蠢 ２ｏ１８年第６期 贸易便利化与出口产品多样化 基于ＯＥＣＤ贸易便利化指数Ⅱ、Ｉ的衡量与９８个国家样本数据的分析 涂远芬 （江西财经大学国际经贸学院，南昌３１００１３） 内容提要：通过贸易便利化提高贸易效率已成为国际社会的共识，本文利用ＯＥＣＤ最新编制的 贸易便利化指数（ＴＦＩ），采用２０１５年出口至美国的９８国９６部门的数据，运用负二项回归模型 分析贸易便利化对出Ｉ：２多样化的影响。结果表明：贸易便利化对出口产品多样化有显著的促进 作用，其中，对农产品出口多样化的作用要强于工业制成品，对高收入国家出口产品多样化影 响最大；贸易便利化的不同措施对出口产品多样化的影响程度存在差异，在１１种贸易便利化措 施中，只有“边境机构的内部合作”的影响不显著，其他１０个贸易便利化措施对出口产品多样 化均存在显著的促进作用，而“程序性手续”影响最大。实证结果反映了“后关税时代”贸易 便利化的重要性，为推动贸易便利化提供了理论支持，对我国贸易便利化建设和外贸转型 也提供了参考。 关键词：贸易便利化；出口多样化；负二项回归 中图分类号：Ｆ７４３ 文献标识码：Ａ 文章编号：１００１—１４８Ｘ（２０１８）Ｏ６—００９３—０８ 家、中上收入国家贸易成本分别降低１４．５％、 一、引言与文献综述 １５．５％和１３．２％。Ｐｏｒｔｏ ｅｔ ａｌ（２０１５）利用引力模 型研究了ＡＥＯ认证、单一窗口以及相互承认安排 国际贸易已经步入了“后关税时代”，“贸易 非效率”逐渐成为阻碍国际贸易发展的绊脚石。 通过贸易便利化简化贸易程序、降低贸易成本，提 高贸易效率已成为国际社会的普遍共识。早在 等具体贸易便利化措施对双边贸易的影响，结果 表明：ＡＥＯ认证和单一窗口措施会提高双边贸易 流，而相互承认安排的作用并不显著。Ｚａｋｉ １９９６年新加坡会议上，贸易便利化议题就被 列入ＷＴＯ工作日程。２００４年ｌ０月，ＷＴＯ贸易便 （２０１４）的研究表明：贸易便利化措施将使得关税 当量的贸易成本降低５０％；进一步采用一般均衡 模型（ＣＧＥ）发现贸易便利化将提高进、出口贸 易规模，增进社会福利。但是，贸易便利化对出口 产品多样化影响的文献相对较少（Ｐｅｒｓｓｏｎ，２０１３； Ｂｅｖｅｒｅｌｌｉ ｅｔ ａ１．，２０１５）。事实上出口产品多样化是 一利化的谈判正式启动。２０１３年１２月，ＷＴＯ第九届 级会议最终达成了《贸易便利化协定》 （Ｔｒａｄｅ Ｆａｃｉｌｉｔａｔｉｏｎ Ａｇｒｅｅｍｅｎｔ），这是ＷＴＯ自１９９５ 年成立以来达成的首个多边协定，也是最具历史 意义和最具商业价值的多边成果。２０１７年２月２２ 日，《贸易便利化协定》正式生效。 与此同时，学术界主要围绕着贸易便利化对 贸易成本、贸易流量和社会福利的影响等方面展 开了大量的研究。Ｍｏｉｓｅ和Ｓｏｒｅｓｃｕ（２０１３）的研究 国重要的贸易关注点，对发展中国家尤为 重要。出口产品多样化具有“多元组合效应”，能 有效减少外部经济波动的干扰，保持出口收入的 稳定（Ｂｌｅａｎｅｙ＆Ｇｒｅｅｎａｗａｙ，２００１）；出口产品多 样化往往伴随着生产率的提高和经济增长（Ｆｅｅｎ— ｓｔｒａ＆Ｋｅｅ，２００８）。增加出口产品多样化也是中国 表明贸易便利化可以使低收入国家、中低收入国 收稿日期：２０１８－０２－０１ 作者简介：涂远芬（１９７３－），女，南昌人，江西财经大学国际经贸学院副教授，经济学博士，研究方向：国际贸易 理论与。 基金项目：国家自然科学基金项目，项目编号：７１３０３０９７，７１７７３０４２；江西省教育厅人文社科项目，项目编号： ＪＪ１７１ｏ４；江西省教育厅科技项目，项目编号：ＧＪＪ１５０４７０。 ９３· ·涂远芬：贸易便利化与出口产品多样化 对外贸易转型升级的必经之路（武力超等， ２０１６）。那么，贸易便利化的提升是否会影响出口 产品的多样性？Ｍｅｌｉｔｚ（２００３）异质性企业贸易模 型的逻辑表明：较低的贸易成本通常与出口多样 化相伴。Ｎｏｒｄａｓ ｅｔ ａ１．（２００６）最早研究了贸易便 利化与出口多样性的关系。他们利用时间壁垒 （出口所需的天数）作为贸易便利化的代理指标， 研究发现：时间壁垒（出口所需的天数）不仅会 减少贸易规模，而且将降低企业进入出口市场的 可能性。Ｄｅｎｎｉｓ＆Ｓｈｅｐｈｅｒｄ（２０１ １）利用２０英寸集 装箱离开出口国时官方所征收的费用作为贸易便 利化的指标分析了贸易便利化对出口多样化的影 响，结果发现贸易便利化有助于出口产品多样化。 毫无疑问，既有文献为我们理解贸易便利化 与出口产品多样化的关系提供了理论和实证基础。 但是，现有相关文献大多选择单一的代理变量 的内涵，更科学与翔实，与世界贸易组织（ＷＴＯ） 所倡导的《贸易便利化协定》相关条款更匹配 （Ｌｉｏｎｅｌ Ｆｏｎｔａｇｎ６，ｅｔ ａ１．，２０１６）。 ＯＥＣＤ的ＴＦＩ共涉及１１个指标：信息的可获 得性、贸易商的参与、预裁定、上诉程序、费用、 单证类手续、自动化手续、程序性手续、边境机构 的内部合作、边境机构的外部合作、管理与公正 性。这１ １个指标的赋值范围均为０到２；最低分 为０，对应最坏的表现；最高分为２，对应最好的 表现。将这１ １个指标进行简单平均便得到了一国 的综合贸易便利化指数（ＴＦＩ）。表ｌ列出了２０１５ 年样本国贸易便利化的大致情况。从ＴＦＩ的ｌ１个 指标来看，信息的可获得性均值最高（１．５９２）， 说明各国在信息透明度方面做得相对较好，减少 了各国间的信息摩擦；而单证类手续均值最低 （１．１４５），程序性手续分值也相对较低，仅为 １．１９７。中国贸易便利化得分为１．４１０，在９８个样 （如港口效率、出口所需天数）来衡量贸易便利 化，这些代理变量还不能全面反映贸易便利化的 真实水平。因此，本文选择更能全面反映贸易便利 化发展程度、由ＯＥＣＤ编制的贸易便利化指数ＴＦＩ 本中位列４８名，说明中国贸易便利化程度还有待 提高。在１１个贸易便利化指标中，中国的“单证 类手续”得分最低，仅有０．８３；其他得分比较低 的还有“边境机构的内部合作”、“边境机构的外 部合作”以及“上诉程序”。 表１ 贸易便利化的描述性统计 （ｔｒａｄｅ ｆａｃｉｌｉｔａｔｉｏｎ ｉｎｄｉｃａｔｏｒｓ）来衡量一国贸易便利 化水平；采用２０１５年出口至美国的９８个国家作为 样本国，重点研究出口国贸易便利化水平提升是 否会促进本国出口产品的多样性？本文还进一步 研究了贸易便利化对不同产品、不同国家出口多 样化的影响以及贸易便利化的不同措施对出口多 样化的影响，以期多角度分析贸易便利化对出口 产品多样化的影响。 二、相关指数测算 （一）贸易便利化指数 贸易便利化目前尚无国际标准的定义。早期 传统的贸易便利化主要关注商品跨越边境时由于 非关税壁垒导致的直接成本，例如口岸效率、清关 程序等边境措施。随着国际贸易和经济全球化的 不断发展，贸易便利化的内涵不断深化；其内涵不 注：根据ＯＥＣＤ的ＴＩＦ数据库计算得出。 仅包括港口效率、海关程序等“边境措施”的简 化与高效，还包括适用法律法规的协调、物流基础 设施的建设和规范等措施，涵盖国际贸易过程的 所有环节（王中美，２０１４）。ＷＴＯ将贸易便利化定 义为“在国际贸易中货物及要素流动所涉及的行 为、惯例以及程序的简化与协调”。可见，传统定 义中的主要考察指标显得过于狭窄，不能覆盖贸 易便利化的全部内涵。ＯＥＣＤ编制的贸易便利化指 数（ＴＦＩ）的优点在于其更能全面反映贸易便利化 ·图１ 不同收入水平国家的ＴＦＩ指标 ９４· ’ · 雨缸 ％２０１８年第６期 图ｌ是不同收入国家的 ｒＦＩ指标。由图ｌ可以 化程度与其出口产品多样化呈明显的正相关关系。 看出：高收入国家的ＴＦＩ得分最高，其次是中高收 人国家，中低收入国家的得分最低；但在信息的可 获得性方面，中低收入国家的得分并不低，甚至高 于高收入国家。高收入国家综合贸易便利化指数 （ＴＦＩ）的均值为１．５０４；中高收入国家ＴＦＩ均值为 １．３ｌ６；中低收入国家均值为１．１５４；这说明经济 发展水平越低的国家，其贸易便利化程度越低。 （二）出口产品多样化的度量 暑 基 叶 昌 。 蓦 ‰ 衡量出口产品多样化最直观、最简单的方法 就是加总法。该方法通过对出口商品目录进行分 类汇总，从而得到出口产品种类的数量，出口产品 种类越多意味着出口产品越多样化。这种方法的 巨五二三ｊ 图２ 贸易便利化与出口产品多样化 准确性依赖于贸易品的分类标准，一般而言，分类 标准越细，产品种类就越多。加总法由于其简单实 用因而被广泛使用（Ｐｅｒｓｓｏｎ，２０１３；Ｂｅｖｅｒｅｌｌｉ ｅｔ ａ１．，２０１５），因此，本文也采用加总法来测度出口 产品的多样性。目前，在国际贸易统计中通行的高 度细分的贸易数据莫过于ＨＳ６位编码数据， ＨＳ２０１２版本中６位编码的产品数达到了５２０３种。 本文选用２０Ｉ５年样本国出口至美国ＨＳ６位编码的 产品数来测度该国的出口产品多样化。选择美国 作为进口国是因为美国是２０１５年世界最大的贸易 进口国，也是许多国家的出口目的地。各国对美国 三、模型设定与数据说明 本文的被解释变量（出口产品种类数）为非 负整数，对于这一类计数数据常用泊松回归，但其 成立的一个重要假设就是被解释变量的期望和方 差相等。泊松回归这一严格的前提假设在现实中 很难得到满足。如果被解释变量的方差明显大于 期望，即存在“过度分散”，在此情况下泊松回归 的有效性会有所降低，此时常用的方法为“负二 项回归”（Ｃａｍｅｒｏｎ＆Ｔｒｉｖｅｄｉ，２００５）。本文被解释 变量（出口产品种类数）的方差为１１９５．９４，而期 望值只有ｌ５．４５。方差远大于期望，存在过度分散 的现象，所以应采用负二项回归模型。 出口产品多样化除了与贸易便利化息息相关， 还受到地理距离、关税、自由贸易区、经济发展水 平的影响（Ｅｌｈｉｒａｉｋａ＆Ｍｂａｔｅ，２０１４）。综合以上分 出口的原始数据来自于ＵＮ Ｃｏｍｔｒａｄｅ数据库。样本 国出口产品多样化水平呈现出较大的差异，出口 产品种类最多的国家为加拿大，２０１５年出口至美 国的ＨＳ６位编码产品达到了４５８０种，其次为墨西 哥、中国，出口产品种类分别为４２６７和４１５８；而 吉尔吉斯斯坦出口产品种类最少，仅为１０９。 析，同时借鉴Ｄｅｎｎｉｓ＆ｓｈｅｐｈｅｒｄ（２０１１）的模型， 本文的计量模型为： Ｖａｒｉｅｔｙ ＝卢ｌＩｎ（ ， ）＋卢２Ｉｎ（１＋ｔ ，）＋ 卢３Ｉｎ（１＋ｔ ，）＋ ４Ｉｎ（ｄｉｓｔ ）＋ 卢５ ＲＴＡ ＋ 本文不仅仅从国家层面上检验贸易便利化与 出口多样化的关系，更重要的是具体到部门层面 考察贸易便利化对出口产品多样化的影响。因此 还需测算样本国各个部门的出口产品多样化水平。 首先，按照ＨＳ产品分类中六位编码数据归类为二 卢６Ｉｎ（ｅｘｐｅｎｄ ）＋ ７ｌｎ（ｐｃｇｄｐ ）＋卢８ ｌａｎｇ ＋卢９ ｌａｎｄｌｏｃｋ ＋ ｑ （１） 其中，下标ｅ表示出口国， 代表部门。Ｖａｒｅｉｔｙ 代表ｅ国 部门的出口产品多样化， Ｆ，，表示ｅ国的 贸易便利化水平；ｔ 、ｔ 分别表示美国、ｅ国 部门 位编码、９６章的方法，将出口商品分为９６个部 门；然后，将样本国每个部门ＨＳ６位编码出口产 品种类数加总得到了该国各部门的出口多样化水 的简单平均关税；ｄｉｓｔ 表示ｅ国与美国之间的地理 距离；ＲＴＡ 为虚拟变量，表示ｅ国与美国是否签订 平。因此，本文部门层面的观测值达到了９４０８ （９８个样本，每个样本涉及９６个部门）。这９４０８ 个观测值中最小值为零，最大值为４９２。由此可 见，各国部门出口产品多样化水平的测度结果是 了自由贸易区；如果签订了，则取值为１；如果没 有签订，则取值为０；ｅｘｐｅｎｄ 表示ｅ国在 部门的 支出，具体而言，以ｅ国Ｊ．部门在当年的进口占比 为比重，乘以ｅ国当年的ＧＤＰ（以２０１０为基期）； ｐｃｇｄｐ 代表ｅ国的人均ＧＤＰ（以２０１０年为不变价 格）；ｌａｎｇ 为虚拟变量，表示ｅ国与美国是否有共 ·非负整数，属于离散型计数数据。 图２展示了贸易便利化指数与国家层面出口产 品多样化的初步关系。从图２可知，一国贸易便利 ９５· 涂远芬：贸易便利化与出口产品多样化 同的官方语言；ｌａｎｄｌｏｃｋ 也是虚拟变量；表示ｅ国 是否为内陆国家。 表示随机干扰项。变量的数据 计结果，还需要在零膨胀负二项模型（Ｚｅｒｏ—ｉｎ— ｌｆａｔｅｄ Ｎｅｇａｔｉｖｅ Ｂｉｎｏｍｉａｌ，简称ＺＩＮＢ）和标准负二 项模型（ｓｔａｎｄａｒｄ ｎｅｇａｔｉｖｅ ｂｉｎｏｍｉａｌ，简称ＮＢ）中 来源具体见表２。 另外，由于样本中被解释变量存在较多的零 进行选择。在回归过程中，我们实施了部门固定 效应用以控制各部门未被观察到的，不随国家变 化的差异性。 值，在９４０８个观测值中，观测值为零的达到了 １９３６个，占比约为２０．５８％；这很可能会影响估 表２ 变量名称、含义及数据来源 四、计量的回归结果 美国（出口目的地）进口关税（Ｉｎ（１＋￡…）） 的提高将减少与出口产品多样化水平，且通过了 ｌ％的显著水平；这与Ｆｅｅｎｓｔｒａ＆Ｋｅｅ（２００８）的研 究结果相符；尽管二战之后，关税不断下调，但关 （一）基本回归结果 首先进行负二项（ＮＢ）回归（见表３中的模 型１），Ａｌｐｈａ＝０．５２３，其９５％置信区间为（０．５０１， ０．５４５），故可以在５％的显著水平上“拒绝ａｌｐｈａ＝ ０”的原假设（即拒绝泊松回归），说明存在过度 分散，应采用负二项回归。表３中的模型２利用了 零膨胀负二项（ＺＩＮＢ）回归模型进行回归。Ｌｏｇ 税仍然是阻碍出口产品多样化的重要因素之一。 样本国自身进口关税（Ｉｎ（１¨ ））的削减却不利于 出口产品多样化的提升，且通过了显著性检验；事 实上，出口国自身的进口关税对本国的出口将产 生两种不同的影响：一方面，对最终产品的关税保 护可以通过“进口替代效应”从而促进出口产品 多样化；另一方面，由于国际分工的不断深化，目 ｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ的Ｐ值显著，说明模型整体显著，Ｖｕｏｎｇ 统计量为３．７ｌ远远大于１．９６（比该统计量更大的 概率仅为０．０００１），故拒绝标准负二项回归。综合 上述信息，应采用零膨胀负二项回归模型进行回 归。我们主要解释零膨胀负二项回归模型的结果 （模型２）。 前世界贸易以产品内分工为主，对中问品征收进 口关税，将导致“成本效应”而不利于出口产品 多样化；但我们的实证研究表明：进口替代效应超 过了成本效应。地理距离（Ｉｎ（ｄｉｓｔ ））对出口产品 多样化的影响显著为负，虽然科学技术不断的进 由模型２可以看出，贸易便利化（Ｉｎ（ ， ）） 对出口产品种类有正向影响。贸易便利化的系数 步，特别是运输和通信技术的飞跃发展，但“距 离”并没有消亡，距离仍然是出口产品多样化的 主要影响因素之一。与美国建立自由贸易区 为１．１５２且通过了１％的显著水平。出口产品种类 数反映的是出口产品多样化，因此，这也意味着贸 易便利化水平每提升１个百分点，出口产品多样化 平均将提升１．１５２个百分点。这与大多数相关文献 的结论相类似。贸易便利化水平的提升可以有效 地减少企业出口贸易成本，而根据异质性企业贸 （ＲＴＡ ）对出口产品多样化的作用显著为正，正如 Ｅｌｈｉｒａｋａ＆Ｍｂａｔｅ（２０１４）所言：区域贸易一体化 是出口多样化的“加速器”。部门支出 （Ｉｎ（ｅｘｐｅｎｄ 对出口产品多样化的影响也显著为 易理论，贸易成本的减少有利于降低企业出口临 界生产率水平，促使更多的企业进入出口市场，从 而提升了出口产品多样化水平。 ·正。出口国的国家特征中，共同语言（１ａｎｇ ）系数 也显著为正；而出口国是否为内陆国系数显著为 负，和经济理论预期一致。人均 ９６· 痛 ＧＤＰ（Ｉｎ（ｐｃｇｄｐ ））的系数虽然为正，但未能通过 显著性检验，这与Ｓｈｅｐｈｅｒｄ＆Ｄｅｎｎｉｓ（２０１１）实 证结果相类似。一方面，人均ＧＤＰ往往与技术水 宪２ｏ１８年第６期 的关系进行检验，采用负二项回归模型对９８个样 本国进行回归分析（见模型６）。回归结果仍然表 明贸易便利化对出口产品多样化有显著的促进作 用，这与模型２以及图２的结果保持一致；其他解 释变量的回归符号与模型２也基本保持一致。 模型３是采用零膨胀泊松（ＺＩＰ）回归的实证 结果。采用泊松回归，有效性虽然有所降低，但从 解释变量回归系数的符号来看，模型３基本与模型 ２保持一致。将样本中的零观测值剔除后进行负二 平密切相关，人均ＧＤＰ越高，技术水平越高，出 口产品越可能多样化；但另一反面，许多发展中国 家参与国际分工主要凭借其低廉的劳动力。因此， 人均ＧＤＰ与出口多样化的关系是不确定的。 从实证结果（模型２）各解释变量的回归系数绝 对值来看，美国进口关税的弹性系数最高（一１．４５７）， 其次为贸易便利化的弹性系数（１．１５２）。这说明贸 易便利化对出口产品多样化确实有较大的促进作用。 从国家层面对贸易便利化与出口产品多样化 表３ 项回归，得到了模型４，回归结果仍然与模型２与 基本保持一致。综上所述，本文的实证结果具有一 定的稳健性。 基本回归结果 注：小括号内数值为标准误， 、一和…分别表示在１０％、５％和１％的显著性水平上显著（下同）。中括号数值为ａｌｐｈａ值的９５％置 信区间。模型６采用的是国家层面的数据进行回归，回归方程中未将美国关税纳入，且无法控制部门效应。 （二）进一步检验 １．区分不同产品的检验。贸易便利化对不同 号基本保持一致；贸易便利化的弹性系数均显著 正，说明贸易便利化的提升对农产品、工业制成品 产品的出口多样性影响是否相同呢？本文按照 ＨＳ２０１２前两位编码将产品分为农产品和工业制成 品两大类。回归结果见表４中的模型８和模型９。 从回归结果来看，模型８和模型９中解释变量的符 出口多样化都有显著的促进作用；从回归系数的 大小来看，农产品贸易便利化的系数为１．２２７，而 工业制成品为１．１３１，这说明贸易便利化对农产品 出口多样化的促进作用大于对工业制成品的促进 ·９７· 涂远芬：贸易便利化与出口产品多样化 作用。这或许是由于农产品的特殊性，例如保鲜 入国家、中高收入国家以及中低收入国家，回归结 性、易变质等特点，贸易成本对农产品出口的阻碍 作用更大；以中国为例，农产品关税当量的贸易成 本比工业制成品的贸易成本高一倍多（许统生等， ２０１２）。贸易便利化措施能有效地降低贸易成本， 例如减少通关时间、简化报关文件等，使原来不能 够出口的农产品变成出口产品，将大大提升农产 品出口的多样化。 果见表４中的模型１０、１１、１２。从回归结果来看， 贸易便利化的弹性系数均为正且通过了显著性检 验，说明贸易便利化对高收入、中高收入、中低收 入国家的出口产品多样性都有显著的促进作用。 从回归系数的大小来看，高收入国家贸易便利化 的弹性系数最大，其次为中低收入国家，最小的为 中高收入国家。值得一提的是，在模型１１和１２ 中，人均ＧＤＰ的弹性系数显著为负，这说明中低、 ２．区分不同收入水平的检验。本文还实证分 析了贸易便利化对不同收入水平国家出口多样化 的影响。９８个样本国根据其收入水平，分为高收 表４ 中高收入国家更多的是依靠劳动力低廉这一要素 禀赋参与国际分工。 不同产品、不同收入水平的回归结果 ３．区分不同贸易便利化措施的回归。ＯＥＣＤ 的ＴＦＩ共涉及１１个细分指标，分别代表贸易便利 化的１ １种不同措施。那么，贸易便利化的不同措 施对出口产品多样化的影响如何？本文分别考察 这１１种贸易便利化措施的弹性系数均为正，除了 模型２１未通过显著性检验之外，其他模型均通过 了１％的显著性检验，这再次证明贸易便利化对出 口产品多样化具有显著的促进作用。从回归系数 大小来看，模型２０的弹性系数最高（０．６９），说 明“程序性手续”这一贸易便利化措施对出口产 品多样化的促进作用最大；“程序性手续”意在通 过简化边境控制、建立单一窗口等手段，减少出口 时间和复杂性；模型１６和模型ｌ３贸易便利化的弹 了信息的可获得性、贸易商的参与、预裁定、上诉 程序、费用、单证类手续、自动化手续、程序性手 续、边境机构的内部合作、边境机构的外部合作、 管理与公正性这１１种贸易便利化措施对出口产品 多样化的影响，回归结果分别对应表５中的模型 １３至模型２３。由表５的回归结果可以看出：模型 １３至模型２３，各解释变量的符号基本保持一致； ·性系数也比较高，说明“上诉程序”、“信息的可 获得性”这两种贸易便利化措施对出口的促进作 ９８· 高 用也很大；而模型９的弹性最小（０．００９）且未通 宪２ｏ１８年第６期 没有显著的促进作用，这也表明各国内部的监管 机构之间还应加强协调与合作。 过显著性检验，说明“边境机构的内部合作”并 表５ ＺＩＮＢ ＺＩＮＢ ＺＩＮＢ 不同贸易便利化措施的回归结果 ＺＩＮＢ ＺＩＮＢ ＺＩＮＢ ＺＩＮＢ ＺＩＮＢ ＺＩＮＢ ＺＩＮＢ ＺＩＮＢ ！ 兰 ｌｎ（１＋ｔｕｓａ／）０．３９…型 ０．０６…型！ ０．０８…型！ ０．６５…型 ｎｌ２…型！！ 型 ０．２４…０．０３…型！！ 型 ０．６９…０．００８ 型 ！ 型丝 型望 ０．０６…０．２０… （０．０４） 一１．５６…（０．０１５）一１．５７…（Ｏ．０Ｏ８） 一１．５ｌ…（０．０４４） （０．０１４） 一１．４９…一１．５ｌ…（０．０２６） （０．０１０） （０．０３５） （０．０３５） （０．０３５） （Ｏ．０３５） 一１．５５…一１．５３…一１．镐…一１．５４…一１．３８…一１．４９… ｌｎ（１＋ｔ ） ｌｎ（ｄｉｓｔ ） Ｒ （０．２１） 一０．００４ （０．２２１） —０．０１０ （０．２１８） ｎ０３… （０．２１７） 一０．０１４ （０．２１７） ０．００３ （０．２１７）０．００３ （０．２１８） ０．０００１ （０．２１３） ｎ０２…（０．２２０） （０．２１９） ０．００９ —０．０３…（０．２１６） ０．０１０ （０．０１２） 一ｎ３４…（０．０１２） 一Ｑ３０…（０．０１２） 一ｎ３４…（０．０１２） 一ｎ３３…（０．０１２）一ｎ２８…（０．０１２） 一０．３３…（０．０１２） 一０．３２…（０．０１２） 一０．３９…（０．０１２） 一ｎ２８…（０．０１２） 一ｎ２２…（０．０１２） 一０．３６… （ｎ０２０） ｎ１１… （０．０２０） ｎｌ５… （０．０１９） ｎ１３… （０．０１９） ｎ０９… （０．０１９） ｎｌ６… （０．０１９） ｎｌ３… （ｎ０２０） ｎｌ５… （０．０２０） ｎ１５… （０．０２０） ｎ１８… （ｎ０２ｏ） ｎｌ５… （０．０２０） ｎ０９…（０．０２６） ｌｎ（ｐｃｇｄｐ ） ｌｎ（ｅｘｐｅｎｄ ） （０．０２５） （０．００９） ｎ３４… （ｎ０２５） ｎ０９ （０．００９） ｎ３３… （ｎ０２５） ｎ０４… （Ｏ．ＯｌＯ） ｎ３３… （ｎ０２５） ｎ０８…ｎ３３…（ｎ０２５） （０．０１０） ｎ３４… （０．０２５） ｎ０９… （０．００９） ｎ３４… （Ｏ．Ｏ２４） ｎ０８…ｎ３２ （Ｏ．Ｏ２６） （０．００９） ｎ３５… （ｎ０２５） （０．００９） ｎ３１…（０．０２５） （０．ＯＯ９） ｎ０９…ｎ３３… ｎ０８… ｎ０５… ｎｏ９… ｎｏ９… ｎ０６… ｎ３２…（０．００９） （０．００５） ＺⅡ昭 ｎ２５… （０．００９） （０．００５） ｎ蝎… （０．００９） （ｎ００５） Ｑ１８… （０．００５）ｎ１４… （Ｏ．ＯＯ５） Ｑｌ９… （０．００５） ｎ１３… （Ｏ．０Ｏ５） ｎ１８… （０．００５） ｎ２０… （０．００５） ｎ１６… （０．００５） ｎ１６… （Ｏ．ＯＯ５） ｎ２７… （Ｏ．Ｏ２２） ｌａｎｄｌｏｃｋ 一ｎ２３…（０．０２３）一ｎ２３…（Ｏ．Ｏ２３） 一Ｑ１９…（０．０２３）一ｎ１９…（Ｏ．Ｏ２２） 一Ｑ２ｌ…（０．０２２） 一ｎｌ８…（０．Ｏ２２）一ｎ２２…（Ｏ．Ｏ２２） 一ｎ１４…（０．０２４） 一ｎ２１…（０．０２２） 一ｎ２９…（０．０２３） 一ｎ２２… （０．０２６４）常数项 ２．３６… （０．０２７）２．２８… （０．０１７） ２．５６… （０．０２６）２．７５… （０．０１７） ２．１６… （０．０２２）２．８４… （Ｏ．Ｏ２２）２．４ｏ… （Ｏ．Ｏ２６） ３．０４… （Ｏ．Ｏ２７） ２．ｏ８… （０．０２６） １．５９…（０．０２６） ２．９９…固定效应 ｂｇ ｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ （０．２３７） 控制 一２６８５４ （０．２４１） 控制 —２６７３４ （０．２３４） 控制 —２６４９９ （０．２３６） 控制 —２６９８ｌ （０．２３４） 控制 一２７ｏ４８ （０．２４４） 控制 —２７Ｏ４５ （０．２４３） 控制 —２７０８１ （０．２３７） 控制 —２６８９８ （０．２４３） 控制 —２６８９Ｂ （０．２３７） 控制 一２３９２２ｌ （０．２３９） 控制 —２６８９８ 样本数 ９３９８ ９３９８ ９３９８ ９３９８ ９３９８ ９３９８ ９３９８ ９３９８ ９３９８ ９３９８ ９３９８ 注：样本中存在有些国家某一项ＴＦＩ细分指标得分为零的情况，如果对其取对数，样本数将减少会导致信息缺失。为了避免样本的减少，对于得分为零的 ＴＦＩ细分指标，我们将其取值为０．０００１。 五、结论与建议 大小来看，“程序性手续”影响最大，其次为“上 诉程序”和“信息的可获得性”。 本文利用ＯＥＣＤ的贸易便利化指数（ＴＦＩ）， 应用２０１５年出口至美国的９８国９６部门的数据， 采用零膨胀负二项回归模型实证分析了出口国贸易 本文的研究表明，贸易便利化水平的提升能 够显著促进出口产品多样化，这为推动贸易便利 化的建设提供了强有力的证据。目前《贸易便利 便利化对出口产品多样化的影响，得到以下结论： 第一，贸易便利化对出口产品多样化存在显 著的影响。出口国贸易便利化水平提升１％，出口 产品多样化将平均提升１．１５２％。从各个解释变量 的回归系数来看，贸易便利化对出口产品多样化 的影响仅次于美国（出口目的国）进口关税的影 响，表明了“后关税时代”贸易便利化的重要性。 从产品来看，贸易便利化对农产品和工业制成品 化协定》已正式生效，各成员方如果能够严格执 行《贸易便利化协定》，将拓宽本国出口产品的多 样化，有利于经济持续稳定的发展。 中国是贸易大国，但中国出口增长主要来源 于集约边际，扩展边际（出口产品多样化）占据 的比重很小；２００８年金融危机，中国出口贸易额 的下降也主要是由于集约边际的减少（钱学锋、 熊平，２０１０）。因此，增加中国出口的扩展边际 （多元化）是未来我国出口贸易的关键，而贸易便 出口多样化均有显著的促进作用，但对农产品出 口多样化的作用要强于工业制成品；从国家来看， 贸易便利化对高收入国家出口产品多样化影响最 大，其次是中低收入国家和中高收入国家。 第二，贸易便利化的不同措施对出口产品多 样性的影响程度存在差异。在１ １个贸易便利化措 利化对中国出口产品多样化发展提供了新思路。 近年来，虽然中国在贸易便利化领域进行了多项 改革，并取得了显著的进展，但与发达国家相比， 中国的贸易便利化水平还有相当大的差距，还有 很大的提升空间。中国应率先从对出口产品多样 施中，只有“边境机构的内部合作”的系数未通 过显著性检验；其他１０个贸易便利化措施对出口 产品多样化均存在显著的促进作用。从影响程度 化影响最大、目前与其他国家存在差距最为明显 的“单证类手续”、“边境机构的外部合作”、“上 诉程序” “信息的可获得性”等方面着手进行改 ·９９· 涂远芬：贸易便利化与出口产品多样化 革，具体而言：继续简政放权，简化进出口相关手 续，加快推进通关无纸化，优化口岸业务流程，提 ［８］ Ｅｌｈｉｒａｉｋａ Ａ，Ｍｂａｔｅ Ｍ．Ａｓｓｅｓｓｉｎｇ ｔｈｅ Ｄｅｔｅｒｍｉｎａｎｔｓ ｏｆ Ｅｘ— ｐｏｒｔ Ｄｉｖｅｒｓｉｉｆｃａｔｉｏｎ ｉｎ Ａｆｉｒｃａ［Ｊ］．Ａｐｐｌｉｅｄ Ｅｃｏｎｏｍｅｔｉｒｃｓ ｎｄ ａＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ，２０１４，１４（１）：１４７—１６２． 高通关效率。此外，在自贸区试行的“单一窗口” 制度的基础上，进一步深化海关、港口、出入境检 ［９］ Ｆｅｅｎｓｔｒａ Ｒ Ｃ，Ｋｅｅ Ｈ Ｌ．Ｅｘｐｏ￣Ｖａｒｉｅｔｙ ａｎｄ Ｃｏｕｎｔｙ ｒＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ Ｅｓｔｉｍａｔｉｎｇ ｔｈｅ Ｍｏｎｏｐｏｌｉｓｔｉｃ Ｃｏｍｐｅｔｉｔｉｏｎ 验检疫等监管部门之间的合作，逐步实现“一次申 报、一次查验、一次放行”，并向全国逐步推广。最 Ｍｏｄｅｌ ｗｉｔｈ Ｅｎｄｏｇｅｎｏｕｓ Ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｉｎ— ｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，２００８，７４（２）：５００－５１８． 后，我国应主动与主要贸易伙伴开展贸易便利化合 作，建立、跨地区的通关合作机制；创新海关 国际合作，促进跨境电商等外贸新业态的发展。 参考文献 ［１０］Ｌｉｏｎｅｌ Ｆ，Ｇｉａｎｌｕｃａ Ｏ，Ｒｏｂｅｒｔ Ｐ．Ｔｈｅ Ｈｅｔｅｒｏｇｅｎｅｏｕｓ Ｅｆｌｆｅｃｔ ｏｆ Ｔｒａｄｅ Ｆａｃｉｌｉｔａｔｉｏｎ Ｍｅａｓｕｒｅｓ『Ｒ］．ＷＴ０ Ｗｏｒｋ． ｉｎｇ Ｐａｐｅｒ ＥＲＳＤ一２０１６—０３，２０１６． ［１１］Ｍａｌｉｋ Ａ，Ｔｅｍｐｌｅ Ｊ Ｒ Ｗ．Ｔｈｅ ｇｅｏｇｒａｐｈｙ ｏｆ ｏｕｔｐｕｔ ｖｏｌａ— ｔｉｌｉｔｙ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，２００９， ９０（２）：１６３—１７８． 钱学锋，熊平．中国出口增长的二元边际及其决定因 素［Ｊ］．经济研究，２０１０（１）：６５—７９． ［２］ 盛斌．ＷＴＯ（贸易便利化协定》评估及对中国的影响 研究［Ｊ］．国际贸易，２０１６（１）：４—１３． ［３］ 许统生，李志萌，涂远芬，等．中国农产品贸易成本的 测度［Ｊ］．中国农村经济，２０１２（３）：１４—２４． ［１ ２］Ｍｅｌｉｔｚ Ｍ Ｊ，Ｔｈｅ Ｉｍｐａｃｔ ｏｆ Ｔｒａｄｅ ｏｎ Ｉｎｔｒａ—Ｉｎｄｕｓｔｒｙ Ｒｅ— ｌａｌｏｃａｔｉｏｎｓ ａｎｄ Ａｇｇｒｅｇａｔｅ Ｉｎｄｕｓｔｙ Ｐｒｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ［Ｊ］． Ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃａ，２００３（７１）：１６９５—１７２５． ［１３］Ｍｏｉｓｅ Ｅ，Ｓｏｒｅｓｃｕ，Ｓ．Ｔｒａｄｅ Ｆａｃｉｌｉｔａｔｉｏｎ Ｉｎｄｉｃａｔｏｒｓ： Ｔｈｅ Ｐｏｔｅｎｔｉａｌ Ｉｍｐａｃｔ ｏｆ Ｔｒａｄｅ Ｆａｃｉｌｉｔａｔｉｏｎ ｏｎ Ｄｅｖｅｌｏｐｉｎｇ ［４］ Ｂｅｖｅｒｅｌｌｉ Ｃ，Ｎｅｕｍｕｅｌｌｅｒ Ｓ．Ｔｈｅ Ｒ，Ｅｘｐｏｒｔ Ｄｉｖｅｒｓｉｆｉｃａ— ｔｉｏｎ Ｅｆｆｅｃｔｓ ｏｆ Ｔｈｅ ＷＴＯ Ｔｒａｄｅ Ｆａｃｉｌｉｔａｔｉｏｎ Ａｇｒｅｅｍｅｎｔ Ｃｏｕｎｔｉｒｅｓ’Ｔｒａｄｅ［Ｒ］．ＯＥＣＤ Ｔｒａｄｅ Ｐｏｌｉｃｙ Ｐａｐｅｒｓ，Ｎ【】． １４４，２０１３． ［Ｊ］．Ｗｏｒｌｄ Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ，２０１５（７６）：２９３—３１０． ［５］ Ｂｌｅａｎｅｙ Ｍ，Ｇｒｅｅｎａｗａｙ Ｄ，Ｔｈｅ Ｉｍｐａｃｔ ｏｆ Ｔｅｒｍｓ ｏｆ Ｔｒａｄｅ ａｎｄ Ｒｅａｌ Ｅｘｃｈａｎｇｅ Ｒａｔｅ Ｖｏｌａｔｉｌｉｔｙ ｏｎ Ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ ａｎｄ ［１４］Ｎｏｒｄａｓ Ｈ Ｋ，Ｐｉｎａｌｉ Ｅ，Ｇｅｌｏｓｏ Ｇｒｏｓｓｏ Ｍ．Ｌｏｇｉｓｔｉｃｓ ａｎｄ Ｔｉｍｅ ａｓ ａ Ｔｒａｄｅ Ｂａｒｒｉｅｒｌ Ｒ Ｉ．ＯＥＣＤ Ｔｒａｄｅ Ｐｏｌｉｃｙ Ｐａｐｅｒ Ｎｏ．３５．２００６． Ｇｒｏｗｔｈ ｉｎ Ｓｕｂ—Ｓａｈａｒａｎ Ａｆｒｉｃａ『Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｄｅｖｅｌｏｐ． 『１ ５］Ｐｅｒｓｓｏｎ Ｍ．Ｔｒａｄｅ Ｆａｃｉｌｉｔａｔｉｏｎ ａｎｄ ｔｈｅ Ｅｘｔｅｎｓｉｖｅ Ｍａｒｇｉｎ ｍｅｎｔ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，２００１，６５（２）：４９１—５００． 『Ｊ］． ｒｈｅ Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ Ｔｒａｄｅ＆Ｅｃｏｎｏｍｉｃ ［６］ Ｃａｍｅｒｏｎ Ａ Ｃ，Ｔｒｉｖｅｄｉ Ｐ Ｋ．Ｍｉｅｒｏｅｅｏｎｏｍｅｔｒｉｃｓ：Ｍｅｔｈ— Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ，２０１３（２２）：６５８—６９３． ｏｄｓ ａｎｄ Ａｐｐｌｉｃａｔｉｏｎ［Ｍ］．Ｃａｍｂｒｉｄｇｅ Ｐｒｅｓｓ，２００５． ［７］ Ｄｅｎｎｉｓ Ａ，Ｓｈｅｐｈｅｒｄ Ｂ．Ｔｒａｄｅ Ｆａｃｉｌｉｔａｔｉｏｎ ａｎｄ Ｅｘｐｏ￣ ［１６］Ｚａｋｉ Ｃ．Ａｎ Ｅｍｐｉｒｉｃａｌ Ａｓｓｅｓｓｍｅｎｔ ｏｆ ｔｈｅ Ｔｒａｄｅ Ｆａｃｉｌｉｔａ— ｔｉｏｎ Ｉｎｉｔｉａｔｉｖｅ：Ｅｃｏｎｏｍｅｔｉｃ Ｅｖｉｒｄｅｎｃｅ ａｎｄ Ｇｌｏｂａｌ Ｅｃｏ— Ｄｉｖｅｒｓｉｉｆｃａｔｉｏｎ［Ｊ］．Ｔｈｅ Ｗｏｒｌｄ Ｅｃｏｎｏｍｙ，２０１１（３４）： １０】一１２２． ｎｏｍｉｃ Ｅｆｆｅｃｔｓ［Ｊ］．Ｗｏｒｌｄ Ｔｒａｄｅ Ｒｅｖｉｅｗ，２０１４（１３）： １０３—１３０． Ｔｒａｄｅ Ｆａｃｉｌｉｔａｔｉｏｎ ａｎｄ Ｄｉｖｅｒｓｉｉｃａｔｉｆｏｎ ｏｆ Ｅｘｐｏｒｔ Ｐｒｏｄｕｃｔｓ：Ａｎ Ａｎａｌｙｓｉｓ ｂａｓｅｄ ｏｎ ＯＥＣＤ ｓ Ｔｒａｄｅ Ｆａｃｉｌｉａｔｔｉｏｎ Ｉｎｄｉｃａｔｏｒｓ（ＴＦＩ）ａｎｄ Ｓａｍｐｌｅ Ｄａｔａ ｏｆ ９８ Ｃｏｕｎｔｒｉｅｓ（Ｒｅｇｉｏｎｓ） ＴＵ Ｙｕａｎ－ｆｅｎ （Ｓｃｈｏｏｌ ｏｆ Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ Ｔｒａｄｅ ａｎｄ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，Ｊｉａｎｇｘｉ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ ｏｆ Ｆｉｎａｎｃｅ ａｎｄ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ， Ｎａｎｃｈａｎｇ ３１００１３，Ｃｈｉｎａ） Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｉｔ ｈａｓ ｂｅｃｏｍｅ ａ ｃｏｎｓｅｎｓｕｓ ｏｆ ｔｈｅ ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ ｃｏｍｍｕｎｉｔｙ ｔｏ ｉｍｐｒｏｖｅ ｔｒａｄｅ ｅｆｉｃｉｆｅｎｃｙ ｔｈｒｏｕｇｈ ｔｒａｄｅ ｆａｃｉｌｉｔａｔｉｏｎ． Ｔｈｅ ｐａｐｅｒ ｕｓｅｓ ｔｈｅ ｔｒａｄｅ ｆａｃｉｌｉｔａｔｉｏｎ ｉｎｄｉｃａｔｏｒｓ（ＴＦＩ）ｃｏｍｐｉｌｅｄ ｂｙ ｔｈｅ ＯＥＣＤ ａｎｄ ｔｈｅ ｄａｔａ ｏｆ ９８ ｃｏｕｎｔｒｉｅｓ（ｒｅｇｉｏｎｓ）ｅｘ— Ｄｏｒｔｓ ｔ０ ｔｈｅ Ｕｎｉｔｅｄ Ｓｔａｔｅｓ ｉｎｖｏｌｖｉｎｇ ９６ ｓｅｃｔｏｒｓ ｉｎ ２０１５ ｔｏ ａｎａｌｙｚｅ ｔｈｅ ｅｆｆｅｃｔ ｏｆ ｔｒａｄｅ ｆａｃｉｌｉｔａｔｉｏｎ ｏｎ ｅｘｐｏｒｔ ｄｉｖｅｒｓｉｆｉｃａｔｉｏｎ ｗｉｔｈ ｎｅｇａｔｉｖｅ ｂｉｎｏｍｉａｌ ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ．Ｔｈｅ ｒｅｓｕｌｔｓ ｓｈｏｗ ｔｈａｔ ｔｈｅ ｔｒａｄｅ ｆａｃｉｌｉｔａｔｉｏｎ ｈａｓ ａ ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔ ｉｍｐａｃｔ ｏｎ ｔｈｅ ｄｉｖｅｒｓｉｆｉｃａｔｉｏｎ ｏｆ ｅｘｐｏｒｔ ｐｒｏｄｕｃｔｓ，ｅｓｐｅｃｉａｌｌｙ，ｈａｓ ａ ｍｏｒｅ ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔ ｅｆｆｅｃｔ ｏｎ ｅｘｐｏｒｔ ｄｉｖｅｒｓｉｉｆｃａｔｉｏｎ ｏｆ ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ ｐｒｏｄｕｃｔｓ ｔｈａｎ ｍａｎｕ— ｆａｅｔｕｒｅｄ ｇｏｏｄｓ．ａｎｄ ｈａｓ ｔｈｅ ｇｒｅａｔｅｓｔ ｉｍｐａｃｔ ｏｎ ｔｈｅ ｄｉｖｅｒｓｉｉｆｃａｔｉｏｎ ｏｆ ｅｘｐｏｒｔ ｐｒｏｄｕｃｔｓ ｉｎ ｈｉｇｈ—ｉｎｃｏｍｅ ｃｏｕｎｔｉｅｓ（ｒｅｇｉｒｏｎｓ）； ｔｈｅ ｉｍｐａｃｔｓ ｏｆ ｄｉｆｆｅｒｅｎｔ ｍｅａｓｕｒｅｓ ｆｏｒ ｔｒａｄｅ ｆａｃｉｌｉｔａｔｉｏｎ ｏｎ ｔｈｅ ｄｉｖｅｒｓｉｉｆｃａｔｉｏｎ ｏｆ ｅｘｐｏｒｔ ｐｒｏｄｕｃｔｓ ａｒｅ ｄｉｆｆｅｒｅｎｔ：ａｍｏｎｇ ｔｈｅ ｌｌ ｔｒａｄｅ ｆａｃｉｌｉｔａｔｉｏｎ ｍｅａｓｕｒｅｓ，ｏｎｌｙ ｔｈｅ“Ｃｏ－ｏｐｅｒａｔｉｏｎ ｉｎｔｅｒｎａｌ’’ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔ ｄｏｅｓｎ ｔ ｐａｓｓ ｔｈｅ ｓｉｇｎｉｉｃａｎｔｆ ｔｅｓｔ，ｔｈｅ ｏｔｈｅｒ １０ ｔｒａｄｅ ｆａｃｉｌｉｔａｔｉｏｎ ｍｅａｓｕｒｅｓ ｈａｖｅ ｓｉｇｎｉｉｆｃａｎｔ ｅｆｆｅｃｔｓ ｏｎ ｔｈｅ ｄｉｖｅｒｓｉｉｆｃａｔｉｏｎ ｏｆ ｅｘｐｏｒｔ ｐｒｏｄｕｃｔｓ，ａｎｄ ｔｈｅ ｉｍｐａｃｔ ｏｆ“Ｆｏｒｍａｌｉｔｉｅｓ Ｐｒｏｃｅｄｕｒｅｓ”ｉｓ ｔｈｅ ｇｒｅａｔｅｓｔ．Ｔｈｅ ｅｍｐｉｒｉｃａｌ ｒｅｓｕｌｔｓ ｉｎｄｉｃａｔｅ ｔｈｅ ｉｍｐｏｒｔａｎｃｅ ｏｆ ｔｒａｄｅ ｆａｃｉｌｉｔａｔｉｏｎ ｉｎ ｔｈｅ“ｐｏｓｔ—ｔａｒｉｆ ｅｒａ”， ｐｒｏｖｉｄｅ ｔｈｅｏｒｅｔｉｃａｌ ｓｕｐｐｏｒｔ ｆｏｒ ｐｒｏｍｏｔｉｎｇ ｔｒａｄｅ ｆａｃｉｌｉｔａｔｉｏｎ，ａｎｄ ｐｒｏｖｉｄｅ ｒｅｆｅｒｅｎｃｅ ｆｏｒ Ｃｈｉｎａ ｓ ｔｒａｄｅ ｆａｃｉｌｉｔａｔｉｏｎ ｃｏｎｓｔｒｕｃｔｉｏｎ ａｎｄ ｔｒａｎｓｆｏｒｍａｔｉｏｎ ｏｆ Ｃｈｉｎａ ｓ ｆｏｒｅｉｇｎ ｔｒａｄｅ ｐｏｌｉｃｙ． Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ：ｔｒａｄｅ ｆａｃｉｌｉｔａｔｉｏｎ；ｅｘｐｏｒｔ ｄｉｖｅｒｓｉｉｆｃａｔｉｏｎ；ｎｅｇａｔｉｖｅ ｂｉｎｏｍｉａｌ ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ （责任编辑：李江）
