基于内生性修正的中国入世政策效果实证研究

(天津工业大学 经济学院，天津 300387)

一、引言

自2001年中国成为WTO成员国至今已有16年。期间我国修改、调整了两千多部法律法规和部门相关规章，不断调整各种商品的税率，不断开放世贸组织规定的各个部门，以满足组织的规章制度和其他成员国的利益。相应的组织的其他成员国也会以相同的方式来对待中国这个新成员，降低贸易产品关税以及各种壁垒，双方实现互惠共赢。从数据上可以更加直观的反映成果，2016年，我国货物贸易进出口总值24.33万亿元人民币，其中，出口13.84万亿元；贸易顺差3.35万亿。

但是自从2008 年国际金融危机以来，“全球化”进入深度调整期，“逆全球化”风潮愈演愈烈，其中英国“脱欧”与美国特朗普新政均是其中的标志性事件。据英国经济政策研究中心发布的《全球贸易预警》报告显示，2008年11月至2016年10月，二十国集团成员实施的贸易保护主义措施总计达到创纪录的5 560项，最近一年来新增贸易保护主义措施401项；美国同期采取了600多项贸易保护措施，平均每4天推出一项*二十国集团数据转引自徐秀军，治理“赤字”助长分配不均[N]．人民日报，2017-04-14. 美国数据转引自张茉楠．当前“逆全球化”趋势与新一轮全球化走向[J]．宏观经济管理，2017(5)：33-37．。面对日益兴起的全球新贸易保护主义，有必要对中国加入WTO后对世界经济的贡献进行深度研究，有必要对逆全球化的动因和现实条件进行研究，以便为中国未来全球化布局提供科学决策依据。

诚然，中国加人WTO后对外贸易确实取得了巨大的增长，但加入WTO对中国对外贸易增长促进作用有多大，对贸易增长的贡献率是多少，通过何种途径促进贸易增长。对于这些问题的回答，仅依靠贸易量的变化数据并不能做出科学的推断，必须通过综合评估才能予以科学的解释。现有研究从加入WTO后对货币政策、税收政策、关税政策影响研究较多，但对加入WTO的贸易政策对中国的对外贸易的影响作用研究不足。对贸易政策效应的科学评价，不仅有利于我国对于入世16年贸易政策的反思与总结，而且有利于面对目前逆全球化思潮下中国下一步的贸易政策作出科学评估。现有对贸易政策效应的评价都存在着内生性问题，计量模型中解释变量的内生性主要来源于3个方面，忽略了重要的影响因素，联立性偏误和测量误差，这3种情况在贸易政策效果的研究中都存在。如果贸易政策变量存在内生性问题，利用传统估计方法得到的估计量将会是有偏的和不一致的，必须对贸易政策的内生性问题进行修正。本文试图通过改进的引力模型，在考虑政策变量内生性的基础上，对中国加入WTO的政策效应进行实证研究，给出可信赖的证据。

二、文献综述

大量学者就我国对外贸易的发展及其影响因素进行了深入的研究，综合现有研究成果来看，主要集中在国家整体对外贸易及其竞争力、区域对外贸易、对外贸易结构等三个方面。

(1)在国家整体对外贸易及其竞争力方面，史朝兴和顾海英(2006)指出加入WTO对中国与WTO成员之间的双边贸易增长贡献了19.6%，贸易伙伴GDP增长、中国GDP增长、贸易伙伴对中国的直接投资额、APEC的贸易制度安排、香港和新加坡的转口贸易等因素都对中国贸易增长有显著正面影响，而运输成本则是阻碍中国与贸易伙伴之间贸易增长的主要因素。对于不同类型的产业而言，加入WTO以后中国制造业的国际竞争力有较大程度提升，这主要是由于中国制造业的竞争优势在不断提升，但是制造业的比较优势在加入WTO后提升则不明显(金碚等，2006)。中国劳动密集型、技术密集型和资本密集型产业的竞争优势都有所提高，尤其是中国制造业竞争优势的增强是推动中国产业国际竞争力提升的主要动力(李钢，刘吉超，2012)。

(2)在区域对外贸易方面，不同地区对外贸易的影响因素也存在差异。魏浩和王宸(2011)发现中国的省域对外贸易中存在显著的空间自相关与空间集聚效应，即具有明显的“马太效应”特征，其中东部省份具有强强集聚的“马太效应”，中西部省份具有弱弱集聚的“马太效应”，东部以及中西部之间的差异较为明显，并且随着时间的推移这种集聚现象越来越明显；经济增长、人力资本、政府干预、交通运输、利用外资等因素对各省的对外贸易的发展均有显著的正向影响，而产业结构、技术水平等因素对各省份对外贸易的发展影响方向和程度不确定。从三大区域对外贸易的发展来看，东部地区和西部地区的空间效应比较明显，中部地区的空间效应不明显；经济增长和人力资本是影响区域对外贸易发展的共同因素，除此之外，利用外资、交通运输条件是影响东部地区对外贸易发展的重要因素，产业结构与技术水平是影响中部地区对外贸易发展的重要因素，政府干预程度、技术水平是影响西部地区对外贸易发展的重要因素。

(3)在贸易结构方面，不同地区与不同因素对进出口贸易的影响也存在显著的差异。亚洲地区需求结构的变化对我国的贸易结构变化有一定的影响，中国与亚洲其他主要国家具有相似的进口需求结构与出口结构；我国对美国、加拿大为主的北美国家贸易依赖程度过大，其消费水平即经济形势的变化直接影响到我国的出口贸易地区结构。FDI对于我国同欧洲、北美洲产生的贸易影响显著，FDI的增加使得我国出口到欧洲、北美洲的产品比重增加，使得来自该地区的进口产品比重减少(孙灵燕，李荣林，2011)。在出口贸易方面，我国各省市出口贸易受到区域的FDI和GDP水平及劳动力规模的显著影响；而在进口贸易方面，各省市的进口贸易主要受到FDI和GDP水平及国内投资规模的显著影响；由此可见，出口贸易和进口贸易都受到其 FDI、GDP的显著影响，FDI和GDP是一个地区参加国际贸易、进入国际分工的一个基础条件；而不同的是出口贸易受到其劳动力的影响，但进口贸易受到其国内投资的显著影响，劳动力在进口贸易当中不显著(高士亮，熊磊，2008)。

综上所述可以看出，现有文献对我国加入WTO后对外贸易发展的研究主要存在两方面的不足，一方面是在研究对外贸易发展及其影响因素时忽视了对加入WTO这一重要的政策变化的考虑，致使研究结论对现实的指导意义降低；另一方面是当考虑加入WTO的政策变化时通常会忽略模型中存在的内生性问题，导致研究结论的稳健性。

三、模型构建与数据说明

(一)改进的引力模型

引力模型是Tinbergen(1962)从物理学中的模型演化而来应用到国际贸易领域的，目的是测度国际贸易流量，之后Linnemann(1966)、Aitken (1973)、Leamer(1974)等对引力模型做了不断改进和发展，演变成一个成熟有效的双边贸易流量决定模型。

传统引力模型在双边贸易流量分析中具有很强的说服力，但其软肋在于缺乏足够的经济理论基础，所以本文采用了Anderson和Wincoop(2003)根据不变替代弹性(CES)效用函数推导出的改进引力模型

(1)

其中，mij是i国和j国的贸易量，τij是贸易中的“冰山”型双边贸易成本，Yi和Yj是两国的经济规模，YW是世界总经济规模，σ是CES效用函数的替代弹性，Πi和Πj是i国与j国进行双边贸易的多边阻力项，也即i国与除j国以外的其他国家的平均贸易壁垒，其经济意义是给定i国和j国之间的双边贸易成本，如果i国与除j国之外其他贸易国家的贸易成本变化会影响来自j国产品的相对价格，导致从j国进口贸易的变化，形成贸易转移，所以双边贸易量既依赖于双边贸易的成本，还依赖于贸易的第三方效应。

本文在改进引力模型的基础上，对式(1)两边同时取对数并加入代表加入WTO的政策虚拟变量，即可得加入WTO的政策效应的计量经济学模型

lnmi-China,t=α+DWTO+lnGDPi,t+lnGDPChina,t+lnτi-China,t+ lnΠi,t+εi-China,t

(2)

其中，mi-China,t为中国t时刻和i国的贸易额，GDPw和ΠChina转化为常数α，τi-China,t为t时刻i国与中国的双边贸易成本，Πi,t为t时刻i国的多边阻力项，DWTO代表中国加入WTO的政策效应。由于国际贸易在时间上的连续性，当期的贸易规模可能会受到历史贸易量的影响，因此，为了提出前期贸易量对当期的作用，需要将因变量滞后产生的影响考虑在内，就可以得出所求方程式的动态形式

lnmi-China,t=α+DWTO+lnGDPi,t+lnGDPChina,t+lnτi-China,t+lnΠi,t+lnmi-China,t-1+εi-China,t

(3)

模型假定样本经济体之间相互独立，中国和其它国家贸易额同各解释变量之间的关系是线性的，这样就可以用国家的经济规模、双边贸易成本、多边阻力项和加入WTO的政策效应来解释中国贸易量的变化。

(二)数据说明

本文使用1998-2010年的面板数据对改进的引力模型进行参数估计，以测算加入WTO的贸易政策对中国的对外贸易的影响作用。样本国家是中国主要的22个贸易国家和地区，包括美国、中国香港、日本、韩国、德国、荷兰、印度、英国、新加坡、意大利、俄罗斯、法国、澳大利亚、巴西、马来西亚、越南、加拿大、印度尼西亚、泰国、菲律宾、南非和新西兰。样本选择的依据是2013年中国对这22个国家和地区出口规模超过了总出口规模的75%，因此该样本具有较好的代表性，能相对准确地反映出加入WTO对中国的对外贸易的影响。文中应用到的各项变量的数据来源及其解释如下。

1.双边贸易额

中国1998-2010年与上述贸易伙伴的总贸易额，所需数据是由联合国的COMTRADE数据库得到，并以1998年为基期通过GDP平减指数来逐步剔除其中的价格因素，其中GDP平减指数来源于国际货币基金组织(IMF)的World Economic Outlook Database数据库。

2.国家和地区的经济规模

国家和地区的经济规模采用市场汇率计的1998-2010年的GDP，并以1998年为基期通过GDP平减指数来逐步剔除其中的价格因素，所用数据取自IMF的World Economic Outlook Database数据库。

3.双边贸易成本

在马涛、刘仕国(2010)使用的计算公式基础上，增加了进口因素，能够有效规避如香港地区GDP小于出口规模导致的计算符号问题

(4)

其中，τij表示两国之间的双边贸易成本，EXij表示从i国出口到j国的出口额，EXi和IMi分别表示i国的出口总额和进口总额，s和σ分别表示可贸易品份额和商品替代弹性。根据该领域相关学者的探讨，可贸易品份额s取值0.8，商品的替代弹性σ取值8，可求得1998-2010年中国与上述22个国家或地区间的双边贸易成本。

4.多边阻力项

该项反应了一个独立经济体和其贸易伙伴进行相关贸易时所对应的成本趋势，如果本国与其某一贸易国的成本没有发生变化，则该项值越大就表示本国与除该贸易国之外的其他国家进行贸易活动所需的成本越高，那么本国与该贸易国进行贸易的相对成本就会越低，因此就越会增加双方贸易的可能性。由Kancs(2007)研究的成果，本研究改进了马涛、刘仕国(2010)的多边阻力项公式，计算了多边阻力项的相对值。

(5)

其中GDPw表示本文选择的22个国家的GDP之和。

5.WTO政策效应

参考简泽等(2014)在研究加入WTO政策效果时的方法，本文定义虚拟变量DWTO表示是否加入WTO，由于我国已在2001年底加入WTO，因此将虚拟变量DWTO在1998-2001年取值为0，在2002-2010年取值为1。对各变量的描述性统计分析如下表1所示。

表1 变量的描述性统计

四、基于内生性修正的入世效果实证评价

(一)参数估计

本文的计量软件采用stata14，首先对各国进出口和GDP数据取自然对数，以消除模型中存在异方差的可能性。根据理论模型，正常情况下，两国的贸易与双方的经济规模存在相应的正向关系，双边贸易成本的提高能阻碍双边贸易量，多边阻力项的提高能促进双边贸易增长，代表加入WTO的政策效应虚拟变量具有正向效应，被解释变量的滞后项具有正向效应。因此，可以预期除双边贸易成本的系数符号为负外，其他变量的系数符号都应为正。

表2 改进引力模型的估计结果

注：本表由stata14计算得到；括号内为t统计量，***和**分别表示在1%和5%的显著性水平下通过t检验；模型(3)和(6)的拟合效果由Wald统计量给出。

本文的估计策略首先采用混合效应进行参数估计，使用该结果作为比较的基准模型；然后为了消除模型中不随时间变化的个体特征差异对参数估计的影响，本文采用固定效应模型以控制地区效应对贸易规模的影响；最后，为了消除模型中由于历史贸易量对当期贸易影响导致可能存在的自相关性，将被解释变量的滞后一期作为控制变量加入模型中获得动态面板模型，并采用系统广义矩估计(系统GMM)方法进行参数估计。

(二)内生性修正

由于贸易政策和贸易流量之间的相互作用，在对外贸易的实证研究中不可避免的要涉及到内生性问题，这也是导致现有文献中实证结果有效性降低的一个重要原因。模型中内生性的主要来源包括三个方面：遗漏解释变量、联立性偏误和测量误差对于本文中可能存在的遗漏变量如FDI、贸易距离等，由于这些因素与文中的GDP、贸易成本等因素存在高度相关性，引入这些变量反而会导致模型中出现多重共线性问题，而且由于本文主要关注入世政策对中国对外贸易的影响，因此对内生性的处理将主要集中在由入世政策方面。由入世政策导致的内生性主要在于联立偏误和测量误差两个方面。对于联立偏误，贸易量既会受到贸易政策的影响，同时，贸易量也会对贸易政策产生影响，因为国家会根据本国的贸易规模、与其他国家贸易的成本等有选择的制定贸易政策，所以贸易量的变化也能够影响贸易政策的制定，所以实际上贸易量与贸易政策的双向因果关系会导致联立性偏误。对于测量误差，在计量模型中贸易政策的变化经常用虚拟变量0或1表示，政策制定前取值为0，政策制定后取值为1，但贸易政策从推出到产生效果，应该循序渐进，而不是从0直接到1的结果，所以会产生测量误差。

如果贸易政策变量中存在内生性问题，利用传统的估计方法得到的估计结果将会是有偏且不一致的，必须对贸易政策的内生性问题进行修正，学术界通常利用工具变量法。工具变量的选取要满足与解释变量高度相关但是与随机误差项不相关，而且为了处理由于0-1变量导致的测量误差最好能够选取连续性变量。本文选取中国在世界各国开设的孔子学院数量作为入世政策的工具变量。首先，孔子学院是中国在世界各地设立的推广汉语和传播中国文化的机构，开设数量的增加能够良好地反映出中国对外开放程度和被世界其他国家认可程度的提高，其本质与中国加入WTO是相一致的；其次，开办孔子学院主要由国家汉语国际推广领导小组办公室负责，与进出口贸易之间的相关性较低，使用孔子学院数量作为加入世贸组织的工具变量能够有效避免贸易政策和贸易流量之间的双向因果关系；最后，由于孔子学院数量是连续变量而非0-1变量，能够在较大程度上避免由测量偏误造成的内生性。

(三)结果解释

表3报告了面板模型的回归结果，其中模型(1)-(3)表示未考虑内生性时的估计结果，模型(4)-(6)则表示利用孔子学院作为入世政策的工具变量以修正内生性后的估计结果，，其中孔子学院数据来自教育部历年《中国教育年鉴》，其描述性统计如表2所示。比较模型(4)-(6)和模型(1)-(3)的结果可以发现，利用孔子学院作为加入WTO的工具变量的估计结果与基准结果基本一致，各变量的系数在大小、方向和显著性方面基本一致，由此可知以孔子学院作为工具变量能够较好的代表中国加入WTO后对外开放程度的发展，而且基准模型的估计结果的可信度和解释力较高。

实证结果表明，以虚拟变量DWTO表示的加入WTO的政策效应的系数都为正，且至少在5%的水平上通过显著性检验。其它解释变量包括其他国家的经济总量、中国的经济总量、双边贸易成本和多边阻力项的符号都符合经济学含义，并且都至少在5%的水平下通过了显著性检验，即其他国家的经济总量、中国的经济总量、双边贸易成本和多边阻力项等其它解释变量对中国的对外贸易产生的影响效应是显著的。

根据表3中的估计结果，入世政策DWTO的系数在0.02～0.03之间，并且至少在5%水平下显著，动态面板的结果与静态面板所得结果大致相同。这说明在修正引力模型的基础上，加入WTO对我国的贸易量增长具有显著的正向影响，其影响力在2.38%～3.07%之间(e0.023 6-1=0.0238，e0.030 2-1=0.030 7)，即加入WTO促进了我国的贸易量每年增长2%～3%。从这一结论中我们可以体会到加入WTO对我国的对外贸易以及经济的发展产生的深刻影响。

全球化使得各个经济体不再是独立存在的，相互之间越来越繁杂的贸易使得各方都在其中收益，相应的本国的贸易经济也会越来越受到其它经济体的影响，回归结果表明其他国家的经济总量每增加1%，使得中国对外贸易量增加0.07%～0.14%；特别是对于中国这样的出口导向型国家，受其他国家经济发展的影响会更敏感，0.07%～0.14%的影响效应足以体现其影响程度。从本国角度考虑，本国的经济体的大小是最直接影响对外贸易量的，本国经济体量的大小是对外贸易发展程度的基础和前提，中国的经济总量不断增加，其对对外贸易量的影响也不断增强，回归结果表明中国的经济总量每增加1%，使得中国的对外贸易量增加1.2%左右。1.2%的影响效应表现出中国经济总量对本国的对外贸易量影响的水平。将解释变量横向比较来看，中国的经济总量的影响力要大于其它国家的经济总量，约是其它国家的8-17倍，相对于其它国家来讲，本国的经济总量作为发展对外贸易及发展程度的基础条件，对贸易量的影响也更直接、更敏感。

对于双边贸易来讲，贸易双方经济体都能直接关系到两国贸易量的情况，除此之外，对外贸易还要受到双边贸易成本的影响，贸易成本的上升将导致贸易量的下降。在混合效应、固定效应和系统GMM的估计中，双边贸易成本的系数估计值非常接近，分别为-0.782、-0.606和-0.888，并至少在5%的水平上显著，表明双边贸易成本对于两国的贸易量具有显著抑制作用，双边贸易成本的增加会导致两国贸易量的减少。根据逻辑性认知，成本的增加会压缩利润空间，对于国与国之间的贸易经济来讲，贸易成本的增加会使得贸易双方都会有所损失，对两国贸易量都会产生负面影响，本文中-0.7左右的影响效应表示贸易成本的增加对双边贸易量的影响是非常大的。通过利用混合效应、固定效应和系统GMM方法对面板数据进行处理发现，改进引力模型具有较好的稳健性和解释能力。

同时，引力模型中表示多边阻力项的解释变量符号为正，在1%的水平上通过显著性检验且符合经济含义，进一步证明了回归结果的准确性和可信性。当本国与除贸易伙伴国之间的其他国家进行对外贸易时，由外向阻力和内向阻力构成的多边阻力项(如文化、距离、关税等)的提高，会阻碍本国与贸易伙伴国之外的其他国家间的国际贸易，并提高本国与贸易伙伴国之间进行双边贸易的可能性以及增加贸易流量。根据上表3中的实证分析结果，在其他条件不变的情况下多边阻力项每提高1%，会导致中国与特定贸易伙伴国之间的贸易流量提高0.95%～0.98%，多边阻力项对中国的对外贸易具有显著的正向促进作用。

为了控制历史上对外贸易对当期贸易量的影响，在模型中引进了被解释变量的滞后一期，即利用动态面板数据来捕捉面板数据中可能存在的自相关，消除数据变量之间存在的自相关性。值得注意的是，在动态面板模型中，被解释变量滞后一期的系数符号虽然为正，但是并未通过显著性水平检验，这表明前期的贸易量对当期贸易的影响可以忽略不计。导致这一现象出现的原因可能是中国的国际贸易结构中，主要以原材料、初级制成品为主，这些产品订单通常都是短期的，因此导致在模型中不会出现当期值受到前期值影响的现象。

贸易量的增加不仅仅代表简单的贸易数据和量的增长，其对其他行业的辐射程度也相当广泛。通过市场的作用，各国经济贸易的联系越来越密切，规模日益扩大，包括通过对外贸易、人员交流等活动，使各国经济逐渐形成相互渗透、相互依赖和相互制约的关系，从而将各国经济的各个方面联系起来。中国作为WTO中的贸易大国并且是出口导向型国家，中国的贸易和经济受组织中其它经济体的影响也会更大。

五、结论与政策建议

本文把中国加入WTO作为政策虚拟变量引入改进的引力模型，并以孔子学院数量作为入世政策的工具变量，利用联合国和国际货币基金组织1998-2010年中国的22个主要贸易伙伴的数据，对中国加入WTO政策效果给出了具体的评价。本文的主要研究结论如下。

第一，加入世界贸易组织对中国的对外贸易具有显著的促进作用，其效应大小约为2%～3%。设定贸易政策为虚拟变量引入引力模型，输出值0或1形成跳跃性变化。利用面板模型和工具变量法对贸易政策变量的跳跃性进行修正，发现加入WTO后中国对外贸易每年提高2%～3%，且结果显著。从这一结论中我们可以发现加入WTO对我国的对外贸易以及经济的发展产生的深刻影响，中国同世界各国经济和贸易的联系越来越密切，规模日益扩大，逐渐形成相互渗透、相互依赖的关系。中国作为WTO中的贸易大国，今后的经济发展和贸易增长受其它经济体的影响也会更大。

第二，改进的引力模型对我国双边贸易量具有良好的解释作用，其他国家GDP、中国GDP、双边贸易成本和多边阻力项等，都至少在5%的水平下通过了显著性检验，且符合经济学含义。对于双边贸易来讲，贸易双方经济规模能正向影响两国贸易量的情况，且中国经济增长的作用是其他国家的8-17倍。双边贸易成本的下降和多边阻力项的增加能够有效促进双边贸易量增长。

本文的研究结果与史朝兴和顾海英(2006)的结论较为相似，但是与其不同之处在于本文中测度的入世政策的对外贸易效果较小，而且在修正内生性后依然如此。导致这一现象的原因可能在于，一方面随着时间的推移，入世政策的红利效应逐渐降低；另一方面，也可能与最近几年“逆全球化”潮流的逐渐兴起有关。本文的研究结论具有强烈的政策含义，中国加入WTO的贸易政策促进了对外贸易量不断增长，但现阶段我国要实现产业升级，从追求数量到发展优质、智慧集成型产品，进而提高我国产品在国际上的竞争优势，需要我们在贸易政策制订时逐步调整，综合运用贸易政策以实现产业结构转型与升级。根据本文的实证研究结论，中国需要进一步推动与世界各国之间的经济互动，促进双边经济增长并降低贸易成本。

第一，继续坚持对外开放战略，进一步推进实施外贸供给侧结构性改革，推动我国对外贸易转型升级。首先，2017年初，国家商务部正式印发《对外贸易发展“十三五”规划》，强调要注重从外贸供给侧结构性改革发力，提升发展经济增长的新动能。其次，创新对外贸易模式，鼓励跨境电子商务产业发展，重视新型外贸产业联盟等新模式作用，构建新型“内外贸一体化”体系，培育内外贸结合、经营模式与国际接轨的商品交易市场，支持企业建设境外营销、支付结算和仓储物流网络(闫敏，2017)。最后，优化对外贸易中的企业组织格局，针对我国外贸企业中中小企业比例较高的特点，鼓励大型互联网企业和电子商务企业参与其中，提高我国在跨境电子商务和对外贸易中的国际竞争力，鼓励中小企业与贸易伙伴国当地企业之间展开中分的合作，支持企业利用内部和外部创新资源实现开放式创新发展。

第二，把“一带一路”战略作为推进对外开放的重要组成部分，进一步推动实施“一带一路”战略，促进我国与沿线国家的经济增长，降低双边贸易成本。首先，基础设施建设应当作为优先领域重点推进，在铁路、公路、港口、电力等基础设施建设方面，充分发挥中国的相对优势，与沿线国家共同建设国际贸易与经济增长的基础设施。其次，“一带一路”沿线许多国家资源丰富，与中国有着较好的能源资源合作基础，因此需要进一步加强能源资源合作，提高就地加工转化率(穆虹，2015)。再次，加强对外直接投资，促进沿线国家的产业转型升级，进一步鼓励和引导我国各类企业到沿线国家投资建厂，在当地建立产业集聚区和现代产业体系。

最后，充分利用亚投行在区域金融合作方面的优势，创新与沿线国家之间的金融合作模式，建立金融多边合作平台，为我国和沿线国家的企业扩展投融资渠道，形成多层次、立体化、高效率的金融支持体系。

[1]徐秀军．治理“赤字”助长分配不均[N]．人民日报，2017-04-14．

[2]张茉楠．当前“逆全球化”趋势与新一轮全球化走向[J]．宏观经济管理，2017(5)：33-37．

[3]史朝兴，顾海英．加入 WTO对中国双边贸易增长贡献的实证研究——兼论影响中国双边贸易增长的因素[J]．财贸研究，2006(3)：49-52．

[4]金碚，李钢，陈志．加入WTO以来中国制造业国际竞争力的实证分析[J]．中国工业经济，2006(10)：5-14．

[5]李钢，刘吉超．入世十年中国产业国际竞争力的实证分析[J]．财贸经济，2012(8)：88-96．

[6]魏浩，王宸．中国对外贸易空间集聚效应及其影响因素分析[J]．数量经济技术经济研究，2011(11)：66-82．

[7]孙灵燕，李荣林．我国对外贸易地区结构变化影响因素的实证检验——基于1995-2007年面板数据的分析[J]．国际经贸探索，2011，27(6)：34-39．

[8]高士亮，熊磊．中国对外贸易的影响因素分析：基于国内的视角[J]．经济问题探索，2008(10)：91-96．

[9]Tingbergen J．Shaping the World Economy：Suggestion for an International Economic Policy[M]．New York：The Twentieth Century Fund，1962．

[10]Linnemann H．An Econometric Study of International Trade Flows[M]．Netherlands：North-Holland Publishing Company，1966．

[11]Aitken N D．The Effect of EEC and EFTA on European Trade：Atemporal Cross-Section Analysis[J]．American Economic Review，1973,63(5)：881-892．

[12]Leamer E E．The Commodity Composition of International Trade in Manufactures：An Empirical Analysis[J]．Oxford Economic Papers，1974,26(3)：350-374．

[13]Anderson J E,WINCOOP E V.Gravity with Gravitas：A Solution to the Border Puzzle[J]．American Economic Review，2000,93(1)：170-192．

[14]马涛，刘仕国．产品内分工下中国进口结构与增长的二元边际——基于引力模型的动态面板数据分析[J]．南开经济研究，2010(4)：92-109．

[15]简泽，张涛，伏玉林．进口自由化、竞争与本土企业的全要素生产率——基于中国加入WTO的一个自然实验[J]．经济研究，2014(8)：120-132．

[16]穆虹. 推进“一带一路”建设[N]. 人民日报，2015-12-11．

[17]闫敏. 扎实推进外贸领域供给侧结构性改革[N]. 中国证券报，2017-07-01．