全球價值鏈分工對國際經濟周期協同性的影響研究

張支南，浦正寧，李 明

（1.中國社會科學院 世界經濟與政治研究所，北京 100732；2.東南大學 經濟管理學院，南京 211189；3.重慶農村商業銀行股份有限公司，重慶 400023）

自從20 世紀90 年代以來，新一輪全球化進程快速推進，不斷擴大的國際貿易及對外投資規模，顯著提升了各國之間的經濟關聯度。在此背景下，宏觀經濟的波動也不再局限于特定經濟體，而是出現了經濟體之間的傳導與溢出效應，從而導致各國經濟周期在調整方向與波幅上呈現出趨同態勢，這一現象被稱為國際經濟周期的協同性（business cycle synchronisation）。例如，2007 年由華爾街引爆的美國金融危機迅速通過資本市場傳導至世界各國，更是對全球經濟增長軌跡形成了深遠的負向沖擊。顯然，宏觀經濟波動的上述新特征是制定宏觀經濟政策、實施有效宏觀經濟管理時所必須要加以高度重視的，其前提就是要對其背后的成因有著準確的認知與把握。那么，到底是什么因素驅動了經濟體間非常明顯的周期協同性特征呢？國際貿易無疑是最為直接的因素。然而從對2020 年新冠疫情下各國經濟動態的觀察來看，寬泛的討論國際貿易可能并不充分。導致各國經濟停滯的根本原因是全球供應鏈體系的斷裂，這也從側面表明，這種一體化的鏈式分工體系，即全球價值鏈，是影響經濟周期協同的關鍵因素。

事實上，此次全球化進程最為突出的特征就是全球價值鏈分工體系的構建，以及經濟體之間分工的高度專業化。在“碎片化”生產模式下，大量商品的生產不再僅由單個國家完成，而是需要多個國家進行垂直分工協作。這種垂直型產品內分工通過供應鏈促進了供給和需求的沖擊在鏈條上的傳導與溢出，從而影響到了相關經濟體的經濟周期調整動態。理解宏觀經濟波動特征、有效進行宏觀經濟管理，必須對價值鏈分工在其中所發揮的作用加以準確的把握。中國作為全球價值鏈分工體系中極為重要的一環，國內宏觀經濟調整是否因此也會受到影響，這些問題不僅具有重要理論價值，更是對宏觀經濟政策的實施具有現實意義。基于此，本文將就全球價值鏈分工對于國際經濟周期協同的影響展開深入分析。與已有相關文獻多采用相關系數等方法對周期協同性進行離散測度不同，本文采用馬爾科夫區制轉換模型測算了經濟周期的時變協同指數，在此基礎上，依托國際投入產出表就價值鏈貿易對于國際經濟周期協同性的影響效應進行實證分析。

一、文獻綜述

研究國際經濟周期協同，首先遇到如何對協同度進行測度的問題。已有的相關文獻中，測度經濟周期協同度主要采用了3 種方法。一是計算產出或GDP 等變量增長率的相關系數，數值越大表明協同程度越高，如Calderón 等［1］和Dai［2］。這種方法因其簡便性而被廣泛采用，但其明顯的不足在于只能基于特定區間計算相關系數，無法揭示協同性的演變動態。簡單的解決方法就是將樣本期劃分為多個子區間段并分期計算相關系數，或者設置窗口期來計算滾動時變相關系數。除此之外，Cerqueira 和Martins［3］對相關系數進行改進后得出時變特征的同步指數，但本質核心仍然是計算相關系數；二是將雙邊經濟體的主要宏觀經濟變量納入向量自回歸模型，對模型進行估計得到預測誤差，以不同時期預測誤差為基礎計算相關系數來反映經濟周期協同性［4-5］；三是根據經濟體所處周期階段的同步性來測度經濟周期的協同程度，該方法的基礎是馬爾科夫區制轉換模型［6］，具體通過測算不同經濟體處于同一經濟狀態的概率來反映協同度［7-8］。

基于不同的實證方法，既有文獻采用不同樣本圍繞國際經濟周期協同性展開了廣泛研究。這方面的文獻最早源自創建歐元區時對于最優貨幣區問題的討論，較高的經濟周期協同性被認為是將統一貨幣政策成本最小化的前提要求。盡管樣本覆蓋范圍及長度存在一定差別，但這方面的研究大都顯示該區域內的經濟周期協同總體上達到了較高水平［9-13］。受此啟發，一些文獻以更大覆蓋范圍的跨國樣本為基礎來分析國際經濟周期協同性，結果顯示，全球化進程不斷深化的背景下，國際經濟周期協同度顯著上升［14-16］。隨著亞太地區經濟一體化程度的加深，亞太地區新興經濟體也成為經濟周期協同研究的重要對象，已有研究同樣顯示區域內經濟周期協同性明顯提高［17-20］。

在國際經濟周期協同驅動因素的研究中，已有文獻主要討論了貿易和金融一體化、經濟結構相似度、宏觀經濟政策協調性等多重因素的影響效應。例如，基于21 個工業化國家［21-22］及OECD 國家數據分析［23-24］的研究發現，國際貿易對于經濟周期協同性具有正向影響；還有部分研究［16］以雙邊國家資產加上負債占GDP比重之和來反映金融一體化程度，發現其是最為穩健的經濟周期協同決定因素。一些研究［19，25-26］采用聯合國NAMA 數據庫構建專業化指數，發現經濟結構的相似性越高，經濟周期協同性越強。此外，也有研究［20］分別使用貼現率和政府支出的相關性來反映貨幣和財政政策的協調性，研究發現各國財政政策的協調對于東亞經濟體的經濟周期協同性并無顯著影響，但各國貨幣政策的協調性具有正向促進作用。

綜合來看，圍繞國際經濟周期協同性問題，既有文獻做了比較深入的討論，但其中也存在著比較明顯的不足。最為突出的一點就是缺乏從全球價值鏈分工視角去研究國際經濟周期協同的驅動因素。如前所述，新一輪全球化進程最為突出的特征，就是全球生產網絡及價值鏈分工體系的構建。伴隨著信息化、模塊化、標準化等發展趨勢，產品被細分成中間模塊，碎片化的產品內分工在各國之間不斷延展細化。這種新型貿易體系給全球經濟帶來了巨大影響，同時也對學術研究提出了新問題和新思路。然而從對已有文獻進行檢索來看，圍繞價值鏈分工與國際經濟周期協同性的研究成果非常缺乏。為此，本文將基于大樣本的跨國數據以及改進馬爾科夫區制轉換模型，對國際經濟周期協同進行時變測度，并進一步深入討論全球價值鏈對于這種協同特征的影響效應。

二、理論機制和實證模型構建

（一）理論機制分析

已有針對貿易與經濟周期協同性的討論主要是從總貿易規模視角出發，然而從價值鏈分工視角來衡量雙邊貿易的關聯度可能更為合適［27］。原因在于即使兩國之間沒有直接貿易關聯，但通過第三國鏈接，兩國仍可能發生沖擊的傳遞，即“第三國效應”［27］。如考慮“碎片化”貿易中的3 個經濟體（國家i、國家j、國家k），i和j分別處于生產A 產品的兩個階段，其中i僅生產中間產品B 并出口到j，j利用本國特定技術優勢和來自i國的進口投入生產出最終品A，主要的流向大致可分為國內消費以及出口到包括k、i等在內的所有其他國家。一方面，若k發生正向最終需求沖擊，則會刺激對i國和j國中間產品的需求；另一方面，若j的供給增加，亦會提高對i中間品的需求。就此而言，價值鏈分工導致了供給和需求方面的溢出效應，使得一國對外的進出口相應增減，進而提高雙邊國際經濟周期協同性［28］。本研究借鑒了Johnson［29］多國家多部門IRBC 模型設定，考慮一個簡單的由3 個國家組成的價值鏈分工模型。模型中市場完全競爭，勞動供給外生給定，每個國家存在一個代表性消費者，且只討論中間產品貿易而不考慮最終產品貿易。

假設一個國家內產出品的生產需要勞動力Li和復合中間產品Xi。各國產品的生產函數是Cobb-Douglas形式，且規模報酬不變。中間品貿易的生產函數形式為CES，即無替代彈性。以Qi表示i國產出，則：

其中：Zi表示i國內生技術產出；Li表示i國雇傭的勞動力數量；αi為生產該產品所需的勞動力份額；Xi為中間產品投入；βi表示生產中的中間產品投入份額；ωji表示技術權重，用于衡量i國產品中來自j國的中間品投入。鑒于i國生產的產品有兩種用途：一是用于本國消費；二是出口到其他國家。因此Qi可表示為

其中：Xij表示j國的生產中所需來自i國的中間產品投入，表現為i國對j國的出口。一國的消費者偏好為：Ui=log(Ci)，其中Ci為i國最終品的消費。對于政策制定者而言，要考慮的問題即是如何使得社會福利最大化：

其中：μi表示一國消費者的福利權重。一階條件為

為考察一國產出是如何通過中間產品貿易受到其他國家生產率沖擊帶來的影響，本文將上述過程在均衡條件下進行線性化處理，再將結果代入原式則可以得到：，也即

公式（7）中的里昂惕夫逆矩陣(I-Θ′)-1即體現了一國產出是如何受到其他國家生產沖擊影響的過程。可以理解為i國產出中來自j國中間品的投入費用占總成本的比重，這一過程實際上既考慮了來自j國投入的直接購買，也覆蓋了間接成本開支。那么可認為，i國發生的積極生產沖擊有利于那些使用j國產品作為生產投入的國家，無論其是否與i國直接發生貿易聯系。看似沒有直接貿易聯系的兩國亦可能因為擁有共同的中間產品來源國而發生產出關聯，即“第三國效應”。為具體說明，可將i與j的貿易中的出口進一步區分為總出口和增加值出口，以展示“第三國效應”是如何通過增加值出口產生影響的。

首先，對公式（3）進行變形，得到：

其中：ωij=，即j國產出來自i國的中間產品投入占總產出的比重。公式（8）的矩陣表示為：q=(I-Θ′)-1g，產出q=(Q1,Q2,Q3)′，g=(C1,C2,C3)′則表示最終產品消費。那么i國對j國的增加值出口等價于j國最終產品的生產中直接或間接使用的i國生產的產品，由此可以定義雙邊增加值出口為Vij，用矩陣表示為

代入公式（7）可得到：

其中：ζ=|I-Θ′|-1。將公式（11）進行拆分，以國家1 為例，其產出增長可表示為

也即國家1 的產出由三部分組成，其一是國家1 自身特定技術沖擊帶來的生產激勵；其二是國家2 對國家1 的產出的正面沖擊，一方面是國家1 的生產中來自國家2 的中間產品投入ω21；另一方面是國家1 通過國家3 間接獲得的來自國家2 的中間產品投入ω23ω31；其三是體現了國家3 對國家1 的生產沖擊，與國家2 的沖擊機制相似，一方面是國家1 生產中直接來自國家3 的中間產品投入；另一方面則是國家3 通過國家2 間接對國家1 傳導的生產沖擊。可見，公式（12）中國家2 和國家3 帶來的生產沖擊都不僅僅來自雙邊直接貿易，且均亦通過“第三國”來間接傳遞。

綜上所述，價值鏈貿易作為具有顯著互補特征的垂直型產品內分工，通過“第三國效應”推動了供給和需求側的沖擊溢出效應，從而導致雙邊經濟周期協同性的提升。

（二）實證模型構建

本文借鑒既有文獻［21，25］的做法，實證檢驗了價值鏈分工對國際經濟周期協同的影響效應，計量模型形式如下：

其中：被解釋變量CORRij，t表示t時刻i國和j國的雙邊經濟周期協同性程度。具體地，本文從Penn World Table 9.0 數據庫選取了全球102 個國家或地區1960—2014 年的GDP 數據（以2011 年不變價為基準），采用HP濾波方法從中分離出周期性成本，進而通過馬爾科夫區制轉換模型來測度雙邊時變經濟周期協同程度（hp_corr）。此外，本文還采用CF 濾波分離周期性成分以及計算GDP 增長率，分別計算時變經濟周期協同度。根據本文的計算結果，基于HP 濾波（hp_corr）、CF 濾波（cf_corr）和增長率（growthrate_corr）測算得出的協同度均值分別為0.6453、0.6687 和0.6421。可以看出，數值上基本不存在明顯差別，而對數據趨勢的觀察來看，也表現出很明顯的一致性。基于此，本文在后文的實證分析中將主要基于變量hp_corr展開。本文的核心解釋變量是GVCPij，t，即時刻t兩國的雙邊價值鏈貿易強度，具體以雙邊價值鏈貿易中實際增加值成分占貿易總額比重來表示。計算該變量首先需要核算雙邊增加值貿易規模，而這需要采用國際投入產出表作為分析基礎，本文具體采用了EORA 投入產出數據庫以及Aslam 等［30］分解方法，來進行增加值貿易規模的核算以及雙邊價值鏈貿易強度的進一步計算。

為了控制其他因素對于國際經濟周期協同性的影響，Zij，t引入了以下控制變量，具體包括：①金融一體化強度FIij，t。目前學界對于金融一體化的測算方法并不統一，本文采用的是由Lane 和Milesi-Ferretti［31］構建的雙邊資產凈差別指數，該指標計算公式為FIij,t=；其中，NFA為外部資產凈值，FI數值愈大表明雙邊的外部資產狀況差別越大，從而越有可能產生信貸需求，金融一體化程度也會相應越高。NFA的數據來自The External Wealth of Nations Mark II 數據庫，該數據庫涵蓋了1970—2015 年共211 個國家和經濟體的資產負債等相關數據，是目前較為完備的國際資產負債數據庫；②產業結構相似度SISij，t。已有文獻普遍認為產業結構是影響經濟周期協同特征的重要因素，但其影響方向表現出多樣性［31］，部分文獻證實了產業結構相似對雙邊產出協同性具有正向效應［25，32］。本文借鑒Imbs［33］的方法估計產業結構相似度，計算公式為SISij,t=1-∑k|Sik,t-Sjk,t|；其中，Sik，t和Sjk，t分別表示i國和j國k產業在時刻t的增加值占各自GDP 的比重。SIS值愈大，則雙邊產業結構相似度越高。產業增加值數據來源為聯合國National Accounts Main Aggregates Database 數據庫；③產業內貿易強度IITij，t。借鑒Duval 等［34］的思路，基于增加值貿易數據來測度產業內貿易強度，計算公式為IITij,k=；其中，表示k產業i國對j國k產業的國內增加值出口額。指標值越大，表明兩國的產業內貿易強度越高。

三、實證分析結果及說明

（一）基準分析結果說明

在涉及與貿易及增長變量有關的實證研究中，可能存在的雙向因果性及內生性問題是個必須要加以重視的技術問題。針對于此，本文借鑒Ng［25］、Frankel 和Rose 等［21］的方法，引入多個基于引力模型的工具變量。其中，距離（lndist）、是否接壤（contig）、是否有共同語言（comlang_off）3 個地理變量已被大量文獻證實對雙邊貿易產生顯著的影響作用［21，35］，但對于經濟周期協同性而言具有外生性，因此本文將其作為雙邊價值鏈參與度和產業內貿易強度兩個指標的工具變量。以上工具變量的數據來源為CEPII 數據庫。借鑒Imbs［32］的方法，本文同時引入雙邊人均GDP 之差的絕對值（pgdpdiff）和雙邊人均GDP 之和（pgdpsum）作為產業結構相似度的工具變量，數據來自PWT 數據庫。除此之外，本文還借鑒Kaufmann［36］的做法構建了雙邊腐敗指數之和作為金融一體化強度的工具變量，因為雙邊腐敗指數更多地受國內法制體系的影響，而非雙邊經濟周期協同程度的影響，該指標原始數據取自Kaufmann［36］。

表1 給出了基于全部一百多個國家2000—2014 年連續數據樣本的Generalized Method of Moments-Instrumental Variable（GMM-IV）回歸結果，在分析回歸結果之前，對模型都進行了內生性檢驗，表中結果顯示C統計量均在1%的顯著性水平上拒絕了零假設，即表明模型存在內生性問題，使用工具變量方法具有必要性。表1 模型（1）并未加入其他控制變量，結果顯示雙邊價值鏈貿易強度對周期協同性具有正向作用，并在1%水平上通過了顯著性檢驗。模型（2）～模型（4）依次加入產業結構相似度（sis）、金融一體化（fi）以及產業內貿易強度（iit）等控制變量，實證結果依然表明，價值鏈貿易強度越高，雙邊經濟周期協同度也會越強。理論上來說，價值鏈貿易引致的需求及供給的“溢出”效應，將會提高雙邊經濟周期的協同性，本文研究對此給予了實證證據的支持，這里的實證結果也與一些已有文獻相一致［25，34，37］。以模型（4）為基準來觀察控制變量。產業結構相似度變量對雙邊周期協同性的影響顯著為正，表明產業結構相似度越高的經濟體間，經濟周期波動的協同性更高，這也驗證了Imbs［33］及Ng［25］的研究結論。與Kalemli-Ozcan 等［38］、Gong 和Kim［18］的實證結果一致，金融一體化強度對國際經濟周期協同性產生負向沖擊，但顯著性并不高。Obstfeld［39］指出，金融一體化會促進資本要素向更符合比較優勢的部門轉移，從而推動各國產業越來越集中于比較優勢部門，這種專業化的分工模式將會提升經濟結構的差異度，進而可能起到弱化經濟周期協同的作用。產業內貿易強度對經濟周期協同性呈顯著的正向沖擊，表明相似的貿易結構使得經濟體更有可能遇到共同的外生沖擊。

表1 基準分析結果

（二）拓展性分析結果

1.時間異質性樣本分析

2008 年爆發的全球金融危機，對世界經濟造成了顯著負向沖擊，全球價值鏈貿易體系也受到影響，這種變化是否會導致分析結果出現結構性改變？針對于此，本文將樣本細分為全球金融危機前后兩個子樣本，表2 給出了分別基于兩個子樣本進行GMM-IV 估計的結果。不難發現，盡管全球金融危機客觀上對全球經濟造成了結構性沖擊，但兩個子樣本的GMM-IV 估計結果均顯示價值鏈貿易強度指標的估計系數均顯著為正，并未因金融危機因素而發生結構性改變，實證結論具有穩定性。金融危機之后雖然各國增長過程中出現的結構性問題凸顯，逆全球化思潮泛濫，各國之間的經濟關聯度出現下降，但全球價值鏈分工體系無疑成為維系全球化進程、增強國際經濟融合度的積極正向因素。

表2 時間異質性樣本檢驗結果

2.國別異質性樣本分析

考慮到不同國家經濟發展水平的顯著差異，本文將樣本國家細分為發達和發展中經濟體兩類，進而基于組合樣本進行實證分析。表3 第（1）～（3）列給出了針對發展中國家國別組的回歸結果，價值鏈貿易強度變量的估計系數均顯著為正，表明價值鏈貿易提高了發展中國家的經濟周期協同性。第（4）～（6）列給出了針對發展中與發達經濟體組別的估計結果，從總體上看，價值鏈貿易對經濟周期協同性的影響同樣顯著為正；金融危機前樣本中，價值鏈貿易強度對經濟周期協同性的影響顯著為正，但金融危機之后樣本中，兩變量間則并不存在顯著相關。第（7）～（9）列給出了針對發達國家樣本的估計結果，綜合全部樣本及分時段樣本的回歸結果，至少表明價值鏈貿易并不會提升經濟體之間的周期協同性。上述結果還是符合預期的。全球價值鏈這種垂直分工體系，主要是分布在發達與發展中經濟體，以及發展中經濟體之間，如前所述，這種分工協作將會通過溢出與傳導效應提升相關經濟體的周期協同性。相比較而言，發達經濟體間主要還是水平分工，以最終消費品的分工及貿易為主，價值鏈這種垂直分工形式相對較少。

表3 國別異質性樣本檢驗結果

3.行業異質性樣本分析

上述分析揭示了價值鏈分工對國際經濟周期協同性的影響效應，然而對于不同產業，這種效應是否也會存在差異？本文進一步根據EORA 數據庫中的產業說明，分別構建了制造業和服務業子樣本，相應檢驗結果在表4 中給出。不難發現，對于制造業或服務業的價值鏈貿易強度，無論是基于全部樣本還是分時段子樣本回歸分析，價值鏈貿易強度對于雙邊經濟周期協同度都具有顯著為正的影響效應。上述結果從側面反映出一個事實，即全球價值鏈分工盡管最為明顯地體現在制造業領域，尤其是電子通訊裝備行業，但這種分工模式已經滲透到世界經濟的各個領域。盡管服務業在傳統上被認為是地區化特征非常明顯的產業，但在新一輪全球化進程中，服務業同樣不可避免地被納入全球分工體系中去。無論是通過服務貿易、外包或是對外直接投資，服務業的發展模式表現出越來越為明顯的全球化、與制造業緊密融合的突初特征。不管是制造業領域的碎片化生產，還是服務業領域的深入分工，均會引發“需求-供給溢出”效應并提高經濟周期協同性。

表4 行業異質性樣本檢驗結果

4.中國樣本分析

作為全球第二大經濟體以及最大的發展中經濟體，中國參與全球價值鏈分工的深度和廣度不斷深化。基于中國在全球價值鏈體系中的獨特地位，本文進一步聚焦中國參與價值鏈貿易與其經濟周期國際協同之間的關系展開分析。表5 分別給出了針對中國與所有國家、與發展中國家以及與發達國家樣本的分析結果，其中各樣本又根據制造業和服務業做了進一步分解。從全部國家樣本來看，中國與其他經濟體的經濟周期協同性受到價值鏈貿易的顯著正向影響，而且該結果在分行業考察時并未發生改變。從發展中國家樣本來看，中國與發展中經濟體的周期協同性不僅并未因價值鏈分工而提升，相反，價值鏈貿易弱化了周期協同性。究其原因，這與中國在全球價值鏈中的地位與其他發展中國家較為相似有關，分工中同時存在的協同與競爭關系，很有可能降低了協同特征。中國與發達國家之間的價值鏈貿易也未顯著提升周期協同性，客觀而言，發達經濟體的增長主要還是靠內部因素主導，如消費、投資等，外向型經濟占國民經濟的比重相對有限，因而貿易也未必能夠成為經濟周期協同的驅動力。

表5 中國樣本檢驗結果

（三）穩健性檢驗結果

為了進一步考察前述估計結果的可靠性，本文通過調整被解釋變量以及核心解釋變量進行穩健性分析。具體地，本文將前述實證檢驗中所使用的基于HP 濾波方法測算的協同性指標hp_corr，替換為基于GDP 增長率測算的經濟周期協同性指標（growthrate_corr），具體測算方法仍然為改進的馬爾科夫區制轉換模型；同時，本文還采用了2016 版的世界投入產出數據庫（WIOD），對全球增加值貿易進行分解，進而測算出新的雙邊價值鏈貿易強度指標（gvcp16），以及相應的制造業（gvcpm16）和服務業價值鏈貿易強度指標（gvcps16）。在進行上述數據處理之后，仍然采用GMM-IV 方法對模型進行估計，工具變量的選擇與前文相同。表6 中依次給出針對全樣本、分時段子樣本及分行業子樣本的回歸分析結果。不難發現，價值鏈貿易強度對經濟周期協同性的影響顯著為正，這也驗證了此前實證結果的可靠性與穩健性。

表6 穩健性檢驗結果

四、結論及政策建議

本文基于2000—2014 年全球超過100 個國家的相關數據，就全球價值鏈貿易對國際經濟周期協同性影響進行了理論探討與實證分析，研究結果顯示，全球價值鏈貿易的發展推動了經濟體間垂直型分工的深化，促進了供給和需求沖擊的溢出與傳導，顯著提升了國際經濟周期協同性。進一步細分樣本的實證結果顯示：全球金融危機盡管對世界經濟結構造成了顯著負向沖擊，但全球價值鏈分工對國際經濟周期協同的正向影響并未改變；無論是制造業還是服務業的價值鏈貿易，對國際經濟周期協同性都具有顯著的正向影響，反映了服務業也在越來越多地融入全球分工體系中去；因發展水平及經濟結構差異等因素的影響，價值鏈貿易對國際經濟周期協同性的影響效應主要體現于發展中國家與發達國家之間，發達國家之間的經濟周期協同性受價值鏈貿易的影響并不明顯。

上述分析結果具有重要的政策含義。具體而言，全球價值鏈分工體系的深入發展已經使得世界主要經濟體形成了密切的經濟關聯，各國宏觀經濟的變化動態不再完全由國內因素主導，來自相關經濟體的外生沖擊將成為國內經濟波動的重要驅動因素。從積極的角度來看，這種分工的深化將會實現更大的貿易利得，有利于同時提升發達及發展中經濟體的福利效應；但在另一個角度上，這也意味著各國實施宏觀經濟調控、進行宏觀經濟管理將面臨更多的外生不確定因素，如何有效開展宏觀經濟政策的國際協調，將是擺在各國面前的突出問題。就中國的情況而言，作為全球價值鏈體系中的重要參與者，中國經濟也面臨著外部風險沖擊的溢出與傳導問題；而且考慮到中國經濟的巨大體量，這種全球分工模式也使得中國經濟的內部沖擊成為很多國家宏觀經濟波動的外生來源。作為負責任的發展中大國，中國應積極參與全球治理，協調與其他國家的政策合作，為最大程度上弱化外部沖擊、踐行人類命運共同體提出應有的策略方案。