黄声兰 张明志

（1.江西师范大学 国际教育学院，江西 南昌330022；2.厦门大学 经济学院，福建厦门361005）

一、引言及文献综述

20世纪80年代以来，世界范围内出口多样化水平有了显著提高。许多发展中国家在出口初级加工产品的同时，不断提高其出口产品的多样化水平，并以此来拉动本国的经济增长。一些新兴的工业化国家在充分利用本国的资源优势发展经济的同时，注重出口多样化战略的实施，实现了经济的快速增长。然而，仍然有一些自然资源较为丰裕的中东、拉美等欠发达国家，仅从事某类初级产品的生产，出口产品结构较为单一，并因此陷入了贫困化增长的陷阱。理论上，出口多样化不但扩大了发展中国家参与国际分工的范围和增加了获益的可能性，而且减轻了外部冲击对发展中国家内部经济可能造成的不利影响。不仅如此，出口多样化还被视为防止发展中国家受到“资源诅咒”，保持国际收支相对平衡的重要手段。国内外已有的经验研究也大都证实了出口多样化对发展中国家经济增长的促进作用，如Al-Marhubi（2000）［1］、Herzer 和 Nowak-Lehnmann（2006）［2］、Agosin（2009）［3］、韩剑（2009）［4］、张明志等（2013）［5］、刘 修岩等（2013）［6］，等等。

随着出口多样化问题研究的不断深入，对于出口多样化的影响因素及其机理的研究日益成为国外学界关注的焦点。一些学者强调了贸易改革和贸易自由化对出口多样化的影响，如Bonaglia等（2003）［7］、Felbermayr和 Kohler（2006）［8］、Broda等（2004）［9］、Helpman等（2007）［10］。也有一部分学者重点分析了市场距离对出口多样化的影响，如Parteka和Tamberini（2008）［11］、Dutt等（2009）［12］，他们指出距离对出口多样化具有负向的影响作用，认为离进口商的距离越远，出口的固定成本越大，出口多样化的可能性就越低。近年来，国外这方面的研究又获得了一些新的进展。例如，Minondo（2011）［13］的研究认为，一国的多样化水平可能是由其具有比较优势的产品来决定，一国的多样化水平可能不是一国发展过程的一个自然结果。Iwamoto和 Nabeshima（2012）［14］分析了 FDI流量和存量对东道国出口多样化和出口复杂度的影响，发现滞后5年的FDI流量与出口多样化和出口复杂度存在正相关关系。对于出口多样化影响因素的研究，较为详尽且最具代表性的文献是 Cadot 等 （2011b）［15］和 Agosin 等 （2012）［16］。Cadot等（2011b）经过实证研究发现，一旦控制了人均GDP，优先的市场准入、基础设施水平、教育和制度对出口多样化具有正的影响。Agosin等（2012）经研究指出较高的贸易开放度、较大的实际汇率波动、贸易条件的改善以及较大的市场距离会导致较高的专业化，人力资本积累有助于出口多样化，特别是具有较高教育水平的国家能利用正的贸易条件冲击来提高出口多样化水平。

国内关于出口多样化影响因素的研究还很少。已有的相关研究［1］主要基于企业异质性贸易理论的分析框架来研究中国出口二元边际①Melitz（2003）等人开创了企业异质性贸易理论，将出口贸易总量的增长分解为“集约边际（intensive margin）”和“扩展边际（extensive margin）”，简称为“出口的二元边际”。从产品层面来看，集约边际主要体现为现有出口产品数量上的增长，而扩展边际则表现为出口产品种类的扩张。的影响因素。例如，钱学锋等（2010）［18］的研究认为，中国出口的增长主要是通过集约边际实现的，扩展边际在出口贸易中所占的比重很小，并分析了经济规模、固定成本、生产率水平等因素对出口二元边际的影响；易靖韬等（2013）［19］的分析也认为基于各省市视角来看的中国出口贸易仍以集约边际为主，并发现人均GDP、劳动力与集约边际正相关，产品质量对集约边际的影响为负，而对扩展边际的影响为正。另外，许祥云（2009）［20］则基于Feenstra（1994）［21］构建的中国对美国出口产品的多样化指数，分析了中国出口多样化的影响因素，指出人均GDP和FDI对出口多样化影响显著。

与已有研究不同，本文借鉴Cadot等（2011a）［22］的方法，利用泰尔指数来测度中国的出口多样化水平，同时结合其所定义的出口多样化的“二元边际”②Cadot等.（2011a）首次巧妙地将出口产品的泰尔指数（用于衡量出口多样化水平）分解为组内泰尔指数和组间泰尔指数，其中，组内泰尔指数对应于出口多样化的“集约边际”，组间泰尔指数对应于出口多样化的“扩展边际”。在此，我们将其称之为出口多样化的“二元边际”，出口多样化的“集约边际”指出口产品种类贸易额分布的均匀程度，而出口多样化的“扩展边际”指出口产品种类数量的多样化。不难看出，出口多样化的“二元边际”有别于企业异质性贸易理论中所指的“二元边际”。来分析中国出口多样化演变的特征事实，并基于1998-2009年的省际面板数据来研究中国出口多样化的影响因素，以期为中国出口多样化影响因素的研究提供更有力的经验证据，从而为中国在谋求经济发展过程中出口多样化道路的选择提供有益的政策建议。

二、中国出口多样化的演进：基于国家和地区层面的分析

（一）出口多样化指数的测算方法

学界通常选用基尼系数、赫芬达尔指数、泰尔指数等指标来测度出口集中度，并直接用其衡量出口专业化水平，同时，学界也借用出口集中度来间接测度出口多样化水平。显然，出口集中度越高则意味着出口多样化水平越低，即所选用的这些指标均与出口多样化水平呈负相关关系。本文主要选用泰尔指数来测算出口多样化，通过泰尔指数及其分解，不仅可以反映出口产品结构分布的变化，还可反映出口产品种类数的变化，从而有利于把握一国（地区）出口多样化的演进特征。

泰尔指数（Theil）的计算公式一般表示为：

Cadot等（2011a）将所有潜在的出口产品种类分成两组，即在既定时间内出口较为频繁的产品种类和不常出口的产品种类，用G1表示既定时间内出口较为频繁的产品种类。由此，组间泰尔指数和组内泰尔指数可以分别表示为①详细推导过程可参见Cadot等（2011a）。：

（二）中国出口多样化的演进：基于国家层面的分析

为了更加准确地获得中国出口产品的贸易数据，本文利用SITC Rev.2四位码分类的其他国家从中国进口的产品贸易数据，依据Feenstra等（2005）［23］的方法进行加总，进而得到中国出口产品分类的贸易额。本文基于 WITS（World Integrated Trade Solution）全球贸易数据库计算了1980-2013年中国出口的泰尔指数，其变化趋势如图1所示。

图1 1980-2013年中国出口的泰尔指数

由图1可知，在1980-2013年间，中国出口的泰尔指数整体上呈现出先上升后下降，随后呈现出趋于稳定的演进态势。其具体表现为，在1980-1985年，出口的泰尔指数由1.703 5上升至1.973 3，而在1986年又下降至1.619 1，之后变动较为平稳。从中国出口的泰尔指数变动轨迹来看，整体上中国的产品出口呈现出多样化的演进特征，且具有收敛的态势。

为了深入分析中国出口多样化的演进特征，借鉴Cadot等（2011a）的方法，将出口的泰尔指数进一步分解为组内泰尔指数和组间泰尔指数两个部分，结果如图2和图3所示。

图2 1980-2013年中国出口的组内泰尔指数

图3 1980-2013年中国出口的组间泰尔指数

由图1、图2和图3可知，在1980-2013年间，整体上中国出口的组内泰尔指数变化不是太大，而中国出口的组间泰尔指数在1980-2000年期间经历了一个下降阶段后，在2001年开始呈现出上升的趋势特征。值得注意的是，在中国出口的泰尔指数中，中国出口的组内泰尔指数所占的比重要远大于组间泰尔指数所占的比重，即可认为中国出口的产品在贸易额上的集中度要高于在数量上的集中度，换而言之，中国出口多样化的“扩展边际”要大于“集约边际”，这同时也说明中国出口多样化的演进主要体现为出口产品种类数量的扩张，而非出口产品贸易额分布的均匀化。

（三）中国出口多样化的演进：基于地区层面的分析

为了考察中国各省份出口多样化的演变情况，本文基于1998-2009年《中国工业企业数据库》，利用四位码国民经济行业分类的各地区工业行业出口交货值数据，计算了中国各省份工业品出口的泰尔指数、组内泰尔指数和组间泰尔指数，表1为1998-2009年中国东、中、西部地区平均出口的泰尔指数、组内泰尔指数和组间泰尔指数。

表1 1998-2009年中国东、中、西部平均出口泰尔指数和组间、组内泰尔指数列表

根据表1，通过比较东、中、西部省份平均出口的泰尔指数，不难看出，一方面，中国东部省份平均出口的泰尔指数整体上呈现出上升趋势，这意味着东部地区已经出现了出口专业化的发展态势；另一方面，在样本期间东部地区平均出口的泰尔指数均低于中部和西部省份，西部省份平均出口的泰尔指数最高，这意味着经济较发达的东部地区出口的多样化水平较高，而经济较落后的西部地区出口的多样化水平较低。

还发现，在样本期内东部地区平均出口的组内泰尔指数要大于组间泰尔指数，与此相反，中西部地区平均出口的组内泰尔指数要小于出口组间泰尔指数。这说明东部地区出口多样化是以出口多样化的“扩展边际”为主导，而中西部地区出口多样化则以出口多样化的“集约边际”为主导。

三、中国出口多样化影响因素的理论机制分析

一国出口多样化演进受到诸多因素的影响，本文从宏观层面上考虑了经济发展水平、要素禀赋、政府干预、国内市场规模、外商直接投资和贸易开放等因素对中国出口多样化的影响，其具体的影响机理如下。

（一）经济发展水平与出口多样化

多样化程度较高的经济结构通常与较高的人均GDP相联系。一国的经济发展过程是一个结构转变的过程，一些学者指出生产或出口多样化是一国经济发展的自然结果。国外的一些经验研究表明，经济发展水平与出口多样化有着密切的关系，且大部分实证研究表明，出口多样化与经济增长之间存在非线性的关系。例如，Imbs和Wacziarg（2003）［24］发现生产部门多样化和人均收入呈现倒“U”型曲线的关系，在经济发展的早期阶段，各国经济结构多样化特征明显，而当经济发展越过临界水平（人均收入大约在9 000美元）后，部门生产多样化水平则会随之降低，各国转向专业化的发展。Cadot等（2011a）则利用多国数据证实了出口多样化与人均收入水平之间的倒“U”型曲线的关系，并指出出口多样化转变的拐点发生在人均收入25 000美元。考虑到中国目前的人均GDP仅在6 000美元左右，就经济发展水平来说，中国还尚未达到西方学界关于经济增长过程中一国由出口多样化转向出口专业化的“拐点”。但在全球价值链深入发展的背景下，同时考虑到中国地域的广阔和国内市场的多样性，出口多样化的发展与经济发展水平之间可能存在着非线性关系。

（二）要素禀赋与出口多样化

要素禀赋的高低是影响一国（地区）生产和出口的重要因素，而劳动、资本和技术又是经济中不可或缺的生产要素。劳动是生产要素中最为活跃最具有弹性的生产要素，以高素质劳动力为代表的人力资本拥有较强的创新能力和技术吸收能力，高素质的劳动力意味着更有可能创造出更多新的产品，因此，人力资本是一国（地区）生产和出口多样化产品的重要推动力。资本是生产的重要保障，资本有着其他生产要素不可替代的作用，没有资本的投入就没有财富的创造。固定资产投资又是资本积累的重要源泉，固定资产投资无疑会对经济体中的生产和出口的多样化产生一定的影响作用。在现代市场经济条件下，研发投入对经济体的创新能力和生产效率的提高发挥重要的作用，是影响一国（地区）生产和出口多样化产品的重要因素。由此可见，人力资本、固定资产投资和研发投入会影响到一国（地区）的要素禀赋状况，进而对其出口多样化的发展产生一定影响。

（三）政府干预与出口多样化

政府干预对一国（地区）生产和出口多样化的影响作用不容忽视。一方面，政府可以通过相关政策的制定引导经济体生产和出口多样化战略的实施；另一方面，政府也可以通过改善市场环境，加强在基础设施、研发和教育等方面的投入，为经济体生产要素组合的优化和生产率水平的提高创造条件，进而促进一国（地区）生产和出口多样化产品能力的提升。当然，政府干预也可能促进一国（地区）生产和出口的专业化而非多样化的发展。

（四）国内市场规模与出口多样化

国内市场规模会对一国（地区）生产和出口的多样化产生一定的影响作用。根据新贸易理论，规模较大的国内市场，其产品的差异程度也相对较高，并且作为经济体生产投入的中间品来说也具有较大的差异性。因此，较大的国内市场规模更有可能为经济体带来投资和创新的动力，实现规模经济，促进一国（地区）生产和出口多样化的发展。

（五）外商直接投资与出口多样化

对于发展中国家而言，外商直接投资在东道国的生产经营活动会对当地生产企业产生水平溢出效应和垂直溢出效应。外商投资企业在东道国本土企业所产生的竞争效应、示范效应和人员流动效应，会在一定程度上促进东道国本土企业的技术改进和管理改善，进而在提高企业生产率的同时，有可能有利于地区出口多样化的发展。同时，外商投资企业也会通过前向关联和后向关联效应来提高东道国本土企业的生产率，进而提高东道国本土企业生产和出口新产品的能力，从而有利于一国（地区）出口多样化的发展。此外，当外商投资企业比东道国本土企业生产了更为多样化的产品时，外商投资企业的活动直接提高了东道国出口多样化的水平。然而，随着中国对外开放水平的提高，外商直接投资对促进中国出口贸易的发展以及出口商品结构的转变发挥了举足轻重的作用。因此，可认为外商直接投资对中国出口多样化的发展具有一定的影响。

（六）贸易开放与出口多样化

贸易开放水平同样会对一国（地区）出口多样化产生重要的影响作用。一般来说，贸易开放水平越高，意味着出口市场空间越大，在“出口中学”和“干中学”等效应的作用下，企业出口新产品的动力越容易得到激发，国家或地区层面的出口多样化水平就越有可能得到提升。事实上，许多发展中国家正是通过贸易改革，不断扩大对外开放领域，提升贸易开放水平，来为多样化产品的出口提供更为广阔的国际市场。

四、中国出口多样化影响因素的实证分析

（一）计量模型的设定与变量说明

1.计量模型的设定

依据上文的分析，本文最终将计量模型设定为如下形式

其中，i代表地区，t代表时间，α0为常数项，εit为随机误差项。Iit为地区i在t时间的出口多样化指数，具体用出口的泰尔指数（Theil）、组内泰尔指数（Theil_W）和组间泰尔指数（Theil_B）来间接测度。考虑到出口多样化指数在时间上存在惯性，因而在设定的计量模型中将出口多样化指数的滞后项作为它的一个解释变量。基于前文的分析，本文将经济发展水平（Pgdpit）、固定资产投资（Investit）、人力资本水平（Humanit）、研发投入（R＆Dit）、政府干预（Govit）、国内市场规模（Marketit）、外商直接投资（FDIit）和贸易开放度（Openit）设为解释变量。考虑到中国出口多样化的发展与经济发展水平之间可能存在着非线性关系。因此，本文将经济发展水平的二次项也一并加入到解释变量之中。同时，考虑到东部地区与中西部地区出口多样化水平的差异性，在设定计量模型时加入地区哑变量（Eastit）。

另外，为了尽可能减少异方差的存在，除了地区哑变量外，其余变量均进行了对数转换。

2.变量的说明

由于西藏部分年份的数据缺失，本文将西藏排除在样本之外，最终选取的样本为1998-2009年30个省份（含直辖市）的面板数据。具体变量的含义和数据说明见表2。

表2 变量的含义和数据说明

（二）估计方法的说明

在该计量模型中的解释变量含有被解释变量的滞后项，因此该模型为动态面板数据模型。对于该计量方程的估计，重点在于解决变量的内生性问题。从所设定的模型来看，解释变量Iit-1与随机误差项存在着相关性，并且由于人均GDP水平会影响到出口多样化的发展，而出口多样化的发展也同样影响着人均GDP水平，模型中其他的解释变量也可能存在类似情形，因此，该模型可能存在的内生性问题必须予以考虑，否则会导致估计结果有偏和不一致性。解决内生性问题的关键在于寻求合适的工具变量，通常人们使用内生变量的滞后项作为工具变量。近年来随着计量经济学的发展，对于动态面板数据模型的估计主要有差分GMM和系统GMM估计方法。Arellano和 Bond（1991）［25］提出用差分GMM估计，即用解释变量的滞后期作为工具变量来解决内生性问题。但是，在小样本的情况下一阶差分模型估计可能呈现本质性的偏差。Blundell和Bond（2000）［26］注意到结合水平形式和一阶差分形式的矩条件估计，可以从根本上提高方程的估计效率。他们建议使用系统GMM估计，即在差分方程中把内生变量的滞后项，在水平方程中把内生变量的差分形式作为工具变量。通常认为系统GMM估计要比差分GMM 估计更有效，基于此，本文利用系统GMM方法对动态面板数据模型进行估计。

（三）实证结果及分析

为了获得更为稳健的结论，本文在实证分析时分别利用各地区按四位码和二位码分类的工业行业出口交货值数据来测算各地区的出口多样化水平，另外，本文还选取了如下标准化的赫芬达尔指数作为间接测度出口多样化的另一个指标。

其中，HIit代表地区i在t年出口产品标准化的赫芬达尔指数，Xit代表地区i在时间t的出口额，xikt为i地区按四位码（二位码）分类的行业k的出口额。本文同时将标准化的赫芬达尔指数的对数形式作为被解释变量纳入到前文设定的动态面板模型中进行回归分析。

表3和表4分别显示了在对被解释变量按工业行业四位码和二位码分类数据测算的情况下，中国出口多样化影响因素的回归结果。

表3 中国出口多样化影响因素的回归结果（四位码数据）

表4 中国出口多样化影响因素的回归结果 （二位码数据）

由表3和表4的第I-IV列与第I’-IV’列Sargan检验的P值和二阶自相关的P值可看出，在5%显著性水平上模型设定较为合理，对动态面板进行系统GMM估计的结果是可信的。回归结果表明，不论按工业行业四位码数据分类还是按二位码数据分类，在5%的显著性水平上，人均GDP一次项的系数显著为负，人均GDP二次项的系数显著为正。这不仅印证了Cadot等（2011a）关于出口的泰尔指数、组内泰尔指数和组间泰尔指数与人均GDP之间存在的“U”型曲线关系的结论，还反映了经济发展水平与中国出口多样化及其“二元边际”之间存在倒“U”型的非线性关系。

当控制了经济发展水平这一变量后，由表3的第I、III和IV列以及表4的第I’、III’和IV’列可知，东部地区哑变量对出口多样化及其“扩展边际”具有显著的正向影响，这进一步说明了东部地区与中西部地区出口多样化水平的差异，且与本文第二部分关于中国地区出口多样化特征事实分析所得结论一致。就人力资本变量而言，其在表3的第I、III和IV列中的估计系数均在1%的显著性水平下为负，并且在第III列中估计系数的绝对值（0.074 4）要高于在第I和IV列中所估计系数的绝对值（0.058 9和0.009 3），在第II列中估计系数为正（0.021 3）但不显著；而在表4的第I’、III’和IV’列中人力资本变量的估计系数均在5%的显著性水平下为负，并且其在第III’列中估计系数的绝对值（0.028 1）要大于在第I’和IV’列中所估计系数的绝对值（0.007 7和0.002 4），与表3一样人力资本变量在第II’列中的估计系数为正（0.022 5）且不显著。这说明以高素质劳动力为代表的人力资本具有较强的创新和技术吸收能力，能促进地区出口多样化与出口多样化“扩展边际”的提升，同时，人力资本对地区出口多样化“扩展边际”的影响程度要大于对出口多样化的影响程度，但是，人力资本对地区出口多样化“集约边际”的影响不显著。这与Cadot等（2011b）的实证研究结论是一致的。另外，Agosin等（2012）的实证分析也凸显了人力资本变量对出口多样化的促进作用。

与人力资本变量类似，从表3中的第I、III、IV列和表4中的第I’、III’、IV’列可看到固定资产投资、贸易开放度与国内市场规模等变量的估计系数为负且显著，这说明固定资产投资、贸易开放度和国内市场规模对地区出口多样化及其“扩展边际”均具有较为显著的正向影响；从估计系数的绝对值来看，国内市场规模和贸易开放度对出口多样化及其“扩展边际”的提升作用要大于固定资产投资。此外，从表3中的第II列与表4中的第II’列可看到，贸易开放度的估计系数在10%的显著性水平上为正，这表明贸易开放水平的提升在一定程度上更有助于地区出口专业化“集约边际”的提高。

表3中的第I和IV列显示，研发投入的估计系数为0.009 3和0.002 6，政府干预的估计系数为0.200 1和0.023 7，且这两个变量系数的估计值均通过了1%的显著性水平检验；表4中的第I’和IV’列显示，研发投入和政府干预的估计系数均在10%的显著性水平上为正，这说明研发投入、政府干预更有助于地区出口专业化而非出口多样化的发展；从表3的第II列和表4的第II’列，还可看到研发投入的估计系数在10%的显著性水平上为负，这表明研发投入在某种程度上还有利于推动地区出口多样化“集约边际”的提升；由表3的第III列和表4的第III’列可知，政府干预的估计系数在1%的显著性水平上为正，这表明政府干预对地区出口多样化“扩展边际”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，虽然外商直接投资的估计系数为正，但是整体上不显著，这说明外商直接投资对地区出口多样化及其“扩展边际”整体上没有产生显著的影响作用；而由表3的第II列和表4的第II’列可看到，外商直接投资的估计系数分别为-1.604 5和-0.714 4，同样也未能通过显著性检验，这表明外商直接投资对地区出口多样化“集约边际”的促进作用不显著。这可能是因为中国通过外资的引进在促进出口导向型经济增长的同时，却不能有效激发外商直接投资的水平溢出效应和垂直溢出效应，导致各地区内资企业生产和出口多样化产品的能力并未因此而得到明显提升。

五、结论与启示

本文主要基于出口的泰尔指数从产品层面来研究中国出口多样化的演进及其影响因素。研究的主要结论有以下：（1）从总体上看，中国出口产品结构仍处于多样化的发展阶段，但呈现出收敛的发展态势，出口多样化以“扩展边际”即出口产品品种数量的扩张为主要特征。（2）从动态角度看，经济较发达的东部地区已经出现了出口多样化转向出口专业化的发展迹象，但总体上东部地区的出口多样化水平要高于经济较落后的中西部地区，同时，东部地区出口多样化的发展以“扩展边际”为主要特征，而中西部地区的出口多样化则以 “集约边际”为主要特征。（3）经济发展水平与中国出口多样化的演进存在非线性的关系，人力资本、国内市场规模、固定资产投资和贸易开放度对中国出口多样化的演变具有显著的促进作用，政府干预和研发投入则更有助于出口专业化的发展，而外商直接投资对出口多样化没有显著的影响。由此，获得如下启示。

传统的贸易理论虽然强调了专业化的分工，以及生产和出口专业化的重要性，并指出贸易所带来的生产和出口专业化的发展有利于生产率的提高与经济的增长，但发展中国家仍可在专业化分工的基础上，不断提升技术水平，追求多样化产品的生产，获得生产和出口多样化所带来的多重收益，如改善贸易条件、减缓外部冲击和实现对经济增长的动态溢出效应等。中国作为发展中的大国，要积极发挥出口多样化对经济增长的推动作用，促进出口多样化的深入发展。概而言之，在积极推动出口多样化的发展时，应注意以下几个方面。

第一，正确把握出口多样化的发展阶段，更好地促进中国出口多样化的发展。就目前中国所处的经济发展阶段和出口多样化演变的特征事实来看，中国总体上仍处于出口多样化的发展阶段。虽然出口多样化是一国经济增长过程中的必经之路，但出口多样化的水平却不是发展过程的一个自然结果。因此，作为发展中大国，正视这一现实，积极促进出口多样化的发展，提高出口多样化的发展水平，特别是发挥其对经济增长的动态溢出效应是当前政策的一个重要着力点。

第二，注重人力资本的投资和积累，为出口多样化的发展提供人才保障。人力资本为出口多样化的发展提供了重要的人才基础，是经济增长的重要决定因素，在出口多样化的发展过程中应注重人力资本的投资和积累，要发挥政府在人力资本投资中的引导和带动作用，提高人力资本的技术吸收能力，通过提供良好的制度环境和人文环境，培育人们的创新意识，从而为人力资本的积累奠定坚实的基础。具体而言，一是要积极培养高技能人才，加强职业教育，提高劳动力的整体素质，使之能适应现代科技产业生产发展的需求，为高技术、高质量产品的生产提供技术性人才。二是要引进和培养创新型人才，为高端产业、高新技术的发展提供人才资金的支持和政策的支持，加快高技术、高品质产品创新的步伐。三是要为人才合理有序地流动创造良好的制度环境，构建开放的人才市场环境，促进人才资源的合理配置。

第三，加强固定资产的投资，提高基础设施建设水平，为出口多样化的发展创造良好的国内生产环境。固定资产投资和基础设施建设水平对于一国的经济发展具有重要的作用，也是一国实现经济增长重要的前提。固定资产投资的增加和基础设施水平的提升，在一定程度上可以降低企业生产与出口的固定成本，减少企业生产与出口的交易成本，为出口多样化的发展提供良好的国内生产环境。虽然中国近年来不论在固定资产投资方面，还是在基础设施建设水平方面都取得较大进展，但是还应充分发挥政府和市场的作用，加强固定资产投资，提高固定资产的投资效率，进一步增强和完善基础设施建设水平，为中国出口多样化的发展创造一个良好的国内生产环境。

第四，加大对外开放力度，提高对外开放水平，为出口多样化的发展提供良好的外部环境。在中国经济新常态时期，其出口结构面临着调整，出口多样化的发展也面临着由低技术多样化产品的出口向高技术多样化产品出口的结构转变，要推动出口多样化的结构转变，加大对外开放力度，提高对外开放水平是关键。一方面要积极推动进口贸易的发展，进而更好地带动出口贸易的发展，通过进口贸易吸纳优质的资源、技术和人才，为国内产业、产品的升级提供动力，促进出口多样化跨越式发展；另一方面要积极促进国际投资的发展，推进自由贸易区的建设，为企业“走出去”创造便利的条件，为中国多样化产品的生产和出口提供更大的市场空间，进而为中国出口多样化的发展创造良好的外部环境。

第五，挖掘国内市场潜力，扩大国内市场规模，为出口多样化的发展奠定良好的国内市场环境。经济进入换档期，中国出口多样化要得到进一步发展，扩大国内市场规模，挖掘内需潜力是重要的保障。一方面，要积极推进城镇化建设，为城镇化建设的推进提供条件，同时，要积极发挥政府对城镇化建设的推进作用，提升国内市场规模扩大的空间，促进出口多样化的发展。另一方面，要减少市场分割，促进劳动、资本、技术等生产要素在地区之间的自由流动，这样不仅可以降低产品生产的要素成本，还有助于提升国内市场潜力，提高国内企业进行多样化产品生产的能力，以及提升产品的国际竞争力，并促进出口多样化的发展。

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