中國出口多樣化的演進及其影響因素

黃聲蘭 張明志

（1.江西師范大學 國際教育學院，江西 南昌330022；2.廈門大學 經濟學院，福建廈門361005）

一、引言及文獻綜述

20世紀80年代以來，世界范圍內出口多樣化水平有了顯著提高。許多發展中國家在出口初級加工產品的同時，不斷提高其出口產品的多樣化水平，并以此來拉動本國的經濟增長。一些新興的工業化國家在充分利用本國的資源優勢發展經濟的同時，注重出口多樣化戰略的實施，實現了經濟的快速增長。然而，仍然有一些自然資源較為豐裕的中東、拉美等欠發達國家，僅從事某類初級產品的生產，出口產品結構較為單一，并因此陷入了貧困化增長的陷阱。理論上，出口多樣化不但擴大了發展中國家參與國際分工的范圍和增加了獲益的可能性，而且減輕了外部沖擊對發展中國家內部經濟可能造成的不利影響。不僅如此，出口多樣化還被視為防止發展中國家受到“資源詛咒”，保持國際收支相對平衡的重要手段。國內外已有的經驗研究也大都證實了出口多樣化對發展中國家經濟增長的促進作用，如Al-Marhubi（2000）［1］、Herzer 和 Nowak-Lehnmann（2006）［2］、Agosin（2009）［3］、韓劍（2009）［4］、張明志等（2013）［5］、劉 修巖等（2013）［6］，等等。

隨著出口多樣化問題研究的不斷深入，對于出口多樣化的影響因素及其機理的研究日益成為國外學界關注的焦點。一些學者強調了貿易改革和貿易自由化對出口多樣化的影響，如Bonaglia等（2003）［7］、Felbermayr和 Kohler（2006）［8］、Broda等（2004）［9］、Helpman等（2007）［10］。也有一部分學者重點分析了市場距離對出口多樣化的影響，如Parteka和Tamberini（2008）［11］、Dutt等（2009）［12］，他們指出距離對出口多樣化具有負向的影響作用，認為離進口商的距離越遠，出口的固定成本越大，出口多樣化的可能性就越低。近年來，國外這方面的研究又獲得了一些新的進展。例如，Minondo（2011）［13］的研究認為，一國的多樣化水平可能是由其具有比較優勢的產品來決定，一國的多樣化水平可能不是一國發展過程的一個自然結果。Iwamoto和 Nabeshima（2012）［14］分析了 FDI流量和存量對東道國出口多樣化和出口復雜度的影響，發現滯后5年的FDI流量與出口多樣化和出口復雜度存在正相關關系。對于出口多樣化影響因素的研究，較為詳盡且最具代表性的文獻是 Cadot 等 （2011b）［15］和 Agosin 等 （2012）［16］。Cadot等（2011b）經過實證研究發現，一旦控制了人均GDP，優先的市場準入、基礎設施水平、教育和制度對出口多樣化具有正的影響。Agosin等（2012）經研究指出較高的貿易開放度、較大的實際匯率波動、貿易條件的改善以及較大的市場距離會導致較高的專業化，人力資本積累有助于出口多樣化，特別是具有較高教育水平的國家能利用正的貿易條件沖擊來提高出口多樣化水平。

國內關于出口多樣化影響因素的研究還很少。已有的相關研究［1］主要基于企業異質性貿易理論的分析框架來研究中國出口二元邊際①Melitz（2003）等人開創了企業異質性貿易理論，將出口貿易總量的增長分解為“集約邊際（intensive margin）”和“擴展邊際（extensive margin）”，簡稱為“出口的二元邊際”。從產品層面來看，集約邊際主要體現為現有出口產品數量上的增長，而擴展邊際則表現為出口產品種類的擴張。的影響因素。例如，錢學鋒等（2010）［18］的研究認為，中國出口的增長主要是通過集約邊際實現的，擴展邊際在出口貿易中所占的比重很小，并分析了經濟規模、固定成本、生產率水平等因素對出口二元邊際的影響；易靖韜等（2013）［19］的分析也認為基于各省市視角來看的中國出口貿易仍以集約邊際為主，并發現人均GDP、勞動力與集約邊際正相關，產品質量對集約邊際的影響為負，而對擴展邊際的影響為正。另外，許祥云（2009）［20］則基于Feenstra（1994）［21］構建的中國對美國出口產品的多樣化指數，分析了中國出口多樣化的影響因素，指出人均GDP和FDI對出口多樣化影響顯著。

與已有研究不同，本文借鑒Cadot等（2011a）［22］的方法，利用泰爾指數來測度中國的出口多樣化水平，同時結合其所定義的出口多樣化的“二元邊際”②Cadot等.（2011a）首次巧妙地將出口產品的泰爾指數（用于衡量出口多樣化水平）分解為組內泰爾指數和組間泰爾指數，其中，組內泰爾指數對應于出口多樣化的“集約邊際”，組間泰爾指數對應于出口多樣化的“擴展邊際”。在此，我們將其稱之為出口多樣化的“二元邊際”，出口多樣化的“集約邊際”指出口產品種類貿易額分布的均勻程度，而出口多樣化的“擴展邊際”指出口產品種類數量的多樣化。不難看出，出口多樣化的“二元邊際”有別于企業異質性貿易理論中所指的“二元邊際”。來分析中國出口多樣化演變的特征事實，并基于1998-2009年的省際面板數據來研究中國出口多樣化的影響因素，以期為中國出口多樣化影響因素的研究提供更有力的經驗證據，從而為中國在謀求經濟發展過程中出口多樣化道路的選擇提供有益的政策建議。

二、中國出口多樣化的演進：基于國家和地區層面的分析

（一）出口多樣化指數的測算方法

學界通常選用基尼系數、赫芬達爾指數、泰爾指數等指標來測度出口集中度，并直接用其衡量出口專業化水平，同時，學界也借用出口集中度來間接測度出口多樣化水平。顯然，出口集中度越高則意味著出口多樣化水平越低，即所選用的這些指標均與出口多樣化水平呈負相關關系。本文主要選用泰爾指數來測算出口多樣化，通過泰爾指數及其分解，不僅可以反映出口產品結構分布的變化，還可反映出口產品種類數的變化，從而有利于把握一國（地區）出口多樣化的演進特征。

泰爾指數（Theil）的計算公式一般表示為：

Cadot等（2011a）將所有潛在的出口產品種類分成兩組，即在既定時間內出口較為頻繁的產品種類和不常出口的產品種類，用G1表示既定時間內出口較為頻繁的產品種類。由此，組間泰爾指數和組內泰爾指數可以分別表示為①詳細推導過程可參見Cadot等（2011a）。：

（二）中國出口多樣化的演進：基于國家層面的分析

為了更加準確地獲得中國出口產品的貿易數據，本文利用SITC Rev.2四位碼分類的其他國家從中國進口的產品貿易數據，依據Feenstra等（2005）［23］的方法進行加總，進而得到中國出口產品分類的貿易額。本文基于 WITS（World Integrated Trade Solution）全球貿易數據庫計算了1980-2013年中國出口的泰爾指數，其變化趨勢如圖1所示。

圖1 1980-2013年中國出口的泰爾指數

由圖1可知，在1980-2013年間，中國出口的泰爾指數整體上呈現出先上升后下降，隨后呈現出趨于穩定的演進態勢。其具體表現為，在1980-1985年，出口的泰爾指數由1.703 5上升至1.973 3，而在1986年又下降至1.619 1，之后變動較為平穩。從中國出口的泰爾指數變動軌跡來看，整體上中國的產品出口呈現出多樣化的演進特征，且具有收斂的態勢。

為了深入分析中國出口多樣化的演進特征，借鑒Cadot等（2011a）的方法，將出口的泰爾指數進一步分解為組內泰爾指數和組間泰爾指數兩個部分，結果如圖2和圖3所示。

圖2 1980-2013年中國出口的組內泰爾指數

圖3 1980-2013年中國出口的組間泰爾指數

由圖1、圖2和圖3可知，在1980-2013年間，整體上中國出口的組內泰爾指數變化不是太大，而中國出口的組間泰爾指數在1980-2000年期間經歷了一個下降階段后，在2001年開始呈現出上升的趨勢特征。值得注意的是，在中國出口的泰爾指數中，中國出口的組內泰爾指數所占的比重要遠大于組間泰爾指數所占的比重，即可認為中國出口的產品在貿易額上的集中度要高于在數量上的集中度，換而言之，中國出口多樣化的“擴展邊際”要大于“集約邊際”，這同時也說明中國出口多樣化的演進主要體現為出口產品種類數量的擴張，而非出口產品貿易額分布的均勻化。

（三）中國出口多樣化的演進：基于地區層面的分析

為了考察中國各省份出口多樣化的演變情況，本文基于1998-2009年《中國工業企業數據庫》，利用四位碼國民經濟行業分類的各地區工業行業出口交貨值數據，計算了中國各省份工業品出口的泰爾指數、組內泰爾指數和組間泰爾指數，表1為1998-2009年中國東、中、西部地區平均出口的泰爾指數、組內泰爾指數和組間泰爾指數。

表1 1998-2009年中國東、中、西部平均出口泰爾指數和組間、組內泰爾指數列表

根據表1，通過比較東、中、西部省份平均出口的泰爾指數，不難看出，一方面，中國東部省份平均出口的泰爾指數整體上呈現出上升趨勢，這意味著東部地區已經出現了出口專業化的發展態勢；另一方面，在樣本期間東部地區平均出口的泰爾指數均低于中部和西部省份，西部省份平均出口的泰爾指數最高，這意味著經濟較發達的東部地區出口的多樣化水平較高，而經濟較落后的西部地區出口的多樣化水平較低。

還發現，在樣本期內東部地區平均出口的組內泰爾指數要大于組間泰爾指數，與此相反，中西部地區平均出口的組內泰爾指數要小于出口組間泰爾指數。這說明東部地區出口多樣化是以出口多樣化的“擴展邊際”為主導，而中西部地區出口多樣化則以出口多樣化的“集約邊際”為主導。

三、中國出口多樣化影響因素的理論機制分析

一國出口多樣化演進受到諸多因素的影響，本文從宏觀層面上考慮了經濟發展水平、要素稟賦、政府干預、國內市場規模、外商直接投資和貿易開放等因素對中國出口多樣化的影響，其具體的影響機理如下。

（一）經濟發展水平與出口多樣化

多樣化程度較高的經濟結構通常與較高的人均GDP相聯系。一國的經濟發展過程是一個結構轉變的過程，一些學者指出生產或出口多樣化是一國經濟發展的自然結果。國外的一些經驗研究表明，經濟發展水平與出口多樣化有著密切的關系，且大部分實證研究表明，出口多樣化與經濟增長之間存在非線性的關系。例如，Imbs和Wacziarg（2003）［24］發現生產部門多樣化和人均收入呈現倒“U”型曲線的關系，在經濟發展的早期階段，各國經濟結構多樣化特征明顯，而當經濟發展越過臨界水平（人均收入大約在9 000美元）后，部門生產多樣化水平則會隨之降低，各國轉向專業化的發展。Cadot等（2011a）則利用多國數據證實了出口多樣化與人均收入水平之間的倒“U”型曲線的關系，并指出出口多樣化轉變的拐點發生在人均收入25 000美元。考慮到中國目前的人均GDP僅在6 000美元左右，就經濟發展水平來說，中國還尚未達到西方學界關于經濟增長過程中一國由出口多樣化轉向出口專業化的“拐點”。但在全球價值鏈深入發展的背景下，同時考慮到中國地域的廣闊和國內市場的多樣性，出口多樣化的發展與經濟發展水平之間可能存在著非線性關系。

（二）要素稟賦與出口多樣化

要素稟賦的高低是影響一國（地區）生產和出口的重要因素，而勞動、資本和技術又是經濟中不可或缺的生產要素。勞動是生產要素中最為活躍最具有彈性的生產要素，以高素質勞動力為代表的人力資本擁有較強的創新能力和技術吸收能力，高素質的勞動力意味著更有可能創造出更多新的產品，因此，人力資本是一國（地區）生產和出口多樣化產品的重要推動力。資本是生產的重要保障，資本有著其他生產要素不可替代的作用，沒有資本的投入就沒有財富的創造。固定資產投資又是資本積累的重要源泉，固定資產投資無疑會對經濟體中的生產和出口的多樣化產生一定的影響作用。在現代市場經濟條件下，研發投入對經濟體的創新能力和生產效率的提高發揮重要的作用，是影響一國（地區）生產和出口多樣化產品的重要因素。由此可見，人力資本、固定資產投資和研發投入會影響到一國（地區）的要素稟賦狀況，進而對其出口多樣化的發展產生一定影響。

（三）政府干預與出口多樣化

政府干預對一國（地區）生產和出口多樣化的影響作用不容忽視。一方面，政府可以通過相關政策的制定引導經濟體生產和出口多樣化戰略的實施；另一方面，政府也可以通過改善市場環境，加強在基礎設施、研發和教育等方面的投入，為經濟體生產要素組合的優化和生產率水平的提高創造條件，進而促進一國（地區）生產和出口多樣化產品能力的提升。當然，政府干預也可能促進一國（地區）生產和出口的專業化而非多樣化的發展。

（四）國內市場規模與出口多樣化

國內市場規模會對一國（地區）生產和出口的多樣化產生一定的影響作用。根據新貿易理論，規模較大的國內市場，其產品的差異程度也相對較高，并且作為經濟體生產投入的中間品來說也具有較大的差異性。因此，較大的國內市場規模更有可能為經濟體帶來投資和創新的動力，實現規模經濟，促進一國（地區）生產和出口多樣化的發展。

（五）外商直接投資與出口多樣化

對于發展中國家而言，外商直接投資在東道國的生產經營活動會對當地生產企業產生水平溢出效應和垂直溢出效應。外商投資企業在東道國本土企業所產生的競爭效應、示范效應和人員流動效應，會在一定程度上促進東道國本土企業的技術改進和管理改善，進而在提高企業生產率的同時，有可能有利于地區出口多樣化的發展。同時，外商投資企業也會通過前向關聯和后向關聯效應來提高東道國本土企業的生產率，進而提高東道國本土企業生產和出口新產品的能力，從而有利于一國（地區）出口多樣化的發展。此外，當外商投資企業比東道國本土企業生產了更為多樣化的產品時，外商投資企業的活動直接提高了東道國出口多樣化的水平。然而，隨著中國對外開放水平的提高，外商直接投資對促進中國出口貿易的發展以及出口商品結構的轉變發揮了舉足輕重的作用。因此，可認為外商直接投資對中國出口多樣化的發展具有一定的影響。

（六）貿易開放與出口多樣化

貿易開放水平同樣會對一國（地區）出口多樣化產生重要的影響作用。一般來說，貿易開放水平越高，意味著出口市場空間越大，在“出口中學”和“干中學”等效應的作用下，企業出口新產品的動力越容易得到激發，國家或地區層面的出口多樣化水平就越有可能得到提升。事實上，許多發展中國家正是通過貿易改革，不斷擴大對外開放領域，提升貿易開放水平，來為多樣化產品的出口提供更為廣闊的國際市場。

四、中國出口多樣化影響因素的實證分析

（一）計量模型的設定與變量說明

1.計量模型的設定

依據上文的分析，本文最終將計量模型設定為如下形式

其中，i代表地區，t代表時間，α0為常數項，εit為隨機誤差項。Iit為地區i在t時間的出口多樣化指數，具體用出口的泰爾指數（Theil）、組內泰爾指數（Theil_W）和組間泰爾指數（Theil_B）來間接測度?？紤]到出口多樣化指數在時間上存在慣性，因而在設定的計量模型中將出口多樣化指數的滯后項作為它的一個解釋變量?；谇拔牡姆治?，本文將經濟發展水平（Pgdpit）、固定資產投資（Investit）、人力資本水平（Humanit）、研發投入（R＆Dit）、政府干預（Govit）、國內市場規模（Marketit）、外商直接投資（FDIit）和貿易開放度（Openit）設為解釋變量?？紤]到中國出口多樣化的發展與經濟發展水平之間可能存在著非線性關系。因此，本文將經濟發展水平的二次項也一并加入到解釋變量之中。同時，考慮到東部地區與中西部地區出口多樣化水平的差異性，在設定計量模型時加入地區啞變量（Eastit）。

另外，為了盡可能減少異方差的存在，除了地區啞變量外，其余變量均進行了對數轉換。

2.變量的說明

由于西藏部分年份的數據缺失，本文將西藏排除在樣本之外，最終選取的樣本為1998-2009年30個省份（含直轄市）的面板數據。具體變量的含義和數據說明見表2。

表2 變量的含義和數據說明

（二）估計方法的說明

在該計量模型中的解釋變量含有被解釋變量的滯后項，因此該模型為動態面板數據模型。對于該計量方程的估計，重點在于解決變量的內生性問題。從所設定的模型來看，解釋變量Iit-1與隨機誤差項存在著相關性，并且由于人均GDP水平會影響到出口多樣化的發展，而出口多樣化的發展也同樣影響著人均GDP水平，模型中其他的解釋變量也可能存在類似情形，因此，該模型可能存在的內生性問題必須予以考慮，否則會導致估計結果有偏和不一致性。解決內生性問題的關鍵在于尋求合適的工具變量，通常人們使用內生變量的滯后項作為工具變量。近年來隨著計量經濟學的發展，對于動態面板數據模型的估計主要有差分GMM和系統GMM估計方法。Arellano和 Bond（1991）［25］提出用差分GMM估計，即用解釋變量的滯后期作為工具變量來解決內生性問題。但是，在小樣本的情況下一階差分模型估計可能呈現本質性的偏差。Blundell和Bond（2000）［26］注意到結合水平形式和一階差分形式的矩條件估計，可以從根本上提高方程的估計效率。他們建議使用系統GMM估計，即在差分方程中把內生變量的滯后項，在水平方程中把內生變量的差分形式作為工具變量。通常認為系統GMM估計要比差分GMM 估計更有效，基于此，本文利用系統GMM方法對動態面板數據模型進行估計。

（三）實證結果及分析

為了獲得更為穩健的結論，本文在實證分析時分別利用各地區按四位碼和二位碼分類的工業行業出口交貨值數據來測算各地區的出口多樣化水平，另外，本文還選取了如下標準化的赫芬達爾指數作為間接測度出口多樣化的另一個指標。

其中，HIit代表地區i在t年出口產品標準化的赫芬達爾指數，Xit代表地區i在時間t的出口額，xikt為i地區按四位碼（二位碼）分類的行業k的出口額。本文同時將標準化的赫芬達爾指數的對數形式作為被解釋變量納入到前文設定的動態面板模型中進行回歸分析。

表3和表4分別顯示了在對被解釋變量按工業行業四位碼和二位碼分類數據測算的情況下，中國出口多樣化影響因素的回歸結果。

表3 中國出口多樣化影響因素的回歸結果（四位碼數據）

表4 中國出口多樣化影響因素的回歸結果 （二位碼數據）

由表3和表4的第I-IV列與第I’-IV’列Sargan檢驗的P值和二階自相關的P值可看出，在5%顯著性水平上模型設定較為合理，對動態面板進行系統GMM估計的結果是可信的?；貧w結果表明，不論按工業行業四位碼數據分類還是按二位碼數據分類，在5%的顯著性水平上，人均GDP一次項的系數顯著為負，人均GDP二次項的系數顯著為正。這不僅印證了Cadot等（2011a）關于出口的泰爾指數、組內泰爾指數和組間泰爾指數與人均GDP之間存在的“U”型曲線關系的結論，還反映了經濟發展水平與中國出口多樣化及其“二元邊際”之間存在倒“U”型的非線性關系。

當控制了經濟發展水平這一變量后，由表3的第I、III和IV列以及表4的第I’、III’和IV’列可知，東部地區啞變量對出口多樣化及其“擴展邊際”具有顯著的正向影響，這進一步說明了東部地區與中西部地區出口多樣化水平的差異，且與本文第二部分關于中國地區出口多樣化特征事實分析所得結論一致。就人力資本變量而言，其在表3的第I、III和IV列中的估計系數均在1%的顯著性水平下為負，并且在第III列中估計系數的絕對值（0.074 4）要高于在第I和IV列中所估計系數的絕對值（0.058 9和0.009 3），在第II列中估計系數為正（0.021 3）但不顯著；而在表4的第I’、III’和IV’列中人力資本變量的估計系數均在5%的顯著性水平下為負，并且其在第III’列中估計系數的絕對值（0.028 1）要大于在第I’和IV’列中所估計系數的絕對值（0.007 7和0.002 4），與表3一樣人力資本變量在第II’列中的估計系數為正（0.022 5）且不顯著。這說明以高素質勞動力為代表的人力資本具有較強的創新和技術吸收能力，能促進地區出口多樣化與出口多樣化“擴展邊際”的提升，同時，人力資本對地區出口多樣化“擴展邊際”的影響程度要大于對出口多樣化的影響程度，但是，人力資本對地區出口多樣化“集約邊際”的影響不顯著。這與Cadot等（2011b）的實證研究結論是一致的。另外，Agosin等（2012）的實證分析也凸顯了人力資本變量對出口多樣化的促進作用。

與人力資本變量類似，從表3中的第I、III、IV列和表4中的第I’、III’、IV’列可看到固定資產投資、貿易開放度與國內市場規模等變量的估計系數為負且顯著，這說明固定資產投資、貿易開放度和國內市場規模對地區出口多樣化及其“擴展邊際”均具有較為顯著的正向影響；從估計系數的絕對值來看，國內市場規模和貿易開放度對出口多樣化及其“擴展邊際”的提升作用要大于固定資產投資。此外，從表3中的第II列與表4中的第II’列可看到，貿易開放度的估計系數在10%的顯著性水平上為正，這表明貿易開放水平的提升在一定程度上更有助于地區出口專業化“集約邊際”的提高。

表3中的第I和IV列顯示，研發投入的估計系數為0.009 3和0.002 6，政府干預的估計系數為0.200 1和0.023 7，且這兩個變量系數的估計值均通過了1%的顯著性水平檢驗；表4中的第I’和IV’列顯示，研發投入和政府干預的估計系數均在10%的顯著性水平上為正，這說明研發投入、政府干預更有助于地區出口專業化而非出口多樣化的發展；從表3的第II列和表4的第II’列，還可看到研發投入的估計系數在10%的顯著性水平上為負，這表明研發投入在某種程度上還有利于推動地區出口多樣化“集約邊際”的提升；由表3的第III列和表4的第III’列可知，政府干預的估計系數在1%的顯著性水平上為正，這表明政府干預對地區出口多樣化“擴展邊際”的提高具有一定的抑制作用。

最后，由表3的第I、III、IV列和表4的第I’、III’、IV’列可知，雖然外商直接投資的估計系數為正，但是整體上不顯著，這說明外商直接投資對地區出口多樣化及其“擴展邊際”整體上沒有產生顯著的影響作用；而由表3的第II列和表4的第II’列可看到，外商直接投資的估計系數分別為-1.604 5和-0.714 4，同樣也未能通過顯著性檢驗，這表明外商直接投資對地區出口多樣化“集約邊際”的促進作用不顯著。這可能是因為中國通過外資的引進在促進出口導向型經濟增長的同時，卻不能有效激發外商直接投資的水平溢出效應和垂直溢出效應，導致各地區內資企業生產和出口多樣化產品的能力并未因此而得到明顯提升。

五、結論與啟示

本文主要基于出口的泰爾指數從產品層面來研究中國出口多樣化的演進及其影響因素。研究的主要結論有以下：（1）從總體上看，中國出口產品結構仍處于多樣化的發展階段，但呈現出收斂的發展態勢，出口多樣化以“擴展邊際”即出口產品品種數量的擴張為主要特征。（2）從動態角度看，經濟較發達的東部地區已經出現了出口多樣化轉向出口專業化的發展跡象，但總體上東部地區的出口多樣化水平要高于經濟較落后的中西部地區，同時，東部地區出口多樣化的發展以“擴展邊際”為主要特征，而中西部地區的出口多樣化則以 “集約邊際”為主要特征。（3）經濟發展水平與中國出口多樣化的演進存在非線性的關系，人力資本、國內市場規模、固定資產投資和貿易開放度對中國出口多樣化的演變具有顯著的促進作用，政府干預和研發投入則更有助于出口專業化的發展，而外商直接投資對出口多樣化沒有顯著的影響。由此，獲得如下啟示。

傳統的貿易理論雖然強調了專業化的分工，以及生產和出口專業化的重要性，并指出貿易所帶來的生產和出口專業化的發展有利于生產率的提高與經濟的增長，但發展中國家仍可在專業化分工的基礎上，不斷提升技術水平，追求多樣化產品的生產，獲得生產和出口多樣化所帶來的多重收益，如改善貿易條件、減緩外部沖擊和實現對經濟增長的動態溢出效應等。中國作為發展中的大國，要積極發揮出口多樣化對經濟增長的推動作用，促進出口多樣化的深入發展。概而言之，在積極推動出口多樣化的發展時，應注意以下幾個方面。

第一，正確把握出口多樣化的發展階段，更好地促進中國出口多樣化的發展。就目前中國所處的經濟發展階段和出口多樣化演變的特征事實來看，中國總體上仍處于出口多樣化的發展階段。雖然出口多樣化是一國經濟增長過程中的必經之路，但出口多樣化的水平卻不是發展過程的一個自然結果。因此，作為發展中大國，正視這一現實，積極促進出口多樣化的發展，提高出口多樣化的發展水平，特別是發揮其對經濟增長的動態溢出效應是當前政策的一個重要著力點。

第二，注重人力資本的投資和積累，為出口多樣化的發展提供人才保障。人力資本為出口多樣化的發展提供了重要的人才基礎，是經濟增長的重要決定因素，在出口多樣化的發展過程中應注重人力資本的投資和積累，要發揮政府在人力資本投資中的引導和帶動作用，提高人力資本的技術吸收能力，通過提供良好的制度環境和人文環境，培育人們的創新意識，從而為人力資本的積累奠定堅實的基礎。具體而言，一是要積極培養高技能人才，加強職業教育，提高勞動力的整體素質，使之能適應現代科技產業生產發展的需求，為高技術、高質量產品的生產提供技術性人才。二是要引進和培養創新型人才，為高端產業、高新技術的發展提供人才資金的支持和政策的支持，加快高技術、高品質產品創新的步伐。三是要為人才合理有序地流動創造良好的制度環境，構建開放的人才市場環境，促進人才資源的合理配置。

第三，加強固定資產的投資，提高基礎設施建設水平，為出口多樣化的發展創造良好的國內生產環境。固定資產投資和基礎設施建設水平對于一國的經濟發展具有重要的作用，也是一國實現經濟增長重要的前提。固定資產投資的增加和基礎設施水平的提升，在一定程度上可以降低企業生產與出口的固定成本，減少企業生產與出口的交易成本，為出口多樣化的發展提供良好的國內生產環境。雖然中國近年來不論在固定資產投資方面，還是在基礎設施建設水平方面都取得較大進展，但是還應充分發揮政府和市場的作用，加強固定資產投資，提高固定資產的投資效率，進一步增強和完善基礎設施建設水平，為中國出口多樣化的發展創造一個良好的國內生產環境。

第四，加大對外開放力度，提高對外開放水平，為出口多樣化的發展提供良好的外部環境。在中國經濟新常態時期，其出口結構面臨著調整，出口多樣化的發展也面臨著由低技術多樣化產品的出口向高技術多樣化產品出口的結構轉變，要推動出口多樣化的結構轉變，加大對外開放力度，提高對外開放水平是關鍵。一方面要積極推動進口貿易的發展，進而更好地帶動出口貿易的發展，通過進口貿易吸納優質的資源、技術和人才，為國內產業、產品的升級提供動力，促進出口多樣化跨越式發展；另一方面要積極促進國際投資的發展，推進自由貿易區的建設，為企業“走出去”創造便利的條件，為中國多樣化產品的生產和出口提供更大的市場空間，進而為中國出口多樣化的發展創造良好的外部環境。

第五，挖掘國內市場潛力，擴大國內市場規模，為出口多樣化的發展奠定良好的國內市場環境。經濟進入換檔期，中國出口多樣化要得到進一步發展，擴大國內市場規模，挖掘內需潛力是重要的保障。一方面，要積極推進城鎮化建設，為城鎮化建設的推進提供條件，同時，要積極發揮政府對城鎮化建設的推進作用，提升國內市場規模擴大的空間，促進出口多樣化的發展。另一方面，要減少市場分割，促進勞動、資本、技術等生產要素在地區之間的自由流動，這樣不僅可以降低產品生產的要素成本，還有助于提升國內市場潛力，提高國內企業進行多樣化產品生產的能力，以及提升產品的國際競爭力，并促進出口多樣化的發展。

［1］Al-Marhubi F.Export Diversification and Growth：An Empirical Investigation［J］.Applied Economics Letters，2000，7（9）：559-562.

［2］Herzer D，Nowak-Lehnmann D F.What Does Export Diversification Do for Growth？An Econometric Analysis［J］.Applied Economics，2006，38（15）：1825-1838.

［3］Agosin M.Export Diversification and Growth in E-merging Economies［J］.CEPAL Review，2009，97（4）：115-131.

［4］韓劍.出口多樣化與經濟增長：理論及對中國的經驗研究［J］.國際貿易問題，2009（8）：23-29.

［5］張明志，林娟，鐵瑛.出口專業化，出口多樣化與中國經濟增長——兼談中國經濟增長出口驅動力的轉換［J］.國際貿易問題，2013（6）：16-26.

［6］劉修巖，吳燕.出口專業化，出口多樣化與地區經濟增長——來自中國省級面板數據的實證研究［J］.管理世界，2013（8）：30-40.

［7］Bonaglia F，Kiichiro F.Export Diversification in Low-Income Countries：An International Challenge After Doha［R］.OECD Development Center Working Paper，2003：209.

［8］Felbermayr G J，Kohler W.Exploring the Intensive and Extensive Margins of World Trade［J］.Review of World Economics，2006，142（4）：642-674.

［9］Broda C，Weinstein D E.Globalization and the Gains from Variety ［R］.NBER Working Paper，2004：10314.

［10］Helpman E，Melitz M，Rubinstein Y.Estimating Trade Flows：Trading Partners and Trading Volumes［R］.NBER Working Paper，2007：12927.

［11］Parteka A，Tamberi M.Determinants of Export Diversification：An Empirical Investigation［J］.Dipartimento di Economia Quaderno di Ricerca，2008（327）：1-45.

［12］Dutt P，Mihov I，Van Zandt T.Trade Diversification and Economic Development［R］.Mimeo （INSEAD），2009.

［13］Minondo A.Does Comparative Advantage Explain Countries’Diversification Level？［J］.Review of World Economics，2011，147（3）：507-526.

［14］Iwamoto M，Nabeshima K.Can FDI Promote Export Diversification and Sophistication of Host Countries？Dynamic Panel System GMM Analysis［R］.IDE Discussion Paper，2012 ：347.

［15］Cadot O，Carrere C，Strauss-Kahn V.Trade Diversification：Drivers and Impacts ［M］.Trade and Employment：From Myths to Facts.ILO-EU copublication，2011：264-318.

［16］Agosin M R，Alvarez R，Bravo-Ortega C.Determinants of Export Diversification around the World：1962-2000［J］.The World Economy，2012，35（3）：295-315.

［17］Melitz M J.The Impact of Trade on Intra-Industry Reallocations and Aggregate Industry Productivity［J］.Econometrica，2003，71（6）：1695-1725.

［18］錢學鋒，熊平.中國出口增長的二元邊際及其因素決定［J］.經濟研究，2010（1）：65-79.

［19］易靖韜，烏云其其克.中國貿易擴張的二元邊際結構及其影響因素研究［J］.國際貿易問題，2013（10）：53-64.

［20］許祥云.中國出口多樣化影響因素的實證分析——基于中國對美出口的分析［J］.南京財經大學學報，2009（6）：19-24.

［21］Feenstra R C.New Product Varieties and the Measurement of International Prices［J］.The A-merican Economic Review，1994，84（1）：157-177.

［22］Cadot O，Carrère C，Strauss-Kahn V.Export Diversification：What＇s behind the Hump？［J］.Review of Economics and Statistics，2011，93（2）：590-605.

［23］Feenstra R C，Lipsey R E，Deng H，et al.World Trade Flows：1962-2000［R］.National Bureau of Economic Research，2005：11040.

［24］Imbs J，Wacziarg R.Stages of Diversification［J］.American Economic Review，2003（93）：63-86.

［25］Arellano M，Bond S.Some Tests of Specification for Panel Data：Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations［J］.The Review of Economic Studies，1991，58（2）：277-297.

［26］Blundell R，Bond S.GMM Estimation with Persistent Panel Data：An Application to Production Functions［J］.Econometric Reviews，2000，19（3）：321-340.