從時變特征。為了降低模型估計過程中的復雜程度和減少待估計參數，采用Primiceri(2005)和Nakajima(2011)[注]Nakajima J Kasuya M Watanabe T,Bayesian analysis of time-varying parameter vector autoregressive model for the Japanese economy and monetary policy, Journal of the Japanese and International Economies, Vol. 25, No.3, 2011, pp.225-245.的處理方式，將下三角矩陣At中非0和1的元素拉直成列向量，即令：

at=(a21,a31,a41,…,akk-1)′,ht=(h1t,…,hkt)′

(5)

(6)

采用Jouchi Nakajima et al.(2013)[注]Jouchi Nakajima, Mike West, Bayesian Analysis of Latent Threshold Dynamic Models, Journal of Business & Economic Statistics, Vol. 31, No.2, 2013, pp.151-164.中貝葉斯估計下的馬爾科夫蒙特卡洛模擬(MCMC)對參數進行估計。

(二)數據的選取與處理

從改革開放到加入WTO，2008年金融危機的爆發，世界經濟的逐漸復蘇，再到如今我國的經濟新常態，國際貿易格局和國內經濟環境不斷變化，我國的出口貿易結構也發生了顯著的變化。不同行業的出口貿易不光在比重上發生了變化，在對經濟增長的影響上也存在著些許的不同。因此，本文為了更細致地捕捉出口貿易與經濟增長的關系，對HS分類下不同要素密集型的行業進一步劃分。本文對不同要素密集型行業的劃分主要借鑒楊汝岱和朱詩娥(2007)的分類思路，在OECD(1994)和Lall(2000)的研究基礎上，將HS分類商品進一步按照要素密集程度細分為四大類：資源密集型行業(RI)、勞動密集型行業(LI)、資本密集型行業(MI)和技術密集型行業(TI)。分類結果如表1所示。[注]楊汝岱、朱詩娥：《珠三角地區對外貿易發展的國際比較》，《國際貿易問題》2007年第12期。[注]Lall S,The Technological Structure and Performance of Developing Country Manufactured Exports 1985-1998, Oxford Development Studies， Vol.28,No.3,2000,pp.337-369.資源密集型行業主要指沒有經過任何加工過程的原材料以及經過簡單加工用作直接消費或工業中間品的行業，主要包括動植物及其加工品和礦產品等行業。勞動密集型行業主要指經濟生產活動中勞動要素投入比重較多的生產行業，包括紡織品、服裝、鞋類產品、木制品等行業。資本密集型行業包括化學工業、陶瓷、造紙等行業, 該類行業的技術含量雖然不是太高, 但規模經濟非常突出。技術密集型行業包括電子電信類產品以及醫療器械、光學儀器、航空產品等行業。

基于上述的分類標準，本文選取GDP增長率、資源密集型行業出口貿易增長率、勞動密集型行業出口貿易增長率、資本密集型行業出口貿易增長率和技術密集型行業貿易出口增長率衡量經濟增長(G)、資源密集型行業出口貿易水平(RI)、勞動密集型行業出口貿易水平(LI )、資本密集型行業出口貿易水平(MI)和技術密集型行業出口貿易水平(TI)，并以1990年為基期對價格水平進行調整，構建五變量的時變參數的向量自回歸模型( Time-Varying Parameter Vector Autoregressive Model)考察不同要素密集型的行業出口貿易水平對我國經濟增長的影響。樣本數據范圍為1996年第一季度到2018年第二季度。各要素密集型行業的出口貿易金額數據選自Wind數據庫，中國GDP及居民消費價格指數數據選自中經網統計數據庫。

(三)參數估計

在進行參數估計之前，我們首先做出了各要素密集型行業出口貿易金額占出口貿易總額的比重來初步研究各要素密集型行業出口貿易金額的變化情況，如圖1所示。由圖1可知，我國資源密集型行業與勞動密集型行業出口貿易所占比重呈現逐步下降的趨勢，其中資源密集型行業占比一直最低，從10%左右下降到3.5%左右，而勞動密集型行業下降的趨勢和幅度顯著，從45%左右下降至25%左右，下降幅度高達44.4%；技術密集型行業呈現逐步上升的趨勢，并在近些年達到了穩定，由早期的25%左右上漲至近些年的50%左右，占總出口貿易額度的一半；資本密集型行業總體看來比較穩定，占總出口貿易額的20%左右，2008年之前呈現小幅度下降趨勢，但在2008年之后出現扭轉，出現小幅度上升趨勢。上述分析可知，隨著我國的經濟發展，各要素密集型行業的出口貿易金額占出口貿易總額的比重，隨著時間的推移出現了不同趨勢與幅度的變化。因此，按要素密集型行業劃分，并研究其與經濟增長的時變關系顯得十分必要。

表1 出口貿易行業分類

圖1 各行業出口所占比重

在進一步研究各要素密集型行業出口貿易與經濟增長的關系之前，為了避免偽回歸的問題以確保各變量之間的長期均衡關系和動態關聯性，需要對各變量進行平穩性檢驗，檢驗結果如表2所示，各變量原序列均不平穩，而一階差分序列均平穩，滿足TVP-VAR的建模要求。并通過基本的向量自回歸模型中的AIC和SC準則，確定模型的滯后階數為2階。

為了初步檢驗我國經濟增長與四個要素密集型出口行業之間的關聯特征，本文檢驗了經濟增長(G)、資源密集型行業出口貿易水平(RI)、勞動密集型行業出口貿易水平(LI)、資本密集型行業出口貿易水平(MI)和技術密集型行業出口貿易水平(TI)五者之間的Granger因果關系，檢驗結果如表3所示。從Granger因果檢驗的結果來看，各要素密集型出口行業不是經濟增長的Granger原因的原假設均在1%的顯著性水平下被拒絕，即各要素密集型出口行業均是經濟增長的Granger原因，表明各要素密集型出口行業均是經濟增長的重要原因。

表2 單位根檢驗結果

表3 Granger因果檢驗結果

為了進一步解釋經濟增長與各要素密集型出口行業之間的影響關系，接下來進行MCMC模擬，次數設定為10000次，為了避免前期迭代過程中的不穩定性，初始設定為-1000次，以確保估計結果的穩健性。估計結果的收斂情況由收斂診斷統計量(CD)決定，CD統計量由Geweke(1992)提出，通過將前n0個序列和后n1個序列進行比較，計算的公式如下：

(7)

無效因素是用來測試MCMC模擬效果的，表示樣本均值與不相關樣本均值的方差比率(Chib,2002)，其倒數是相對數值效率，即當無效因素為m時，在參數估計過程中能獲得M/m個不相關的樣本。[注]Chib S, Nardari F, Shephard NMarkov, Chain Monte Carlo Methods for Stochastic Volatility Models, Journal of Econometrics,Vol. 108 ,No.2,2002,pp.281-316.由OxMetrics 6.0模擬的結果如表4所示，其中各參數的CD統計量均不能拒絕收斂于后驗分布的原假設，即該模型中的估計參數均服從于后驗分布。無效因子的最大值為103.85，說明10000次MCMC可以獲得96.29個不相關樣本。因此，MCMC算法下該模型的估計是有效的。

表4 模型估計結果

三、各要素密集型行業出口貿易對經濟增長的時變影響

本部分通過對上述模型的估計結果，構建時變參數的脈沖響應函數來研究各要素密集型行業對經濟增長的時變影響，即研究經濟增長率對四類要素密集型行業出口貿易增長率一個標準差沖擊下的動態響應。圖2—5給出了經濟增長率對四類要素密集型行業出口貿易增長率的極大響應值及相應的滯后期數。

由圖2—5可以看出，四類要素密集型行業出口貿易增長率沖擊對經濟增長的影響存在著一定的時變特征。由圖2可知，資源密集型行業出口貿易增長率對經濟增長的影響可以分為三個階段：20世紀90年代中期到2006年左右的持續下降區，2006年至2012年的波動區和2012年至樣本結束期的逐步上升區。在第一階段，資源密集型行業出口貿易增長率對經濟增長的影響基本呈現逐步下降的總體趨勢，甚至在我國2001年加入世界貿易組織后對經濟增長出現抑制作用，同時從該階段對應的滯后期數來看，加入世貿組織后，資源密集型行業出口貿易增長率對經濟增長的影響期數顯著上升，即在該階段對經濟增長產生了較為持久的抑制效應。在第二階段中，可以看作是對經濟增長影響的調整區，資源密集型行業出口貿易增長率對經濟增長的影響開始逐漸轉變為促進效應，雖然在2008年經濟危機前后出現了顯著的下降，但經過短暫的調整，上升的整體趨勢沒有發生變化，且對經濟增長的影響期數從9個季度下降至2個季度左右。在第三階段中，資源密集型行業出口貿易增長率對經濟增長的影響呈現穩定的上升趨勢，但在2006年至樣本結束期出現了下降的趨勢，滯后期數穩定維持在2個季度。

從圖3看來，勞動密集型行業出口貿易對經濟增長的沖擊整體看來為促進作用，基本也可以劃分為三個階段：21世紀之前的穩步上升階段，21世紀初至2006年左右的調整階段以及2008年金融危機后至今的整體下降階段。在第一階段中，我國經濟增長受勞動密集型行業出口貿易的影響顯著上升，從1996—1999年，影響上漲4倍左右；在第二階段，對經濟增長的影響逐步下滑至1996年左右的水平，但經過2004—2006年3年的貿易擴張之后，勞動密集型行業出口貿易增長率對經濟增長的影響達到樣本區間內的最大值，上漲近6倍；但在第三階段，對經濟增長的影響開始逐步下降，時至今日，勞動密集型行業出口貿易增長率對經濟增長的促進作用微乎其微。從滯后期數來看，促進效應的持續期基本維持在4個季度左右。

圖4表明，資本密集型行業出口貿易增長率對經濟增長的沖擊同樣可以劃分為三個階段：2005年之前的整體上升區，2006年至2010年左右的調整區和2010年之后的整體下降區。在第一階段中，資本密集型行業出口貿易對經濟增長產生正向的沖擊影響，短期內的波動并沒有影響長期的上升趨勢。在第二階段中，對經濟增長的影響首先在2005年出現了劇烈的下降，并且在2006年轉為抑制效應，但僅在4個季度之后就出現了顯著的上升，并在2007年第三季度達到了樣本區間的極大響應值；在此之后，受金融危機的影響，資本密集型行業出口貿易增長率對經濟增長的影響出現了大幅度的波動。但在第三階段中，資本密集型行業出口貿易增長率對經濟增長的沖擊開始穩步下降，甚至在樣本末期出現了微弱的抑制作用。從極大響應滯后期數看來，總體上維持在5個季度左右，但在1998年、2007年和樣本末期，對經濟增長的影響較為持久，維持在9個季度。

由圖5可知，技術密集型行業出口貿易增長率對經濟增長的沖擊為正，但對經濟增長的沖擊存在明顯的時變特征，同樣可以劃分為三個階段：2005年之前的上升階段，2005年到2011年左右的調整階段以及2011年之后的下降階段。在第一階段中，技術密集型行業出口貿易增長率對經濟增長的促進效應最為明顯，雖然在1999年出現了短暫的下滑，但整體上升的趨勢沒有改變；在第二階段中，首先技術密集型行業出口貿易增長率對經濟增長的影響出現了下降的趨勢，但在金融危機之后，技術密集型行業與其他三類要素密集型行業不同，其對經濟增長的影響反而出現了上升；在第三階段中，雖然技術密集型行業出口貿易增長率對經濟增長的促進作用出現了下降的趨勢，但在2016年之后至樣本結束期，對經濟增長的影響出現了微弱的上升趨勢。從滯后期數來看，技術密集型行業出口貿易增長率對經濟增長的影響基本在4個季度左右達到最大值。

圖2 經濟增長對資源密集型行業出口沖擊的反應

圖3 經濟增長對勞動密集型行業出口沖擊的反應函數

圖4 經濟增長對資本密集型行業出口沖擊的反應

圖5 經濟增長對技術密集型行業出口沖擊的反應

四、結論與政策建議

本文通過構建時變量的時變參數向量自回歸模型，考察了不同要素密集型行業出口貿易增長率對經濟增長的動態影響。綜上可知，四類要素密集型行業出口貿易增長率對經濟增長的作用的變化均可分為三個階段：

20世紀90年代中期至2000年，在該階段中，勞動密集型行業出口貿易增長率對經濟增長的沖擊最為顯著，這是由于當時我國的人口紅利導致的勞動力成本較低，從而帶來的粗放型經濟增長。同時在該階段末期，我國技術密集型行業出口貿易金額占比超過勞動密集型，成為我國按要素分類出口貿易金額最大的行業。這也說明在新世紀之初，我國科技進入了快速發展階段，技術密集型行業出口貿易逐漸成為我國國際貿易的主導行業。

21世紀初至2008年金融危機結束，在該階段，我國的國際貿易經歷了2001年的加入世界貿易組織、2004—2006年的對外貿易擴張以及2008年金融危機等階段，這使得我國的國際貿易結構發生了巨大的變化，因而在該階段對經濟增長的影響也發生了劇烈的波動。2001年我國加入世界貿易組織并沒有改變資源密集型行業、勞動密集型行業和資本密集型行業對經濟增長影響的下降趨勢，甚至資源密集型行業對經濟增長產生了抑制效應，僅有技術密集型行業對經濟增長的正向影響出現了上升。2004—2006年的對外貿易擴張，導致資源和勞動密集型行業出口貿易對經濟增長的影響大幅度上升，同時也使得資本和技術密集型行業出口貿易對經濟增長的影響大幅度下降。由此可見，該階段的對外貿易擴張，主要是以國內資源的消耗、環境污染及人口紅利的壓榨為代價，換來的資源與勞動密集型行業出口貿易的增長，而忽視了資本與技術密集型行業出口貿易可能帶來的國家科技水平的進步和相關產業鏈的發展。2008年，在金融危機的背景下，四類要素密集型行業出口貿易對經濟增長的影響與2004—2006年正好相反。在該階段，受金融危機的影響，國際貿易環境惡化，經濟持續低迷，資源和勞動密集型行業出口貿易對經濟增長的影響劇烈下降。而資本與技術密集型行業基本沒有受到金融危機的影響，反而出現了大幅度上升的情況。這由此也說明，依賴于資源和勞動的出口導向型經濟增長存在著較大的風險。后危機時代，我國各要素密集型行業出口額度占總貿易額的比重趨于穩定，其中技術密集型行業出口貿易占51%左右、勞動密集型行業出口貿易占26%左右，資本密集型行業出口貿易占20%左右、資源密集型行業出口貿易占3%左右。

金融危機之后到樣本結束期間，四類要素密集型行業出口貿易增長率對經濟增長的影響呈現出新的狀態：勞動、資本與技術密集型行業出口貿易對經濟增長的促進效應逐漸下降，僅有資源密集型行業出口貿易對經濟增長的促進效應在上升。出現如此狀況的原因在于，2008年金融危機之后，世界經濟亟待復蘇，國際市場競爭越來越激烈，國內逐漸失去人口紅利并出現人民幣的不斷升值等情況，使得部分行業出口貿易的利潤空間不斷下降。通過對該階段時變脈沖響應圖的分析，該階段可以進一步以2016年為節點劃分兩部分。2016年之后，由于受到新形勢下我國經濟轉型以及與美國貿易摩擦等影響，各要素密集型行業出口貿易增長率與經濟增長之間的關系出現了轉變：資源與技術密集型行業出口貿易的影響一改2016年前的趨勢，分別呈現出下降和上升的勢頭；而資本與勞動密集型行業出口貿易對經濟增長的影響衰減至0附近。

雖然四種要素密集型行業出口貿易對經濟增長的影響隨時間呈現不同的變化情況，但就近3年的情況來看，依靠廉價的勞動力、環境破壞與污染所帶來的出口導向的粗放型經濟增長已經不可持續，而依靠技術的相關行業出口貿易對經濟增長的影響勢頭已經逐漸顯現，因而繼續降低資源與勞動要素密集型行業出口貿易的比重，提高技術密集型行業出口貿易比重顯得極為必要。

隨著中國進入經濟新時期以及大量的貿易順差等原因造成的貿易伙伴間的摩擦，不同要素密集型的行業出口貿易對經濟增長的動態影響也呈現出新的特征。在中國經濟轉型的背景下，再加上“絲綢之路經濟帶”和“21世紀海上絲綢之路”建設的提出，作為三駕馬車之一的對外貿易對經濟增長仍然發揮著重要的作用。結合近3年的情況來看，資本與勞動密集型行業出口貿易對經濟增長的影響并不明顯，資源密集型行業出口貿易對經濟增長的影響顯著但已經出現下降趨勢，技術密集型行業出口貿易對經濟增長的影響仍然呈現上升的趨勢。

從以往研究成果來看，由于研究方法上的限制，學者大多通過對出口總量與經濟增長之間的關系進行研究，進而提出相應的政策建議。因此，以往的政策建議大多圍繞“出口貿易的擴張能夠有效帶動相關產業和部門的發展”“出口貿易可以通過要素優化起到調節經濟的作用”以及“出口貿易的發展可以帶動國民經濟的生產率的提高”等。這些政策建議雖然都在一定程度上強調了出口貿易對于經濟發展的重要性，但通常只將出口貿易作為總體進行調整，并未對出口貿易的各個部分的優化提出相應建議，即忽視了出口貿易各行業對于經濟發展影響的差異性和時變性。因此，在以往學者的研究基礎上，本文通過對出口貿易按要素密集程度進行合理劃分，結合時變參數的向量自回歸模型，對不同要素密集型出口行業對經濟增長影響的時變特征進行實證研究。根據實證研究結果，并結合現行對外貿易的發展背景，對于我國出口貿易結構的優化和調整，分別從出口貿易行業結構和非貿易因素兩方面提出相應的政策建議：

首先，對于依靠環境、資源以及人力等要素密集型的行業，由于該類型的要素密集型行業出口貿易對我國經濟增長的影響正在逐步下降(甚至影響不顯著)，因此應當逐漸降低其在出口貿易中的比重，促進該類型要素密集型行業出口貿易由價值鏈底端的簡單加工組裝制造型貿易向自主創新型貿易轉變，并由此提高對外貿易商品的技術含量。我國是一個人口眾多的發展中國家，因此放棄勞動密集型行業出口貿易并不現實。在現有勞動密集型行業發展的基礎上，政府應該加強對該要素密集型行業的監管，嚴格把控行業產品質量，打造自主的民族品牌，并營造一個有利于先進技術發展，提高自主創新積極性的良好環境。

其次，對于技術密集型行業應該著重發展，提高技術密集型行業出口貿易所占比重，加快產業轉型重組，大力促進高精尖技術的發展。從本質上來看，我國經濟新常態下的經濟增長是一種創新驅動或者創新導向的經濟增長，在注重生產技術創新的同時，也應注重經濟結構上的優化。從國家內部來講，政府可以通過對科學技術研究項目上的投入來達到社會創新水平提升的目的，也就是對創新性人才的培養，這其中不僅包括創新性人才素質的提高，也包括創新性環境氛圍的營造；從國家外部來看，政府也應該加強對外部人才的引進，促進技術交流，使國家在技術上站在一個較高的起點上。

再次，出口貿易的發展不僅依靠要素密集型行業的合理規劃，同時也依賴于全球貿易環境。從中美貿易摩擦的背景來看，中美貿易摩擦的直接原因是貿易失衡，迫使中國進一步對美開放市場，深層次的目的在于美國試圖重演20世紀80年代美日貿易戰以遏制中國復興，其中遏制中國復興的主要手段即打擊“中國制造2025”。因此，我國可以借鑒美日貿易戰的教訓，對現行貿易環境下我國出口貿易進行合理調控。第一，做好貿易戰具有長期性和日益嚴峻性的準備，并預防升級為匯率金融戰和經濟戰的可能；第二，避免民粹主義、民族主義的輿論導向，認清我國在科技創新、高端制造、金融服務、核心技術以及軍事實力等領域與美國的巨大差距；第三，防止采取貨幣放水以刺激內需的應對方式，避免醞釀金融泡沫；第四，建設高水平、高質量的市場經濟和開放體制，推動新一輪改革開放；第五，堅持對外開放，特別是擴大貿易自由化和投資自由化，與此同時，還要嚴格控制資本項下金融自由化的步伐。通過合理的行業布局，良好的對外貿易環境以及相應的政府改革措施和制度，以達到我國出口貿易的優質發展。