图7-21所示为中国对外贸易可持续发展社会效益指数及其各分项指标的变化趋势。从图中可以看出，1993—2009年间中国对外贸易可持续发展社会效益指数一直处于不断波动中。1993—1996年间社会效益指数不断下降，1997—2001年间则逐渐上升，2002—2009年间一直处于不稳定波动中。从分项指标来看，外贸就业指数在1993—1996年间不断下降，尤其是从1994年开始更是大幅下降，1997—2002年间外贸就业指数则在波动中逐渐上升，其中1998年受亚洲金融危机影响外贸就业指数显著下降，2001年中国加入WTO，外贸发展受到一定冲击，外贸就业指数有所下降，2003—2009年间则一直处于波动中，从2006年开始，又不断减少；1993—2009年间外资员工工资指数大幅波动，1994—1995年间急剧下降，从1996年开始，缓慢上升，至2001年达到高位，之后又开始下降，此后一直处于波动中。
图7-21 社会效益指数及其分项指标
7.4.1 中国对外贸易可持续发展社会效益的影响因素及机制
中国对外贸易可持续发展社会效益分项指标主要包括外贸就业和外资企业员工工资。影响二者最主要的因素是中国对外贸易发展规模及外商直接投资发展状况。因此，影响中国对外贸易可持续发展社会效益的主要因素包括中国对外贸易发展规模和外商直接投资。
中国对外贸易发展规模主要通过影响外贸就业来影响中国对外贸易可持续发展社会效益。随着中国对外贸易规模的扩大，劳动力需求增加，可以促进外贸相关行业就业，从而提高中国对外贸易可持续发展的社会效益。本部分采用出口总额来代表中国对外贸易规模。外商直接投资通过影响外资企业员工工资来影响贸易社会效益。外商直接投资的多少直接影响到外资企业员工工资。当外商直接投资增加时，外企员工需求增加，工资会相应地上涨；反之，则下降。选取外商直接投资实际利用额来表示外商直接投资规模。
7.4.2 实证分析
本部分引入非结构化的多方程模型，将出口额和外商直接投资引入系统中，建立向量自回归模型（VAR模型），并利用脉冲响应分析和方差分解来讨论各变量冲击对中国对外贸易可持续发展社会效益的动态影响，探讨中国对外贸易可持续发展社会效益的长期规律。
选取SI、EX和FDI3个变量分别代表对外贸易可持续发展社会效益指数、出口总额和外商直接投资。为了避免数据的剧烈波动并消除时间序列中存在的异方差现象，对出口总额EXt和外商直接投资FDIt分别取自然对数，记为lnEXt，lnFDIt。
1.趋势分析
图7-22为3个变量的水平序列图。从变化趋势看，水平序列都为非平稳序列，但变化趋势不同。从图形中可以看出，对出口总额和外商直接投资水平序列进行单位根检验时应包括趋势项和截距项，对社会效益指数进行单位根检验时既不包括趋势项也不包括截距项。图7-23为3个变量的一阶差分序列图。可以看出，差分后的序列较为平稳，且具有相似的变化周期，表明变量之间可能存在协整关系。
图7-22 水平序列图
图7-23 一阶差分序列图
2.平稳性检验
同前文，本部分仍采用的是ADF检验，结果见表7-15。
表7-15 变量的单位根检验结果
注：检验形式（C，T，K）表示单位根检验中含有常数项、时间趋势项和滞后的阶数；滞后阶数按AIC和SC最小原则确定。***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著水平。D（·）表示变量的一阶差分。
由结果可以看出，在1%和5%的显著水平下，变量SI、ln EX和ln FDI的ADF统计量绝对值均小于相应的临界值的绝对值，接受原假设，即序列存在单位根，表明3个序列都是非平稳的。而在其一阶差分中，DSI、DlnEX、DlnFDI的ADF统计量绝对值均大于相应的临界值的绝对值，拒绝原假设，表明3个变量的一阶差分序列都不存在单位根，是平稳序列，即这些变量为一阶单整序列。
3.协整检验
同前文，本部分仍采用Johansen极大似然法对多变量系统进行协整检验，结果见表7-16。
表7-16 Johansen协整检验结果
结果显示，在不存在协整方程的原假设下，迹统计量值为31.36959，大于5%显著水平的临界值，而在其余假设条件下的迹统计量小于5%显著水平的临界值，所以接受变量间存在一个协整关系的假设。经过标准化后的协整系数，得到一个能准确反映变量间关系的协整方程，其表达式为（括号内参数的标准误）：
可以看出，出口总额在5%显著水平下通过了t检验，而外商直接投资则没有通过t检验。协整方程表明，从长期来看，外贸可持续发展社会效益指数与出口额间存在正向的均衡关系，而同外商直接投资间的关系不显著。出口额每增加1%，外贸可持续发展社会效益指数上升0.00100876。
4.格兰杰因果检验
协整检验结果说明外贸可持续发展社会效益指数与出口额间存在长期均衡关系，但是这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证。格兰杰因果检验可以用来解决此类问题。同前文，本部分仍采用AIC和SC信息准则标准所判定的滞后阶数，选取滞后1期为最佳滞后期，结果见表7-17。
表7-17 格兰杰因果检验结果
从检验结果可以看出，在5%显著水平下，出口额以及外商直接投资同中国外贸可持续发展社会效益指数呈单向因果关系，即出口额是对外贸易可持续发展社会效益指数的格兰杰原因，外商直接投资是对外贸易可持续发展社会效益指数的格兰杰原因。另外在10%显著水平下，出口额和外商直接投资呈现双向因果关系。
5.脉冲响应分析
通过协整检验结果知，外贸可持续发展社会效益指数、出口额和外商直接投资长期内具有均衡关系，但短期可能会受到随机扰动的影响，偏离均衡值，但这种偏离是暂时的，最终会回到均衡状态。同前文，本部分仍采用广义脉冲响应函数来进行脉冲响应分析。下面分别给可持续发展社会效益指数、出口额和外商直接投资一个单位标准差的冲击，得到关于可持续发展社会效益指数的脉冲响应图，如图7-24所示。横轴表示冲击作用的滞后期，纵轴表示可持续发展社会效益指数的变化程度；实线表示脉冲响应函数，代表可持续发展社会效益指数对各变量冲击的响应，虚线表示正负两倍标准差偏离。
图7-24（1）表示社会效益指数自身对社会效益指数的影响。可以看出，本期给社会效益指数一个正冲击，第1期对社会效益指数变化影响增加到15%，之后快速下降，第2期到第3期有所回升，此后一直呈现下降趋势，社会效益指数受自身冲击影响越来越小。
图7-24（2）表示出口额的变动对社会效益指数的影响。可以看出，本期给出口额一个正的冲击，经济效益指数快速上升，至第2期达到最高点，此后一直下降，逐渐趋向于0，出口冲击对社会效益没有影响。
图7-24 社会效益指数、出口额和外商直接投资对社会效益指数的影响
图7-24（3）表示外商直接投资冲击对社会效益指数的影响。可以看出，外商直接投资冲击对社会效益指数变化有负面影响，本期给外商直接投资一个正的冲击，第1期对社会效益指数负面影响较小，第2期对社会效益指数负面影响增加到最大，随后外商直接投资正的冲击引起社会效益指数负面影响不断减小，逐渐趋于0。
综上，出口额对中国对外贸易可持续发展社会效益指数具有显著正面影响，且这种影响具有持续效应，但该正面影响是在不断缩减的，外商直接投资对社会效益具有负的效应。
6.方差分解
图7-25所示分别为社会效益指数、出口额和外商直接投资对社会效益指数变化的贡献程度。横轴表示冲击作用的滞后期，纵轴表示各变量对社会效益指数变化的贡献率。图7-25（1）所示为社会效益指数自身对社会效益指数变化的贡献率。社会效益指数自身对社会效益变化的影响最大，从第1期到第2期大幅下降，此后小幅下降，从第4期开始，基本维持在57%左右。图7-25（2）所示为出口额对社会效益指数变化的贡献率。可以看出，出口额的贡献率在第2期大幅增加，此后小幅增加，至第4期约为13%，此后基本维持在该水平。图7-25（3）所示为外商直接投资对社会效益指数变化的贡献率。可以看出，外商直接投资对社会效益指数变化的贡献率在第2期显著增加，第4期达到了约40%，此后维持在40%左右。
图7-25 社会效益指数、出口总额和外商直接投资对社会效益指数变化的贡献率
7.4.3 结论及政策建议
本部分利用向量自回归模型分析了出口总额和外商直接投资对中国对外贸易可持续发展社会效益的影响，结论如下：
第一，出口总额同中国对外贸易可持续发展社会效益呈正相关关系，外贸出口增加，中国对外贸易可持续发展社会效益指数上升。出口额的增加，会增加外贸出口企业的劳动力需求，从而促进就业，提升外贸就业效应，最终有利于中国对外贸易可持续发展社会效益的提高。
第二，外商直接投资长期内对对外贸易可持续发展社会效益影响不显著，短期内为负，不利于中国对外贸易可持续发展社会效益的提高。这可能是因为外商直接投资的增加短期内会降低外资企业员工工资。当市场预期未来外资企业会增加，劳动力供给会大量增加，最终可能会带来外企员工工资的下降。
因此为了促进中国对外贸易可持续发展社会效益的提高，首先要扩大对外贸易规模，充分发挥外贸就业效应。对于国内企业而言，一方面，应采取一定的措施激励企业扩大出口，比如各种税收优惠等；另一方面，应支持企业“走出去”，国家应为企业提供指导，减少“走出去”可能面临的困难，企业也应广泛获取信息，积极融入到国际市场，以达到“走出去”的目的。其次，要不断改善外商直接投资的质量，提高外资企业员工工资。政府通过制定进入审核的相关标准，控制产量性、粗放性、非技术性外资企业的进入数量，维持企业的利润以保证企业员工收入水平不至于出现大幅下降。