蔣業(yè)恒，李清如

(對外經(jīng)濟貿(mào)易大學國際經(jīng)濟貿(mào)易學院，北京100029)

一、引言及文獻

良好的雙邊政治關(guān)系，可以加強國家間的溝通，增進雙方的理解和互信，降低雙邊經(jīng)濟活動的交易成本，從而推進雙邊經(jīng)貿(mào)關(guān)系的持續(xù)發(fā)展。毫無疑問，建立外交關(guān)系是雙邊政治關(guān)系得以鞏固和發(fā)展的重要前提和保障。那么，作為政治關(guān)系象征的外交關(guān)系的存在能夠促進雙邊貿(mào)易嗎?可能我們會不假思索地給予肯定，因為幾乎所有國家的外交部職責中都有拓展涉外經(jīng)濟活動等相關(guān)內(nèi)容。但是，正如Rose(2004)檢驗世界貿(mào)易組織(WTO)的貿(mào)易促進作用一樣①與一般理解相悖，Rose(2004)沒有發(fā)現(xiàn)世界貿(mào)易組織促進貿(mào)易。，作者在嚴格的實證檢驗與謹慎的分析之前無法對這個看似簡單的問題給出確切的答案。

現(xiàn)有文獻中，與本文研究問題最為相近的是Rose(2007)，他分析了出口國家在進口國家的大使館、領(lǐng)事館的數(shù)目對于其出口的影響，發(fā)現(xiàn)領(lǐng)事館的數(shù)目每增加一個，出口額增加6%到10%之間，并且大使館的存在要比領(lǐng)事館的出口促進作用更大。雖然他控制了國家固定效應，以及通過工具變量法來解決變量的內(nèi)生性問題，但是Rose(2007)使用的樣本是橫截面數(shù)據(jù)，樣本中只包括了22個出口國家，因此，也就無法避免樣本觀測值數(shù)目少和不具有代表性的問題。Nitsch(2007)檢驗了國家首腦的國事訪問對于雙邊貿(mào)易的促進作用，他發(fā)現(xiàn)國家首腦對別國的國事訪問每增加一次就會促進其出口增加8%到10%之間，而對其從別國進口的促進作用不如對別國出口的促進作用顯著，他還用差異中差異(Differences－in－Differences)的方法處理了反向因果關(guān)系，發(fā)現(xiàn)了多次國事訪問對于國家的出口增長有著較強的促進作用。另外，他還用國家間的旅游人次作為工具變量進一步確認了國家首腦的國事訪問次數(shù)對雙邊貿(mào)易的促進作用并不是內(nèi)生性偏差的結(jié)果。然而，Nitsch(2007)僅僅研究了法國、德國和美國首腦對其他國家的國事訪問對貿(mào)易的影響，這顯然也存在著樣本不具有代表性的問題，并且用旅游人次作為國家首腦國事訪問的工具變量存在著不可忽視的識別問題。

另外，最近還有兩篇相關(guān)研究。Michaels和Zhi(2010)研究了兩國公民之間相互好感的下降是否影響雙邊貿(mào)易，他們的研究對象是對于是否武力打擊伊拉克這一問題而發(fā)生過嚴重分歧的美國和法國。在這期間，相對于其他歐盟或經(jīng)合組織國家，他們發(fā)現(xiàn)美國從法國的進口降低了15%，而法國從美國的進口降低了8%，這尤其表現(xiàn)在美國從法國進口中間產(chǎn)品份額的巨幅降低上。他們的研究表明，在企業(yè)購買的中間投入品存在著替代對象時，企業(yè)并不只考慮成本因素，其對于對方的好感程度也是十分重要的選擇標準。但是他們忽略了一個問題，由于美國和法國都是世貿(mào)組織成員，政見的分歧不會導致關(guān)稅壁壘的上升，但是非關(guān)稅壁壘沒有變化嗎?而兩國公民相互好感的降低對貿(mào)易的減少作用很可能就是通過非關(guān)稅壁壘的增加而導致的。Berger et al(2012)檢驗了冷戰(zhàn)期間美國中情局(CIA)對別國的政治干預是否促進了美國與被干預國家的貿(mào)易，他們發(fā)現(xiàn)在考慮了貿(mào)易成本的降低、意識形態(tài)的變化、美國對被干預國家的貸款和饋贈后，中情局的干預對被干預國家從美國的進口仍舊有著明顯的促進作用，而相關(guān)國家對美國的出口沒有明顯變化。而且，被干預國家從美國進口的增加主要來自于政府直接購買的產(chǎn)品上。他們的研究表明一國的政治影響可以為該國的產(chǎn)品創(chuàng)造更大的國際市場。然而，有失偏頗的是，他們僅以美國向被干預的國家出口比較劣勢的產(chǎn)品來說明被干預國家進口的增加不是由雙邊貿(mào)易成本的降低導致的，但事實上美國和被干預國家建立起的政治聯(lián)系是非常有可能降低雙邊貿(mào)易成本的。

鑒于以上文獻的啟發(fā)，作為國家間政治關(guān)系最基本體現(xiàn)形式的外交關(guān)系對雙邊貿(mào)易額的影響究竟如何?本文將通過檢驗跨度為41年的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)集來回答這個問題。

二、數(shù)據(jù)及方法

(一)數(shù)據(jù)介紹

表1 變量及解釋

表2 變量的描述統(tǒng)計量

本文采用的數(shù)據(jù)主要來自于Rose(2004)對世界貿(mào)易組織成員國身份貿(mào)易促進作用的研究以及Barthel和Neumayer(2012)對避免雙重征稅的稅收協(xié)定(Double Taxation Treaties)的擴散的研究①有關(guān)本文使用數(shù)據(jù)的詳盡介紹，讀者可以查閱他們的論文以及個人主頁。http://faculty.haas.berkeley.edu/arose/。Barthel和 Neumayer(2012)的研究中有一個虛擬變量表示國家之間有無外交關(guān)系，這是本文的關(guān)鍵變量。一般來說，外交關(guān)系的級別由低到高可以分為代辦(Chargés d＇affaires)、公使(Minister)、大使(Ambassador)，鑒于本文的研究目的，雙方存在外交關(guān)系被視為存在以上三種形式中的任意一種。另外，作者還關(guān)注了雙邊投資協(xié)議(BIT)和稅收協(xié)定(DTT)這兩個虛擬變量。作者認為大量的雙邊貿(mào)易研究忽視了雙邊投資協(xié)議和稅收協(xié)定的影響是不完整的。雖然，它們對于外國直接投資有著更為直接的作用，但是外國直接投資對雙邊貿(mào)易的促進作用也得到了大量研究的證實，因此有必要將雙邊投資協(xié)議和稅收協(xié)定的影響考慮在內(nèi)。為了研究需要，本文選取的時間區(qū)間為1959年到1999年，長度為41年。表1為本文使用的數(shù)據(jù)中的變量以及變量的含義，其中包括較多影響雙邊貿(mào)易成本的變量，本文關(guān)注的變量是DIP、BIT、和DTT這三個虛擬變量。作者在表2中給出按各個變量的描述統(tǒng)計量，可以看出存在外交關(guān)系觀測值的雙邊貿(mào)易額要比不存在外交關(guān)系觀測值的貿(mào)易額要高，而且存在外交關(guān)系的國家間距離更近、雙邊經(jīng)濟規(guī)模更大、雙邊富裕程度更高。

(二)實證方法

自Tinbergen(1962)首次采用引力方程式來研究國家間的貿(mào)易額以來，它就成為研究國際貿(mào)易的標準工具。Anderson and Wincoop(2003)提出引力模型中應該包含多重阻力項，如果用Xij表示出口額，Pi表示i國出口到世界市場面臨的多重阻力，用Pj表示j國從世界市場上進口的多重阻力，設Y為世界總收入，Yi為出口國的收入，Ej為進口國的支出，φij表示兩國之間的貿(mào)易阻力，則有:

在實證估計時，通常的做法是采用上式的對數(shù)形式，用i國的國內(nèi)生產(chǎn)總值來代替Yi，用j國的國內(nèi)生產(chǎn)總值來代替Ej，用雙方歷史、地理等特征代替φij，并控制國家固定效應來獲得系數(shù)的無偏估計量。Baldwin and Taglioni(2006)指出，使用面板數(shù)據(jù)估計引力方程式時，要控制隨時間變化的進、出口方固定效應和國家組固定效應。但是，當數(shù)據(jù)集有很多國家和很長的時間段時，一般的統(tǒng)計軟件是無法處理大量的固定效應變量的。對此，Head et al(2010)提出，在需要控制的固定效應較多時，可以采用引力方程的比例形式，而這種方法需要確定兩個國家作為估計方程的參照國家，所以要檢驗估計結(jié)果是否隨不同參照國家的選擇而改變。借鑒以往的相關(guān)研究，本文采用的引力方程式如下:

其中Xijt為真實貿(mào)易額，Cons表示常數(shù)項，CONTROL為表1中除年份和同屬于一個國家外所有的其他解釋變量，{Tt}為年份固定效應，Dij表示不隨時間變化的國家組固定效應，F(xiàn)it和Fjt分別代表隨時間變化的i國和j國的多重阻力項，εijt為誤差項。作者最為關(guān)注的系數(shù)是γ，如果外交關(guān)系的存在促進雙邊貿(mào)易，該系數(shù)的符號為正;另外作者還關(guān)注β1和β2，如果雙邊投資協(xié)定和稅收協(xié)定促進貿(mào)易，這兩個系數(shù)的符號也為正;作者將在下文對這些預期進行嚴格的檢驗。

三、基準估計結(jié)果及分析

運用引力方程式的基準估計結(jié)果在表3中給出。為了節(jié)省空間，表中只列出了主要的解釋變量。其中第一列是控制了年份固定效應、并以國家組為穩(wěn)健標準差聚類的普通最小二乘回歸結(jié)果;第二列是控制了國家組固定效應并以年份為穩(wěn)健標準差聚類的虛擬變量最小二乘回歸結(jié)果;第三列在第二列的基礎(chǔ)上又控制了年份固定效應，以將世界市場隨時間變化的趨勢考慮在內(nèi);第四列在第三列的基礎(chǔ)上還控制了第三國效應(Third Country Effect)，以控制雙邊貿(mào)易對于世界市場的影響，從而使引力方程式包含一般均衡的特征;第五列在第二列的基礎(chǔ)上控制了被解釋變量的一階滯后，這是為了考慮雙邊貿(mào)易額變化的持續(xù)性，因為不可觀測因素對貿(mào)易的沖擊通常需要時間緩慢體現(xiàn)在雙邊貿(mào)易額上;第六列控制了國家組固定效應以及隨時間變化的出口國和進口國的多重阻力項，但是在具體操作時，限于一般統(tǒng)計軟件的處理能力，作者無法將41年的數(shù)據(jù)全部加入進去，于是只考慮從1960年到2000年間以五年為間隔的時間點①Subramanian and Wei(2007)以五年為間隔將Rose(2004)的數(shù)據(jù)更新到2000年。;第七列依照了Head et al(2010)的做法，以美國和法國為參照國家，估計了比例形式的引力方程式，這種方法的優(yōu)點就是可以約去大量的固定效應，缺點就是結(jié)果易受參照國家選擇的影響。這七種不同形式的引力方程回歸結(jié)果是本文的基準結(jié)果。

從所有的回歸結(jié)果可以看出，γ在所有形式的估計式中都顯著為正，即外交關(guān)系的存在明顯促進了雙邊貿(mào)易，β1和β2在第一列至第六列所用的估計式中都顯著為正，說明了雙邊投資協(xié)議和稅收協(xié)議對雙邊貿(mào)易也有促進作用，但在第七列這種作用消失，而且雙邊投資協(xié)議的系數(shù)在10%的水平上顯著為負。

表3 基準估計結(jié)果

第一列的回歸結(jié)果與大多數(shù)的引力方程估計結(jié)果相似，雙方國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1%，雙邊貿(mào)易額增加0.8%;雙方距離每增加1%，雙邊貿(mào)易額降低約1%;而且與Rose(2004)相同，作者仍舊沒有發(fā)現(xiàn)世貿(mào)組織成員國身份促進雙邊貿(mào)易，普惠制反而使雙邊貿(mào)易明顯增加。出于本文的研究目的，更為重要的是國家間存在外交關(guān)系可以使雙邊貿(mào)易增加98.4%，存在雙邊投資協(xié)議和稅收協(xié)議分別使雙邊貿(mào)易增加35.7%和67%①計算公式為100 ×(e0.685－1)，100 ×e(0.305－1)，100 ×(e0.513－1)，以下的設計外交關(guān)系、投資協(xié)議和稅收協(xié)議的作用的計算與這里類似。。雖然在第一列的回歸中已經(jīng)加入了較多控制貿(mào)易雙方國家特征的變量，但是建立外交關(guān)系很可能受雙方政治和經(jīng)濟特征以及世界形勢變化的影響，這就產(chǎn)生了內(nèi)生性問題，而第二列到第七列對于解決這些內(nèi)生性問題是重要的。第二列控制了國家組固定效應后，不隨時間變化的可觀測的雙邊特征如雙邊距離、是否使用相同語言、是否接壤等就從回歸中略去了，這時我們發(fā)現(xiàn)γ、β1和β2的估計值相比于第一列的估計值變小了，外交關(guān)系、雙邊投資協(xié)議和稅收協(xié)議的貿(mào)易促進作用分別為31.3%、21.5%和31.3%。第三列在此基礎(chǔ)上又控制了年份固定效應，外交關(guān)系和雙邊投資的系數(shù)有了一定程度的降低，但仍舊十分顯著，而稅收協(xié)議的系數(shù)反而上升了，這很有可能是隨時間變化的世界市場因素導致的。第四列考慮了雙方對第三國市場的影響，這時外交關(guān)系對貿(mào)易的促進作用為20.9%，雙邊投資協(xié)議和稅收協(xié)議的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。第五列加入了雙邊貿(mào)易額的一階滯后項后，γ、β1和β2的估計值相比第一列到第三列均有了較大程度的降低，外交關(guān)系、雙邊投資協(xié)議和稅收協(xié)議的存在對貿(mào)易的促進作用分別為11%、8%和9.1%，需要注意的是這里的估計值是短期效應。按照Baldwin and Taglioni(2006)的觀點，由于第六列控制了隨時間變化的多重阻力項和國家組固定效應，其得到的系數(shù)估計值應該是最優(yōu)的，這時我們看到外交關(guān)系對雙邊貿(mào)易的促進作用為14.7%，其估計值在1%的水平上顯著，雙邊投資協(xié)議的貿(mào)易促進作用為6.8%，其估計值在5%的水平上顯著，稅收協(xié)議的貿(mào)易促進作用為8.7%，其估計值在1%的水平上顯著?？紤]到加入固定效應個數(shù)的可行性，第六列只選取了9個以五年為間隔的時間點，Head et al(2010)提出可以用引力方程式的比例形式來解決固定效應過多的問題，按照這種方法，作者在第七列以美國和法國為參照國家進行了回歸，發(fā)現(xiàn)外交關(guān)系對貿(mào)易的促進作用為56.2%，而雙邊投資協(xié)議和稅收協(xié)議對貿(mào)易沒有促進作用。另外，作者還以英國和德國、美國和日本、德國和法國為參照國家做了回歸，發(fā)現(xiàn)γ的估計值始終在0.1和0.5之間，而β1和β2的估計值要么不顯著、要么符號為負。

四、穩(wěn)健性檢驗

(一)不同的子樣本

在基準形式的引力方程式的回歸中，作者利用了數(shù)據(jù)隨時間和截面變化的特征。在穩(wěn)健性分析中，作者將數(shù)據(jù)劃分為如下子樣本:(a)以五年為間隔的橫截面數(shù)據(jù);(b)至少一方是工業(yè)國家;(c)至少一方是低收入國家;(d)至少一方位于以下地區(qū):東亞和南亞、西亞和北非、撒哈拉非洲、拉丁美洲;(e)除去美國、英國、法國、德國、日本、加拿大、意大利這七個經(jīng)濟規(guī)模最大的國家。

表4 以五年為間隔的橫截面數(shù)據(jù)

表5 至少一方為工業(yè)國家

表6 至少一方為低收入國家

表4中給出了41年間7個時間點的截面數(shù)據(jù)估計結(jié)果①限于篇幅，1960年的數(shù)據(jù)沒有列出，但外交關(guān)系、雙邊投資協(xié)議的系數(shù)均顯著。，這里所用的引力方程式除了基本的解釋變量外，還控制了國家固定效應，為了節(jié)省空間，表中只列出了本文關(guān)注的解釋變量?？梢钥闯觯玫墓烙嬛翟诿恳荒昃诛@著且具有經(jīng)濟意義，而β1和β2的估計值十分不穩(wěn)定。外交關(guān)系對雙邊貿(mào)易的促進作用在29.6%到128.6%之間，雙邊投資協(xié)議對貿(mào)易沒有促進作用，稅收協(xié)議在1985年和1990年居然對雙邊貿(mào)易有明顯的抑制作用。雖然普通最小二乘法通常存在內(nèi)生性的問題，但是表4的結(jié)果仍然有力的支持了外交關(guān)系對貿(mào)易的提升作用。

在表5到表8中，作者采用了和表3對應的前六種估計方程式形式，因為對樣本進行了限制，所以Head et al(2010)的方法在這里不宜采用。表5將樣本中雙方都是非工業(yè)國家的觀測值剔除，樣本中的觀測值比全樣本中少了一半，作者發(fā)現(xiàn)外交關(guān)系的系數(shù)在所有估計形式中均十分顯著，在本文偏好的第六種估計形式下其貿(mào)易促進作用為10%，這與對應的基準形式中的估計值相近，而此時雙邊投資協(xié)議和稅收協(xié)議的系數(shù)不顯著，而且符號與之前的預期相反。

在表6中，作者將雙方都是中、高收入國家的觀測值剔除，即考慮低收入國家參與的國際貿(mào)易，此時樣本中的觀測值也比全樣本時減少了約一半。同樣地，外交關(guān)系的估計系數(shù)均顯著，在第六種估計形式中，外交關(guān)系估計系數(shù)的顯著水平有所下降，但在5%的水平上顯著為正，其貿(mào)易促進作用為9.3%。投資協(xié)議的貿(mào)易促進作用為16.3%，反映了低收入國家吸引外資對貿(mào)易的推動作用。

在表7中，作者考慮了貿(mào)易一方來自于四個欠發(fā)達地區(qū)的樣本，表中只列出了外交關(guān)系的估計系數(shù)。這四個地區(qū)的國家曾經(jīng)都是帝國主義列強的殖民地，檢驗它們獨立后建立外交關(guān)系對于貿(mào)易的促進作用比較有意義。作者發(fā)現(xiàn)所有地區(qū)、所有估計形式的外交關(guān)系的系數(shù)均顯著為正。從第六種估計形式來看，外交關(guān)系對西亞和北非國家的貿(mào)易促進作用最大，其次為東亞和南亞國家，系數(shù)估計值最小的是撒哈拉非洲國家，外交關(guān)系的存在對其促進作用為7.6%，而且只是在10%的水平上顯著為正。但是，這里的結(jié)果依然不影響基準形式的結(jié)論。

一國經(jīng)濟實力越強，其建立外交關(guān)系的能力和動機也越強，在考察外交關(guān)系對國際貿(mào)易的促進作用時，也必須考慮這個問題。為此，在表8中，作者剔除了七國集團(G7)成員國，但發(fā)現(xiàn)外交關(guān)系、投資協(xié)議和稅收協(xié)議所有的系數(shù)估計值依然顯著為正，而且大小比較穩(wěn)定。在本文較為偏好的第六種估計形式中，它們的貿(mào)易促進作用分別為12.7%、11%、15.4%。

表7 至少一方為亞、非、拉國家的外交關(guān)系的系數(shù)估計值

表8 除去美國、英國、法國、德國、日本、加拿大、意大利

表9 匹配數(shù)據(jù)估計法下外交關(guān)系的系數(shù)估計值

(二)匹配數(shù)據(jù)估計法

前面是以不同的樣本來說明基準估計結(jié)果的穩(wěn)健性，那么，當采用不同的估計方法時基本結(jié)論是否改變呢?例如Chang and Lee(2011)就指出通常的參數(shù)估計法存在著模型設定錯誤，忽視了異質(zhì)處理效應，而這可能是Rose(2004)沒有發(fā)現(xiàn)世界貿(mào)易組織促進成員國貿(mào)易的主要原因，他們提出用匹配、排列檢驗和靈敏度分析等一系列非參數(shù)估計法來減少模型設定錯誤、考慮異質(zhì)處理效應、降低潛在的選擇性誤差。與他們類似，作者將采用在勞動經(jīng)濟學和健康經(jīng)濟學中被廣泛采用的匹配數(shù)據(jù)估計法來重新對數(shù)據(jù)進行估計，以檢驗基準回歸結(jié)果的靈敏程度。這里匹配時用的控制變量包括表1中除了外交關(guān)系以外的所有解釋變量。另外，在做匹配時，具體做法有三種:與存在外交關(guān)系的觀測值匹配、與不存在外交關(guān)系的觀測值匹配、以及全部樣本進行匹配。其中，第一種為先從存在外交關(guān)系的樣本中取一個觀測值，然后再從不存在外交關(guān)系的樣本中找到一個與之距離最近的觀測值與之匹配;第二種的順序與第一種相反，即先從不存在外交關(guān)系的樣本中取觀測值;第三種是在全樣本中先取一個觀測值，然后再與之匹配一個距離最小的觀測值，而不論觀測值是否存在外交關(guān)系。另外，對于每一種匹配方法，作者選取了全部的匹配數(shù)據(jù)、匹配數(shù)據(jù)中最好的80%、60%、40%，依次給出了估計結(jié)果。表9中列出了估計結(jié)果，第一列為假定外交關(guān)系存在異質(zhì)性的排列檢驗，第二列假定外交關(guān)系是同質(zhì)的，第三列考察在對數(shù)據(jù)進行匹配估計時是否存在選擇性偏差，一般來講，Γ*的值大于1.5時就認為不存在選擇性偏差。

從所有的估計系數(shù)的p值來看，外交關(guān)系的系數(shù)均在1%的水平上顯著，而且排列檢驗與帶符號的秩檢驗得到的估計系數(shù)基本相似，但由于前者考慮了數(shù)據(jù)的異質(zhì)性，因此在分析時，作者將主要分析排列檢驗的估計結(jié)果，更令人信服的是單邊和雙邊檢驗的統(tǒng)計量都大于1.5，這說明估計值的選擇性偏差較小?？梢钥闯觯@里的估計系數(shù)要比基準估計式下大很多，如果只關(guān)注存在外交關(guān)系的情形，作者發(fā)現(xiàn)在匹配數(shù)據(jù)最優(yōu)的40%中，外交關(guān)系對雙邊貿(mào)易的促進作用為114.9%，其他情形與之類似。當然，這里目的不是比較引力方程式和匹配估計法得到的系數(shù)差異，而是證明外交關(guān)系對貿(mào)易的促進作用并不受估計方法的影響。

五、結(jié) 論

國家間政治關(guān)系是經(jīng)貿(mào)關(guān)系深入發(fā)展的前提，因為雙邊政治上的溝通和互信可以減少跨國經(jīng)濟活動的交易成本，作為雙邊政治關(guān)系最基本體現(xiàn)形式的外交關(guān)系對雙邊貿(mào)易有促進作用嗎?這是個容易讓人忽視和匆忙作答的問題。本文采用引力方程式對1959年到1999年的數(shù)據(jù)進行了估計，發(fā)現(xiàn)外交關(guān)系對雙邊貿(mào)易有著明顯的促進作用，控制了多重阻力項和國家組固定效應的估計方程顯示其對雙邊貿(mào)易的促進作用為14.7%。在將全樣本分割為橫截面數(shù)據(jù)、工業(yè)國家數(shù)據(jù)、低收入國家數(shù)據(jù)、地區(qū)數(shù)據(jù)、除去七國集團數(shù)據(jù)等子樣本后，作者依然發(fā)現(xiàn)外交關(guān)系的估計值與基準形式估計值相近，而且外交關(guān)系對貿(mào)易的顯著促進作用還得到了匹配數(shù)據(jù)估計法的進一步證實。相反，象征雙邊經(jīng)濟關(guān)系的雙邊投資協(xié)議和稅收協(xié)議的貿(mào)易促進作用并不穩(wěn)健。

本文存在的一個問題是忽略了大量的零貿(mào)易現(xiàn)象，Silva and Tenreyro(2006)指出對數(shù)線性化引力方程式必會導致舍去大量的零貿(mào)易額，為此他們提議用泊松假極大似然估計法(PPML)，但是他們的估計方法無法運用到面板數(shù)據(jù)上。而且，即使考慮到零貿(mào)易額，作者認為也不足以挑戰(zhàn)本文的結(jié)論，因為存在零貿(mào)易的國家間存在外交關(guān)系的可能性幾乎為零。

出于本文的研究目的，作者將代辦、公使、大使級別的外交關(guān)系都歸類為存在外交關(guān)系，顯然它們是有區(qū)別的，下一步將研究它們對貿(mào)易促進作用的差異。

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