中国的对外贸易结构改变了吗？，本文主要内容关键词为：对外贸易论文,中国论文,结构论文,改变了论文，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
对外贸易的快速扩张是改革开放以来中国经济增长的一个显著特征。根据世贸组织的相关统计，2004年中国外贸总额超过一万亿美元，成为仅次于德国、美国的全球第三大贸易体。高速发展的中国对外贸易也成为经济研究中一个持久的焦点。除了对外贸总量的关注之外，学界对中国外贸结构的变化有着更为浓厚的研究兴趣。简单而言，贸易结构就是一国对外贸易中，各种商品的进出口份额及贸易平衡状态的基本情况。分析对外贸易的商品结构，是国际贸易理论和经验研究的一个核心领域(樊纲等，2006)。就我国而言，一种较为普遍的观点是，中国对外贸易的优势在于低附加值的劳动密集型产品。那么，伴随中国经济的高速发展以及不断的结构调整，中国外贸的商品结构是否发生了显著变化？如果答案是肯定的，那么变化的轨迹和方向又是怎样？中国作为一个贸易大国，这些问题值得研究。理论层面上，对对外贸易结构变化动态的分析，可揭示贸易结构的演化具有何种规律、符合何种理论学说，从而使我们有效地预测我国外贸结构的变化趋势。理论上的分析同时也具有政策上的含义。目前，我国正在大力推动结构调整、产业升级，积极发展资本、技术密集型的高端制造业，这些产业政策的制定是否合适、能否发挥提升我国出口商品层次、改善贸易结构的作用，必须建立在对贸易结构变化内在规律的认识之上。本文的研究主旨就是对以上问题进行深入探讨。
目前，关于贸易结构决定因素的理论学说主要有三种，即要素禀赋论、产品周期论及技术进步论，它们对贸易结构变化动态的预期不尽相同。传统要素禀赋理论认为一国的贸易结构由该国的相对要素密集度决定，而后者受资源禀赋条件限制，在短期内很难改变，因此，贸易结构的变化较为缓慢。相反，后两种学说提出贸易结构具有更为丰富的变化动态。产品周期论(Posner，1961；Vernon，1966)认为产品在生命周期中会逐步由技术和资本密集型向劳动密集型转化，产品的生产也会在不同国家转移，各国贸易结构会因此相应地发生变化。技术进步论则认为由研发活动带来的技术优势决定着贸易部门的发展路径和贸易结构(Grossman and Helpman，1994)，技术在国家间的溢出将会提高发展中国家的技术水平，进而促使比较优势及贸易结构在国家之间频繁变化。产品生命周期的变化，实质上也是产品技术特征的变更，故产品周期理论往往也被看做是技术论的一支。
为了对上述理论学说进行验证，针对贸易结构的经验研究不断涌现。从方法上看，早期的研究多是采用加总的净出口贸易数据对产品技术含量(多采用研发支出或产品年龄来表示)进行回归分析，以判断现实中贸易结构的演化更符合哪种学说，进而判定贸易结构的演进方向(Hirsch，1975；Audretsch，1987)。这些研究的结论比较模糊，支持要素禀赋理论和支持产品周期理论的研究都是存在的，对于贸易结构变化的预测也不尽相同。与这类研究不同的是，Gagnon and Rose(1995)提出了一种新的方法，他们不再去分析产品中的技术含量，而是依靠对较长时间跨度贸易数据的观察和分析来判断贸易结构的动态变化。Gagnon and Rose(1995)利用4位数贸易数据，考察了1962至1992年间美、日、英等六国贸易结构，结果发现未有显著变化，间接证明了要素禀赋条件对于贸易结构的决定作用。基于Gagnon and Rose(1995)提出的方法，Carolan et al.(1998)对美国与八个东亚主要经济体的细分双边贸易数据进行了考察，结果发现，美国与这些国家双边贸易中的商品结构发生了较大的变化。Carter and Li(2004)则对美国、日本、欧盟、澳大利亚、加拿大等国贸易结构的变化动态进行了分析，发现前三者的贸易结构变化较为显著，而后两者则更为稳定。
近年来，针对中国贸易结构演化的经验分析也受到了广泛重视。目前国内的相关研究大致可以分为两类，一是通过识别贸易品的技术分布来判断贸易结构的变化。这类研究的困难在于，如何去找到一个成熟的、可靠的用于揭示贸易品技术含量的指标，这至今还未有一致的结论。不同的观点往往来自于不同的分析方法(杜修立和王维国，2007)。例如，樊纲等(2006)采用基于显示附加值赋值原理的识别方法，发现从1995年至2003年中国出口技术高度的提升并不显著，类似的结论在杜修立和王维国(2007)那里也可以得到，而在姚洋和张晔(2008)的研究中，中国产品的技术含量在样本期内迅速下降。另一条思路是通过观测贸易流量变化进行分析，一些针对中国贸易显示比较优势(RCA)的研究即属于此类(魏浩等，2005；鲁晓东和李荣林，2007)。这方面的已有研究所得出的结论，往往也不尽一致。
在既有国内外相关研究的基础上，本文将针对中国对外贸易结构做进一步的分析，以判断近十余年来(样本期为1992-2004年)中国贸易结构是否发生了显著改变。方法上，本文主要基于对时序贸易数据的观察以及对商品贸易平衡变化的分析。具体而言，本文采用Gagnon and Rose(1995)提出的分析方法，其所提及的贸易额标准化处理指数有效避免了通货膨胀、经济扩张、意外冲击等因素对于贸易平衡的影响，以及由此可能引致的结论偏误，这一点对处于结构变革中的中国经济尤为重要。他们的方法还强调了对微观产品的贸易平衡状态的连续性观测，通过对产品贸易平衡分布变化的统计分析来判断贸易结构变化态势，充分利用了样本期内的数据信息，有助于得出较为全面的结论。数据方面，相对于既有研究，本文的改进在于，就一个较长时间跨度内，采用SITC(Rev.2)分类标准中的4位数水平大样本细分贸易数据，同时使用5位数数据进行稳健性分析，以探讨商品层面贸易结构的变化。
本文结构安排如下：第二部分对数据来源和方法加以说明，第三部分考察中国总体对外贸易的商品结构及其变化动态，第四部分针对中国与四个亚太主要经济体的双边贸易结构进行分析，第五部分是稳健性分析，最后为结论性评述。
二、数据与方法
本文所使用的数据为联合国贸易数据库提供的按照SITC(Rev.2)标准分类的4位数水平细分贸易数据，时间跨度为自1992至2004年。根据Richardson and Zhang(1999)的讨论，选取不同层次细分水平的数据，将会影响对贸易结构的判断。高度加总数据很有可能显示出较强的产业内贸易特征，这在研究贸易结构变化时往往会产生误导。最为理想的情况是将贸易数据做尽可能细致的划分。严格意义上说，SITC标准中的4位数细分数据仍然属于“行业”而非“产品”数据，但Gagnon and Rose(1995)认为，这一层面数据已经足够消除大部分的产业内贸易，因而将4位数层面数据对应于商品数据是可行的。SITC 4位数数据也是目前划分较为细致的、具有较长时间跨度的贸易统计数据①，除部分产品存在数据缺失而需要剔除外②，样本期内每年具有统计数据的产品数基本可以保持在700种以上，在样本期内可提供一万个左右的进出口数据，具有比较广的覆盖面。此外，在Grossman and Helpman(1991)质量改进模型中，他们提出同一种产品的质量改进也应该视为新产品，然而针对商品质量的统计数据目前还不存在，因而也就无法将质量改进效应纳入经验分析的框架之中，这一点需要在此给予说明。
中国对外贸易规模自20世纪90年代初以来高速扩张，外贸总量由1992年的1654亿美元上升至2004年的11 548亿美元，在全球贸易体系中的地位显著上升。不过，贸易规模的扩大很有可能是由于诸如通货膨胀、经济增长、贸易在总产出的重要性、经济失衡、贸易政策等因素的影响。为避免由此可能导致的结论偏误，需要将这些因素剔除。本文采用Gagnon and Rose(1995)提出的方法，首先对贸易数据进行标准化处理，具体而言，对于t年第i种商品，其标准化后的净贸易额指数
定义如下：
为了反映进出口商品结构的变化，需要计算各商品的贸易平衡情况。为避免微小因素所导致的偏差，Gagnon and Rose(1995)提出按照如下方法对商品贸易平衡情况进行分类：(1)贸易盈余：NB值大于一个单位标准差；(2)贸易赤字：NB值小于负的一个单位标准差；(3)贸易平衡：NB值小于一个单位标准差，大于负的一个单位标准差。标准差根据商品在样本期内的NB时间序列值计算得出，任一商品均是根据自身时间序列变化特征定义贸易平衡情况，并不受到其他商品贸易平衡情况的影响。
在定义了NB和NV之后，我们就可以依据Gagnon and Rose(1995)提出的两种不同类型的方法，对中国贸易结构的动态变化进行经验分析。第一类方法是比较样本期起止年份的商品贸易平衡状况的变化，进而判断贸易结构有没有发生显著变化。针对该种方法，Gagnon and Rose(1995)具体提出了两种检验贸易结构变化的方法：一是根据计算出的NB值对起止年份各商品的贸易平衡状态进行分类，同时计算每一类别商品在贸易量中的标准化份额NV，从而得到一张反映起止年份中贸易平衡变化的双向表(two-way table)，通过比较该表中的份额变化，来判断贸易结构的变化；二是对起止年份的贸易平衡状况进行卡方(
)检验，该检验的原假设是不存在相关性，如果拒绝原假设，则说明起始年份中处于贸易盈余(赤字)状态商品的分布与期末年份中处于盈余(赤字)状态商品的分布相关，也就是说，开始时处于贸易盈余(赤字)状态的商品在样本末期仍然可能维持原状，即贸易结构没有显著变化。反之，如果卡方检验未能拒绝原假设，则情况正好相反。除了卡方检验外，Cramer's C检验，以及将期末的NB值对期初的NB值进行回归分析，也可以得到类似的结果。
除了对起止年份的比较之外，另一类方法则是在整个样本期内，考察商品每年的贸易平衡状态，并根据商品处于贸易盈余状态的年份数构建直方图(histogram)，以此判断样本期内的结构变动。Gagnon and Rose(1995)提供了两种形式的直方图：未加权的和加权的。未加权直方图的构建方法是：在整个样本期内(t＝1，2，…N，N为样本期的长度)，根据处于贸易盈余状态总年份数对商品进行分类(如第x1和x2种商品在样本期内处于贸易盈余状态的总年数同为5年，则两种商品划归一类)，然后计算出每一类别中商品数量占总商品数的比例，据此绘制直方图。加权直方图则是在以上步骤基础上，以NV值为权重进行加权处理。如果某种商品在整个样本期中一直处于盈余状态，则位于柱状图中最右侧的单元中，如果没有一年处于盈余状态，则位于最左侧的单元中。通过观察直方图的形态，可以判断贸易结构的变化动态：出现双峰(bi-modality)形态表明贸易模式比较稳定，中间出现峰值则说明贸易结构变动较为频繁。
三、中国对外贸易结构的变迁
这一部分从总体上考察中国对外贸易的商品结构。在进行经验分析之前，我们首先对中国对外贸易的构成进行简要的说明。表1是样本期初(1992)和期末(2004)的SITC 1位数商品的标准化贸易份额。容易看出，无论是期初还是期末，第6、7、8类商品在对外贸易中都占据很大份额。然而从变化动态来看，除了第7类商品外，其余9类商品的变化均十分有限，变化最大的(第6类)也只有7.8个百分点。相对而言，第7类商品的标准化份额由27.7％上升至46.2％，增加了18.5个百分点。然而，若是从组内各商品的平均份额来看，各类商品的贸易份额变化都不是很大。
接下来，我们对样本期内起止年份的贸易方向(direction of trade)进行分析，表2是根据不同贸易平衡状态对2004年标准化贸易份额(NV值)进行分解的双向表(two-way table)。我们首先来看第一行1992 surplus，该行数据显示，1992年处于贸易盈余状态的商品，其在2004年的标准化贸易份额NV为25.2％。这其中，那些在1992年处于贸易盈余状态而在2004年转变为贸易赤字状态的商品，其2004年的标准化贸易份额只有0.1％。再看第三行1992 deficit，1992年处于贸易赤字状态的商品，其2004年的标准化贸易份额为34.3％，这其中，由贸易赤字状态转变为贸易盈余状态的商品的份额只占1.5％。将双向表中对角线上(左上至右下)的数据加总，即得到未发生变化的贸易份额，从表2中可以看出，这一指标等于47.9％(21.8+3.4+22.7=47.9)。参考Gagnon and Rose(1995)针对美国和英国的研究，作者根据该指标分别等于52％和42％而判定两国贸易结构未发生显著变化。
这里47.9％的数据也表明我国对外贸易的商品结构没有显著变化，但更为严格的判断还需要借助于必要的统计检验。表2中同时给出了卡方检验结果，检验值在0.0001％水平上显著拒绝了原假设。Cramer's C检验值等于0.4071，该值类似于相关系数，该检验值位于0和1之间，值越高，说明关联程度越大。此外，我们还直接将期末的NB值对期初的NB值进行回归分析，解释变量的系数估计值为0.48607，在1％水平上显著。显然，从这些统计指标来看，样本期末的贸易结构与期初的贸易结构具有较强的相关性，也就是说，期初处于贸易盈余(赤字)状态的商品，在样本期末很有可能仍然维持着原状态。
图1 处于贸易盈余状态的年份数
以上分析只是利用了样本起始和终止年份中的相关信息，下面我们进一步利用样本期内所有年份的贸易数据。图1同时构建了未加权和加权的贸易盈余年份直方图，图中的横坐标代表年份数，由于样本期长度为13年，故横坐标轴取值范围在0—13之间。在未加权的图(a)中，对于某个年份，如横坐标上的4年，对应的柱表示所有商品中，处于贸易盈余状态的年份数等于4年的商品所占比例，在加权的直方图(b)中，则以样本期末(2004年)的标准化份额做了进一步的加权处理。可以看出，无论是(a)或者(b)图，直方图的形态极为相似，两者都呈现典型的双峰形状，最左和最右侧单元的比例最高，两者之和均超过了50％，图(b)甚至超过70％，两图的中间部分均没有明显的峰(spike)，即大部分商品处于贸易盈余状态的时间要么为0，要么为13年。图中所反映出的事实与表2中的统计结果相互印证。这就说明，中国的对外贸易结构比较稳定，大部分产品的贸易平衡状态并未发生变化。对数据更为仔细的观察则不难发现，2004年处于贸易赤字状态的197种商品(占2004年贸易额的41.6％)中，在之前的12年里，只有12个商品曾经至少有过一年处于贸易盈余状态；类似的，2004年处于贸易盈余状态的230种商品(同样占到了2004年贸易额的41.6％)中，在之前的12年里，只有29种商品曾经至少有过一年处于贸易赤字状态。表3中，我们具体给出了那些在样本期初和期末贸易平衡状态发生反转的商品。
综合以上分析，我们可以得出这样的结论：自1992年以来，尽管中国经济结构经历了剧烈的调整，但中国对外贸易的商品结构并未因此受到显著影响，大部分商品的贸易平衡状况也没有发生显著变化。联系到本文前言部分中关于三种学说的说明，这里的结果也从侧面表明，中国对外贸易结构主要还是由要素禀赋条件来决定，H-O理论对于中国外贸结构的现状及变化动态具有较好的解释力。经济结构的调整会影响资源配置的途径和方向，从而使资源得到更为有效的使用，但短期内并不会导致要素相对密集度的改变。根据林毅夫等(1999)的讨论，中国经济改革是由非要素禀赋相适型向要素禀赋适应型的改革，由赶超型战略向比较优势发展战略的转变，这实际上是强化了以要素禀赋为基础的发展路径。进而，如果要对中国对外贸易结构的变化做出预测，那么，当前中国的对外贸易结构在未来较长的一段时间内可能并不会发生显著变化。只有当长期增长导致教育、收入水平的显著提高，进而要素相对密集度发生变化时，贸易商品结构的转变才将会成为水到渠成的结果。
四、与亚太主要经济体双边贸易结构的变化
前一部分的分析表明，从整体上看，中国贸易结构自1992年以来并没有随着经济结构的调整而出现显著的变化，但这并不必然意味着在与各经济体的双边贸易中也是如此。正如Gagnon and Rose(1995)发现美国的整体贸易结构比较稳定、而Carolan et al.(1998)则发现美国与多个经济体双边贸易存在显著的结构变迁一样，中国与各经济体的双边贸易结构也有可能表现出更为丰富的变化动态。因而，我们将着重考察与亚太几个主要经济体双边贸易结构的变化特征，具体包括：美国、日本、韩国、中国台湾省等。限于篇幅，这里不再给出中国内地与上述四个经济体双边贸易的构成情况③。
表4是与表2类似的双向表，其中包括了四个子表，分别对中国内地与四个经济体间双边贸易进行分解。将每个子表中对角线(左上至右下)上的数据相加，即得出在样本期初和期末年份中，贸易平衡状况未发生变化的贸易份额。对于美国、日本、韩国和中国台湾省，这一数据分别等于48.1％、54.8％、32.3％和27.6％。可以看出，该指标在中美、中日双边贸易中差别不大，可视为一组，在中韩以及两岸贸易中的差异也较小，亦可视为一组，但前组与后组之间的组别差异则要大出许多，该指标值最高的中日贸易，已经接近指标值最低的两岸贸易的两倍。结合前面的分析，我们在此可以做出一个大致的判断，即中美、中日双边贸易的商品结构并没有发生显著的变化，而中韩以及大陆与台湾省的两岸贸易中贸易结构的变动则较为明显。通过对比统计结果也可以看出，中美、中日双边贸易的相关检验值要高于中韩，以及两岸贸易的相应值。进一步地，我们将期末的NB值(2004)对期初的NB值(1992)进行简单回归分析，结果见表5。我们容易看出，这里的结果与双向表及相关统计值所反映出的事实基本相似。对于中美双边贸易，期末贸易平衡状况的变动，有24.7％可以由期初贸易平衡状况的变动来解释，对于中日双边贸易，这一指标则达到26.9％，而且，在回归结果中，被解释变量“期初的NB值(1992)”的系数显著为正。与之相比，在中韩双边贸易，期初贸易平衡状况的变动仅可以解释期末贸易平衡状况变化的2.2％，而两岸贸易中的该指标值也仅为4.9％。
除了对期初和期末年份相关信息的比较之外，我们还绘制了针对相应双边贸易的直方图，以利用样本期内各年份的信息。限于篇幅，这里只是给出了利用标准化贸易份额加权处理后的直方图④。不难发现，这里的图形所反映出的信息与此前分析的结论相互印证。对于中美、中日双边贸易，直方图呈现出典型的双峰形状，这表明贸易模式较为稳定，进出口商品的平衡状况没有发生显著变动。对于中韩双边贸易，图形中间则出现了比较明显的峰状，如对应于盈余年份3和4的峰。对于两岸贸易，图形中也出现了较高的峰值，如对应于盈余年份为9的峰。
图2 双边贸易中处于贸易盈余状态的年份数
综上所述，在与四个重要经济体的双边贸易中，中国内地对外贸易的商品结构表现出了较明显的变化动态差异。对于中美、中日贸易，中国的贸易结构具有稳定性，而对于中韩以及两岸贸易，中国内地的外贸商品结构则变化比较显著。这种差异，也反映出了中国内地经济在亚太地区相对重要性的变化。与美日相比，尽管中国经济自改革开放以来有了快速增长，但这种总量的扩张，并不能彻底改变中国经济的基本特征。较低的技术水平、对于资本投入的依赖、以劳动力资源为基础的比较优势，这样的结构使中国外贸与美日贸易的商品结构存在根本性的区别。而且这种区别的消弭需要经过长期发展的积累，这也就决定了中美、中日贸易结构在短期内不会有显著变化。相对于韩国、中国台湾省这样的新兴经济体，中国内地的高速经济增长则确实引起了相对经济地位和贸易结构的转变。与美日等发达国家相比，韩国、中国台湾省事实上仍属于较为发达的发展中经济体。韩国、中国台湾在经济起飞初期的情况与中国内地存在诸多相似之处，均为劳动力相对密集的地区，经济发展也主要是依靠基于要素禀赋的劳动力密集型产品的出口带动。随着经济发展水平的逐步提升以及资本的积累，这些地区逐步在贸易产品的技术含量上实现了一定程度的提升，但相对于美国等领先的发达经济体，其出口产品仍属于技术含量较低的低端产品。而中国内地自20世纪90年代以后的高速增长，也为中国产品技术含量的逐步提升提供了基础，并使得中国内地与韩国、中国台湾省等新兴经济体在贸易商品的技术差距方面有了很大幅度的缩小，因此，中国内地与韩国、中国内地和台湾地区双边贸易结构的显著变化也是自然的。
五、稳健性分析
下面我们进一步进行敏感性分析(sensitivity analysis)，以确定结果的稳健性(robust ness)。本文采用Gagnon and Rose(1995)提出的分析方法，将稳健性分析的着眼点置于数据选取对分析结果的可能影响上。受篇幅限制，文中不再把稳健性分析的具体结果一一列出⑤，仅给出分析结论。我们将会看到，稳健性分析并没有改变之前的结论，甚至在一定程度上还起到了强化作用。
要分析贸易结构的变化，贸易数据的划分越细越好。首先，我们利用SITC(Rev.2)提供的5位数细分商品贸易数据，对中国的贸易总量重新做了相关检验。由于5位数的贸易数据在商品定义方面缺乏有效的国际协调，因而在每个国家的对外贸易中，多少都有一些商品数据始终缺失。在我们的稳健性分析中，共有1135种商品在样本期内一直有统计数据(即共计14 755对进出口数据)。分析结果表明，中国的贸易结构具有稳定性，商品的贸易平衡状态在样本期内没有发生显著的变化。无论是非加权、或是加权的直方图，都显示出典型的双峰形状，而各种统计指标也显示期末、期初的贸易平衡状态具有较强相关性。
其次，我们继续利用SITC(Rev.2)5位数贸易数据，对中美、中日、中韩以及两岸双边贸易进行了重新检验。结果同样表明，中美、中日双边贸易的商品结构较为稳定，直方图表现为双峰状，其他统计指标也显示期末、期初商品结构具有较高相关性。另一方面，中韩、两岸贸易的商品结构则出现了较明显的动态变化，直方图的中部均存在较为明显的凸峰状，其他统计指标则显示期末、期初的商品结构的相关度较低。
进一步，考虑到SITC分类中的0—4类为农产品、资源类产品，而这些产品因需求固定、受地区资源禀赋差异的影响，一般不会表现出较明显的产品周期性特征。相对而言，制成品的变化动态可能要更显著一些。因此，为了剔除农产品、资源类产品的影响，我们从样本中抽取出编号为SITC5000—SITC8999之间的商品重新进行检验，结果同样显示，中国整体对外贸易的商品结构表现出较强的稳定性，从而再次印证了之前的分析。
六、结论性评述
本文基于面向数据的经验分析方法，对20世纪90年代以来中国对外贸易商品结构的变化动态进行了分析。结果发现，从整体上看，中国的贸易结构并没有发生显著变化，在样本期初保持贸易盈余(赤字)状态的商品在样本期末基本保持原来的贸易平衡状况，但若进一步从双边贸易的层面来看，则存在一定的差异。具体而言，在与美日的双边贸易中，商品结构较为稳定，而中韩、两岸贸易的商品结构则出现了较为显著的变化，商品贸易平衡状况的变化也比较频繁。这里的结果从侧面表明，决定中国对外贸易商品结构的，主要还是要素禀赋条件。尽管自20世纪90年代以来中国经济出现了高速增长以及剧烈的经济结构调整，但这些因素短期内并不会改变要素的相对密集度，也就不能改变中国的要素禀赋条件，贸易结构进而亦不会产生显著变化。特别是与美日这样的发达国家相比，资本、技术、劳动等要素的相对密集度更是不会轻易发生改变乃至反转，因而双边贸易结构自然也就保持较稳定的态势。不同的是，韩国、中国台湾在技术水平上并没有高出大陆的明显优势，在发展战略、增长模式、经济结构等方面与大陆也较为相似，尤其随着近年来中国内地经济、技术水平的提高，这些经济体的既有比较优势逐渐弱化，双边贸易结构出现较大变化亦属正常。
本文研究的政策含义是直接的。由于商品结构的变化主要还是由要素禀赋条件决定，或者更具体地说，是由资本、技术要素对劳动要素的相对比例而决定，那么，任何力图提升出口贸易产品结构的政策措施，必须要与当前的要素禀赋条件相适应才能够发挥作用。不少促进高技术、高附加值产品出口为目的的外经贸政策，也必须与我国的要素禀赋条件相符合，采取适宜技术、稳步提升水平的策略要更为合适。基于要素禀赋条件的发展路径，这是林毅夫等(1999)提出的比较优势发展战略的核心观点，本文的研究在一定程度上也可作为对其中要素禀赋决定性之论断的一个验证。
感谢美联储Division of International Finance之Joseph E.Gagnon的帮助；感谢匿名审稿人的宝贵修改意见，文责自负。
注释：
①尽管SITC标准也提供了5位数水平的细分数据，但这一层次的数据在现有研究中并没有得到广泛应用，其原因主要是由于数据在各国间并没有得到很好的协调，统计对象和口径上可能会存在一定的差异。尽管这一问题在逐步得到解决，但5位数贸易数据的使用还很有限。不过，为了使分析结果更为可靠，本文在稳健性分析中也采用了5位数水平的贸易数据。
②数据缺失的原因非常复杂，既可能是没有统计，也可能是没有贸易往来，还可能是商品分类调整。但具体是哪一种原因的缺失则较难确认，故本文采用了将缺失数据剔除的做法。
③有兴趣的读者，可向作者索取。
④我们同时绘制了未加权的直方图，感兴趣的读者，可向作者索取。事实上，未加权的和加权处理后的直方图，所反映出的形态十分相似。
⑤如果读者有兴趣，可向作者索取。