我国贸易扩张的源泉：外延边际与内延边际——多样性的度量与经济增长的贡献率，本文主要内容关键词为：延边论文,外延论文,边际论文,经济增长论文,多样性论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
经验文献对国际贸易增长来自产品多样性的“外延边际”和纯粹数量扩张的“内延边际”研究涉及较少。前者代表当前国际贸易研究的方向，Krugman(1979)较早的研究将规模经济和产品多样性作为国际贸易产生的原因，其强调规模经济效果要求生产大批量、同质产品，从而带来市场价格的下降，但是对差异多样性的追求要求生产小批量、异质产品；要解决这一矛盾的最佳途径是开展国际贸易，即小产品也可意味着大市场。随着Krugman为代表的新贸易理论不断推广，产品多样性在国际贸易中的重要地位得以确立；相应的理论模式之后纷纷被学者们运用于实证研究，代表多样性的“外延边际”在各国国际贸易样本中得以不断检验，最为典型的代表成果为Feenstra(1994)的研究，其检验模式便于实证度量出贸易伙伴的多样性，以此为基础的检验研究也得出了诸多重要结论。
本研究尝试从新视角来探讨我国贸易扩张的源泉和动因，旨在透过贸易粗放规模扩张的深层次分析，得出我国贸易边际增长的类型特征和发展潜力。改革开放以来，我国对外贸易规模迅速扩张，无论是产品多样性或贸易绝对额方面均显示出大国优势，即本土效应显著。但是贸易扩张作为经济增长“发动机”的内在机理尚未得到充分的检验，即使理论方面国内文献也未能给出贸易发展作用于经济增长的完整解析，大多文献立足于新经济增长的内生技术模型，强调贸易（或产品）多样性带动技术进步进而带动经济增长；实证方面也未能给出具体的多样性指标，仅从产品内贸易发展指数来研究其对经济增长的贡献，显然具有偏颇性，这为本文通过度量贸易多样性指数研究其对经济增长的贡献提供了契机。
二、贸易多样性的文献综述
产品多样性在垄断竞争模型和贸易理论研究中起着重要作用①，然而自Krugman(1979)的开创性研究后，涉及贸易多样性的理论层出不穷，多数研究显得深莫可测或隐晦臆测，难以得到实证检验和证实。直到本世纪初，经验研究逐渐热衷于利用宏观或微观贸易数据来量化一国（或地区）的产品多样性程度，如David Hummels and Peter Klenow(2002) and Peter Schott(2004)考察了不同贸易国之间的共同贸易品集合以及贸易类别相对差异，进而实证推断了贸易多样性的重要性，如考察了贸易多样性与产品质量的关系。Christian Broda and David Weinstein(2004)利用美国进口数据研究发现增加的贸易多样性可解释每年进口价格指数下降的1.2%。Michael Funke and Ralf Ruhwedel(2001a，2001b，2002)通过研究OECD和东亚国家发现出口多样性和生产率之间的直接联系。Feenstra(2004)基于贸易品多样性探讨了实证度量的估计模式，并利用发达国家以及发展中国家跨部门的非总量数据测算了对象国对美国出口的相对多样性。
但是鲜有实证文献涉及贸易多样性的影响因素分析，其中Hummels and Klenow(2002)利用110个样本贸易国的5000个产品类别形成了系列研究报告，认为多样性与人均GDP和劳动力规模存在稳健的正相关。依据H-O理论的假设推断，我们认为一国出口优势产品的行业通常也是密集使用其优势资源的行业。借此，诸多学者通过实证检验了国别贸易多样性的差异与各国要素禀赋的关联性，如Isao Kamata(2007)引入了一个多部门异质企业模型，认为生产部门的要素比率决定了贸易的外延边际（代表多样性扩张的贸易增长），检验证实了具有比较优势的工业部门更具有多样性出口的优势。
多样性与国家生产率（或国家福利收益）的相关研究。Christian Broda and David E.Weinstein(2004)认为当前就多样性对国家福利影响的系统研究涉及的文献极少②，其通过研究美国的1972-2001年非总体样本数据，发现来自进口多样性的福利收益占GDP的2.8%。Klenow and Rodriguez-Clare(1997)通过发展一个贸易自由化模型研究了哥斯达黎加的情形，发现多样性对福利的影响有限。Romer(1990) and Grossman and Helpman(1991)构建的内生经济增长模型认为多样性增加可提高生产率水平。基于内生增长模型，Robert C.Feenstra(1998)利用1975-1991年微观基础数据检验了韩国和中国台湾的出口多样性与部门TFP的关系，发现16个工业部门中有9个存在多样性和TFP的显著关联。然而产品多样性对生产率提高的影响就不同类型国家样本来说存在差异性，如Douglas M.Addison(2002)认为对OECD小样本的考察不够全面，他进而考察了一个包含发展中国家的29个对象国1979-1986年的相对大样本，结果发现发展中国家的增长收益更多源自对产品多样性的模仿，而发达国家R&D投入对生产率提高要显著于多样性的贡献。
本研究的思路。多样性度量有赖于详细的贸易品分类数据，最简单直接的测算方法在于对进口或出口商品目录进行分类汇总进而取得单纯的品种数量，但是简单的计数法忽略了贸易品各个品种在贸易中的份额或权重；为此，Feenstra(1994)以CES生产函数为基础建立了兼顾单个多样性权重的较为复杂的度量模式。Frensch and Wittich(2005)认为产品多样性的范畴可以是消费品、资本品或者为中间品，相应的度量存在多重纬度，最直接的办法在于以出口或进口多样性来代替国内产品多样性（忽略了非贸易品多样性）③；本文为了简单起见，以Hummels(2005)的基本模型为基础，构建一个旨在度量代表贸易多样性的外延边际和内延边际的出口品总体分类模式，并对Feenstra(1994)测算方法进行改进以便适合于本国样本和省份度量。
三、贸易多样性的经验模式：内延边际与外延边际的分解
为了构建贸易的内延边际
和外延边际(I)，以及价格(P)和内延边际的数量
，依据Feenstra(1994)的方法将多样性引入一国的进口价格指数，理论上认为代表多样性的贸易品集合越大，进口价格指数越会走低。本文推导的度量模式既可以比较不同时期的进口多样性，也可对同一时期不同出口方的多样性进行比较；就后者来看，选择一个参照国（或地区）k，该国对m国的出口品类别（或多样性）集合大于任何一国j对m的出口品类别集；前者可作为参照全集I，而后者为不同的子集
。以此，对出口样本集的适当调整来比较所有国家j（与k的）相对出口价格；Hummels(2005)认为适当调整的目标就是计算出贸易的外延边际（简称为EM），即进口多样性，如下：
作为外延边际也可理解为国家j产品类别数相对国家k水平的一个加权比率。当不考虑所有产品类别的价格差异和数量规模异同，则外延边际可简单化为两国产品类别数的比较，即=/I。值得注意的是，公式(1)中分子代表的价格指数和出口数量规模值均不是国家j出口到m的相应值，而是参照国k对m国出口的相应水平值，目的在于按照统一参照系标准化所有不同国家j对国m出口的加权比率。Hummels(2005)认为(1)式设定存在一个缺点，即若国家j出口至m的某个类别产品数量极少，而该类别产品却是参照国k的重要出口类别，结果将导致过大，因而参照国k的选择尤为重要。
相应的内延边际（简称为IM）可通过比较相同产品类别下，国家j相对参照国k的名义出口值，表达如下：
内延边际的度量需要分离出国家j对m出口的多样性贡献因素，这要求式(2)固定产品类别集合，显然国家j和参照国k在不同贸易品的价格差和出口规模存在差异，将所有对象国j的出口现状与k国水平值，可获取统一标准的比率值，以此体现内延边际的国别差异。进而我们通过式(1)和(2)的乘积来体现内延边际和外延边际的关系模式，如下：
本文以下继续将内延边际分解为价格指数和数量指数两部门，首先在效用偏好基础上假定质量Q和特定产品类别i内的多样性N对于进口国m存在差异；进一步依据Hummels(2005)的设定，我们认为质量Q和多样性N对于出口国是不变的，于是Feenstra模式下国家j相对k的出口价格指数可表示为：
四、数据与样本
实证研究的样本主要涉及我国省份层面的对外贸易，数据类型为2000-2007期间的省份出口月度和年度数据；为了适用以上实证度量方法，本文按照出口国别和区域将对象国划分为美国、欧盟和其他地区。数据均来源于中国对外经济贸易年鉴（各年）、中国统计年鉴以及中国海关总署。出口多样性涉及的产品分类主要参考联合国第三次修订的《国际贸易标准分类》(SITC)的产业划分标准，其中SITC将货物分为10类：0～4类为初级产品，5～8类为制成品，其中化工类产品(SITC5)、纺织制造业产品(SITC6)、机械制造业产品(SITC7)、混合制造业产品(SITC8)；9类为未归类项目（由于9类产品贸易的发生具有偶然性且包括的商品类别及其总量都相对有限），鉴于精力有限，本文主要对0～8大类商品进行计算。依据产业内贸易指数计算的通常办法，我们将SITC前三位编码相同归为同一产业；参照“国”k的标准出口值采取全国出口商品贸易同比指数（SITC分类）的省份均值，主要为8类三位编码下的价格指数和数量指数。鉴于同一产品，显然同一产品分类的宽窄会对EM和IM的度量值产生直接影响，若同一产品定义越宽泛，则简单计数(count)的多样性则越小；反之，产品分类越精细计数多样性越大，但是数据采集归类的成本越高；考虑到各产业或产品在国际贸易中的重要性不同，我们通过加权平均数度量的Feenstra指数来替代计数多样性的方法，这部分克服了数据可得性问题和产品权重差异导致的总量不平衡问题。
五、我国省份贸易外延（及内延）边际度量和影响因素分析
（一）外延边际的度量——贸易多样性估计
通过对不同省份出口对象国和地区的分类，我们分别得出三组地区差异的外延边际指数值和内延边际指数值，如表1。总体显示两个指数与省份的出口总水平（总价值）保持较为一致的正相关性，且存在一定的地区差异，东部省份出口贸易无论是外延边际还是内延边际均要高于中部，而中部则高于西部，如整体样本计算的东部EM为56.2，相比较的中部和西部EM分别为40.1和18.0，前者高于后两者2.1和0.39倍，这说明经济发达的沿海省份即是贸易绝对量较高的地区，同时也是贸易多样性集中的地区，此外全国省份贸易额的累积增长也体现在固定品种（产品类型）下的数量扩张。
(1)外延边际和内延边际的比较。我们分析全国省份贸易增长的纵横两个方向特征，发现整个样本贸易扩张的动力更多的是来自外延边际，即多样性增长的贸易贡献要略高于纯粹数量增长的贡献；尽管本文未给出时间趋势，但是时期均值在多组对象国的测算显示出一致的稳健性。
(2)省份出口对象国的比较。从我国不同省份的出口对象国来看，我国贸易增长的两个源泉（外延边际和内延边际）来自美国与欧盟的贡献基本相当，但多数地区显示美国略高于欧盟；比较来看，美欧之外的其他地区基本保持了贸易增长贡献的最重要地位，尤其在多样性扩张方面，EM一致最高，这意味着近年来，我国不断开发新产品开阔海外新市场已初见成效，发展与广大新兴工业国的贸易也显示出对我国进出口拉动的长期动力。
(3)外延边际和内延边际区域差异的时期趋势比较（见图1-6），无论是外延边际还是内延边际在三个对象国所有样本期内一致显示东部地区明显高于中部（如图1对象国为美国的样本中，2001年、2003年、2005年和2007年四个时期显示的外延边际分别高于中部1.3倍、1.3倍、0.7倍和0.5倍，而中部地区在同时期相应的子样本高于西部地区的倍数分别为0.4、0.5、0.8和0.8）。从外延边际还是内延边际的地区收敛或扩散形态来看，因不同出口对象国而存在差异；表现出显著扩散趋势的图2和图5说明我国不同区域对美出口的内延边际呈现分化，沿海区域的绝对数量规模优势随着年份更加明显，而对其他地区的外延边际的扩散意味着东部地区的外延边际优势明显；收敛较为显著的图包括图4和6，即美国之外地区的内延边际在东、中和西部地区之间的差异逐渐缩小，说明内陆地区扩大了对美国之外地区的出口数量规模，拉小与东部沿海的内延边际的差距。
总体来说，贸易多样性或内延边际的地区差异符合我国经济发展的区域现状，东部省份多数为沿海发达地区，如广东、上海、浙江和江苏等省份外向型经济明显，其贸易扩张的两个源泉（或动力）都占据我国贸易增长的地区高份额，因而我们的多样性（以及内延边际）度量符合贸易发展的基本逻辑。但这并不意味着本文度量的产品多样性与地区经济发展或贸易额呈完全的线性关系；一方面在于影响多样性的因素众多，除了经济规模拉动贸易多样性的增长以外，地区的产业结构和创新程度均决定了其多样性生产的能力，外部市场需求、有形（或无形）贸易壁垒以及运输成本也是影响贸易多样性扩张的多重因素。
（二）贸易多样性的影响因素实证
本文分别度量了省份贸易增长的两个源泉——外延边际和内延边际。作为体现贸易多样性的外延边际增长已成为当前经验研究的热点，根据克鲁格曼的新张伯伦模型，在规模经济和产品差异的条件下，即使在两个生产完全相同的国家之间也能开展国际贸易——产业内贸易，并且这种贸易通过增加产品多样性会提高两个国家总体福利水平，这显示了我国对外贸易多样性增加的内在需求动力来自各国对福利的追求（赵永亮，2009）。
然而无论贸易多样性的扩张还是觉得贸易数量的累进，都存在外部环境和内部经济结构等因素的影响，包括限制多样性供给和需求两个方面。以下本文将从我国贸易多样性的影响因素来进一步作实证分析，主要选取的指标包括省份经济规模Y、外部市场规模Y*、关税Tariff、非关税壁垒NT、各省份引入的FDI、各省份的三资企业数量N(1)、中小企业的数量规模N(2)、体现产业结构的Krugman[,jt]指数和国有企业比重(Pubic Sector，PS)。其中外延边际的回归模型如下④：
EM[,jt]表示地区j在t时期的贸易多样性（即按样本年份测算的不同省份外延边际指数值），其中NT选取有效保护率指标⑤，国有企业比重PS为国有企业工业产值占工业总产值的份额；Krugman[,jt]指数度量省份专业化分工程度，具体度量参见王雷(2004)和赵永亮(2007)的方法⑥。相关数据来自2000-2007历年中国统计年鉴、省份统计年鉴以及中国对外经济贸易年鉴。
图1 美国为出口对象国的外延边际(EM)
图2 美国为出口对象国的内延边际(IM)
图3 欧盟为出口对象国的外延边际(EM)
图4 欧盟为出口对象国的内延边际(IM)
图5 其他地区为出口对象国的外延边际(EM)
图6 其他地区为出口对象国的内延边际(IM)
基于公式(8)和(9)本文以外延边际和内延边际为因变量的多因素回归估计，分别从一个整体样本和分区域样本（欧盟、美国和其他地区）进行8组回归，从不同角度和层次来观察贸易扩张的两个增长源泉受影响程度，实证方法采取OLS估计。模型稳定和错误设定(Ramsey Reset)的F检验值均低于5%显著性水平的临界值，这说明本文的模型设定不存在显著的设定问题，基本可以描述贸易多样性的绝大部分影响因素。
收入因素的作用。就整体样本Ⅰ的两组回归（回归1和5）来看，省份的收入水平和国际收入水平均显著为正，变量的系数值明显高于其他因素的水平值，其他分样本回归Ⅱ、Ⅲ和Ⅳ与样本Ⅰ保持较为一致。这说明收入或产出水平对外延边际（和内延边际）增长的贡献作用显著；可能的解释在于国内省份高产出地区更具有生产多样性的能力和出口贸易规模扩张的动力，国际市场的收入水平高则意味着需求拉动了我国总体的贸易多样性出口，也刺激了绝对贸易数量的增长。
贸易壁垒的影响。就关税因素来看，8组回归系数均一致为负，显著性存在一定差异，但两个因变量的总体样本Ⅰ分别通过了1%和5%的显著性水平，这基本能够说明关税壁垒限制了我国贸易多样性的出口增长（也减弱了出口贸易的深度）；非关税壁垒进入回归方程后的负值系数显著程度要略高于关税壁垒，且系数的解释能力也略高于前者；这意味着掩蔽性贸易壁垒对贸易多样性出口限制更加有效，其影响程度不容忽视。
FDI和外资的影响。我国省份经济外向度的差异还受到国外资本和企业进入程度的影响，从某种角度来看，外资大规模进入的区域通常也是贸易规模较大的区域，为了控制外资因素的影响，我们选择了FDI和三资企业数量两个指标列入方程，结果显示两者显著为正，符合本文的预期。外资进入国内生产带来了新技术、新材料和新产品，扩大了国内生产多样性，通过扩大出口以贸易多样性的形式体现出来。
中小企业规模的作用。中小企业数量变量在外延边际和内延边际两组中具有一定差异性，前组4个回归系数要优于后组的显著性水平，对外延边际的回归还显示变量系数随对象国样本存在一定差异。这说明中小企业数量的增加，有利于我国全方位的贸易多样性增加；比较来看，中小企业对于我国贸易扩张的贡献更多地体现在出口多样性方面，而对绝对数量增长的作用次之。从供给的角度来看，我国中小企业数量的增加，扩大了经济体内产品多样性的潜在供给。
国内生产结构的作用。
指数主要度量不同省份的产业结构与全国平均水平的差异程度，进入8组回归后较为一致为正，符合预期；尽管部分回归显著性略差，但较为一致的回归系数仍具一定说服力；就该变量影响作用一个可行的解释，即产业结构越雷同，一个地区的产品就越可能受到周边省份的强有力竞争，从而可能削弱了其出口多样性的增长能力和贸易规模扩张的程度。
市场化改革的影响。体制改革可释放经济增长的潜力，这又体现于微观层面企业的绩效提高，如通过市场化改革后非国有企业更具有创新动力，不断扩大新产品的研发和生产，增加了市场的产品多样性，最终通过出口多样性得以体现。东部变量作为控制变量也进入了回归方程，表现相当理想，显著为正且具有较高的解释能力。这充分显示沿海地区对我国贸易发展促进的重要地位，该地区已成为我国贸易多样性和贸易绝对规模增长双重拉动的重要区域。
六、多样性、技术进步与经济增长
我们现在转向产品多样性对经济增长的因素影响分析。传统经济理论注重物质资本和人力资本的积累，以及在内生增长设定中，注重技术变化。但是资本积累和技术创新只是最直接的经济增长因素；由技术诱发产品多样性，进而贡献于经济增长的研究思路是当前实证的一个角度；从体现生产多样性与生产率之间的关系的相关文献来看，存在多种基于研发(R&D)的内生经济增长模型，此类模型均认为产品多样性增加源于人力资本投资以及投资带来的经济增长，由于R&D投资产生新知识和新技术（通常是非竞争的），而非竞争性知识技能的累积扩张并最终构成生产的重要因素投入，以此促进TFP的增长，进而成为经济增长的重要源泉。Romer(1990)的文献较早地将TFP作为多样性中间品投入的函数，如下：
要得到方程(11)的一致参数估计量，需要考虑内生性问题；由于经济体内的技术进步和产品多样性增长难以相互独立，更多地体现于彼此的内在影响。克服内生性问题的直接方法在于选取合适的工具变量，这一方面需要选择的工具变量实现与残差扰动项不相关，另一方面需要保障工具变量与其他解释变量之间的独立性；显然合适的估计方法就更为重要。
（一）内生性问题的GMM方法
科研投入和教育发展一样可能是内生的，在决定经济增长水平的同时，也为经济增长所制约，于是在对面板数据进行经验分析时，GMM方法被广泛用来处理方程中存在的内生性问题(Arellano and Bond 1991；Holtz-Eakin，Newey，and Rosen 1988；Levine，Loayza & Beck，1999)。对于增长回归来说，GMM显得尤为重要和作用突出。一阶差分GMM估计量首先被Arellano and Bond(1991)提出，并被Caselli，Esquivel and Lefort(1996)引入增长文献。传统计量经济学模型估计方法，如OLS、IV、MLE等都有局限性，其参数估计量必须在模型满足某些假设时才具有良好的性质，如只有当模型的随机误差项服从正态分布或某一已知分布，MLE的参数估计量才是可靠的估计量，而GMM允许随机误差项存在异方差和序列相关(William H.Greene，2002)。我们对28个省份2000-2007年间的省份经济增长率滞后2期作为工具变量来研究产品多样性对经济绩效的影响。
（二）增长率贡献估计的因素分解——产品多样性的考察
通过GMM估计我们一共进行了6组回归（见表3），全样本回归1显示劳动力和资本要素对因变量的解释力超过了2/3，作为传统增长要素两者的贡献率占据重要地位。此外，科研投入水平和规模都通过了5%的显著性水平且显著为正，与两个变量的逐一回归4和5保持一致，符合预期；这表明科研投入通过技术进步带动了经济发展，成为我国经济发展另一个不可或缺的增长源泉；高校入学率S表现略有逊色，显著性和解释力均不高，可能的解释在于教育对经济增长的直接影响难以显现，尽管通过提升人力资本的途径可间接推动经济增长，但人力资本跨区域流动未受限制的情形下，变量S的不甚显著也合乎逻辑。
产品多样性的考察。总体回归的gEM系数通过了1%的显著性水平，在不考虑科研投入的回归3也具有类似的估计结果，两组回归gEM对经济增长率的解释力低于传统要素（资本和劳动力），但接近于两个科研投入的总体解释能力。这说明我国产品多样性对经济增长的内在作用机理可能具有其种独特性，一方面，我国产品多样性通过新技术和新要素直接推动生产要素优化配置，进而提升生产率扩大了产能；而新产品的推广通过市场需求拉动促进了生产增长；另一方面，产品多样性本身也是技术进步的策动力，如Douglas M.Addison(2003)认为产品多样性可促进“干中学”的延续，不至于在固定多样性产品情形而失去知识积累的进度，尤其在我国发展的不同时期，对海外新产品的引进和吸收，模仿和创新进一步增加了知识累积，以此导致技术进步并扩大了生产率的提升，进而带动我国高经济增长的长期延续。
稳健性检验。为了避免lnR(1)、lnR(2)以及lns等变量之间可能存在的共线问题，本文分别作了3组回归4-6，结果显示主要变量的系数和显著性并没有发生太大差异，一致显示估计是稳健的。
七、结论
本文以我国贸易多样性为研究对象，通过Hummels(2005)的贸易多样性理论思路，构建适用于度量我国省份层面贸易多样性的Feenstra指数，分别测算了2000-2007期间我国省份贸易增长的两个源泉——外延边际和内延边际，结果显示代表贸易多样性增长的外延边际对贸易扩张的贡献略高于绝对数量增长的内延边际；就我国贸易多样性的区位比较来看，美欧之外的新兴工业国逐渐成为我国贸易多样性拉动增长的重要新市场。从贸易多样性的影响因素来看，国内经济规模和海外市场潜能成为多样性扩大的基础因素，贸易壁垒因素通过显性和掩性的干预措施扭曲了贸易品种结构，从而限制了贸易多样性的增长；中小企业对贸易多样性的贡献要大于其对内延边际的作用，FDI和外资引入差异成为影响省份贸易多样性扩大的供给因素，国内市场化改革越加速越能带动非国有经济的活力，刺激创新并扩大了贸易多样性。
以贸易多样性作为产品多样性的替代工具，检验考察发现多样性对经济增长率的贡献成为低于传统要素（资本和劳动力）后的第三大因素。我国改革开放以来，外资大量进入带来了新技术、新要素和新产品，也更新了传统生产观念；国家科研投入规模和水平的不断提高，也加速对海外新产品的引进和吸收，模仿和创新，进一步增加了知识累积，以此导致技术进步并扩大了生产率的提升，进而带动我国高经济增长的长期延续。但是，我国贸易粗放规模式发展格局依旧未能改变，贸易多样性对经济增长的贡献随着贸易全球竞争力的缓慢提升而逐渐下降⑧。为此，解决问题的路径是从产业技术R&D入手，以自主创新实现出口商品结构高度化的领先能力，在加速多样性扩张的同时提高我国贸易多样性的产品质量，从而赢得国家长期经济增长的贸易竞争力。
注释：
①产品多样性的定义存在多个层面，理论层面的研究认为单一多样性可理解为一个产品品牌，或一个企业、行业或国家的总产出；而相应的实证研究并没有对多样性给出严格的定义，如计量分析研究将多样性作为企业的一条生产线，国际贸易文献则将多样性定义为特定国家非总体贸易流(Christian Broda and David E.Weinstein，2004)；显然多样性的定义受到研究样本和对象的限制，本文则重点强调贸易的多样性。
②如Hausman(1981)的研究估计了多样性（产品线）对福利的影响，他利用线性和对数线性需求函数估计了新产品的真实价格，并测算了新产品价格下降对福利变化的影响。
③Richard Frensch and Vitalija Gaucaite-Wittich(2005)进而认为以进口品来测算多样性则必须要考虑产品的原产地，如A国来自B国进口品的中间产品或许来自C国，此类问题是Feenstra(1994)模型需要克服的方面。
⑤非关税壁垒的度量指标很多，如等量关税法(The Tariff Equivalent)或价格差值法(Price Wedge)、等量补贴法(Subsidy Equivalents)和有效保护率法(Effective Rate of Protection)等。而有效保护率（通常指有效关税率）避免了名义关税率只反映对最终产品国内生产者保护程度的局限，体现了非关税壁垒的存在。
⑥我们依据定义
，来衡量地区经济结构差异；这里
和
分别代表省份i和全国省份平均水平的产业k所占其GDP的几何均额，显然该指数越大，该省份的工业结构差异越大。
⑦相应的数据来自历年《中国统计年鉴》；鉴于科研投入水平R(1)与技术产出高度相关，我们以各地区技术市场成交额作为该变量的代理变量，R(2)由国有企事业单位专业技术人员数表示。
⑧周松兰(2006)通过比较世界贸易主要国家和地区的出口商品结构竞争力，得出中国出口商品多样性世界第一，但出口商品结构整体竞争力为世界第十三位。
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