我國出口商品結(jié)構(gòu)影響因素及優(yōu)化建議研究
——基于1995-2017年季度數(shù)據(jù)

郭　凱，任　儒，2

(1.東北財經(jīng)大學 金融學院，遼寧 大連 116025；2.遼寧省金融分析與模擬重點實驗室，遼寧 大連 116025)

一、引　言

在貿(mào)易全球化不斷深化的國際背景下，對外貿(mào)易已成為拉動國民經(jīng)濟增長的主要需求要素之一。我國出口規(guī)模自改革開放政策推行以來不斷擴大：2009年，我國出口商品數(shù)量位居世界第一；2012年，我國進出口總額達到3.87萬億美元，貿(mào)易規(guī)模首次超過美國，成為世界第一貿(mào)易大國；截至2017年11月，我國累計出口商品13.85萬億余元人民幣，與上年同期相比增長11.6%①數(shù)據(jù)來源于中國海關(guān)總署《2017年11月全國進出口總值表》。。但伴隨著我國取得優(yōu)異貿(mào)易成績，出口商品結(jié)構(gòu)配置仍存在不合理之處：2016年我國出口商品類別中紡織類商品仍占較大比重，而技術(shù)含量較高的機械類商品占比較上年同期下降0.6%。與此同時，受2008年金融危機影響，西方多國復蘇進程緩慢，發(fā)達國家貿(mào)易壁壘與反傾銷指控不斷升級；在外部需求萎縮的同時，2005年匯率改革讓我國匯率不斷升值，出口壓力增大；我國勞動力價格優(yōu)勢減少也約束了我國的出口貿(mào)易。事實上，無論外部環(huán)境的惡化還是內(nèi)部環(huán)境的制約，其解決方法并非僅依靠增加規(guī)模得以實現(xiàn)，還要通過出口商品結(jié)構(gòu)的合理化改善。

2015年3月28日，“一帶一路”愿景與行動文件發(fā)布，加強我國同“一帶一路”沿線國家和地區(qū)的貿(mào)易發(fā)展成為新形勢下實現(xiàn)中國經(jīng)濟穩(wěn)定增長的重要抓手?！胺€(wěn)增長，調(diào)結(jié)構(gòu)”的貿(mào)易時代已經(jīng)到來，探究我國出口商品結(jié)構(gòu)的影響因素，為我國出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級提出相關(guān)建議是對于未來加快實現(xiàn)中國與“一帶一路”國家雙邊貿(mào)易良性發(fā)展的關(guān)鍵問題。因此，本文從出口商品結(jié)構(gòu)的影響因素入手，利用1995年第一季度到2017年第二季度數(shù)據(jù)，采用格蘭杰因果分析、長期協(xié)整分析方法并建立VAR模型，從人民幣匯率、外商直接投資、貿(mào)易開放度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)4個方面探索了我國出口商品結(jié)構(gòu)的影響因素并提出優(yōu)化建議。

二、文獻綜述

Tello(2009)認為出口變化可以從價格、數(shù)量及商品結(jié)構(gòu)三個方面展開研究，其中出口商品結(jié)構(gòu)是體現(xiàn)出口變化的主要方面之一*Mario D.Tello,“Export Product Composition Indexes in Developing Countries:The Case of Peru,1993-2004”,The International Trade Journal,2009(1).。按照生產(chǎn)要素密集形式分類可以將商品分為資源密集型商品、勞動密集型商品和資本及技術(shù)密集型商品。出口商品結(jié)構(gòu)是指一個國家或地區(qū)在一段時期內(nèi)某一類或某幾類出口商品額占出口商品總額的比重。肖利秋(2013)認為其是一國經(jīng)濟技術(shù)水平和商品國際競爭力等指標的綜合反映*肖利秋：《我國出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化影響因素的實證分析》，《廣東社會科學》，2013年第1期。。因此，一般認為一國出口商品中高資本技術(shù)類商品占比越大，則出口商品結(jié)構(gòu)越優(yōu)化，該國國際貿(mào)易地位越高。但目前，學術(shù)界并沒統(tǒng)一標準來衡量出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化程度，綜合來看主要有四種衡量方法：一種是以國際貿(mào)易標準分類(SITC)為分類標準計算出的相關(guān)指標，如王相寧等(2008)*王相寧，王利：《人民幣匯率波動對我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響——基于中國對美國、日本的出口數(shù)據(jù)分析》，《經(jīng)濟與管理研究》，2008年第5期。、魏浩(2014)*魏浩，郭也，李翀：《中國進口商品結(jié)構(gòu)及與貿(mào)易伙伴的關(guān)系研究》，《經(jīng)濟與管理研究》，2014年第5期。等；第二種是以商品名稱及編碼協(xié)調(diào)制度(HS)為基礎計算得出指標，如楊珺暉(2016)*楊珺暉：《人民幣匯率與中美貿(mào)易結(jié)構(gòu)——基于HS分類數(shù)據(jù)的實證研究》，《經(jīng)濟問題探索》，2016年第2期。等；另外兩種分別是貿(mào)易競爭力指數(shù)和顯性比較優(yōu)勢指數(shù)，如劉明興、岳昌君等(2001)*劉明興，岳昌君，許秀蘭：《重新評估東亞國家的出口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型》，《世界經(jīng)濟》，2001年第6期。，這兩種衡量變量更側(cè)重于總體衡量一國產(chǎn)品在世界市場的國際競爭力。由于本文創(chuàng)新性地選取季度數(shù)據(jù)，限于數(shù)據(jù)可獲取性，選取前兩種衡量標準衡量出口商品結(jié)構(gòu)。

關(guān)于出口商品結(jié)構(gòu)的影響因素，國外學者從商品結(jié)構(gòu)形成的原因入手展開研究：1776年Adam Smith在《國民財富的性質(zhì)與原因的研究》中首先提出了絕對優(yōu)勢理論，即一國應出口具有絕對優(yōu)勢的商品；而Ricardo在17世紀提出了相對優(yōu)勢理論，Heckscher和Ohlin又建立了要素稟賦理論；“里昂惕夫之迷”的出現(xiàn)推動研究進入全新階段，Krugman提出了“規(guī)模經(jīng)濟說”*Baldwin,Richard &Paul R.Krugman,“Persistent Trade effects of Large Exchange Rate Shocks” ,Quarterly Journal of Economics,1989(104).、Kenen(1965)提出了“人力資本說”*Kenen &P.B.,“Nature,Capital and Trade”,Journal of Political Economy,1965(5).、Posner(1961)提出了“技術(shù)差距說”*Posner &M.V.,“International Trade and Technical Change”,Oxford Economic Papers,1961(13).等理論學說。

國內(nèi)學者多是側(cè)重于對出口商品結(jié)構(gòu)單一影響因素的研究：一是關(guān)于匯率對出口商品結(jié)構(gòu)升級的作用。如鄭愷(2006)、曾錚和張亞斌(2007)均得出資本密集型商品出口量更易受人民幣升值影響的結(jié)論*鄭愷：《實際匯率波動對我國出口的影響——基于SITC比較》，《財貿(mào)經(jīng)濟》，2006年第9期。*曾錚，張亞斌：《人民幣實際匯率升值與中國出口商品結(jié)構(gòu)調(diào)整》，《世界經(jīng)濟》，2007年第5期。；張曉蘭(2015)得出人民幣升值有利于出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化的結(jié)論*張曉蘭：《匯率變化對我國外貿(mào)的影響及建議》，《宏觀經(jīng)濟管理》，2015年第12期。。二是關(guān)于外商直接投資對出口商品結(jié)構(gòu)的影響。如江小涓(2002)指出跨國投資作為各種要素跨國流動的重要載體，對出口增長與出口結(jié)構(gòu)升級的影響顯著*江小涓：《中國出口增長與結(jié)構(gòu)變化：外商投資企業(yè)的貢獻》，《南開經(jīng)濟研究》，2002年第2期。；王洪慶和朱榮林(2005)運用協(xié)整分析技術(shù)和ECM因果分析方法研究表明二者之間存在協(xié)整關(guān)系*王洪慶，朱榮林：《外商直接投資與我國的出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化》，《世界經(jīng)濟研究》，2005年第5期。；王蕙、張武強(2011)又進一步驗證了FDI與我國出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且其長期效應明顯優(yōu)于短期*王蕙，張武強：《外商直接投資對我國出口商品結(jié)構(gòu)的長短期效應分析——基于VEC模型和Johansen協(xié)整的實證研究》，《經(jīng)濟問題研究》，2011年第4期。；王明益等(2015)研究表明外資對我國出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的影響遵循“先促進、后減弱、再促進”規(guī)律*王明益，畢紅毅，張洪：《外商直接投資、技術(shù)進步與東道國出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)》，《世界經(jīng)濟文匯》，2015年第4期。。三是貿(mào)易開放度的影響。如隋月紅、趙振華(2008)和藺建武等(2011)均表明經(jīng)濟開放程度對我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的形成有正向作用*隋月紅，趙振華：《出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的形成機理:基于我國1980-2005年的經(jīng)驗研究》，《國際貿(mào)易問題》，2008年第3期。*藺建武，仲偉周，楊洪焦：《我國出口商品結(jié)構(gòu)變動決定因素的理論研究與計量檢驗，《經(jīng)濟問題探索》，2011年第5期。。四是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響。谷永芬、洪娟(2011)研究認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平?jīng)Q定著貿(mào)易結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀*谷永芬，洪娟：《長三角地區(qū)對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)互動升級研究》，《經(jīng)濟縱橫》，2011年11期。；孫曉華、王昀(2013)和劉斌斌、丁俊峰(2015)則認為兩者存在互相影響關(guān)系*孫曉華，王昀：《對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)帶動了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級嗎？——基于半對數(shù)模型和結(jié)構(gòu)效應的實證檢驗》，《世界經(jīng)濟研究》，2013年第1期。*劉斌斌，丁俊峰：《出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應分析》，《國際經(jīng)貿(mào)探索》，2015年第7期。。

總體看來，國內(nèi)學者多是基于已有的貿(mào)易理論對單一要素進行實證分析，對出口商品結(jié)構(gòu)的影響因素進行綜合研究的文獻較少。而在當下貿(mào)易環(huán)境日益復雜化，建立一個綜合分析框架才能更為真實地分析貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響因素及其變化；并且由于上述文獻基本采用年度數(shù)據(jù)且樣本量較少可能導致結(jié)果偏差。因此，本文選取1995年第一季度到2017年第二季度季度數(shù)據(jù)作為樣本空間來綜合分析我國出口商品結(jié)構(gòu)的影響因素，這也是本文的創(chuàng)新點之一。另外，與該研究有關(guān)的文獻均未進行穩(wěn)健性檢驗，而本文在使用SITC商品分類標準進行分類的同時，還采用了HS分類方法進行穩(wěn)健性檢驗，以增強研究結(jié)論說服力。

三、變量選取與模型設定

(一)指標變量與數(shù)據(jù)選取

本文依據(jù)上述文獻綜述中的研究內(nèi)容，將匯率變動、外商直接投資、經(jīng)濟開放度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)納入影響我國出口商品結(jié)構(gòu)的因素體系中并構(gòu)建分析框架?？紤]到1994年我國匯率由雙軌制改為單軌制，這對我國貿(mào)易有重要影響，因此本文采用1995年第一季度至2017年第二季度共86個季度數(shù)據(jù)作為樣本，并利用協(xié)整分析方法、格蘭杰因果檢驗和基于VAR模型的脈沖響應和方差分解進行實證研究，并根據(jù)實證結(jié)果提出政策建議。表3列示出各指標變量的符號、含義與計算依據(jù)，所有數(shù)據(jù)均來源于WIND數(shù)據(jù)庫。

1.出口商品結(jié)構(gòu)。如文獻綜述所講，本文由于采用季度數(shù)據(jù)無法獲得充足數(shù)據(jù)構(gòu)建貿(mào)易競爭力指數(shù)和顯性比較優(yōu)勢指數(shù)，因此只能采用前兩種方法衡量出口商品結(jié)構(gòu)。肖文、潘家棟(2013)總結(jié)出國內(nèi)外學者多以工業(yè)制成品出口額占出口總額比重或資本技術(shù)密集型產(chǎn)品出口額占工業(yè)制成品出口額來衡量出口商品結(jié)構(gòu)*肖文，潘家棟：《人民幣匯率變動對中國出口結(jié)構(gòu)影響的實證分析》，《浙江學刊》，2013年第2期。。由于一國資本及技術(shù)密集型產(chǎn)品比重增加意味著出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，因此，本文采用資本技術(shù)密集型商品出口額占工業(yè)制成品出口額比重來衡量我國的出口商品結(jié)構(gòu)能夠更準確體現(xiàn)我國出口商品結(jié)構(gòu)特征。

國際貿(mào)易分類標準(SITC)與商品名稱及編碼協(xié)調(diào)制度(HS)相比，應用更為廣泛。本文在實證分析部分將根據(jù)SITC標準進行分類構(gòu)建出口商品結(jié)構(gòu)指標。根據(jù)《聯(lián)合國國際貿(mào)易標準分類》，將SITC0至SITC4劃分為初級產(chǎn)品，將SITC5至SITC9劃分為工業(yè)制成品，其中SITC5和SITC7被列為資本與技術(shù)密集型產(chǎn)品，SITC6和SITC8被列為勞動密集型產(chǎn)品(詳細分類見表1)。另外，由于商品名稱及編碼協(xié)調(diào)制度(HS)在國內(nèi)仍具有較強的適用性，因此，本文在穩(wěn)健性檢驗部分選用HS分類標準重新對資本與技術(shù)密集型商品進行界定并替換原有的出口商品結(jié)構(gòu)變量進行穩(wěn)健性檢驗。本文借鑒劉平(2015)*劉平：《勞動力成本與出口商品結(jié)構(gòu)關(guān)系研究——基于廣東省的實證分析》，《西部金融》，2015年第6期。的方法，將HS編碼下的商品統(tǒng)計分類與SITC的標準進行對照，將其分為資源密集型商品、勞動密集型商品和資本密集型商品三類，并用資本密集型商品出口金額占資本和勞動密集型商品總出口金額的比重衡量我國商品出口結(jié)構(gòu)。關(guān)于HS標準下的相關(guān)商品分類詳見表2(第21類藝術(shù)收藏品和22類特殊交易品出口金額較小，影響可以忽略，未參與分類)。

表1　聯(lián)合國國際貿(mào)易標準分類(SITC)明細表

表2　我國進出口商品分類標準(HS)分類明細表

2.匯率變動。本文采用人民幣實際有效匯率指數(shù)(REER)作為匯率變動衡量指標(肖利秋，2013)。這主要基于三方面考慮：第一，人民幣有效匯率指數(shù)是在綜合考慮了人民幣與多國家貨幣匯率基礎上形成的，能夠更加全面地反映人民幣價值的綜合變動。相較于名義有效匯率指數(shù)，人民幣實際有效匯率指數(shù)還剔除了通貨膨脹因素對貨幣幣值的影響，能夠更加真實地反映人民幣的購買力。第二，由于人民幣一直有離岸和在岸兩套匯率體系，離岸匯率的交易雙方均為非中國居民，主要反映境外人民幣流通和交易的匯率。本文研究出口商品結(jié)構(gòu)，境外人民幣匯率波動對國內(nèi)生產(chǎn)廠商影響有限，而且離岸人民幣匯率數(shù)據(jù)統(tǒng)計時間較短，數(shù)據(jù)不完整。第三，在此基礎上通過將離岸和在岸人民幣匯率進行格蘭杰因果和單位根分析后發(fā)現(xiàn)，在岸人民幣匯率和離岸人民幣匯率互成對方的格蘭杰因，同時，二者匯率差是平穩(wěn)的?？捎迷诎秴R率代替離岸匯率。因此本文選擇的人民幣實際有效匯率指數(shù)，并以2010年的人民幣實際有效匯率為基準(即2010年=100)計算得來。

3.外商直接投資。P.Romer和R.Lucas早在20世紀80年代指出引進外商投資會加速資金與技術(shù)等資源的流動，可以彌補東道國技術(shù)上的不足。江小娟(2002)也指出跨國投資作為各種要素跨國流動的重要載體，對出口增長與出口結(jié)構(gòu)升級的影響顯著。因此，本文將外商直接投資作為影響我國商品出口結(jié)構(gòu)的一個變量進行考察，選擇我國外商直接投資占國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的比重衡量外商直接投資。

4.貿(mào)易開放度。貿(mào)易開放度是指一個國家或地區(qū)對外開放的程度，趙紅和周艷書(2009)認為一國的貿(mào)易開放程度越高，表明本國與世界其他國家的經(jīng)濟往來越密切，產(chǎn)業(yè)內(nèi)分工越細化，貿(mào)易結(jié)構(gòu)必然改變*趙紅，周艷書：《影響中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級因素的實證分析》，《重慶大學學報》，2009年第3期。。本文選擇我國商品進出口總額占國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的比重作為我國經(jīng)濟開放程度的衡量指標。

5.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。一國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)可以從側(cè)面反映出一國內(nèi)的消費需求結(jié)構(gòu)。需求不同則會引起國內(nèi)資源配置差異，從而影響著一國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)。因此從長期看，國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是貿(mào)易結(jié)構(gòu)的內(nèi)部條件。本文借鑒王保乾、胡童(2017)*王保乾，胡童：《人民幣匯率、FDI與我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的非線性效應——基于MS-VAR模型的實證研究》，《商業(yè)研究》，2017年第6期。衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的指標，即在考慮到我國第一產(chǎn)業(yè)占GDP的比重較小基礎上，使用第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)的季度增加值占季度國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重進行研究，分別記為IS2和IS3。

表3　指標變量符號、含義與計算依據(jù)

注：為避免出現(xiàn)季節(jié)影響，本文采用X-12-ARIMA調(diào)整程序?qū)C_SITC、TC_HS、FDI_GDP、OPEN、IS2和IS3的計算基礎數(shù)據(jù)進行了季節(jié)性調(diào)整后進行計算得到最終指標。對于REER為了避免產(chǎn)生異方差的影響進行了對數(shù)化處理得到最終指標LNREER

(二)模型設定：VAR模型

經(jīng)濟計量模型設定中變量間存在的內(nèi)生性問題一直困擾著研究學者，而將模型中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量滯后項構(gòu)成的函數(shù)及VAR模型可以很好地解決上述問題。胡德寶、蘇基溶(2015)指出中國的FDI通過提高貿(mào)易部門的相對勞動生產(chǎn)率，從而促進人民幣實際匯率升值*胡德寶，蘇基溶：《外商直接投資、技術(shù)進步及人民幣實際匯率——基于巴拉薩-薩繆爾森模型的實證分析》，《國際金融研究》，2015年第6期。，且劉斌斌和丁俊峰(2015)認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與出口商品結(jié)構(gòu)二者間存在互相影響關(guān)系?？梢钥闯觯疚难芯康淖兞块g存在著普遍聯(lián)系。因此，本文采用VAR模型探究我國出口商品結(jié)構(gòu)的影響因素。本文建立的VAR模型如下：

Yt=β0+β1Yt-1+β2Yt-2+…+βiYt-i+εt

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計與數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

本文首先對研究選取變量進行描述性統(tǒng)計，初步探究每個變量的基本統(tǒng)計特征。表4是本文選取變量的描述性統(tǒng)計。

表4　研究變量描述性統(tǒng)計表

由于本文所涉及的數(shù)據(jù)均為時間序列變量，數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性可能會導致實證結(jié)果存在“偽回歸”現(xiàn)象。因此，需要在進一步分析之前對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗，本文首先觀察不同變量的時序圖，得出各變量在時序圖中均表現(xiàn)出明顯的非平穩(wěn)性，而經(jīng)過一階差分后均表現(xiàn)出平穩(wěn)性特征。

其次本文采用ADF單位根檢驗方法和PP單位根檢驗方法對各變量進行平穩(wěn)性檢驗并確定每個變量的單整階數(shù)。表5是筆者利用Eviews8.0得到的ADF和PP單位根檢驗結(jié)果。結(jié)果表明，除FDI_GDP外，其余變量均為非平穩(wěn)序列；但所有變量的一階差分均在1%顯著性水平下為平穩(wěn)序列，這表明這些變量服從一階單整。

表5　各變量ADF和PP單位根檢驗結(jié)果

注：D(.)表示一階差分；檢驗類型(C,T,K)分別表示單位根檢驗方程包含的常數(shù)項、時間趨勢和滯后階數(shù)(滯后階數(shù)K的選擇以AIC和SC值最小為標準)，如果不包括截距、趨勢項用0表示；***，**和*分別表示在1%，5%和10%的置信水平上顯著拒絕原假設

表6　采用AIC和SC準則最小原則及LR值滯后階數(shù)結(jié)果

(二)格蘭杰因果關(guān)系檢驗

格蘭杰因果關(guān)系檢驗可以確定不同經(jīng)濟變量間的因果關(guān)系，因而通過對可能影響出口商品結(jié)構(gòu)的各種因素變量作格蘭杰因果關(guān)系檢驗，可以確定影響我國出口商品結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。本文依據(jù)AIC準則或SC準則確定了因果關(guān)系檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)，當AIC準則與SC準則不一致時，選擇似然比統(tǒng)計量LR來選擇滯后階數(shù)。表6為VAR模型最佳滯后階數(shù)檢驗結(jié)果，結(jié)果表明在AIC準則下最佳滯后階數(shù)為5階，SC準則取1階，因而本文選擇似然比統(tǒng)計量LR來選擇滯后階數(shù)，為5階，則協(xié)整檢驗的滯后階數(shù)應為4階。

實證結(jié)果表明，除IS2變量外，LNREER、FDI_GDP、OPEN、IS3均為TC_SITC的格蘭杰原因。由于滯后階數(shù)的選擇會對格蘭杰因果檢驗結(jié)果產(chǎn)生巨大影響，在實際檢驗中，本文對1～5階的滯后情況進行了檢驗，表7列出了1～5階滯后拒絕或接受的次數(shù)，從而判斷不同經(jīng)濟變量的重要性。檢驗結(jié)果表明：當滯后階數(shù)為1時，LNREER、FDI_GDP、OPEN、IS2和IS3均是為TC_SITC的格蘭杰原因；當滯后階數(shù)為2時，LNREER、OPEN和IS3均是為TC_SITC的格蘭杰原因；當滯后階數(shù)為3時，LNREER、FDI_GDP和IS3均是為TC_SITC的格蘭杰原因；當滯后階數(shù)為4和5時，LNREER、FDI_GDP、OPEN均是為TC_SITC的格蘭杰原因。顯然，LNREER、FDI_GDP、OPEN和IS3均顯著為TC_SITC的格蘭杰原因，其中LNREER最為顯著。

表7　格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

(三)長期協(xié)整檢驗

表8　模型各變量Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

注：**表示在5%顯著性水平下通過檢驗

上述單位根檢驗結(jié)果表明，本文研究的所有變量均是一階單整變量，可能存在協(xié)整關(guān)系。為了檢驗上述變量是否對我國出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化存在長期協(xié)整關(guān)系，本文將對模型中變量進行協(xié)整檢驗。當前的協(xié)整模型檢驗主要包括EG兩步法、Johansen極大似然法等，由于Johansen協(xié)整檢驗適用于小樣本及兩個以上經(jīng)濟變量的協(xié)整關(guān)系，故本文采用 Johansen 檢驗法。首先確定協(xié)整變量，由格蘭杰因果關(guān)系檢驗可知，IS2并非TC_SITC的格蘭杰原因，因此將其剔除；再次確定協(xié)整滯后階數(shù)，由于協(xié)整檢驗是對無約束的VAR模型施以向量協(xié)整約束后的VAR模型，因此協(xié)整滯后階數(shù)為VAR模型最佳滯后階數(shù)減1。在對VAR模型滯后階數(shù)檢驗時，AIC準則為3，SC準則為1，因而本文選擇似然比統(tǒng)計量LR來選擇滯后階數(shù)，最終確定為3。因此，協(xié)整模型檢驗滯后階數(shù)取2；最后確定協(xié)整類型， 由上述單位根檢驗部分可知，各變量均具有明顯的截距項和時間趨勢，因此在選擇協(xié)整類型時包含截距項和趨勢項，得到Johansen檢驗結(jié)果如表8所示表明，在5%的顯著性水平下各變量之間至少存在1個協(xié)整關(guān)系，可以建立VAR模型。

(四)VAR模型估計結(jié)果

在提出第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)后構(gòu)建的VAR模型的最佳滯后階數(shù)，采用AIC和SC準則最小原則及LR值確定為3階，得出該VAR模型估計結(jié)果如下：

表9　出口商品結(jié)構(gòu)VAR模型估計結(jié)果(滯后階數(shù)1∶3)

注：[]為t值，“***” “**” “*”分別代表在1%，5%和10%的顯著性水平上顯著

由表9可以看出，滯后3期的VAR模型的修正后的R2均達到了0.9以上并且VAR模型所有的根模倒數(shù)都位于單位圓內(nèi)(見圖1)，因此該VAR模型可以很好地解釋TC_SITC、LNREER、FDI_GDP、OPEN

圖1　VAR模型的滯后結(jié)構(gòu)檢驗

和IS3之間的關(guān)系。

(五)沖擊響應分析

由于VAR模型往往不是為了探究一個變量對另一變量的影響效果，因此為更清晰反映人民幣匯率變動、外商直接投資、貿(mào)易開放度、第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與出口貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)的短期動態(tài)關(guān)系，本文在建立VAR模型的基礎上進行沖擊響應分析。圖2分別展示了模型中各變量對出口商品結(jié)構(gòu)的沖擊響應效果(影響期為10個季度)。其中，橫軸表示滯后期間數(shù)(單位：季度)，縱軸表示出口商品結(jié)構(gòu)在各沖擊下的變化程度。實線表示脈沖響應函數(shù)，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。

圖2　出口商品結(jié)構(gòu)TC_SITC和TC_HS對一個單位標準擾動的沖擊響應路徑

可以看出，TC_SITC自身的正向沖擊將導致出口商品結(jié)構(gòu)在短期內(nèi)立即上升，但隨后正向作用開始逐漸下降，在第5季度時降速放緩并保持在一個正向偏離水平。LNREER的正向沖擊使得出口商品結(jié)構(gòu)逐漸呈波動軌跡上升并在第3期后保持著穩(wěn)步上升趨勢，這說明人民幣匯率的短期沖擊對出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化存在著正向促進作用。受到FDI_GDP正向沖擊后，在短期內(nèi)呈現(xiàn)正向小幅波動影響，在4季度之后正向偏離變小并逐步達到均衡水平。OPEN的正向沖擊使得出口商品結(jié)構(gòu)退化，但在2季度后負向作用逐漸消失變?yōu)檎蛴绊懖⑶艺蜃饔秒S時間不斷加強。OPEN產(chǎn)生先負向影響后正向影響的原因可能是由于資本與技術(shù)密集型產(chǎn)品和勞動密集型產(chǎn)品的供給彈性不同。當開放度產(chǎn)生正向沖擊時，勞動密集型產(chǎn)品的進入壁壘較低、對核心技術(shù)要求低，供給彈性較高；而資本與技術(shù)密集型產(chǎn)品需要一段時間才能滿足外國需求。這使得短時間內(nèi)勞動密集型產(chǎn)品大量出口而資本與技術(shù)密集型產(chǎn)品出口額變化不大，導致出口商品結(jié)構(gòu)退化。但在長期看來，經(jīng)過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，資本與技術(shù)密集型產(chǎn)品出口比重將不斷提高。IS3的正向沖擊將導致出口商品結(jié)構(gòu)短期內(nèi)持續(xù)上升，這種正向影響持續(xù)到第3季度，之后出口商品結(jié)構(gòu)開始逐漸下降，長期內(nèi)將恢復到均衡水平。

(六)方差分解

方差分解可以分析不同變量沖擊對出口商品結(jié)構(gòu)短期波動的貢獻率，進而可以評價不同沖擊的重要性。圖3給出了出口商品結(jié)構(gòu)VAR模型的方差分解結(jié)果。

可以看出：TC_SITC自身的方差貢獻率最大，但隨著時期增加，出口商品結(jié)構(gòu)自身的方差貢獻率逐漸減小，人民幣匯率和經(jīng)濟開放度的方差貢獻率逐漸增大，外商直接投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的方差貢獻率較小。綜合看來，除TC_SITC自身的方差貢獻率外，其他變量的方差貢獻率從大到小依次為：LNREER、OPEN 、FDI_GDP和IS3。因此，除自身波動外，我國出口商品結(jié)構(gòu)可能更多歸因于LNREER 和OPEN等影響因素的沖擊。

圖3　出口商品結(jié)構(gòu)TC_SITC方差分解圖

(七)穩(wěn)健性分析

為穩(wěn)健起見，本文還選擇了HS標準下的資本密集型商品出口額占資本與勞動密集型商品出口總額的比重TC_HS為出口商品結(jié)構(gòu)的代理變量。由單位根檢驗結(jié)果可知，TC_HS同其他變量一樣均為一階單整變量。再次對出口商品結(jié)構(gòu)與其他變量作格蘭杰因果關(guān)系檢驗，結(jié)果表明：除IS2變量外，LNREER、FDI_GDP、OPEN、IS3均為TC_SITC的格蘭杰原因，這與基于SITC標準的出口商品結(jié)構(gòu)結(jié)果一致。在剔除IS2變量后對TC_HS與其他解釋變量進行協(xié)整檢驗，結(jié)果顯示在5%的顯著性水平下至少存在1個協(xié)整關(guān)系，結(jié)果穩(wěn)健。同時對變量排序進行變化后進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)論依然穩(wěn)健。進一步，對TC_HS與其他變量的VAR模型進行估計。由于篇幅所限，VAR模型的估計結(jié)果不再列示(備索)。結(jié)果表明，滯后3期的VAR模型的修正后的R2均達到了0.9以上并且VAR模型所有根模倒數(shù)都位于單位圓內(nèi)，與對TC_SITC結(jié)果基本一致。同時，本文還進一步對VAR模型進行了沖擊響應分析(見圖2)顯示：LNREER、FDI_GDP、OPEN和IS3的正向沖擊對TC_HS的影響與對TC_SITC的影響基本一致。方差分解顯示(略，備索)：出口商品結(jié)構(gòu)TC_HS自身的方差貢獻率最大并逐漸減小，人民幣匯率和經(jīng)濟開放度的方差貢獻率逐漸增大，外商直接投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的方差貢獻率先增大后減小，這與TC_SITC的結(jié)論也基本一致。因而本文結(jié)論穩(wěn)健。

五、結(jié)論與建議

本文結(jié)論及建議如下：除第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)外，人民幣匯率、外商直接投資、貿(mào)易開放度和第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)均與出口商品結(jié)構(gòu)存在格蘭杰因果關(guān)系；并且協(xié)整分析表明，人民幣匯率、外商直接投資、貿(mào)易開放度對出口商品結(jié)構(gòu)均有長期正向作用。在構(gòu)建滯后3期的VAR模型中，沖擊響應分析表明，人民幣匯率變化、外商直接投資、經(jīng)濟開放度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的沖擊均在短期內(nèi)引起出口商品結(jié)構(gòu)產(chǎn)生正向波動，但外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在短期波動后會逐漸趨于均衡水平；方差分解表明，除自身波動外，人民幣匯率和經(jīng)濟開放度的正向作用貢獻最大，其次為外商直接投資，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)貢獻度較小。

因此，綜合我國出口商品結(jié)構(gòu)波動的影響因素及動態(tài)效應，為優(yōu)化我國出口商品結(jié)構(gòu)，本文提出如下建議：(1)優(yōu)化人民幣中心匯率形成機制，使人民幣充分反映市場供求，實現(xiàn)匯率改革的最終目標，同時防止人民幣匯率短期大幅波動，實現(xiàn)長期匯率的基本穩(wěn)定。一國無法實現(xiàn)貨幣的長期持續(xù)升值來提升出口商品結(jié)構(gòu)，短期人民幣匯率大幅波動會壓縮出口企業(yè)的盈利空間，不利于我國經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，所以匯率穩(wěn)定是一國經(jīng)濟發(fā)展的前提保證。(2)推進人民幣跨境結(jié)算制度，逐步實現(xiàn)人民幣國際化進程。我國應抓住人民幣加入SDR和AIIB成立的良好機遇逐步實現(xiàn)人民幣的國際化，人民幣國際化有助于降低我國巨額的外匯儲備，改善內(nèi)外部失衡的現(xiàn)狀。我國正處于人民幣國際化的初期，應先推進人民幣跨境結(jié)算制度，加強金融市場匯率對沖機制的建立，使企業(yè)進行國際貿(mào)易時可有效對沖風險，降低成本，提升其產(chǎn)品的國際競爭力。(3)加強吸引外商投資的力度，并出臺科技創(chuàng)新和人才培養(yǎng)政策。政府應區(qū)別對待不同行業(yè)，使外商投資多集中于高附加值的資本密集型行業(yè)，同時出臺相關(guān)政策提高我國科技創(chuàng)新能力，加大關(guān)鍵核心技術(shù)的引進，提高自主創(chuàng)新能力和科研成果轉(zhuǎn)化能力，最終實現(xiàn)出口商品優(yōu)化的目標。(4)出臺鼓勵出口相關(guān)政策，加速國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。面對人民幣升值的壓力，我國應給予出口企業(yè)退稅、補貼等優(yōu)惠，保證我國貿(mào)易開放程度持續(xù)增大。