張小宇 劉永富

編者按：基于中美“貿(mào)易戰(zhàn)”視角，構(gòu)建包含實際產(chǎn)出同比增速、美元兌人民幣實際匯率同比增速和對美實際出口同比增速三變量的時變平滑遷移向量自回歸（TV-STVAR）模型，分析對美出口對我國經(jīng)濟增長的時變效應(yīng)。研究結(jié)果表明所選變量之間存在顯著的非線性動態(tài)關(guān)聯(lián)機制。相對于在時間斷點后而言在斷點前對美出口貿(mào)易對我國經(jīng)濟增長具有較強的影響，并且對美出口貿(mào)易沖擊的大小在斷點前具有顯著非對稱性，而在斷點后未表現(xiàn)出非對稱性。因此，與斷點之前相比，目前中美“貿(mào)易戰(zhàn)”導(dǎo)致的對美出口貿(mào)易下降對我國經(jīng)濟增長并不會造成嚴重影響。

關(guān)鍵詞：中美貿(mào)易戰(zhàn);對美出口貿(mào)易;實際產(chǎn)出;TV-STVAR模型

中圖分類號：F742，F(xiàn)064? ?文獻標識碼：A? ?文章編號：1007-2101（2019）01-0075-06

一、引言

美國總統(tǒng)特朗普于2018年3月23日簽署備忘錄，基于美貿(mào)易代表辦公室提供的對華“301調(diào)查”報告結(jié)果，命令相關(guān)部門對價值約500億美元的自華進口商品課以重稅并限制中國企業(yè)對美國投資并購;作為對美方提出增加關(guān)稅的回應(yīng)，中國商務(wù)部立即公布反制商品清單，并且在現(xiàn)行適用關(guān)稅稅率的基礎(chǔ)上加征關(guān)稅以平衡美國對自中國進口產(chǎn)品加征關(guān)稅造成的經(jīng)濟損失，這標志著中美貿(mào)易戰(zhàn)拉開了序幕。面對由“貿(mào)易戰(zhàn)”突發(fā)導(dǎo)致我國對美出口貿(mào)易額短暫下降的局面，厘清對美出口貿(mào)易與我國經(jīng)濟增長之間的關(guān)聯(lián)機制顯得尤為重要。為此，筆者主要基于實證檢驗視角梳理二者之間的動態(tài)影響機制。

學(xué)界已有大量文獻研究了貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，但研究結(jié)論不盡相同。這一現(xiàn)象可能是由學(xué)者研究的視角不同、實證方法各異所導(dǎo)致的。從實證視角出發(fā)，考察貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系主要經(jīng)歷了采用線性模型到非線性模型的歷程。在現(xiàn)有的文獻中，較多是采用線性模型（如Granger因果檢驗、協(xié)整分析和線性向量自回歸模型等）分析貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系，研究結(jié)果表明貿(mào)易促進經(jīng)濟增長或貿(mào)易與經(jīng)濟增長存在雙向的Granger因果關(guān)系（Awokuse，2003;Maneschi？觟ld，2008;Tekin，2012;劉曉鵬，2001;丁正良、紀成君，2014;王永中、趙奇鋒，2017）。隨著計量模型的創(chuàng)新，學(xué)者開始逐漸采用非線性模型（如滾動視窗Granger因果檢驗、單方程平滑遷移自回歸模型、自舉Granger因果關(guān)系檢驗和馬爾科夫轉(zhuǎn)換向量自回歸模型等）考察貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間存在非線性動態(tài)關(guān)聯(lián)機制，并且貿(mào)易正向拉動經(jīng)濟增長（Awokuse，2009;Balcilar and Ozdemir，2013;Lim and Chong，2013;項云帆和鄧學(xué)龍，2010）。

隨著時間的推移，我國開啟的改革開放已經(jīng)走過40年的時間，這期間貿(mào)易結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化升級，經(jīng)濟增速也由高速增長步入中高速增長通道，生產(chǎn)方式也由過去的粗獷式發(fā)展向集約化的生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變。因此，對于線性模型而言，其未能準確地刻畫貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關(guān)系;而單方程非線性模型（如平滑遷移自回歸模型）未能克服解釋變量內(nèi)生性問題，并且也未能計算出脈沖響應(yīng)函數(shù)來進一步直觀描述變量間短期動態(tài)影響。有鑒于此，筆者通過構(gòu)建時變平滑遷移向量自回歸模型（TV-STVAR）內(nèi)生識別出時間斷點，并分別在斷點前后繪制出脈沖響應(yīng)曲線圖以期進一步分析變量間的短期動態(tài)影響。

二、TV-STVAR模型構(gòu)建

筆者參考Weise（1999）研究貨幣政策非對稱性所構(gòu)建的邏輯平滑遷移向量自回歸模型（LSTVAR），將邏輯平滑遷移向量自回歸模型中轉(zhuǎn)移變量的設(shè)定由內(nèi)生變量或內(nèi)生變量的函數(shù)變?yōu)闀r間變量，以期內(nèi)生識別出時間斷點并進一步分析變量間在時間斷點前后的時變效應(yīng)。

（一）TV-STVAR模型

考慮線性VAR模型，其模型設(shè)定形式為：

式（3）和式（4）中的zt為轉(zhuǎn)移變量，λ為轉(zhuǎn)移斜率且大于0，c為位置參數(shù)。筆者將轉(zhuǎn)移函數(shù)設(shè)定為邏輯型轉(zhuǎn)移函數(shù)，邏輯型轉(zhuǎn)移函數(shù)是轉(zhuǎn)移變量的增函數(shù)，且轉(zhuǎn)移速度隨著轉(zhuǎn)移斜率的增大而變快，當(dāng)λ→+∞時，邏輯型平滑遷移向量自回歸模型便退化為門限模型。為考察變量間的時變非對稱性，筆者將轉(zhuǎn)移函數(shù)中的轉(zhuǎn)移變量設(shè)為時間變量。

（二）模型線性檢驗

（c）計算檢驗拉格朗日乘子統(tǒng)計量LM=T（SSR0-SSR1）/SSR0，T為樣本觀測數(shù)。

（三）TV-STVAR模型脈沖響應(yīng)函數(shù)

TV-STVAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)計算不同于線性VAR模型，參考Koop等（1996）提出的計算非線性向量自回歸模型計算其脈沖響應(yīng)函數(shù)的方法。脈沖響應(yīng)函數(shù)定義為在某一特定模型中一次沖擊對模型中變量未來的影響，受到?jīng)_擊后變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)需要和未受到?jīng)_擊的“基準線”（baseline）進行比較，也就是說非線性模型的一般脈沖響應(yīng)函數(shù)（Generalized impulse response function）的計算可以表述為：

其中GIx代表變量X的一般脈沖響應(yīng)函數(shù)，n為脈沖響應(yīng)函數(shù)持續(xù)時間，νt是t期出現(xiàn)的沖擊，ωt-1是模型中變量的狀態(tài)信息或“處于某歷史階段的信息”（如轉(zhuǎn)移變量設(shè)為時間，則變量可能處于某時間斷點前或時間斷點后），E[·]是期望算子。

假設(shè)非線性模型數(shù)據(jù)生產(chǎn)機制已知，第i個變量的沖擊在第0期產(chǎn)生，記為νi0，計算第i個變量未來q期的脈沖響應(yīng)函數(shù)應(yīng)遵循以下步驟：

非線性VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)和線性VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)的主要有以下區(qū)別。首先，在線性模型中，脈沖響應(yīng)函數(shù)對狀態(tài)信息ωt-1是恒定的。換言之，模型的回歸系數(shù)在全樣本下是不變的。因此在計算脈沖響應(yīng)函數(shù)時可以將狀態(tài)信息ωt-1設(shè)定為0，而非線性模型脈沖響應(yīng)函數(shù)的計算必須依賴于狀態(tài)信息。其次，線性模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)對正向和負向沖擊沒有差異，而非線性模型對正向和負向沖擊具有差異性。最后，線性模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)對沖擊的大?。ㄒ槐稑藴什顩_擊或兩倍標準差沖擊）不具有非對稱性反應(yīng)，而非線性模型對沖擊的大小具有非對稱性反應(yīng)。

三、基于TV-STVAR模型的線性檢驗結(jié)果

自2001年加入世界貿(mào)易組織（WTO）后我國出口貿(mào)易量呈現(xiàn)“陡崖式”上升，對美國的出口總量也不例外。直到美國次貸危機爆發(fā)，我國對美國出口總量在2009年達到低谷，此后隨著美國經(jīng)濟的逐漸復(fù)蘇，中國對美國出口貿(mào)易總量又回到金融危機前的狀態(tài)，但未達到自加入WTO到金融危機爆發(fā)前的增長態(tài)勢而表現(xiàn)為緩慢增長的趨勢。從直觀的分析可以看出，隨著金融危機出現(xiàn)，我國對美國出口貿(mào)易的增速經(jīng)歷了由高速增長到低速徘徊的明顯變化。因此，我國對美國出口貿(mào)易對我國經(jīng)濟增長的影響機制也同樣經(jīng)歷著變化，用計量方法表示就是出口與產(chǎn)出的關(guān)系表現(xiàn)為非線性特征。為考察出口對我國經(jīng)濟增長的非線性影響機制，筆者采用時變平滑遷移向量自回歸模型來刻畫對美出口貿(mào)易對我國經(jīng)濟增長的影響。

（一）變量選取及數(shù)據(jù)處理

筆者將2001年第一季度至2017年第四季度的GDP當(dāng)期同比實際增速數(shù)據(jù)（數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫）插值為月度數(shù)據(jù)作為產(chǎn)出的代理變量，記為x1t;對于2001年1月至2017年12月的美元兌人民幣期末匯率（數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫），按公式x2t=X2t×pft/pt將美元兌人民幣的名義匯率折算為實際匯率，其中x2t代表美元兌人民幣的實際匯率，X2t為美元兌人民幣名義匯率，pft和pt分別代表美國價格指數(shù)和中國價格指數(shù)（數(shù)據(jù)來源于WIND數(shù)據(jù)庫）。對于以美元計價的中國對美國出口數(shù)據(jù)（數(shù)據(jù)來源于WIND數(shù)據(jù)庫），采用美元兌人民幣期末匯率折算為以人民幣計價的當(dāng)期出口數(shù)據(jù)，同時以1992年為基期的CPI指數(shù)對其進行平減，得到以1992年為基期的實際當(dāng)期對美出口數(shù)據(jù)并采用X-12季節(jié)調(diào)整消除季節(jié)成分。在實際對美出口當(dāng)期數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，將計算出的實際出口同比增速數(shù)據(jù)作為對美出口貿(mào)易的代理變量①，記為x3t。

（二）線性檢驗結(jié)果

基于前面構(gòu)建的TV-STVAR模型，筆者對由實際產(chǎn)出同比增速、實際匯率同比增速和對美國實際出口貿(mào)易同比增速三變量構(gòu)成的模型進行線性檢驗，根據(jù)線性VAR模型確定TV-STVAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，參照AIC和SC信息準則，將最優(yōu)滯后階數(shù)設(shè)定為滯后4階。此外，將時間變量設(shè)定為轉(zhuǎn)移變量，每個方程的轉(zhuǎn)移函數(shù)均設(shè)定為邏輯型轉(zhuǎn)移函數(shù)。利用文中介紹的線性檢驗方法，采用服從χ2分布的拉格朗日乘子檢驗（LM）和似然比檢驗（LR）分別對單方程和方程系統(tǒng)進行線性檢驗，檢驗結(jié)果見表1所示。

基于表1的線性檢驗結(jié)果可以看出，當(dāng)以時間作為轉(zhuǎn)移變量時，產(chǎn)出方程無論是基于服從χ2分布計算的p值還是bootstrap模擬的p值均在1%顯著概率水平下拒絕方程為線性的原假設(shè)，匯率方程和出口方程均不能拒絕方程為線性的原假設(shè)，而方程系統(tǒng)卻均在5%顯著概率水平下（無論是基于服從χ2分布計算的p值還是基于bootstrap模擬的p值）拒絕方程系統(tǒng)為線性的原假設(shè)。因此，可以確定當(dāng)時間作為轉(zhuǎn)移變量時方程系統(tǒng)具有非線性特征。

（三）轉(zhuǎn)移函數(shù)中的參數(shù)估計

為進一步計算TV-STVAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)，需要估計出邏輯轉(zhuǎn)移函數(shù)中的位置參數(shù)和轉(zhuǎn)移斜率。TV-STVAR模型的設(shè)定形式為式（2），其中，轉(zhuǎn)移函數(shù)為邏輯型轉(zhuǎn)移函數(shù)且轉(zhuǎn)移變量設(shè)定為時間變量。該方程系統(tǒng)原則上可以采用完全信息極大似然法（Full-information maximum likelihood）進行估計，但由于在非線性部分冗余參數(shù)的出現(xiàn)使得該方程不可識別。因此，參考van Dijk等（2002）提出的格點搜索方法（Grid search）對該非線性方程系統(tǒng)進行估計。格點搜索的本質(zhì)是將轉(zhuǎn)移變量進行排序作為備選位置參數(shù)，對轉(zhuǎn)移斜率設(shè)定固定步長并結(jié)合備選位置參數(shù)逐一在全樣本內(nèi)進行回歸，選擇使殘差平方和達到最小所對應(yīng)的轉(zhuǎn)移斜率和位置參數(shù)作為和的最優(yōu)估計值。

筆者基于格點搜索的估計方法對轉(zhuǎn)移函數(shù)中的參數(shù)進行估計，得到位置參數(shù)和轉(zhuǎn)移斜率參數(shù)的最優(yōu)估計值分別為2008年12月和100。轉(zhuǎn)移斜率為100意味著當(dāng)轉(zhuǎn)移變量大于位置參數(shù)時轉(zhuǎn)移函數(shù)值幾乎為1，而當(dāng)轉(zhuǎn)移變量小于位置參數(shù)時其值約等于0。此外，這也意味著在位置參數(shù)兩側(cè)變量之間的關(guān)聯(lián)機制可能具有顯著的差異性。

時間斷點內(nèi)生識別為2008年12月。由于2008年爆發(fā)全球金融危機，世界經(jīng)濟增速放緩，我國經(jīng)濟增速也由高速增長步入中高速增長通道。面對世界經(jīng)濟復(fù)蘇乏力、國際市場需求低迷形勢，我國對美出口貿(mào)易在2009年出現(xiàn)大幅下滑，此后對美出口貿(mào)易雖然呈現(xiàn)短暫反彈趨勢，但其增長態(tài)勢遠低于金融危機爆發(fā)前（在金融危機爆發(fā)前，我國對美貿(mào)易處于高速增長階段，且出口規(guī)模迅速增加），具體見圖1所示②。因此，全球金融危機導(dǎo)致的美國外需低迷可能使得對美出口貿(mào)易對我國經(jīng)濟增長的拉動效應(yīng)出現(xiàn)了明顯的結(jié)構(gòu)性變異。

四、對美出口貿(mào)易和產(chǎn)出間的脈沖響應(yīng)分析

為直觀描繪出對美出口和我國經(jīng)濟增長之間的短期動態(tài)非線性關(guān)聯(lián)機制，筆者采用Koop等（1996）利用bootstrap隨機抽樣方法計算非線性模型脈沖響應(yīng)函數(shù)的方法，計算出對美出口和產(chǎn)出之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)。這里設(shè)定隨機抽樣次數(shù)B為1000次，沖擊持續(xù)時間為24期，并利用脈沖響應(yīng)函數(shù)的中位數(shù)繪制脈沖曲線圖，具體見圖2和圖3。

圖2和圖3分別繪制了時間斷點前和斷點后對美出口對我國產(chǎn)出的脈沖響應(yīng)曲線③。比較不同時間區(qū)制內(nèi)對美出口對產(chǎn)出的脈沖響應(yīng)曲線，可以發(fā)現(xiàn)對美出口與產(chǎn)出間具有明顯的非對稱特點。在圖2中（時間斷點前）可以清晰看到對美出口貿(mào)易對我國經(jīng)濟增長具有顯著的正向拉動作用且影響時間持續(xù)較長，而在圖3中（時間斷點后）可以觀察到對美出口貿(mào)易對我國經(jīng)濟增長具有負向的拉動作用，相對于斷點前而言，其持續(xù)時間較短且影響幅度較?、堋?/p>

在斷點前后對美出口沖擊對產(chǎn)出具有顯著的非對稱影響主要是由以下因素造成的。首先，自加入世貿(mào)組織之后，我國對美國出口貿(mào)易額出現(xiàn)了“陡崖式”增長態(tài)勢，直到美國次貸危機爆發(fā)造成其經(jīng)濟疲軟和對外需求下降，致使對美出口貿(mào)易增速出現(xiàn)了明顯的下降趨勢，因此在增速上對美出口對產(chǎn)出的拉動幅度出現(xiàn)差異。其次，我國憑借低端生產(chǎn)要素所帶來的低成本比較優(yōu)勢，完成價值鏈中最低端的生產(chǎn)環(huán)節(jié)，并成功嵌入全球價值鏈分工體系。但隨著我國人口老齡化趨勢上升、勞動要素價格上漲導(dǎo)致我國出口商品競爭力下降，進而導(dǎo)致對美出口對產(chǎn)出的拉動效應(yīng)變?nèi)?。最后，面對全球金融危機導(dǎo)致的世界經(jīng)濟增速下降和發(fā)達國家需求疲軟的境遇，現(xiàn)階段我國經(jīng)濟逐漸轉(zhuǎn)型升級，全面實施擴大內(nèi)需戰(zhàn)略，漸進式地擺脫依靠出口低端產(chǎn)品來拉動產(chǎn)出增長。這種擴大內(nèi)需戰(zhàn)略也導(dǎo)致經(jīng)濟增長對出口的依賴度下降，進而對美出口對經(jīng)濟增長的拉動效應(yīng)減弱。

為進一步分析不同程度的對美出口沖擊對產(chǎn)出是否具有非對稱特點，筆者分別繪制出時間斷點之前和斷點之后對美出口的1倍標準差沖擊和2倍標準差沖擊對產(chǎn)出的脈沖響應(yīng)曲線，具體如圖4和圖5所示。在圖4中可以清晰地看到在斷點前不同程度的對美出口沖擊對產(chǎn)出具有顯著的非對稱影響，具體表現(xiàn)為在斷點前，相比于較小的對美出口沖擊，較大的出口沖擊對產(chǎn)出具有較強的影響。而在圖5中可以觀察到在斷點后不同程度的對美出口沖擊對產(chǎn)出并不具有顯著的非對稱性⑤。

基于對圖4和圖5的分析，可以看到在斷點前我國經(jīng)濟增長對對美出口的沖擊大小比較敏感，而在斷點后則表現(xiàn)為其對出口沖擊的大小不敏感。導(dǎo)致該現(xiàn)象的原因與我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整和經(jīng)濟轉(zhuǎn)型有較大關(guān)系。此外，我國經(jīng)濟增長對與發(fā)達國家出口貿(mào)易的依賴度逐漸減弱，隨著“一帶一路”政策的提出和穩(wěn)步推進，中國正加大對發(fā)展中國家的貿(mào)易往來，這也同樣導(dǎo)致了對美出口對我國經(jīng)濟增長的拉動作用逐漸式微。

五、結(jié)論與啟示

基于中美“貿(mào)易戰(zhàn)”視角，為考察對美出口貿(mào)易對我國經(jīng)濟增長是否具有時變特點，即對美出口對我國經(jīng)濟增長的拉動效應(yīng)是否經(jīng)歷了動態(tài)結(jié)構(gòu)變遷？筆者構(gòu)建了包含實際產(chǎn)出同比增速、美元兌人民幣實際匯率同比增速和對美實際出口同比增速三變量的時變平滑遷移向量自回歸模型，主要得到以下三點結(jié)論。

1. 上述三個變量構(gòu)成的方程系統(tǒng)表現(xiàn)出顯著的非線性特點，當(dāng)時間作為轉(zhuǎn)移變量時，方程系統(tǒng)線性檢驗結(jié)果在5%顯著概率水平下顯著，并且內(nèi)生識別出時間斷點為2008年12月。這說明非線性模型更適合捕捉對美出口貿(mào)易對我國經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關(guān)聯(lián)機制，同時也說明在時間斷點兩端變量之間存在短期動態(tài)非線性關(guān)聯(lián)機制。

2. 在線性檢驗結(jié)果的基礎(chǔ)上，通過脈沖響應(yīng)曲線分析可以知道在斷點前對美出口貿(mào)易對我國經(jīng)濟增長具有顯著的正向拉動作用，而在斷點之后其對我國經(jīng)濟增長并未表現(xiàn)出顯著的影響作用，導(dǎo)致該現(xiàn)象的原因主要是全球金融危機的爆發(fā)導(dǎo)致美國對外需求疲軟和我國依靠低端生產(chǎn)要素所帶來的低成本比較優(yōu)勢日漸式微。相對于斷點前，對美出口貿(mào)易在現(xiàn)階段對我國經(jīng)濟增長并不具有顯著的影響，因此我國政府應(yīng)當(dāng)以堅定的態(tài)度應(yīng)對由美國政府挑起中美“貿(mào)易戰(zhàn)”。

3. 當(dāng)對美出口沖擊大小發(fā)生變化時，其對我國經(jīng)濟增長的影響也同樣表現(xiàn)出非對稱的特點。在斷點前，相對于較小出口沖擊，較大出口沖擊對產(chǎn)出的影響幅度更強;而在斷點后，無論沖擊程度是大或是小，其對產(chǎn)出均不具有顯著的影響。該結(jié)果進一步支持了面對中美“貿(mào)易戰(zhàn)”我國政府應(yīng)堅持“打，奉陪到底，談，大門敞開”的態(tài)度。

注釋：

①為避免由時間序列數(shù)據(jù)非平穩(wěn)而造成模型“偽回歸”問題，文中分別對所選取的變量進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果表明x1t、x2t和x3t均為平穩(wěn)時間序列，檢驗結(jié)果略。

②圖1繪制的是2001年1月至2017年12月以人民幣計價的對美出口貿(mào)易當(dāng)期值，數(shù)據(jù)處理過程是把以美元計價的當(dāng)期出口貿(mào)易值經(jīng)美元兌人民幣期末匯率折算為以人民幣計價的當(dāng)期出口貿(mào)易值，然后采用X-12方法剔除季節(jié)成分。以上數(shù)據(jù)均來源于WIND數(shù)據(jù)庫。

③為分析在不同時間區(qū)制下不同方向的出口沖擊對產(chǎn)出的影響，筆者分別計算出斷點前出口正向沖擊、負向沖擊對產(chǎn)出的脈沖響應(yīng)函數(shù)和斷點后出口正向沖擊、負向沖擊對產(chǎn)出的脈沖響應(yīng)函數(shù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)無論在斷點前還是在斷點后出口正向和負向沖擊對產(chǎn)出的影響均不具有顯著的非對稱性，故出口負向沖擊對產(chǎn)出的脈沖響應(yīng)圖略。

④為使得結(jié)果穩(wěn)健，筆者分別計算了斷點后對美出口正向、負向沖擊對產(chǎn)出的脈沖響應(yīng)函數(shù)的95%置信區(qū)間，結(jié)果發(fā)現(xiàn)Y軸的0刻度線位于95%置信水平的置信下限與置信上限之間。也就是說在斷點后，無論是基于正向沖擊還是負向沖擊對美出口對產(chǎn)出均不具有顯著的影響。

⑤與前面圖3相同，筆者分別計算了在斷點后不同程度的對美出口沖擊對產(chǎn)出的脈沖響應(yīng)函數(shù)的95%置信區(qū)間，發(fā)現(xiàn)在95%置信區(qū)間同樣包含Y軸的0刻度線，即在斷點后無論是對美出口1倍標準差沖擊還是2倍標準差沖擊均對產(chǎn)出不具有顯著影響。

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