荊 磊 祝濱濱

( 東北師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，吉林 長春，130022 )

一、引言

自改革開放以來，中國對(duì)外貿(mào)易迅速發(fā)展，進(jìn)出口貿(mào)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(jīng)成為世界第一大貨物貿(mào)易國。從具體數(shù)據(jù)看來，2017年中國的出口貿(mào)易高于進(jìn)口貿(mào)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(duì)我國出口貿(mào)易在全球的競爭中起到了十分重要的促進(jìn)作用。而近些年來，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展逐漸呈現(xiàn)新形勢(shì)，即經(jīng)濟(jì)增速逐漸放緩、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不斷升級(jí)、經(jīng)濟(jì)增長動(dòng)力也由要素及投資驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)。與此同時(shí)，中美貿(mào)易戰(zhàn)的爆發(fā)，人民幣升值壓力和巨額經(jīng)常項(xiàng)目順差轉(zhuǎn)化為大量貨幣投放壓力等都為國內(nèi)通貨膨脹的爆發(fā)帶來隱患。隨著中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式及貿(mào)易結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化，新形勢(shì)下我國出口貿(mào)易是否依舊會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長起到顯著的推動(dòng)作用，當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)模式及貿(mào)易結(jié)構(gòu)是否有利于發(fā)揮貿(mào)易對(duì)國家經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用，是一個(gè)值得深入探討的問題。因此，運(yùn)用計(jì)量方法實(shí)證檢驗(yàn)分析我國出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響的時(shí)變特征，對(duì)新形勢(shì)下如何做好貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化及應(yīng)對(duì)貿(mào)易戰(zhàn)等問題具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

從以往的研究看來，雖然關(guān)于出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響的看法存在著分歧，不過主流觀點(diǎn)認(rèn)為出口貿(mào)易的增長有利于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。例如：Balassa B(1978)通過對(duì)11個(gè)已有工業(yè)基礎(chǔ)的發(fā)展中國家的出口貿(mào)易金額與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，得出了出口貿(mào)易會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長這一結(jié)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(yùn)用最小二乘法對(duì)1964—1973年間欠發(fā)達(dá)國家的實(shí)際GDP與出口占比的變化率之間的關(guān)系進(jìn)行研究，認(rèn)為出口占比的提高對(duì)實(shí)際GDP的增長存在正向效應(yīng)。[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(duì)出口貿(mào)易金額、資本積累、技術(shù)水平和經(jīng)濟(jì)增長等經(jīng)濟(jì)變量的研究，都認(rèn)為一個(gè)國家的出口貿(mào)易水平的提高，有利于資本積累速度的提升以及技術(shù)水平的迅速發(fā)展，從而進(jìn)一步拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)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(yùn)用最小二乘法對(duì)95個(gè)發(fā)展中國家在1976—1985 年期間的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析后，也認(rèn)為出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)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(fā)展水平等因素，對(duì)41 個(gè)發(fā)展中國家1963—1973 年和1973—1985 年兩個(gè)時(shí)期經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的研究表明：出口擴(kuò)張通過反饋效應(yīng)對(duì)發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)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(duì)于中國出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究情況而言，Jordan Shan & Fiona Sun(1998)通過對(duì)1987-1996年間我國出口貿(mào)易與工業(yè)產(chǎn)量的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)構(gòu)建向量自回歸模型，并運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)等方法進(jìn)行研究，結(jié)果表明：在樣本期內(nèi)，我國出口貿(mào)易增長與實(shí)際工業(yè)產(chǎn)量存在雙向的因果關(guān)系，即二者相互促進(jìn)。[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(wěn)的實(shí)際變量系統(tǒng)與非平穩(wěn)的名義變量系統(tǒng)兩個(gè)角度檢驗(yàn)了我國出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用，并認(rèn)為中國經(jīng)濟(jì)屬于多因素共同驅(qū)動(dòng)的復(fù)合型經(jīng)濟(jì)增長，雖然并非出口導(dǎo)向型增長，但出口貿(mào)易仍是拉動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)增長的重要因素。[注]呂惠娟、許小平：《出口貿(mào)易對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長影響的再思考》，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2005年第2期。范柏乃、毛曉苔等(2005)基于1952—2003年我國經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)和廣義差分回歸等方法，對(duì)我國出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行研究，認(rèn)為我國的出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間存在單向關(guān)系，即出口貿(mào)易的擴(kuò)張促進(jìn)了我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，且對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率約為24.1%。[注]范柏乃、毛曉苔、王雙：《中國出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率的實(shí)證研究:1952—2003年》，《國際貿(mào)易問題》2005年第8期。胡善磊、齊鑄等(2011)根據(jù)1978—2008年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)構(gòu)建出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的誤差修正模型(VECM)，認(rèn)為對(duì)外出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間存在正向效應(yīng)。[注]胡善磊、齊鑄、舒壽亮：《我國對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析》，《經(jīng)濟(jì)視角(下旬刊)》2011年第5期。張兵兵(2013)運(yùn)用CF濾波分析、PEARSON相關(guān)檢驗(yàn)、偏相關(guān)分析及我國經(jīng)濟(jì)增長的Logistic回歸模型，基于1952-2011年間我國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)對(duì)出口貿(mào)易總額與GDP增長進(jìn)行研究，得出出口貿(mào)易是我國經(jīng)濟(jì)增長的正向因素的結(jié)論。[注]張兵兵：《進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)動(dòng)性關(guān)系研究——基于1952—2011年中國數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析》，《國際貿(mào)易問題》2013年第4期。謝銳和趙果梅(2014)基于出口貿(mào)易國內(nèi)增加值的視角，測算我國出口貿(mào)易對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率，結(jié)果表明：出口貿(mào)易對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的促進(jìn)作用，但我國傳統(tǒng)優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)—?jiǎng)趧?dòng)密集型產(chǎn)業(yè)出口貿(mào)易對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率逐步下降。[注]謝銳、趙果梅：《出口貿(mào)易對(duì)中印經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)研究》，《國際經(jīng)貿(mào)探索》2014年第8期。

需要明確的一點(diǎn)是，并非所有的學(xué)者都認(rèn)為出口貿(mào)易會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。例如：Jung. Peton & Marshall(1985)通過對(duì)41個(gè)發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)：其中僅有4個(gè)國家的出口擴(kuò)張促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長，而其他的37個(gè)發(fā)展中國家并不滿足出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)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(duì)8個(gè)新興工業(yè)化國家的出口增長與工業(yè)發(fā)展之間的因果關(guān)系進(jìn)行研究，研究發(fā)現(xiàn)其中大部分國家和地區(qū)的出口貿(mào)易擴(kuò)張與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在著顯著的雙向因果關(guān)系，但阿根廷的出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間并不存在顯著的因果關(guān)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(rèn)為，如果一國出口人力資本密集型產(chǎn)品，會(huì)因?yàn)槌隹诓块T的增長使得研發(fā)部門中的人力資本流失，從而導(dǎo)致國際貿(mào)易最終阻礙經(jīng)濟(jì)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(duì)美國的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，出口貿(mào)易增長與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間并不存在顯著的因果關(guān)系，即出口貿(mào)易的增長對(duì)經(jīng)濟(jì)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(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整分析，認(rèn)為出口貿(mào)易對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長的影響并不顯著，并從出口商品結(jié)構(gòu)的角度解釋了這種弱相關(guān)性。[注]劉曉鵬：《協(xié)整分析與誤差修正模型──我國對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證研究》，《南開經(jīng)濟(jì)研究》2001年第5期。

現(xiàn)有實(shí)證研究結(jié)論不同的原因，一方面在于以往的研究由于數(shù)據(jù)獲取等原因大多拘泥于研究出口總量與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，很少有學(xué)者對(duì)出口行業(yè)進(jìn)行細(xì)致的分類，因而只能從總體上判斷二者之間的因果關(guān)系，忽視了不同行業(yè)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的不同影響。另一方面，由于國際貿(mào)易結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化，出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系可能已經(jīng)發(fā)生了顯著的變化。因此，有一些學(xué)者嘗試對(duì)出口行業(yè)進(jìn)行劃分，研究出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。例如，樊綱等(2006)通過四種基于貿(mào)易技術(shù)分布的貿(mào)易結(jié)構(gòu)分析方法，認(rèn)為出口商品技術(shù)含量的提升促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。[注]樊綱、關(guān)志雄、姚枝仲：《國際貿(mào)易結(jié)構(gòu)分析:貿(mào)易品的技術(shù)分布》，《經(jīng)濟(jì)研究》2006年第8期。杜修立和王維國(2007)通過對(duì)出口商品技術(shù)含量的劃分，將經(jīng)濟(jì)體的出口貿(mào)易劃分為資源投入型和技術(shù)附加型，并認(rèn)為資源投入型產(chǎn)品的出口不利于經(jīng)濟(jì)的長期發(fā)展，而以技術(shù)附加型為主的出口貿(mào)易量的提升有利于一國經(jīng)濟(jì)的長期發(fā)展。[注]杜修立、王維國：《中國出口貿(mào)易的技術(shù)結(jié)構(gòu)及其變遷:1980—2003》，《經(jīng)濟(jì)研究》2007年第7期。蘇振東和周瑋慶(2009)構(gòu)造出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)指數(shù)，認(rèn)為出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)變遷對(duì)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在著明顯的非對(duì)稱效應(yīng)：相比于低技術(shù)產(chǎn)品，高技術(shù)產(chǎn)品出口貿(mào)易的增長促進(jìn)了我國經(jīng)濟(jì)的增長。[注]蘇振東、周瑋慶：《出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)變遷對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長的非對(duì)稱影響效應(yīng)研究——基于產(chǎn)品技術(shù)附加值分布的貿(mào)易結(jié)構(gòu)分析法和動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的經(jīng)驗(yàn)研究》，《世界經(jīng)濟(jì)研究》2009年第5期。鄧創(chuàng)和李雨林(2016)通過將出口貿(mào)易劃分為低、中、高等技術(shù)行業(yè)，利用時(shí)變參數(shù)的向量自回歸模型，得出結(jié)論：相對(duì)于高等技術(shù)行業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易而言，低、中等技術(shù)行業(yè)的出口貿(mào)易擴(kuò)張對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用正在減弱，而高等技術(shù)行業(yè)的出口貿(mào)易將成為中國經(jīng)濟(jì)的新增長點(diǎn)。[注]鄧創(chuàng)、李雨林：《新常態(tài)時(shí)期中國對(duì)外貿(mào)易仍能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長嗎——基于分類進(jìn)出口貿(mào)易的動(dòng)態(tài)計(jì)量分析》，《國際經(jīng)貿(mào)探索》2016年第6期。

目前，國際經(jīng)濟(jì)形勢(shì)復(fù)雜，中國經(jīng)濟(jì)處于新常態(tài)和對(duì)外貿(mào)易摩擦劇烈的背景之下，此時(shí)的出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系與以往存在顯著的差異。但由于傳統(tǒng)的固定系數(shù)模型無法捕捉到出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)特征，因而新常態(tài)背景下二者關(guān)系的研究多拘泥于理論分析。段鑄晟(2015)通過對(duì)中國與埃及經(jīng)貿(mào)合作的研究認(rèn)為，在金融危機(jī)后，中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨著以出口為主的外向型經(jīng)濟(jì)發(fā)展受到制約及結(jié)構(gòu)性矛盾和產(chǎn)能過剩的壓力等問題，隨著“一帶一路”倡議的提出，對(duì)外貿(mào)易的新路徑將會(huì)成中國經(jīng)濟(jì)新的增長點(diǎn)。[注]段鑄晟：《“一帶一路”戰(zhàn)略視角下的中國—埃及經(jīng)貿(mào)合作研究》，《經(jīng)濟(jì)問題探索》2015年第6期。因?yàn)椴煌Q(mào)易品行業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響可能存在差異，且固定系數(shù)模型的估計(jì)會(huì)受到樣本選擇的影響，所以本文試圖參照HS分類，對(duì)出口貿(mào)易行業(yè)按照生產(chǎn)要素使用的比例進(jìn)一步劃分，并運(yùn)用時(shí)變參數(shù)的向量自回歸模型( Time-Varying Parameter Vector Autoregressive Model)捕捉不同出口貿(mào)易行業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間的時(shí)變關(guān)系，為新常態(tài)下我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的調(diào)整與經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力提供更有力的解釋與政策啟示。

二、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)模型介紹

由Primiceri(2005)提出的時(shí)變參數(shù)的向量自回歸模型( Time-Varying Parameter Vector Autoregressive Model)與固定系數(shù)的VAR模型相比，不僅保留了將所有變量視為內(nèi)生變量的優(yōu)點(diǎn)，還在參數(shù)估計(jì)系數(shù)和協(xié)方差矩陣上加入了時(shí)變性，因此TVP-VAR模型能夠準(zhǔn)確地捕捉到不同時(shí)點(diǎn)下經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化和經(jīng)濟(jì)變量之間作用機(jī)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(shè)定如下：

首先定義一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)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(lián)立系數(shù)矩陣，F(xiàn)1...Fs為k*k維的滯后系數(shù)矩陣，擾動(dòng)項(xiàng)μt是k*1維的結(jié)構(gòu)性沖擊，且μt～N(0,∑)。同時(shí)，假定結(jié)構(gòu)性沖擊服從遞歸識(shí)別，即系數(shù)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(jìn)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(nèi)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(shù)估計(jì)引入時(shí)變特征，將模型擴(kuò)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(shù)矩陣βt，聯(lián)立系數(shù)矩陣At和隨機(jī)波動(dòng)的協(xié)方差矩陣∑t都服從時(shí)變特征。為了降低模型估計(jì)過程中的復(fù)雜程度和減少待估計(jì)參數(shù)，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(jì)下的馬爾科夫蒙特卡洛模擬(MCMC)對(duì)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。

(二)數(shù)據(jù)的選取與處理

從改革開放到加入WTO，2008年金融危機(jī)的爆發(fā)，世界經(jīng)濟(jì)的逐漸復(fù)蘇，再到如今我國的經(jīng)濟(jì)新常態(tài)，國際貿(mào)易格局和國內(nèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境不斷變化，我國的出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)也發(fā)生了顯著的變化。不同行業(yè)的出口貿(mào)易不光在比重上發(fā)生了變化，在對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響上也存在著些許的不同。因此，本文為了更細(xì)致地捕捉出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，對(duì)HS分類下不同要素密集型的行業(yè)進(jìn)一步劃分。本文對(duì)不同要素密集型行業(yè)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(chǔ)上，將HS分類商品進(jìn)一步按照要素密集程度細(xì)分為四大類：資源密集型行業(yè)(RI)、勞動(dòng)密集型行業(yè)(LI)、資本密集型行業(yè)(MI)和技術(shù)密集型行業(yè)(TI)。分類結(jié)果如表1所示。[注]楊汝岱、朱詩娥：《珠三角地區(qū)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展的國際比較》，《國際貿(mào)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(yè)主要指沒有經(jīng)過任何加工過程的原材料以及經(jīng)過簡單加工用作直接消費(fèi)或工業(yè)中間品的行業(yè)，主要包括動(dòng)植物及其加工品和礦產(chǎn)品等行業(yè)。勞動(dòng)密集型行業(yè)主要指經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)活動(dòng)中勞動(dòng)要素投入比重較多的生產(chǎn)行業(yè)，包括紡織品、服裝、鞋類產(chǎn)品、木制品等行業(yè)。資本密集型行業(yè)包括化學(xué)工業(yè)、陶瓷、造紙等行業(yè), 該類行業(yè)的技術(shù)含量雖然不是太高, 但規(guī)模經(jīng)濟(jì)非常突出。技術(shù)密集型行業(yè)包括電子電信類產(chǎn)品以及醫(yī)療器械、光學(xué)儀器、航空產(chǎn)品等行業(yè)。

基于上述的分類標(biāo)準(zhǔn)，本文選取GDP增長率、資源密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率、勞動(dòng)密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率、資本密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率和技術(shù)密集型行業(yè)貿(mào)易出口增長率衡量經(jīng)濟(jì)增長(G)、資源密集型行業(yè)出口貿(mào)易水平(RI)、勞動(dòng)密集型行業(yè)出口貿(mào)易水平(LI )、資本密集型行業(yè)出口貿(mào)易水平(MI)和技術(shù)密集型行業(yè)出口貿(mào)易水平(TI)，并以1990年為基期對(duì)價(jià)格水平進(jìn)行調(diào)整，構(gòu)建五變量的時(shí)變參數(shù)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(yè)出口貿(mào)易水平對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的影響。樣本數(shù)據(jù)范圍為1996年第一季度到2018年第二季度。各要素密集型行業(yè)的出口貿(mào)易金額數(shù)據(jù)選自Wind數(shù)據(jù)庫，中國GDP及居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)選自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。

(三)參數(shù)估計(jì)

在進(jìn)行參數(shù)估計(jì)之前，我們首先做出了各要素密集型行業(yè)出口貿(mào)易金額占出口貿(mào)易總額的比重來初步研究各要素密集型行業(yè)出口貿(mào)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(yè)與勞動(dòng)密集型行業(yè)出口貿(mào)易所占比重呈現(xiàn)逐步下降的趨勢(shì)，其中資源密集型行業(yè)占比一直最低，從10%左右下降到3.5%左右，而勞動(dòng)密集型行業(yè)下降的趨勢(shì)和幅度顯著，從45%左右下降至25%左右，下降幅度高達(dá)44.4%；技術(shù)密集型行業(yè)呈現(xiàn)逐步上升的趨勢(shì)，并在近些年達(dá)到了穩(wěn)定，由早期的25%左右上漲至近些年的50%左右，占總出口貿(mào)易額度的一半；資本密集型行業(yè)總體看來比較穩(wěn)定，占總出口貿(mào)易額的20%左右，2008年之前呈現(xiàn)小幅度下降趨勢(shì)，但在2008年之后出現(xiàn)扭轉(zhuǎn)，出現(xiàn)小幅度上升趨勢(shì)。上述分析可知，隨著我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，各要素密集型行業(yè)的出口貿(mào)易金額占出口貿(mào)易總額的比重，隨著時(shí)間的推移出現(xiàn)了不同趨勢(shì)與幅度的變化。因此，按要素密集型行業(yè)劃分，并研究其與經(jīng)濟(jì)增長的時(shí)變關(guān)系顯得十分必要。

表1 出口貿(mào)易行業(yè)分類

圖1 各行業(yè)出口所占比重

在進(jìn)一步研究各要素密集型行業(yè)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)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(guān)系和動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)性，需要對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，各變量原序列均不平穩(wěn)，而一階差分序列均平穩(wěn)，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(zhǔn)則，確定模型的滯后階數(shù)為2階。

為了初步檢驗(yàn)我國經(jīng)濟(jì)增長與四個(gè)要素密集型出口行業(yè)之間的關(guān)聯(lián)特征，本文檢驗(yàn)了經(jīng)濟(jì)增長(G)、資源密集型行業(yè)出口貿(mào)易水平(RI)、勞動(dòng)密集型行業(yè)出口貿(mào)易水平(LI)、資本密集型行業(yè)出口貿(mào)易水平(MI)和技術(shù)密集型行業(yè)出口貿(mào)易水平(TI)五者之間的Granger因果關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。從Granger因果檢驗(yàn)的結(jié)果來看，各要素密集型出口行業(yè)不是經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因的原假設(shè)均在1%的顯著性水平下被拒絕，即各要素密集型出口行業(yè)均是經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因，表明各要素密集型出口行業(yè)均是經(jīng)濟(jì)增長的重要原因。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表3 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

為了進(jìn)一步解釋經(jīng)濟(jì)增長與各要素密集型出口行業(yè)之間的影響關(guān)系，接下來進(jìn)行MCMC模擬，次數(shù)設(shè)定為10000次，為了避免前期迭代過程中的不穩(wěn)定性，初始設(shè)定為-1000次，以確保估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。估計(jì)結(jié)果的收斂情況由收斂診斷統(tǒng)計(jì)量(CD)決定，CD統(tǒng)計(jì)量由Geweke(1992)提出，通過將前n0個(gè)序列和后n1個(gè)序列進(jìn)行比較，計(jì)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(guān)樣本均值的方差比率(Chib,2002)，其倒數(shù)是相對(duì)數(shù)值效率，即當(dāng)無效因素為m時(shí)，在參數(shù)估計(jì)過程中能獲得M/m個(gè)不相關(guān)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(jié)果如表4所示，其中各參數(shù)的CD統(tǒng)計(jì)量均不能拒絕收斂于后驗(yàn)分布的原假設(shè)，即該模型中的估計(jì)參數(shù)均服從于后驗(yàn)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(gè)不相關(guān)樣本。因此，MCMC算法下該模型的估計(jì)是有效的。

表4 模型估計(jì)結(jié)果

三、各要素密集型行業(yè)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的時(shí)變影響

本部分通過對(duì)上述模型的估計(jì)結(jié)果，構(gòu)建時(shí)變參數(shù)的脈沖響應(yīng)函數(shù)來研究各要素密集型行業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的時(shí)變影響，即研究經(jīng)濟(jì)增長率對(duì)四類要素密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊下的動(dòng)態(tài)響應(yīng)。圖2—5給出了經(jīng)濟(jì)增長率對(duì)四類要素密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率的極大響應(yīng)值及相應(yīng)的滯后期數(shù)。

由圖2—5可以看出，四類要素密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響存在著一定的時(shí)變特征。由圖2可知，資源密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響可以分為三個(gè)階段：20世紀(jì)90年代中期到2006年左右的持續(xù)下降區(qū)，2006年至2012年的波動(dòng)區(qū)和2012年至樣本結(jié)束期的逐步上升區(qū)。在第一階段，資源密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響基本呈現(xiàn)逐步下降的總體趨勢(shì)，甚至在我國2001年加入世界貿(mào)易組織后對(duì)經(jīng)濟(jì)增長出現(xiàn)抑制作用，同時(shí)從該階段對(duì)應(yīng)的滯后期數(shù)來看，加入世貿(mào)組織后，資源密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響期數(shù)顯著上升，即在該階段對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了較為持久的抑制效應(yīng)。在第二階段中，可以看作是對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響的調(diào)整區(qū)，資源密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響開始逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)榇龠M(jìn)效應(yīng)，雖然在2008年經(jīng)濟(jì)危機(jī)前后出現(xiàn)了顯著的下降，但經(jīng)過短暫的調(diào)整，上升的整體趨勢(shì)沒有發(fā)生變化，且對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響期數(shù)從9個(gè)季度下降至2個(gè)季度左右。在第三階段中，資源密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響呈現(xiàn)穩(wěn)定的上升趨勢(shì)，但在2006年至樣本結(jié)束期出現(xiàn)了下降的趨勢(shì)，滯后期數(shù)穩(wěn)定維持在2個(gè)季度。

從圖3看來，勞動(dòng)密集型行業(yè)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的沖擊整體看來為促進(jìn)作用，基本也可以劃分為三個(gè)階段：21世紀(jì)之前的穩(wěn)步上升階段，21世紀(jì)初至2006年左右的調(diào)整階段以及2008年金融危機(jī)后至今的整體下降階段。在第一階段中，我國經(jīng)濟(jì)增長受勞動(dòng)密集型行業(yè)出口貿(mào)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響逐步下滑至1996年左右的水平，但經(jīng)過2004—2006年3年的貿(mào)易擴(kuò)張之后，勞動(dòng)密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響達(dá)到樣本區(qū)間內(nèi)的最大值，上漲近6倍；但在第三階段，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響開始逐步下降，時(shí)至今日，勞動(dòng)密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用微乎其微。從滯后期數(shù)來看，促進(jìn)效應(yīng)的持續(xù)期基本維持在4個(gè)季度左右。

圖4表明，資本密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的沖擊同樣可以劃分為三個(gè)階段：2005年之前的整體上升區(qū)，2006年至2010年左右的調(diào)整區(qū)和2010年之后的整體下降區(qū)。在第一階段中，資本密集型行業(yè)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正向的沖擊影響，短期內(nèi)的波動(dòng)并沒有影響長期的上升趨勢(shì)。在第二階段中，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響首先在2005年出現(xiàn)了劇烈的下降，并且在2006年轉(zhuǎn)為抑制效應(yīng)，但僅在4個(gè)季度之后就出現(xiàn)了顯著的上升，并在2007年第三季度達(dá)到了樣本區(qū)間的極大響應(yīng)值；在此之后，受金融危機(jī)的影響，資本密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響出現(xiàn)了大幅度的波動(dòng)。但在第三階段中，資本密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的沖擊開始穩(wěn)步下降，甚至在樣本末期出現(xiàn)了微弱的抑制作用。從極大響應(yīng)滯后期數(shù)看來，總體上維持在5個(gè)季度左右，但在1998年、2007年和樣本末期，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響較為持久，維持在9個(gè)季度。

由圖5可知，技術(shù)密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的沖擊為正，但對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的沖擊存在明顯的時(shí)變特征，同樣可以劃分為三個(gè)階段：2005年之前的上升階段，2005年到2011年左右的調(diào)整階段以及2011年之后的下降階段。在第一階段中，技術(shù)密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效應(yīng)最為明顯，雖然在1999年出現(xiàn)了短暫的下滑，但整體上升的趨勢(shì)沒有改變；在第二階段中，首先技術(shù)密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響出現(xiàn)了下降的趨勢(shì)，但在金融危機(jī)之后，技術(shù)密集型行業(yè)與其他三類要素密集型行業(yè)不同，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響反而出現(xiàn)了上升；在第三階段中，雖然技術(shù)密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用出現(xiàn)了下降的趨勢(shì)，但在2016年之后至樣本結(jié)束期，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響出現(xiàn)了微弱的上升趨勢(shì)。從滯后期數(shù)來看，技術(shù)密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響基本在4個(gè)季度左右達(dá)到最大值。

圖2 經(jīng)濟(jì)增長對(duì)資源密集型行業(yè)出口沖擊的反應(yīng)

圖3 經(jīng)濟(jì)增長對(duì)勞動(dòng)密集型行業(yè)出口沖擊的反應(yīng)函數(shù)

圖4 經(jīng)濟(jì)增長對(duì)資本密集型行業(yè)出口沖擊的反應(yīng)

圖5 經(jīng)濟(jì)增長對(duì)技術(shù)密集型行業(yè)出口沖擊的反應(yīng)

四、結(jié)論與政策建議

本文通過構(gòu)建時(shí)變量的時(shí)變參數(shù)向量自回歸模型，考察了不同要素密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)影響。綜上可知，四類要素密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用的變化均可分為三個(gè)階段：

20世紀(jì)90年代中期至2000年，在該階段中，勞動(dòng)密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的沖擊最為顯著，這是由于當(dāng)時(shí)我國的人口紅利導(dǎo)致的勞動(dòng)力成本較低，從而帶來的粗放型經(jīng)濟(jì)增長。同時(shí)在該階段末期，我國技術(shù)密集型行業(yè)出口貿(mào)易金額占比超過勞動(dòng)密集型，成為我國按要素分類出口貿(mào)易金額最大的行業(yè)。這也說明在新世紀(jì)之初，我國科技進(jìn)入了快速發(fā)展階段，技術(shù)密集型行業(yè)出口貿(mào)易逐漸成為我國國際貿(mào)易的主導(dǎo)行業(yè)。

21世紀(jì)初至2008年金融危機(jī)結(jié)束，在該階段，我國的國際貿(mào)易經(jīng)歷了2001年的加入世界貿(mào)易組織、2004—2006年的對(duì)外貿(mào)易擴(kuò)張以及2008年金融危機(jī)等階段，這使得我國的國際貿(mào)易結(jié)構(gòu)發(fā)生了巨大的變化，因而在該階段對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響也發(fā)生了劇烈的波動(dòng)。2001年我國加入世界貿(mào)易組織并沒有改變資源密集型行業(yè)、勞動(dòng)密集型行業(yè)和資本密集型行業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響的下降趨勢(shì)，甚至資源密集型行業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了抑制效應(yīng)，僅有技術(shù)密集型行業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的正向影響出現(xiàn)了上升。2004—2006年的對(duì)外貿(mào)易擴(kuò)張，導(dǎo)致資源和勞動(dòng)密集型行業(yè)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響大幅度上升，同時(shí)也使得資本和技術(shù)密集型行業(yè)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響大幅度下降。由此可見，該階段的對(duì)外貿(mào)易擴(kuò)張，主要是以國內(nèi)資源的消耗、環(huán)境污染及人口紅利的壓榨為代價(jià)，換來的資源與勞動(dòng)密集型行業(yè)出口貿(mào)易的增長，而忽視了資本與技術(shù)密集型行業(yè)出口貿(mào)易可能帶來的國家科技水平的進(jìn)步和相關(guān)產(chǎn)業(yè)鏈的發(fā)展。2008年，在金融危機(jī)的背景下，四類要素密集型行業(yè)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響與2004—2006年正好相反。在該階段，受金融危機(jī)的影響，國際貿(mào)易環(huán)境惡化，經(jīng)濟(jì)持續(xù)低迷，資源和勞動(dòng)密集型行業(yè)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響劇烈下降。而資本與技術(shù)密集型行業(yè)基本沒有受到金融危機(jī)的影響，反而出現(xiàn)了大幅度上升的情況。這由此也說明，依賴于資源和勞動(dòng)的出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)增長存在著較大的風(fēng)險(xiǎn)。后危機(jī)時(shí)代，我國各要素密集型行業(yè)出口額度占總貿(mào)易額的比重趨于穩(wěn)定，其中技術(shù)密集型行業(yè)出口貿(mào)易占51%左右、勞動(dòng)密集型行業(yè)出口貿(mào)易占26%左右，資本密集型行業(yè)出口貿(mào)易占20%左右、資源密集型行業(yè)出口貿(mào)易占3%左右。

金融危機(jī)之后到樣本結(jié)束期間，四類要素密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響呈現(xiàn)出新的狀態(tài)：勞動(dòng)、資本與技術(shù)密集型行業(yè)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效應(yīng)逐漸下降，僅有資源密集型行業(yè)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效應(yīng)在上升。出現(xiàn)如此狀況的原因在于，2008年金融危機(jī)之后，世界經(jīng)濟(jì)亟待復(fù)蘇，國際市場競爭越來越激烈，國內(nèi)逐漸失去人口紅利并出現(xiàn)人民幣的不斷升值等情況，使得部分行業(yè)出口貿(mào)易的利潤空間不斷下降。通過對(duì)該階段時(shí)變脈沖響應(yīng)圖的分析，該階段可以進(jìn)一步以2016年為節(jié)點(diǎn)劃分兩部分。2016年之后，由于受到新形勢(shì)下我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型以及與美國貿(mào)易摩擦等影響，各要素密集型行業(yè)出口貿(mào)易增長率與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系出現(xiàn)了轉(zhuǎn)變：資源與技術(shù)密集型行業(yè)出口貿(mào)易的影響一改2016年前的趨勢(shì)，分別呈現(xiàn)出下降和上升的勢(shì)頭；而資本與勞動(dòng)密集型行業(yè)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響衰減至0附近。

雖然四種要素密集型行業(yè)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響隨時(shí)間呈現(xiàn)不同的變化情況，但就近3年的情況來看，依靠廉價(jià)的勞動(dòng)力、環(huán)境破壞與污染所帶來的出口導(dǎo)向的粗放型經(jīng)濟(jì)增長已經(jīng)不可持續(xù)，而依靠技術(shù)的相關(guān)行業(yè)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響勢(shì)頭已經(jīng)逐漸顯現(xiàn)，因而繼續(xù)降低資源與勞動(dòng)要素密集型行業(yè)出口貿(mào)易的比重，提高技術(shù)密集型行業(yè)出口貿(mào)易比重顯得極為必要。

隨著中國進(jìn)入經(jīng)濟(jì)新時(shí)期以及大量的貿(mào)易順差等原因造成的貿(mào)易伙伴間的摩擦，不同要素密集型的行業(yè)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)影響也呈現(xiàn)出新的特征。在中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的背景下，再加上“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”和“21世紀(jì)海上絲綢之路”建設(shè)的提出，作為三駕馬車之一的對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長仍然發(fā)揮著重要的作用。結(jié)合近3年的情況來看，資本與勞動(dòng)密集型行業(yè)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響并不明顯，資源密集型行業(yè)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響顯著但已經(jīng)出現(xiàn)下降趨勢(shì)，技術(shù)密集型行業(yè)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響仍然呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)。

從以往研究成果來看，由于研究方法上的限制，學(xué)者大多通過對(duì)出口總量與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行研究，進(jìn)而提出相應(yīng)的政策建議。因此，以往的政策建議大多圍繞“出口貿(mào)易的擴(kuò)張能夠有效帶動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)和部門的發(fā)展”“出口貿(mào)易可以通過要素優(yōu)化起到調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)的作用”以及“出口貿(mào)易的發(fā)展可以帶動(dòng)國民經(jīng)濟(jì)的生產(chǎn)率的提高”等。這些政策建議雖然都在一定程度上強(qiáng)調(diào)了出口貿(mào)易對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要性，但通常只將出口貿(mào)易作為總體進(jìn)行調(diào)整，并未對(duì)出口貿(mào)易的各個(gè)部分的優(yōu)化提出相應(yīng)建議，即忽視了出口貿(mào)易各行業(yè)對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的差異性和時(shí)變性。因此，在以往學(xué)者的研究基礎(chǔ)上，本文通過對(duì)出口貿(mào)易按要素密集程度進(jìn)行合理劃分，結(jié)合時(shí)變參數(shù)的向量自回歸模型，對(duì)不同要素密集型出口行業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響的時(shí)變特征進(jìn)行實(shí)證研究。根據(jù)實(shí)證研究結(jié)果，并結(jié)合現(xiàn)行對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展背景，對(duì)于我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和調(diào)整，分別從出口貿(mào)易行業(yè)結(jié)構(gòu)和非貿(mào)易因素兩方面提出相應(yīng)的政策建議：

首先，對(duì)于依靠環(huán)境、資源以及人力等要素密集型的行業(yè)，由于該類型的要素密集型行業(yè)出口貿(mào)易對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的影響正在逐步下降(甚至影響不顯著)，因此應(yīng)當(dāng)逐漸降低其在出口貿(mào)易中的比重，促進(jìn)該類型要素密集型行業(yè)出口貿(mào)易由價(jià)值鏈底端的簡單加工組裝制造型貿(mào)易向自主創(chuàng)新型貿(mào)易轉(zhuǎn)變，并由此提高對(duì)外貿(mào)易商品的技術(shù)含量。我國是一個(gè)人口眾多的發(fā)展中國家，因此放棄勞動(dòng)密集型行業(yè)出口貿(mào)易并不現(xiàn)實(shí)。在現(xiàn)有勞動(dòng)密集型行業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)上，政府應(yīng)該加強(qiáng)對(duì)該要素密集型行業(yè)的監(jiān)管，嚴(yán)格把控行業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量，打造自主的民族品牌，并營造一個(gè)有利于先進(jìn)技術(shù)發(fā)展，提高自主創(chuàng)新積極性的良好環(huán)境。

其次，對(duì)于技術(shù)密集型行業(yè)應(yīng)該著重發(fā)展，提高技術(shù)密集型行業(yè)出口貿(mào)易所占比重，加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型重組，大力促進(jìn)高精尖技術(shù)的發(fā)展。從本質(zhì)上來看，我國經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下的經(jīng)濟(jì)增長是一種創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)或者創(chuàng)新導(dǎo)向的經(jīng)濟(jì)增長，在注重生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新的同時(shí)，也應(yīng)注重經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)上的優(yōu)化。從國家內(nèi)部來講，政府可以通過對(duì)科學(xué)技術(shù)研究項(xiàng)目上的投入來達(dá)到社會(huì)創(chuàng)新水平提升的目的，也就是對(duì)創(chuàng)新性人才的培養(yǎng)，這其中不僅包括創(chuàng)新性人才素質(zhì)的提高，也包括創(chuàng)新性環(huán)境氛圍的營造；從國家外部來看，政府也應(yīng)該加強(qiáng)對(duì)外部人才的引進(jìn)，促進(jìn)技術(shù)交流，使國家在技術(shù)上站在一個(gè)較高的起點(diǎn)上。

再次，出口貿(mào)易的發(fā)展不僅依靠要素密集型行業(yè)的合理規(guī)劃，同時(shí)也依賴于全球貿(mào)易環(huán)境。從中美貿(mào)易摩擦的背景來看，中美貿(mào)易摩擦的直接原因是貿(mào)易失衡，迫使中國進(jìn)一步對(duì)美開放市場，深層次的目的在于美國試圖重演20世紀(jì)80年代美日貿(mào)易戰(zhàn)以遏制中國復(fù)興，其中遏制中國復(fù)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(mào)易戰(zhàn)的教訓(xùn)，對(duì)現(xiàn)行貿(mào)易環(huán)境下我國出口貿(mào)易進(jìn)行合理調(diào)控。第一，做好貿(mào)易戰(zhàn)具有長期性和日益嚴(yán)峻性的準(zhǔn)備，并預(yù)防升級(jí)為匯率金融戰(zhàn)和經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)的可能；第二，避免民粹主義、民族主義的輿論導(dǎo)向，認(rèn)清我國在科技創(chuàng)新、高端制造、金融服務(wù)、核心技術(shù)以及軍事實(shí)力等領(lǐng)域與美國的巨大差距；第三，防止采取貨幣放水以刺激內(nèi)需的應(yīng)對(duì)方式，避免醞釀金融泡沫；第四，建設(shè)高水平、高質(zhì)量的市場經(jīng)濟(jì)和開放體制，推動(dòng)新一輪改革開放；第五，堅(jiān)持對(duì)外開放，特別是擴(kuò)大貿(mào)易自由化和投資自由化，與此同時(shí)，還要嚴(yán)格控制資本項(xiàng)下金融自由化的步伐。通過合理的行業(yè)布局，良好的對(duì)外貿(mào)易環(huán)境以及相應(yīng)的政府改革措施和制度，以達(dá)到我國出口貿(mào)易的優(yōu)質(zhì)發(fā)展。