經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)程中出口結(jié)構(gòu)的門限效應(yīng)演化分析

李夢潔

（石河子大學(xué)，新疆石河子832000）

一、問題的提出與文獻(xiàn)回顧

國際貿(mào)易在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中具體扮演著怎樣的角色，一直是各經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域關(guān)注的熱點。近年來，一些學(xué)者逐漸意識到，除國際貿(mào)易本身外，一國或地區(qū)的外貿(mào)結(jié)構(gòu)在經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)程中發(fā)揮著至關(guān)重要的作用 （Hausmann、Hwang和Rodrik，2007；劉修巖、吳燕，2013；劉林青、譚暢，2016）。因此，改革開放以來，隨著我國對外開放的深入推進(jìn)，外貿(mào)結(jié)構(gòu)特別是出口結(jié)構(gòu)在經(jīng)濟(jì)增長過程中的作用逐漸成為學(xué)術(shù)界與政府部門關(guān)注的重點話題。2014年5月，第二次中央新疆工作座談會明確提出要著力打造新疆絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶核心區(qū)，為我國在更大范圍、更廣領(lǐng)域、更高層次擴大對外開放，優(yōu)化全方位對外開放新格局作出更大的貢獻(xiàn)。由此引發(fā)出值得深入探討的問題是：改革開放以來，新疆出口結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響經(jīng)歷了怎樣的轉(zhuǎn)變？門限值以及最優(yōu)出口結(jié)構(gòu)的出現(xiàn)對新疆經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)如何？是否未來的貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化應(yīng)保持歷史最優(yōu)出口結(jié)構(gòu)應(yīng)有的轉(zhuǎn)型升級特征？與全國相比，新疆具有怎樣的優(yōu)勢與不足？

隨著以出口驅(qū)動為導(dǎo)向的對外貿(mào)易政策的開展，貿(mào)易已成為一國經(jīng)濟(jì)活動的重要組成部分（王小斌、邵燕斐，2014）。近年來，出口結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的作用機理和影響程度受到愈來愈多學(xué)者的關(guān)注 （Hausmann、Hwang和Rodrik，2007；劉林青、譚暢，2016），眾多學(xué)者關(guān)于兩者的線性關(guān)系重點沿著“出口推動經(jīng)濟(jì)增長”假說這條主線展開：在研究方法層面，學(xué)者們從國家、行業(yè)等不同角度運用不同的模型對出口結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行檢驗，眾多研究表明：出口結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長存在顯著影響。如Jordan Shan（1998），Wong Hock（2010），Anwesha Aditya（2013），Koh 和 Sae Ran（2013）認(rèn)為一國出口貿(mào)易增長與經(jīng)濟(jì)增長之間存在相互作用關(guān)系；劉修巖、吳燕（2013）基于中國30個省份400多個工業(yè)行業(yè)的出口數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)出口多樣化對我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的推動作用非常明顯，但西部地區(qū)的情況正好相反。在地域?qū)用?，宋永輝、王紀(jì)靜（2013）針對東北地區(qū)遼寧省初級產(chǎn)品、工業(yè)制成品與國內(nèi)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)工業(yè)制成品出口總量增加只是單向促進(jìn)了遼寧省經(jīng)濟(jì)增長。李婷（2014）通過對北京市高新技術(shù)產(chǎn)品貿(mào)易與GDP進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)高新技術(shù)產(chǎn)品出口有助于北京經(jīng)濟(jì)增長，但是推動作用較小，出口彈性值較小。由于區(qū)域的差異性以及影響經(jīng)濟(jì)增長的主客觀因素的不確定性使得出的結(jié)論也各有不同。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，關(guān)注出口結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的非線性關(guān)系的研究還屬于鳳毛麟角。2012年，謝杰等在這方面有所突破，以更貼切的非線性假設(shè)為前提，運用STR模型分析改革開放以來浙江省與全國出口結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的門限效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)浙江省出口結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響作用從1989年開始發(fā)生變化，轉(zhuǎn)換速度與質(zhì)量均高于全國。但是這一研究缺乏對出口結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變升級進(jìn)行深入研究。

就對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系問題而言，國內(nèi)外的研究多以線性模型為主（謝杰、張海森，2012）。然而，20世紀(jì)60年代興起的非線性時間序列經(jīng)濟(jì)學(xué)，正在改變?nèi)藗儗ΜF(xiàn)實世界的傳統(tǒng)看法（彭方平，2007）。文獻(xiàn)回顧表明，前人傾向于對貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)兩者的關(guān)系進(jìn)行探討，對于出口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的具體研究并不多，已有研究多以線性分析為前提，并且區(qū)域性研究多以東、中部地區(qū)為研究對象，缺乏對西部地區(qū)的研究成果，因此本文在謝杰等人的研究基礎(chǔ)之上，創(chuàng)新性的以具有西部代表性的新疆為研究對象，將其與全國進(jìn)行對比，分析經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)程中出口結(jié)構(gòu)的演化進(jìn)程，對西部地區(qū)乃至全國未來繼續(xù)優(yōu)化出口結(jié)構(gòu)具有重要的啟示意義。

二、平滑轉(zhuǎn)換回歸模型

本文運用的是Ter?svirta（2004）所提出的標(biāo)準(zhǔn)STR模型，其一般形式為：

其中，yt為被解釋變量，zt=（w′t，x′t）′是（（m+1）×1）維解釋變量，并且 w′t=（1，yt-1，…，yt-p）′、x′t=（x1t，…，xqt）′（m=p+q），φ、θ 為（（m+1）×1）維線性、非線性參數(shù)向量，γ 為轉(zhuǎn)換函數(shù) G（γ，c，st）的轉(zhuǎn)換速度，c 為門限值且 c=（c1，c2，…，ck）′。st為轉(zhuǎn)換變量，它可以是zt的一部分也可以是其他變量，文中用出口商品結(jié)構(gòu)r表示轉(zhuǎn)換變量，不包含于解釋變量。

模型中最常用的轉(zhuǎn)換函數(shù)為邏輯函數(shù)型（LSTR），函數(shù)形式為：

其中，K=1時表明有一個門限值，記為LSTR1模型、K=2時有兩個門限值記為LSTR2模型。

1.LSTR1轉(zhuǎn)換函數(shù)

斜率參數(shù) γ影響轉(zhuǎn)換函數(shù)變動的幅度。當(dāng) γ→0時，GL1（γ，c1，s1）=1/2，LSTR1 模型即轉(zhuǎn)化為線性模型；當(dāng) γ→∞，GL1（γ，c1，s1）在 st=c1處瞬間轉(zhuǎn)變?yōu)?。

若 st=c1時，GL1（γ，c1，s1）=1/2；當(dāng) st趨近于正無窮大，則 GL1（γ，c1，s1）=1，若st趨近于負(fù)無窮大，則 GL1（γ，c1，s1）=0。

2.LSTR2轉(zhuǎn)換函數(shù)

γ的取值對轉(zhuǎn)換函數(shù)的影響同LSTR1。

LSTR2模型對稱于（c1+c2）/2，門限值c1和c2將函數(shù)分成三個動態(tài)區(qū)間，分別為兩個外部區(qū)間與一個內(nèi)部區(qū)間。當(dāng)st＜c1或st＞c2落在外部區(qū)間，離門限值越遠(yuǎn)，則 G（γ，c1，c2，st）越接近于 1；若 c1＜st＜c2落在中間區(qū)間，則 G（γ，c1，c2，st）越趨近于 0。

三、模型與數(shù)據(jù)

（一）實證模型

沿襲前文分析中的標(biāo)準(zhǔn)STR模型，則出口結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長非線性關(guān)系的函數(shù)用模型表述為：

其中：α+αLnX 為模型的線性部分，（b+βLnx）G（·）為非線性部分，G（·）視為非線性檢定確認(rèn)之前的虛擬變量，μt為誤差項，設(shè)置模型中被解釋變量的滯后項為0。

線性檢驗的原假設(shè)為H0：β1=β2=β3=0，在拒絕原假設(shè)之后，還需要進(jìn)一步確定模型的具體形式，是選擇LSTR1還是LSTR2，因此需要進(jìn)行序貫檢驗，最后確定最佳模型形式，相應(yīng)的序貫檢驗原假設(shè)為：

若拒絕H03，模型類型為LSTR2，否則為LSTR1，文中依據(jù)F統(tǒng)計量的伴隨概率P值作判斷，以確定最佳轉(zhuǎn)換函數(shù)形式。

（二）數(shù)據(jù)說明

本文選取新疆和全國1990-2014年的數(shù)據(jù)，來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《新疆統(tǒng)計年鑒》和《烏魯木齊海關(guān)》，數(shù)據(jù)均以1978年為基期進(jìn)行平減，消除價格因素的影響。GDP表示經(jīng)濟(jì)增長水平，出口商品結(jié)構(gòu)r表示工業(yè)制成品出口額占總出口額的比重，X表示出口總額。為了消除序列間自相關(guān)與異方差問題，將經(jīng)價格處理后的經(jīng)濟(jì)增長水平GDP與出口商品結(jié)構(gòu)r取自然對數(shù)值。LnGDP作被解釋變量，LnX作解釋變量，而r作為轉(zhuǎn)換變量，但r并不是式（1）中zt的一部分，而是轉(zhuǎn)換函數(shù)G（·）的一個參數(shù)。

四、實證分析

（一）對數(shù)STR模型

由表1可知，當(dāng)以出口商品結(jié)構(gòu)r為轉(zhuǎn)換變量時，新疆接受原假設(shè)的概率為1.6356e-06，即拒絕模型為線性的假設(shè)，表明新疆出口商品結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響具有顯著的非線性特征。檢驗結(jié)果中，F(xiàn)2統(tǒng)計量對應(yīng)的P值最小，根據(jù)序貫檢驗可知應(yīng)選擇LSTR1為最佳模型形式。同理，全國的檢驗結(jié)果中，接受線性假設(shè)的概率為1.8375e-11，即拒絕模型為線性的假設(shè)，由于F2統(tǒng)計量對應(yīng)的P值最小，因此可以確定模型最終選擇LSTR1形式。同時，確定了G（·）的形式為 G（γ，c，st），隨后設(shè)定 γ 和 c 的值。

表1 對數(shù)STR模型設(shè)定檢驗結(jié)果

本文運用網(wǎng)格搜尋法對轉(zhuǎn)換速度γ和門限值c的初始值進(jìn)行估計，如圖1、圖2所示。以新疆的搜尋結(jié)果為例，文中c的取值范圍為［0.35，0.99］，γ的取值范圍為 ［0.5，10］，將c和γ的取值分別采用不同的方式組合在一起，在900個兩者的組合中，對每一組合下轉(zhuǎn)換函數(shù)所估計出的最小殘差平方和的組合作為STR模型的轉(zhuǎn)換速度和門限值的初始估計值，如表2所示。

新疆的檢測結(jié)果中，最小殘差平方和為0.2624，相應(yīng)的γ與c值即轉(zhuǎn)換速度與門限值分別為10、0.7277。全國的最小殘差平方和為0.0039，相應(yīng)的γ與c值即轉(zhuǎn)換速度與門限值分別為6.6153、0.8015。

表2 新疆平滑參數(shù)與位置參數(shù)的初始估計值

圖1 網(wǎng)格搜索的三維透視圖

圖2 網(wǎng)格搜索的等高線圖

在搜尋得到γ與c的初始估計值后，對模型的參數(shù)進(jìn)行估計，如表3所示。

新疆與全國模型擬合優(yōu)度均接近于1，擬合效果很好，但非線性部分對系數(shù)擬合的顯著性并不理想，需要繼續(xù)分析關(guān)于模型的經(jīng)濟(jì)是否合理。

表3 LSTR1模型估計結(jié)果

將估計值帶入模型（1），得到如下方程：

新疆：

全國：

為了更直觀地表述模型，繪出轉(zhuǎn)換變量r與轉(zhuǎn)換函數(shù)G、LnGDP的關(guān)系，如圖3至圖6所示。

由圖3、圖4可以看出，當(dāng)新疆工業(yè)制成品出口比重r達(dá)到了0.73左右時，LnGDP具有不同于之前的變動特征，提供了存在門限效應(yīng)的依據(jù)。

圖3 新疆對數(shù)STR模型中G與r的關(guān)系

圖4 新疆對數(shù)STR模型中LnGDP與r的關(guān)系

由圖5、圖6可以看出，當(dāng)全國工業(yè)制成品出口比重r在達(dá)到0.80時，LnGDP具有不同于之前的變動特征，提供了存在門限效應(yīng)的依據(jù)。

圖5 全國對數(shù)STR模型中G與r關(guān)系

圖6 全國對數(shù)STR模型中LnGDP與r關(guān)系

綜上所述，轉(zhuǎn)換函數(shù)G（·）體現(xiàn)了新疆和全國商品出口結(jié)構(gòu)的變化對經(jīng)濟(jì)增長影響變化的非線性估計，對于新疆，估計的門限值c1=0.7277，在源數(shù)據(jù)中最接近1997年的出口比重，此時具有最快的轉(zhuǎn)換速度與最優(yōu)出口結(jié)構(gòu)，即當(dāng)新疆工業(yè)制成品出口比重達(dá)到最優(yōu)出口結(jié)構(gòu)72.8%時，新疆的出口對經(jīng)濟(jì)增長的作用表現(xiàn)為一個平滑的躍升。如圖3所示，轉(zhuǎn)換區(qū)間為（0.50，0.90），對應(yīng)源數(shù)據(jù)中的（1995年，2005年）。同理，對于全國，估計的門限值c1=0.8015，在源數(shù)據(jù)中最接近1992年的出口比重，此時具有最快的轉(zhuǎn)換速度與最優(yōu)的出口結(jié)構(gòu)。如圖5所示，轉(zhuǎn)換區(qū)間為（0.78，0.93），對應(yīng)源數(shù)據(jù)中的（1991年，2004年）。新疆的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)換速度γ=10明顯快于全國的6.6153，從圖3與圖5的轉(zhuǎn)換函數(shù)曲線可以看出，全國平緩于新疆。1990年以來，新疆的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)換初始年份是從1995年開始的，明顯落后于全國的1992年。

在模型的估計結(jié)果中，表3中新疆和全國的線性部分在5%的顯著性水平下通過檢驗。而非線性部分則均不顯著，但在平滑曲線圖中均表現(xiàn)出明顯的門限效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)上具有合理性。之所以出現(xiàn)此種現(xiàn)象，歸因于被解釋變量LnGDP不斷增大的數(shù)值，從而影響門限前后數(shù)據(jù)的均值估計，為修正此類現(xiàn)象，下文設(shè)定了增長率STR模型。

（二）增長率STR模型

將上述自變量LnX與因變量LnGDP分別用出口總額環(huán)比增長率dX與dGDP環(huán)比增長率進(jìn)行替換：

同理，對增長率STR模型進(jìn)行線性檢驗，由表4可知，新疆STR模型中接受線性假設(shè)的概率為3.1575e-03，即拒絕模型為線性的假設(shè)，由于F4統(tǒng)計量對應(yīng)的P值最小，因此可以確定模型最終選擇LSTR1形式。同時確定了G（·）的形式為G（γ，st，c1），隨后設(shè)定γ和c1的值。而在全國模型中，接受線性假設(shè)的概率為4.4473e-01，即接受模型為線性的假設(shè)，所以選用線性模型，此類關(guān)于線性實證分析的模型以及文獻(xiàn)已有很多，而本文主要以非線性實證分析為研究目的，所以有關(guān)線性模型的分析因篇幅有限本文不再贅述。后文將繼續(xù)分析新疆增長率STR模型。

表4 增長率STR模型設(shè)定檢驗結(jié)果

由表5可知，新疆最小殘差平方和為0.0019，相應(yīng)的γ與c值即轉(zhuǎn)換速度與門限值分別為10、0.3530。

表5 新疆增長率STR模型平滑參數(shù)與位置參數(shù)的初始估計值

由表6可知，模型擬合優(yōu)度接近0.7，說明擬合效果良好，各系數(shù)均在5%的顯著性水平具有顯著性，模型較好地呈現(xiàn)出變量的門限變化情況。

表6 新疆增長率LSTR1模型估計結(jié)果

將新疆增長率STR模型估計值帶入模型（10），得到如下方程：

為了更直觀地表述模型，繪出轉(zhuǎn)換變量r與轉(zhuǎn)換函數(shù)G、dGDP的關(guān)系，如圖7和圖8所示。

從圖7、圖8可以看出，在出口商品結(jié)構(gòu)r值處于0.35附近時，dGDP的變化區(qū)別于之前的變動，可知模型中的門限值c1=0.353，說明此時具有最優(yōu)出口結(jié)構(gòu)，對應(yīng)于源數(shù)據(jù)中的1993年，即1993年新疆的出口對于該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長影響的趨勢變大，并且具有較快的轉(zhuǎn)換速度γ=10。在圖8中，此時的轉(zhuǎn)換區(qū)間為（0.35，0.43），對應(yīng)于源數(shù)據(jù)中的（1993 年，1994 年）。

圖7 新疆增長率STR模型中G與r的關(guān)系

圖8 新疆增長率STR模型中dGDP與r的關(guān)系

分別取對數(shù)模型中門限值附近r=0.7與r=0.9，代入對數(shù)模型式（6）～（9）中，可得新疆經(jīng)濟(jì)增長對出口結(jié)構(gòu)變化的彈性值由1.34上升為1.47，而全國的經(jīng)濟(jì)增長對出口結(jié)構(gòu)變化的彈性值則從1.103下降為0.6714。當(dāng)增長率STR模型中出口商品結(jié)構(gòu)值在門限值區(qū)間（0.35，0.43）時，新疆出口增長速度在經(jīng)濟(jì)增長速度中的邊際值也有上升的趨勢，分別取增長率模型中門限值附近r=0.35與r=0.43，代入增長率模型式（11）～（12）中，可得新疆出口的增長對經(jīng)濟(jì)增長的邊際貢獻(xiàn)率從-2.48上升到了-1.46。

五、結(jié)論與啟示

以上分析顯示，無論是新疆還是全國，出口結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響均顯著為正，且在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段，出口結(jié)構(gòu)的門限效應(yīng)呈現(xiàn)出“階梯”式的倒“U型”動態(tài)演變趨勢。依據(jù)新疆區(qū)域的估計值可知：出口結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響1993年處于躍升的起始點，1997年具有最快的轉(zhuǎn)換速度，從而達(dá)到頂峰，出現(xiàn)門限值與最優(yōu)出口結(jié)構(gòu)值，門限效應(yīng)收尾于2005年；即當(dāng)出口結(jié)構(gòu)小于門限效應(yīng)所呈現(xiàn)的最優(yōu)出口結(jié)構(gòu)值時，出口結(jié)構(gòu)增長對經(jīng)濟(jì)的增長影響作用顯著減小。經(jīng)過檢驗，在此階段內(nèi)，新疆經(jīng)濟(jì)增長對出口結(jié)構(gòu)變化的彈性值表現(xiàn)為增大的趨勢，并且出口增長率在經(jīng)濟(jì)增長率中的邊際貢獻(xiàn)率具有上升趨勢。同理，依據(jù)全國范圍內(nèi)的評估可得：全國出口結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響發(fā)生躍升起始于1991，經(jīng)歷1年時間的演變，在1992年達(dá)到最快的轉(zhuǎn)換速度，具有最優(yōu)出口結(jié)構(gòu)值，門限效應(yīng)止于2004年；經(jīng)過檢驗，在門限效應(yīng)演變期間，全國經(jīng)濟(jì)增長對出口結(jié)構(gòu)變化的彈性值具有下降趨勢。

將新疆與全國進(jìn)行對比可知：新疆轉(zhuǎn)換升級初始時間落后于全國，當(dāng)轉(zhuǎn)換速度達(dá)到最大值、出現(xiàn)最優(yōu)結(jié)構(gòu)時，新疆在1997年，晚于全國的1992年，即出口商品結(jié)構(gòu)變化對經(jīng)濟(jì)增長變化的影響，在最快的轉(zhuǎn)換時點上，新疆晚于全國，高于全國。值得注意的是，對數(shù)和增長率模型的結(jié)果均表明新疆的轉(zhuǎn)換升級速度顯著快于全國水平。從轉(zhuǎn)換階段來看，新疆門限效應(yīng)持續(xù)時間短于全國；就完成轉(zhuǎn)換升級的時間來看，新疆出口結(jié)構(gòu)完成轉(zhuǎn)換升級時間稍晚于全國，具體到轉(zhuǎn)換升級數(shù)值上，就工業(yè)制成品出口總額占出口總額的比重來說，新疆對數(shù)平滑轉(zhuǎn)換模型中的轉(zhuǎn)換區(qū)間為50%～90%，全國為78%～93%，相比而言，新疆起始和收尾比重均小于全國，增長率平滑轉(zhuǎn)換模型中，新疆的轉(zhuǎn)換區(qū)間為35%～43%?？梢钥闯觯陆瓿沙隹诮Y(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換升級的時間短于全國，新疆在達(dá)到90%的比重時就已完成結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)換升級，而全國在93%的比重時才完成此轉(zhuǎn)換升級。

根據(jù)模型的檢測結(jié)果，在門限兩端，新疆經(jīng)濟(jì)增長對出口結(jié)構(gòu)變化的彈性值出現(xiàn)了增大的趨勢，并且出口增長率在經(jīng)濟(jì)增長率中的邊際貢獻(xiàn)率具有上升趨勢，而全國在門限兩端出現(xiàn)了減小的趨勢。這既說明了地區(qū)差異，又體現(xiàn)新疆出口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換升級質(zhì)量高于全國，也很好地說明了新疆對外貿(mào)易在新時期外貿(mào)政策的鼓舞下，快速發(fā)展的進(jìn)程。

總體來看，新疆對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級雖晚于全國水平，但經(jīng)濟(jì)具有更大的發(fā)展?jié)摿?。新疆在抓住機遇發(fā)展經(jīng)濟(jì)與對外貿(mào)易的同時，順應(yīng)“供給側(cè)改革”的趨勢，出口商品結(jié)構(gòu)將會發(fā)生新的轉(zhuǎn)變和升級，簡單的線性模型研究已經(jīng)無法對新疆經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型過程的特征進(jìn)行深刻地描述探究，未來的發(fā)展將會更多地以非線性特征為主，類似非線性STR模型將會在國內(nèi)學(xué)者的研究上發(fā)揮潛力。

［1］ Hausmann R，Hwang J，Rodrik D.What You Export Matters［J］.Journal of Economic Growth，2007，12（1）：1-25.

［2］ Shan J，Sun F.On the Export-led Growth Hypothesis for the Little Dragons： An Empirical Reinvestigation［J］.Atlantic Economic Journal，1998，26（4）：353-371.

［3］ Tsen W H.Exports，Domestic Demand，and Economic.Growth in China： Granger Causality Analysis［J］.Review of Development Economics，2010，14（14）：625-639.

［4］ Anwesha Aditya，RajatAcharyya.ExportDiversification，Ccomposition，and Economic Growth： Evidence from Cross-country Analysis ［J］.Journal of International Trade& Economic Development，2011（7）：959-992.

［5］ Ter?svirta，T.Smooth transition regression modeling［M］.Applied Time Series Econometrics，Cambridge University Press，Cambridge，2004.

［6］謝杰，張海森.出口商品結(jié)構(gòu)變化對經(jīng)濟(jì)增長的門限效應(yīng)：浙江省與全國的對比研究［J］.國際貿(mào)易問題，2012（9）：52-64.

［7］劉修巖，吳燕.出口專業(yè)化、出口多樣化與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長——來自中國省級面板數(shù)據(jù)的實證研究［J］.管理世界，2013（8）：30-40.

［8］劉林青，譚暢.國際貿(mào)易中出口結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)績效的影響——基于國家空間的社會網(wǎng)絡(luò)分析［J］.國際貿(mào)易問題，2016（6）.

［9］王小斌，邵燕斐.城鎮(zhèn)化對能源消費和二氧化碳排放的影響——基于1995—2011年中國省級面板數(shù)據(jù)的實證研究［J］.技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2014（5）：55-63.

［10］ 宋永輝，王紅靜.遼寧省出口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的實證研究［J］.遼寧經(jīng)濟(jì)，2013（11）：26-27.

［11］李婷.北京市高新技術(shù)產(chǎn)品對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究［D］.北京林業(yè)大學(xué)，2014.