我国出口商品结构影响因素及优化建议研究——基于1995-2017年季度数据

郭　凯，任　儒，2

(1.东北财经大学 金融学院，辽宁 大连 116025；2.辽宁省金融分析与模拟重点实验室，辽宁 大连 116025)

一、引　言

在贸易全球化不断深化的国际背景下，对外贸易已成为拉动国民经济增长的主要需求要素之一。我国出口规模自改革开放政策推行以来不断扩大：2009年，我国出口商品数量位居世界第一；2012年，我国进出口总额达到3.87万亿美元，贸易规模首次超过美国，成为世界第一贸易大国；截至2017年11月，我国累计出口商品13.85万亿余元人民币，与上年同期相比增长11.6%①数据来源于中国海关总署《2017年11月全国进出口总值表》。。但伴随着我国取得优异贸易成绩，出口商品结构配置仍存在不合理之处：2016年我国出口商品类别中纺织类商品仍占较大比重，而技术含量较高的机械类商品占比较上年同期下降0.6%。与此同时，受2008年金融危机影响，西方多国复苏进程缓慢，发达国家贸易壁垒与反倾销指控不断升级；在外部需求萎缩的同时，2005年汇率改革让我国汇率不断升值，出口压力增大；我国劳动力价格优势减少也约束了我国的出口贸易。事实上，无论外部环境的恶化还是内部环境的制约，其解决方法并非仅依靠增加规模得以实现，还要通过出口商品结构的合理化改善。

2015年3月28日，“一带一路”愿景与行动文件发布，加强我国同“一带一路”沿线国家和地区的贸易发展成为新形势下实现中国经济稳定增长的重要抓手。“稳增长，调结构”的贸易时代已经到来，探究我国出口商品结构的影响因素，为我国出口商品结构优化升级提出相关建议是对于未来加快实现中国与“一带一路”国家双边贸易良性发展的关键问题。因此，本文从出口商品结构的影响因素入手，利用1995年第一季度到2017年第二季度数据，采用格兰杰因果分析、长期协整分析方法并建立VAR模型，从人民币汇率、外商直接投资、贸易开放度和产业结构4个方面探索了我国出口商品结构的影响因素并提出优化建议。

二、文献综述

Tello(2009)认为出口变化可以从价格、数量及商品结构三个方面展开研究，其中出口商品结构是体现出口变化的主要方面之一*Mario D.Tello,“Export Product Composition Indexes in Developing Countries:The Case of Peru,1993-2004”,The International Trade Journal,2009(1).。按照生产要素密集形式分类可以将商品分为资源密集型商品、劳动密集型商品和资本及技术密集型商品。出口商品结构是指一个国家或地区在一段时期内某一类或某几类出口商品额占出口商品总额的比重。肖利秋(2013)认为其是一国经济技术水平和商品国际竞争力等指标的综合反映*肖利秋：《我国出口商品结构优化影响因素的实证分析》，《广东社会科学》，2013年第1期。。因此，一般认为一国出口商品中高资本技术类商品占比越大，则出口商品结构越优化，该国国际贸易地位越高。但目前，学术界并没统一标准来衡量出口商品结构的优化程度，综合来看主要有四种衡量方法：一种是以国际贸易标准分类(SITC)为分类标准计算出的相关指标，如王相宁等(2008)*王相宁，王利：《人民币汇率波动对我国出口贸易结构的影响——基于中国对美国、日本的出口数据分析》，《经济与管理研究》，2008年第5期。、魏浩(2014)*魏浩，郭也，李翀：《中国进口商品结构及与贸易伙伴的关系研究》，《经济与管理研究》，2014年第5期。等；第二种是以商品名称及编码协调制度(HS)为基础计算得出指标，如杨珺晖(2016)*杨珺晖：《人民币汇率与中美贸易结构——基于HS分类数据的实证研究》，《经济问题探索》，2016年第2期。等；另外两种分别是贸易竞争力指数和显性比较优势指数，如刘明兴、岳昌君等(2001)*刘明兴，岳昌君，许秀兰：《重新评估东亚国家的出口结构转型》，《世界经济》，2001年第6期。，这两种衡量变量更侧重于总体衡量一国产品在世界市场的国际竞争力。由于本文创新性地选取季度数据，限于数据可获取性，选取前两种衡量标准衡量出口商品结构。

关于出口商品结构的影响因素，国外学者从商品结构形成的原因入手展开研究：1776年Adam Smith在《国民财富的性质与原因的研究》中首先提出了绝对优势理论，即一国应出口具有绝对优势的商品；而Ricardo在17世纪提出了相对优势理论，Heckscher和Ohlin又建立了要素禀赋理论；“里昂惕夫之迷”的出现推动研究进入全新阶段，Krugman提出了“规模经济说”*Baldwin,Richard &Paul R.Krugman,“Persistent Trade effects of Large Exchange Rate Shocks” ,Quarterly Journal of Economics,1989(104).、Kenen(1965)提出了“人力资本说”*Kenen &P.B.,“Nature,Capital and Trade”,Journal of Political Economy,1965(5).、Posner(1961)提出了“技术差距说”*Posner &M.V.,“International Trade and Technical Change”,Oxford Economic Papers,1961(13).等理论学说。

国内学者多是侧重于对出口商品结构单一影响因素的研究：一是关于汇率对出口商品结构升级的作用。如郑恺(2006)、曾铮和张亚斌(2007)均得出资本密集型商品出口量更易受人民币升值影响的结论*郑恺：《实际汇率波动对我国出口的影响——基于SITC比较》，《财贸经济》，2006年第9期。*曾铮，张亚斌：《人民币实际汇率升值与中国出口商品结构调整》，《世界经济》，2007年第5期。；张晓兰(2015)得出人民币升值有利于出口商品结构优化的结论*张晓兰：《汇率变化对我国外贸的影响及建议》，《宏观经济管理》，2015年第12期。。二是关于外商直接投资对出口商品结构的影响。如江小涓(2002)指出跨国投资作为各种要素跨国流动的重要载体，对出口增长与出口结构升级的影响显著*江小涓：《中国出口增长与结构变化：外商投资企业的贡献》，《南开经济研究》，2002年第2期。；王洪庆和朱荣林(2005)运用协整分析技术和ECM因果分析方法研究表明二者之间存在协整关系*王洪庆，朱荣林：《外商直接投资与我国的出口商品结构优化》，《世界经济研究》，2005年第5期。；王蕙、张武强(2011)又进一步验证了FDI与我国出口商品结构的优化存在长期稳定的均衡关系，且其长期效应明显优于短期*王蕙，张武强：《外商直接投资对我国出口商品结构的长短期效应分析——基于VEC模型和Johansen协整的实证研究》，《经济问题研究》，2011年第4期。；王明益等(2015)研究表明外资对我国出口产品结构的影响遵循“先促进、后减弱、再促进”规律*王明益，毕红毅，张洪：《外商直接投资、技术进步与东道国出口产品结构》，《世界经济文汇》，2015年第4期。。三是贸易开放度的影响。如隋月红、赵振华(2008)和蔺建武等(2011)均表明经济开放程度对我国出口贸易结构的形成有正向作用*隋月红，赵振华：《出口贸易结构的形成机理:基于我国1980-2005年的经验研究》，《国际贸易问题》，2008年第3期。*蔺建武，仲伟周，杨洪焦：《我国出口商品结构变动决定因素的理论研究与计量检验，《经济问题探索》，2011年第5期。。四是产业结构对贸易结构的影响。谷永芬、洪娟(2011)研究认为产业结构水平决定着贸易结构现状*谷永芬，洪娟：《长三角地区对外贸易结构与产业结构互动升级研究》，《经济纵横》，2011年11期。；孙晓华、王昀(2013)和刘斌斌、丁俊峰(2015)则认为两者存在互相影响关系*孙晓华，王昀：《对外贸易结构带动了产业结构升级吗？——基于半对数模型和结构效应的实证检验》，《世界经济研究》，2013年第1期。*刘斌斌，丁俊峰：《出口贸易结构的产业结构调整效应分析》，《国际经贸探索》，2015年第7期。。

总体看来，国内学者多是基于已有的贸易理论对单一要素进行实证分析，对出口商品结构的影响因素进行综合研究的文献较少。而在当下贸易环境日益复杂化，建立一个综合分析框架才能更为真实地分析贸易结构的影响因素及其变化；并且由于上述文献基本采用年度数据且样本量较少可能导致结果偏差。因此，本文选取1995年第一季度到2017年第二季度季度数据作为样本空间来综合分析我国出口商品结构的影响因素，这也是本文的创新点之一。另外，与该研究有关的文献均未进行稳健性检验，而本文在使用SITC商品分类标准进行分类的同时，还采用了HS分类方法进行稳健性检验，以增强研究结论说服力。

三、变量选取与模型设定

(一)指标变量与数据选取

本文依据上述文献综述中的研究内容，将汇率变动、外商直接投资、经济开放度和产业结构纳入影响我国出口商品结构的因素体系中并构建分析框架。考虑到1994年我国汇率由双轨制改为单轨制，这对我国贸易有重要影响，因此本文采用1995年第一季度至2017年第二季度共86个季度数据作为样本，并利用协整分析方法、格兰杰因果检验和基于VAR模型的脉冲响应和方差分解进行实证研究，并根据实证结果提出政策建议。表3列示出各指标变量的符号、含义与计算依据，所有数据均来源于WIND数据库。

1.出口商品结构。如文献综述所讲，本文由于采用季度数据无法获得充足数据构建贸易竞争力指数和显性比较优势指数，因此只能采用前两种方法衡量出口商品结构。肖文、潘家栋(2013)总结出国内外学者多以工业制成品出口额占出口总额比重或资本技术密集型产品出口额占工业制成品出口额来衡量出口商品结构*肖文，潘家栋：《人民币汇率变动对中国出口结构影响的实证分析》，《浙江学刊》，2013年第2期。。由于一国资本及技术密集型产品比重增加意味着出口商品结构的优化，因此，本文采用资本技术密集型商品出口额占工业制成品出口额比重来衡量我国的出口商品结构能够更准确体现我国出口商品结构特征。

国际贸易分类标准(SITC)与商品名称及编码协调制度(HS)相比，应用更为广泛。本文在实证分析部分将根据SITC标准进行分类构建出口商品结构指标。根据《联合国国际贸易标准分类》，将SITC0至SITC4划分为初级产品，将SITC5至SITC9划分为工业制成品，其中SITC5和SITC7被列为资本与技术密集型产品，SITC6和SITC8被列为劳动密集型产品(详细分类见表1)。另外，由于商品名称及编码协调制度(HS)在国内仍具有较强的适用性，因此，本文在稳健性检验部分选用HS分类标准重新对资本与技术密集型商品进行界定并替换原有的出口商品结构变量进行稳健性检验。本文借鉴刘平(2015)*刘平：《劳动力成本与出口商品结构关系研究——基于广东省的实证分析》，《西部金融》，2015年第6期。的方法，将HS编码下的商品统计分类与SITC的标准进行对照，将其分为资源密集型商品、劳动密集型商品和资本密集型商品三类，并用资本密集型商品出口金额占资本和劳动密集型商品总出口金额的比重衡量我国商品出口结构。关于HS标准下的相关商品分类详见表2(第21类艺术收藏品和22类特殊交易品出口金额较小，影响可以忽略，未参与分类)。

表1　联合国国际贸易标准分类(SITC)明细表

表2　我国进出口商品分类标准(HS)分类明细表

2.汇率变动。本文采用人民币实际有效汇率指数(REER)作为汇率变动衡量指标(肖利秋，2013)。这主要基于三方面考虑：第一，人民币有效汇率指数是在综合考虑了人民币与多国家货币汇率基础上形成的，能够更加全面地反映人民币价值的综合变动。相较于名义有效汇率指数，人民币实际有效汇率指数还剔除了通货膨胀因素对货币币值的影响，能够更加真实地反映人民币的购买力。第二，由于人民币一直有离岸和在岸两套汇率体系，离岸汇率的交易双方均为非中国居民，主要反映境外人民币流通和交易的汇率。本文研究出口商品结构，境外人民币汇率波动对国内生产厂商影响有限，而且离岸人民币汇率数据统计时间较短，数据不完整。第三，在此基础上通过将离岸和在岸人民币汇率进行格兰杰因果和单位根分析后发现，在岸人民币汇率和离岸人民币汇率互成对方的格兰杰因，同时，二者汇率差是平稳的。可用在岸汇率代替离岸汇率。因此本文选择的人民币实际有效汇率指数，并以2010年的人民币实际有效汇率为基准(即2010年=100)计算得来。

3.外商直接投资。P.Romer和R.Lucas早在20世纪80年代指出引进外商投资会加速资金与技术等资源的流动，可以弥补东道国技术上的不足。江小娟(2002)也指出跨国投资作为各种要素跨国流动的重要载体，对出口增长与出口结构升级的影响显著。因此，本文将外商直接投资作为影响我国商品出口结构的一个变量进行考察，选择我国外商直接投资占国内生产总值GDP的比重衡量外商直接投资。

4.贸易开放度。贸易开放度是指一个国家或地区对外开放的程度，赵红和周艳书(2009)认为一国的贸易开放程度越高，表明本国与世界其他国家的经济往来越密切，产业内分工越细化，贸易结构必然改变*赵红，周艳书：《影响中国出口贸易结构升级因素的实证分析》，《重庆大学学报》，2009年第3期。。本文选择我国商品进出口总额占国内生产总值GDP的比重作为我国经济开放程度的衡量指标。

5.产业结构。一国产业结构可以从侧面反映出一国内的消费需求结构。需求不同则会引起国内资源配置差异，从而影响着一国的贸易结构。因此从长期看，国内产业结构是贸易结构的内部条件。本文借鉴王保乾、胡童(2017)*王保乾，胡童：《人民币汇率、FDI与我国产业结构的非线性效应——基于MS-VAR模型的实证研究》，《商业研究》，2017年第6期。衡量产业结构的指标，即在考虑到我国第一产业占GDP的比重较小基础上，使用第二产业、第三产业的季度增加值占季度国内生产总值的比重进行研究，分别记为IS2和IS3。

表3　指标变量符号、含义与计算依据

注：为避免出现季节影响，本文采用X-12-ARIMA调整程序对TC_SITC、TC_HS、FDI_GDP、OPEN、IS2和IS3的计算基础数据进行了季节性调整后进行计算得到最终指标。对于REER为了避免产生异方差的影响进行了对数化处理得到最终指标LNREER

(二)模型设定：VAR模型

经济计量模型设定中变量间存在的内生性问题一直困扰着研究学者，而将模型中每一个内生变量作为系统中所有内生变量滞后项构成的函数及VAR模型可以很好地解决上述问题。胡德宝、苏基溶(2015)指出中国的FDI通过提高贸易部门的相对劳动生产率，从而促进人民币实际汇率升值*胡德宝，苏基溶：《外商直接投资、技术进步及人民币实际汇率——基于巴拉萨-萨缪尔森模型的实证分析》，《国际金融研究》，2015年第6期。，且刘斌斌和丁俊峰(2015)认为产业结构与出口商品结构二者间存在互相影响关系。可以看出，本文研究的变量间存在着普遍联系。因此，本文采用VAR模型探究我国出口商品结构的影响因素。本文建立的VAR模型如下：

Yt=β0+β1Yt-1+β2Yt-2+…+βiYt-i+εt

四、实证分析

(一)描述性统计与数据平稳性检验

本文首先对研究选取变量进行描述性统计，初步探究每个变量的基本统计特征。表4是本文选取变量的描述性统计。

表4　研究变量描述性统计表

由于本文所涉及的数据均为时间序列变量，数据的非平稳性可能会导致实证结果存在“伪回归”现象。因此，需要在进一步分析之前对数据的平稳性进行检验，本文首先观察不同变量的时序图，得出各变量在时序图中均表现出明显的非平稳性，而经过一阶差分后均表现出平稳性特征。

其次本文采用ADF单位根检验方法和PP单位根检验方法对各变量进行平稳性检验并确定每个变量的单整阶数。表5是笔者利用Eviews8.0得到的ADF和PP单位根检验结果。结果表明，除FDI_GDP外，其余变量均为非平稳序列；但所有变量的一阶差分均在1%显著性水平下为平稳序列，这表明这些变量服从一阶单整。

表5　各变量ADF和PP单位根检验结果

注：D(.)表示一阶差分；检验类型(C,T,K)分别表示单位根检验方程包含的常数项、时间趋势和滞后阶数(滞后阶数K的选择以AIC和SC值最小为标准)，如果不包括截距、趋势项用0表示；***，**和*分别表示在1%，5%和10%的置信水平上显著拒绝原假设

表6　采用AIC和SC准则最小原则及LR值滞后阶数结果

(二)格兰杰因果关系检验

格兰杰因果关系检验可以确定不同经济变量间的因果关系，因而通过对可能影响出口商品结构的各种因素变量作格兰杰因果关系检验，可以确定影响我国出口商品结构的格兰杰原因。本文依据AIC准则或SC准则确定了因果关系检验的最优滞后阶数，当AIC准则与SC准则不一致时，选择似然比统计量LR来选择滞后阶数。表6为VAR模型最佳滞后阶数检验结果，结果表明在AIC准则下最佳滞后阶数为5阶，SC准则取1阶，因而本文选择似然比统计量LR来选择滞后阶数，为5阶，则协整检验的滞后阶数应为4阶。

实证结果表明，除IS2变量外，LNREER、FDI_GDP、OPEN、IS3均为TC_SITC的格兰杰原因。由于滞后阶数的选择会对格兰杰因果检验结果产生巨大影响，在实际检验中，本文对1～5阶的滞后情况进行了检验，表7列出了1～5阶滞后拒绝或接受的次数，从而判断不同经济变量的重要性。检验结果表明：当滞后阶数为1时，LNREER、FDI_GDP、OPEN、IS2和IS3均是为TC_SITC的格兰杰原因；当滞后阶数为2时，LNREER、OPEN和IS3均是为TC_SITC的格兰杰原因；当滞后阶数为3时，LNREER、FDI_GDP和IS3均是为TC_SITC的格兰杰原因；当滞后阶数为4和5时，LNREER、FDI_GDP、OPEN均是为TC_SITC的格兰杰原因。显然，LNREER、FDI_GDP、OPEN和IS3均显著为TC_SITC的格兰杰原因，其中LNREER最为显著。

表7　格兰杰因果关系检验结果

(三)长期协整检验

表8　模型各变量Johansen协整检验结果

注：**表示在5%显著性水平下通过检验

上述单位根检验结果表明，本文研究的所有变量均是一阶单整变量，可能存在协整关系。为了检验上述变量是否对我国出口商品结构优化存在长期协整关系，本文将对模型中变量进行协整检验。当前的协整模型检验主要包括EG两步法、Johansen极大似然法等，由于Johansen协整检验适用于小样本及两个以上经济变量的协整关系，故本文采用 Johansen 检验法。首先确定协整变量，由格兰杰因果关系检验可知，IS2并非TC_SITC的格兰杰原因，因此将其剔除；再次确定协整滞后阶数，由于协整检验是对无约束的VAR模型施以向量协整约束后的VAR模型，因此协整滞后阶数为VAR模型最佳滞后阶数减1。在对VAR模型滞后阶数检验时，AIC准则为3，SC准则为1，因而本文选择似然比统计量LR来选择滞后阶数，最终确定为3。因此，协整模型检验滞后阶数取2；最后确定协整类型， 由上述单位根检验部分可知，各变量均具有明显的截距项和时间趋势，因此在选择协整类型时包含截距项和趋势项，得到Johansen检验结果如表8所示表明，在5%的显著性水平下各变量之间至少存在1个协整关系，可以建立VAR模型。

(四)VAR模型估计结果

在提出第二产业结构后构建的VAR模型的最佳滞后阶数，采用AIC和SC准则最小原则及LR值确定为3阶，得出该VAR模型估计结果如下：

表9　出口商品结构VAR模型估计结果(滞后阶数1∶3)

注：[]为t值，“***” “**” “*”分别代表在1%，5%和10%的显著性水平上显著

由表9可以看出，滞后3期的VAR模型的修正后的R2均达到了0.9以上并且VAR模型所有的根模倒数都位于单位圆内(见图1)，因此该VAR模型可以很好地解释TC_SITC、LNREER、FDI_GDP、OPEN

图1　VAR模型的滞后结构检验

和IS3之间的关系。

(五)冲击响应分析

由于VAR模型往往不是为了探究一个变量对另一变量的影响效果，因此为更清晰反映人民币汇率变动、外商直接投资、贸易开放度、第三产业结构与出口贸易商品结构的短期动态关系，本文在建立VAR模型的基础上进行冲击响应分析。图2分别展示了模型中各变量对出口商品结构的冲击响应效果(影响期为10个季度)。其中，横轴表示滞后期间数(单位：季度)，纵轴表示出口商品结构在各冲击下的变化程度。实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差偏离带。

图2　出口商品结构TC_SITC和TC_HS对一个单位标准扰动的冲击响应路径

可以看出，TC_SITC自身的正向冲击将导致出口商品结构在短期内立即上升，但随后正向作用开始逐渐下降，在第5季度时降速放缓并保持在一个正向偏离水平。LNREER的正向冲击使得出口商品结构逐渐呈波动轨迹上升并在第3期后保持着稳步上升趋势，这说明人民币汇率的短期冲击对出口商品结构优化存在着正向促进作用。受到FDI_GDP正向冲击后，在短期内呈现正向小幅波动影响，在4季度之后正向偏离变小并逐步达到均衡水平。OPEN的正向冲击使得出口商品结构退化，但在2季度后负向作用逐渐消失变为正向影响并且正向作用随时间不断加强。OPEN产生先负向影响后正向影响的原因可能是由于资本与技术密集型产品和劳动密集型产品的供给弹性不同。当开放度产生正向冲击时，劳动密集型产品的进入壁垒较低、对核心技术要求低，供给弹性较高；而资本与技术密集型产品需要一段时间才能满足外国需求。这使得短时间内劳动密集型产品大量出口而资本与技术密集型产品出口额变化不大，导致出口商品结构退化。但在长期看来，经过产业结构调整，资本与技术密集型产品出口比重将不断提高。IS3的正向冲击将导致出口商品结构短期内持续上升，这种正向影响持续到第3季度，之后出口商品结构开始逐渐下降，长期内将恢复到均衡水平。

(六)方差分解

方差分解可以分析不同变量冲击对出口商品结构短期波动的贡献率，进而可以评价不同冲击的重要性。图3给出了出口商品结构VAR模型的方差分解结果。

可以看出：TC_SITC自身的方差贡献率最大，但随着时期增加，出口商品结构自身的方差贡献率逐渐减小，人民币汇率和经济开放度的方差贡献率逐渐增大，外商直接投资、产业结构的方差贡献率较小。综合看来，除TC_SITC自身的方差贡献率外，其他变量的方差贡献率从大到小依次为：LNREER、OPEN 、FDI_GDP和IS3。因此，除自身波动外，我国出口商品结构可能更多归因于LNREER 和OPEN等影响因素的冲击。

图3　出口商品结构TC_SITC方差分解图

(七)稳健性分析

为稳健起见，本文还选择了HS标准下的资本密集型商品出口额占资本与劳动密集型商品出口总额的比重TC_HS为出口商品结构的代理变量。由单位根检验结果可知，TC_HS同其他变量一样均为一阶单整变量。再次对出口商品结构与其他变量作格兰杰因果关系检验，结果表明：除IS2变量外，LNREER、FDI_GDP、OPEN、IS3均为TC_SITC的格兰杰原因，这与基于SITC标准的出口商品结构结果一致。在剔除IS2变量后对TC_HS与其他解释变量进行协整检验，结果显示在5%的显著性水平下至少存在1个协整关系，结果稳健。同时对变量排序进行变化后进行稳健性检验，结论依然稳健。进一步，对TC_HS与其他变量的VAR模型进行估计。由于篇幅所限，VAR模型的估计结果不再列示(备索)。结果表明，滞后3期的VAR模型的修正后的R2均达到了0.9以上并且VAR模型所有根模倒数都位于单位圆内，与对TC_SITC结果基本一致。同时，本文还进一步对VAR模型进行了冲击响应分析(见图2)显示：LNREER、FDI_GDP、OPEN和IS3的正向冲击对TC_HS的影响与对TC_SITC的影响基本一致。方差分解显示(略，备索)：出口商品结构TC_HS自身的方差贡献率最大并逐渐减小，人民币汇率和经济开放度的方差贡献率逐渐增大，外商直接投资、产业结构的方差贡献率先增大后减小，这与TC_SITC的结论也基本一致。因而本文结论稳健。

五、结论与建议

本文结论及建议如下：除第二产业结构外，人民币汇率、外商直接投资、贸易开放度和第三产业结构均与出口商品结构存在格兰杰因果关系；并且协整分析表明，人民币汇率、外商直接投资、贸易开放度对出口商品结构均有长期正向作用。在构建滞后3期的VAR模型中，冲击响应分析表明，人民币汇率变化、外商直接投资、经济开放度和产业结构的冲击均在短期内引起出口商品结构产生正向波动，但外商直接投资与产业结构在短期波动后会逐渐趋于均衡水平；方差分解表明，除自身波动外，人民币汇率和经济开放度的正向作用贡献最大，其次为外商直接投资，产业结构贡献度较小。

因此，综合我国出口商品结构波动的影响因素及动态效应，为优化我国出口商品结构，本文提出如下建议：(1)优化人民币中心汇率形成机制，使人民币充分反映市场供求，实现汇率改革的最终目标，同时防止人民币汇率短期大幅波动，实现长期汇率的基本稳定。一国无法实现货币的长期持续升值来提升出口商品结构，短期人民币汇率大幅波动会压缩出口企业的盈利空间，不利于我国经济持续稳定发展，所以汇率稳定是一国经济发展的前提保证。(2)推进人民币跨境结算制度，逐步实现人民币国际化进程。我国应抓住人民币加入SDR和AIIB成立的良好机遇逐步实现人民币的国际化，人民币国际化有助于降低我国巨额的外汇储备，改善内外部失衡的现状。我国正处于人民币国际化的初期，应先推进人民币跨境结算制度，加强金融市场汇率对冲机制的建立，使企业进行国际贸易时可有效对冲风险，降低成本，提升其产品的国际竞争力。(3)加强吸引外商投资的力度，并出台科技创新和人才培养政策。政府应区别对待不同行业，使外商投资多集中于高附加值的资本密集型行业，同时出台相关政策提高我国科技创新能力，加大关键核心技术的引进，提高自主创新能力和科研成果转化能力，最终实现出口商品优化的目标。(4)出台鼓励出口相关政策，加速国内产业结构升级。面对人民币升值的压力，我国应给予出口企业退税、补贴等优惠，保证我国贸易开放程度持续增大。