藺漢杰

（西北師范大學 商學院，蘭州 730070）

1 出口產(chǎn)品制度復(fù)雜度、經(jīng)濟制度的定義和測度

1.1 出口產(chǎn)品制度復(fù)雜度

出口產(chǎn)品復(fù)雜度最先出自Michaely（1984）提出的貿(mào)易專業(yè)化指標（Trade Specialization Indicator,TSI）。Hausmann等（2005）在TSI的基礎(chǔ)上將其絕對比重改為相對比重，并提出了一種新的指標：出口復(fù)雜度。出口復(fù)雜度被認為能夠衡量出口產(chǎn)品、產(chǎn)業(yè)或出口國總出口的技術(shù)含量，即出口復(fù)雜度越高，說明出口的技術(shù)水平越高。指標的構(gòu)成上，出口產(chǎn)品復(fù)雜度可以使用收入指標（Rodrik,2006；Hausmann等,2005）方法來度量。

本文研究的是制度對于出口產(chǎn)品在制度復(fù)雜度（本文記為 prodyk）的影響，所以參考出口產(chǎn)品復(fù)雜度收入指標的構(gòu)造方式，同時借鑒Jarreau&Poncet（2011）中所提出的測量方法，將制度（也就是下面所提到的營商指數(shù)）作為稟賦優(yōu)勢加入到出口產(chǎn)品中（這里的產(chǎn)品是各省外貿(mào)出口中HS6位碼水平上的），然后對所有出口產(chǎn)品進行加權(quán)，權(quán)重就為各商品的出口額占該地區(qū)總額的比例，構(gòu)造出新的指標，在這里我們稱為出口產(chǎn)品制度復(fù)雜度。

產(chǎn)品K的制度依賴度計算公式為：

這樣構(gòu)造產(chǎn)品的制度依賴度是因為Nunn(2007)在構(gòu)造合約密集度指標時，認為中間投入品如若不是按照統(tǒng)一或參考的價格進行交易，那么這種產(chǎn)品所需要的合約保證水平就越高。同樣的思想，如果產(chǎn)品的出口額比例較大時，那么制度的變化對其影響就越大，越是高端復(fù)雜的產(chǎn)品就越是依賴于好的制度（包括金融制度、和約制度等）。然后以（1）式為基礎(chǔ)，可以得出第i國家（地區(qū)）的總出口產(chǎn)品在制度上的復(fù)雜度（本文記為compit），即i國家全部出口產(chǎn)品的加權(quán)平均年制度依賴度。

compit表示i國家在第t年的出口制度復(fù)雜度，prodyk就為方程（1）所計算的k產(chǎn)品的制度依賴度。xitk是i國家k產(chǎn)品的在第t年的出口額，Xit是i國家第t年的總出口額。由這個表達式可以得出，若compit值越小，則i國家的出口制度復(fù)雜度就越高。

這里對于制度qj的選取，我們使用的是世界銀行所調(diào)查編制的各國營商指數(shù)。從2004年開始，世界銀行每年會調(diào)查185個國家和地區(qū)的以下10方面的數(shù)據(jù)：開辦企業(yè)、洽辦證照、電力獲取、注冊資產(chǎn)、資金借貸、保護投資者、稅負、貿(mào)易便利化、合約執(zhí)行及破產(chǎn)保護。同時以這些數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)計算出一個取值范圍在0-1之間，表示在一個經(jīng)濟體中進行商業(yè)活動的便利程度，其值越小表示營商的環(huán)境就越好。由于該項調(diào)查具有連續(xù)性，計算方法也比較穩(wěn)定，所以在這里我們選擇其作為出口產(chǎn)品制度復(fù)雜度的被加權(quán)項。

1.2 各省經(jīng)濟制度的測量

正式的經(jīng)濟制度是指設(shè)定出來用以規(guī)范個人或組織的經(jīng)濟行為及其相互關(guān)系到的規(guī)則體系。從外延看，經(jīng)濟制度主要包括產(chǎn)權(quán)制度、微觀經(jīng)濟制度、市場交易制度、宏觀經(jīng)濟制度和國際（涉外）經(jīng)濟制度，其中產(chǎn)權(quán)制度為基礎(chǔ)。樊綱、王小魯?shù)戎骶幍摹吨袊袌龌笖?shù)》系列報告中所編制的“中國市場化指數(shù)”，從不同的方面對各省的市場化進程進行了全面的比較，對于各省經(jīng)濟制度而言具有綜合性和代表性，同時使用基本相同的指標體系對各地區(qū)的市場化進程進行持續(xù)的測度，從而提供了一個反映市場化變革的穩(wěn)定的觀測框架；故本文在這里直接引用為經(jīng)濟制度指標。

該報告跟蹤測度我國各省即行政單位的市場化相對進程，至今（2014年）已經(jīng)出版了六個報告，總共橫跨的時間為1997～2009年。且在《中國市場化指數(shù)—各地區(qū)市場話相對進程中2009年報告》中，作者通過一定的技術(shù)處理手段，將各地區(qū)在1997年期間13個年份在各項指標上統(tǒng)一處理為以2001年為基期的數(shù)據(jù)。

為了控制其他宏觀經(jīng)濟變量對于出口產(chǎn)品制度復(fù)雜度的影響，本文選取了各省份的宏觀變量。其數(shù)據(jù)取自《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》（國家統(tǒng)計局國民經(jīng)濟綜合統(tǒng)計司遍，2010年出版），該書詳細記錄了1949～2008年全國各省級行政單位、計劃單列市，及香港、澳門特別行政區(qū)的國民經(jīng)濟和社會發(fā)展狀況。

1.3 各個變量的描述性統(tǒng)計分析

本文對各省的出口制度復(fù)雜度和各省的市場化指數(shù)做了基本的描述性分析，結(jié)果如表1和表2所示。

表1 2000～2008年各省出口制度復(fù)雜度

表2 2000～2008年各省市場化指數(shù)

表1中，可以看到，各個省的出口制度復(fù)雜度在2000～2008年期間的均值、最大值、最小值都呈現(xiàn)總體下降的趨勢，也即，我國各省的出口產(chǎn)品制度復(fù)雜度在逐年提高，出口產(chǎn)品的質(zhì)量在逐漸提升。然而出口制度復(fù)雜度的標準差卻波動比較大，表明省際之間的出口產(chǎn)品的質(zhì)量仍然存在的顯著的區(qū)域差異。

表2中，我國各省的市場化指數(shù)的均值、最大值、最小值卻顯示總體上升，方差也在逐漸的變大。說明我國的市場經(jīng)濟制度在2000～2008年有著顯著的提高，但是同時區(qū)域差異也在逐漸的變大，經(jīng)濟制度發(fā)展存在很大的不平衡性。

從表1、表2總體觀察，會發(fā)現(xiàn)在2000～2008年中出口產(chǎn)品制度復(fù)雜度與市場化指數(shù)之間基本是呈現(xiàn)負的相關(guān)關(guān)系，市場化指數(shù)越高，產(chǎn)品的復(fù)雜度就越大，這與我們之前的理論預(yù)測是一致的。

2 實證分析——動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型

2.1 實證計量模型

在研究經(jīng)濟制度與出口貿(mào)易的許多文獻中使用的模型大都為靜態(tài)面板模型，出口產(chǎn)品制度復(fù)雜度直接對市場化指數(shù)、經(jīng)濟宏觀的其它變量直接回歸。孫楚人和王松（2014）的文章中，就是直接使用靜態(tài)面板對其進行估計，模型估計的結(jié)果中，人均GDP的估計效果不是很好，有時系數(shù)的估計與理論預(yù)期是相悖的。參考Hausmann提出的產(chǎn)品復(fù)雜度時，提出的產(chǎn)品復(fù)雜度具有演進效應(yīng)，所以這里我們猜想出口產(chǎn)品制度復(fù)雜度也會具有演進效應(yīng)，即存在滯后項，前期的復(fù)雜度會滯后影響到其后期的復(fù)雜度。如果不對這部分加以考慮，那么β系數(shù)的估計必然就是有偏的，甚至符號都會發(fā)生變化，所以為了更加準確的考察經(jīng)濟制度對于出口產(chǎn)品制度復(fù)雜度的動態(tài)影響，將文章所使用的面板模型擴展為動態(tài)面板模型，以期能夠測量出口產(chǎn)品質(zhì)量在制度上的慣性。

ln compit是省份的出口制度復(fù)雜度的對數(shù)，νi和eit分別為省份固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，lnmarketit則是指省份的經(jīng)濟制度，也就我們所選取的市場化指數(shù)，lnpgdpit則是人均GDP，Hit代表省份其他宏觀經(jīng)濟指標的向量組—包括第三產(chǎn)業(yè)GDP，外國直接投資FDI，一般預(yù)算支出等。

因為本文研究的是經(jīng)濟制度對于出口產(chǎn)品制度復(fù)雜度的影響，所以可以預(yù)期估計，制度越好的省份，其出口產(chǎn)品制度復(fù)雜度就越高，所以我們可以合理想象β1的系數(shù)應(yīng)該為負。人均收入越高，那么該省份的經(jīng)濟就越發(fā)達，其出口的產(chǎn)品復(fù)雜度應(yīng)該也越高，所以β2也應(yīng)當為負數(shù)。

2.2 估計結(jié)果

從現(xiàn)存的文獻可以知道，動態(tài)面板模型最大的困難很難確定估計模型的系數(shù)。在動態(tài)面板模型中，由于因變量的滯后項作為解釋變量，從而導(dǎo)致解釋變量與隨機沖擊項相關(guān)，也即解釋變量具有了內(nèi)生性，如果此時還是沿用模型的靜態(tài)面板中的固定效應(yīng)或隨機效應(yīng)進行估計，必然會導(dǎo)致估計參數(shù)的非一致性。若放任于此，依據(jù)此估計參數(shù)來進行經(jīng)濟解釋也必定不是準確的。

Bond（2002）研究得出滯后被解釋變量的系數(shù)在使用OLS估計時，其結(jié)果較真實值是上偏的，而在使用LSDV估計時是下偏的，這樣就為估計結(jié)果的準確性在理論上提供了一種檢驗。所以我們先對(3)式分別做OLS（即不考慮滯后項與隨機擾動項的相關(guān)性）回歸和LSDV回歸，得出關(guān)于滯后階回歸系數(shù)的上下界限。估計結(jié)果如表3和表4所示。

表3 使用普通最小二乘法估計模型的結(jié)果

表3可以知道，使用普通最小二乘法估計（3）式動態(tài)面板模型，制度復(fù)雜度對數(shù)的滯后項系數(shù)都在0.90左右。

表4 使用LSDV估計模型的結(jié)果

表4的結(jié)果，可以知道使用LSDV估計（3）式的動態(tài)面板模型，制度復(fù)雜度滯后項的系數(shù)大都在0.39左右。

從表3、表4簡單的估計的結(jié)果，可以看到滯后項系數(shù)γ的顯著性一直都比較高，且穩(wěn)定在0.39～0.9之間，這顯然為我們下面的估計正確性提供了一個參考指標。然而市場化指數(shù)的系數(shù)、人均GDP的系數(shù)、第三產(chǎn)業(yè)GDP的系數(shù)，外國直接投資的系數(shù)都不太顯著，這與我們經(jīng)濟理論是相違背的。

首先，本文認為對于經(jīng)濟制度指標——也即我們的市場化指數(shù)，有經(jīng)濟學理論表明，貿(mào)易額度和市場經(jīng)濟制度之間是會互相產(chǎn)生影響的。（Rodirik，2000；Puga&Trefler，2012）貿(mào)易的增長，自由化其本身就會有制度變革的發(fā)生，所以造成了經(jīng)濟制度指標lnmarket具有內(nèi)生性，估計的系數(shù)有偏。其次，對于一般來說，一國的經(jīng)濟發(fā)展水平越高，其消費水平也越高，消費產(chǎn)品的的品質(zhì)（或言復(fù)雜度）就會越高，所以人均GDP對產(chǎn)品復(fù)雜度應(yīng)該是有顯著的正影響的。再者，由于我國的經(jīng)濟為外向型經(jīng)濟，外國資本對我國出口產(chǎn)品的質(zhì)量升級有著非常顯著的作用。李坤望和王有鑫（2013）就提出，F(xiàn)DI穩(wěn)健的提高了我國出口產(chǎn)品的質(zhì)量，在資本密集型的行業(yè)作用更加顯著。

從上面的分析可以知道，式（3）的動態(tài)面板模型是具有內(nèi)生性變量的動態(tài)面板，且由于本文中使用的數(shù)據(jù)截面維度為29，時間維度為8，屬于小樣本。Hayakawa（2005）在研究動態(tài)面板時，使用仿真實驗測試估計偏誤時發(fā)現(xiàn)在自回歸系數(shù)的真實值為0.1時，個體效應(yīng)和隨機誤差效應(yīng)的方差之比為4時，估計誤差的偏誤程度都在62%。所以直接進行估計時，不是一個良好的方法。

Blundell和Bond在Arellano和Bover的基礎(chǔ)上提出了系統(tǒng)廣義矩估計。廣義矩估計在這些年的發(fā)展之后，在處理小樣本時，得到的系數(shù)估計結(jié)果是一致的。該方法的核心在于增加了一個假設(shè)：工具變量的差分外生于個體效應(yīng)，從而可以作為水平方程的工具變量，這樣就利用了更多的矩條件，提高估計的精度。同時為了更好的處理市場化指數(shù)的內(nèi)生性，本文同時選取了市場化指數(shù)1997～1999年的值，來作為lnmarket的工具變量，具體在本文的腳注中進行了說明。

首先為了更好的選取工具變量，且要防止動態(tài)面板模型中的自變量的共線性，在這里先查看下各個變量之間的相關(guān)性。

表5 各個變量的相關(guān)系數(shù)矩陣

從表5中可以得出，市場化指數(shù)、人均GDP、外國直接投資、第三產(chǎn)業(yè)GDP的相關(guān)度比較高、容易引起估計的多重貢獻性。所以對式（3）的動態(tài)面板模型使用逐步回歸的方法，采用系統(tǒng)GMM估計。

表6的的系統(tǒng)GMM回歸估計的結(jié)果中，模型的Arellano-Bond檢驗和Sargan檢驗都在10%以上，所以模型擬合的結(jié)果總體是好的。但是我們發(fā)現(xiàn)隨著變量個數(shù)的逐漸增加，市場化指數(shù)（lnmarket）的系數(shù)，從開始的顯著逐漸變?yōu)椴伙@著，而且變量也是顯著不穩(wěn)健的，大致是由于后面添加的變量，猶如第三產(chǎn)業(yè)的GDP，外國直接投資、政府一般預(yù)算支出這些變量都為經(jīng)濟制度的某一方面，所以他們與市場化指數(shù)是高度線性相關(guān)的，表5中也證實了我們的這個觀點。

表6 系統(tǒng)GMM估計模型的結(jié)果

同時我們還能發(fā)現(xiàn)人均GDP的系數(shù)估計卻一直都是正的，且在后續(xù)的添加變量中其也是正的，并且顯著性一直都不太穩(wěn)健，除了上面所說的共線性以外，可能還會有就是經(jīng)濟越發(fā)達的地區(qū)，其人均GDP在增長的同時，制度的改革與創(chuàng)新也往往越多，這樣就使得人均GDP與市場化指數(shù)高度相關(guān)。同理也可以使用于第三產(chǎn)業(yè)GDP的系數(shù)。

表7 單獨對lnpgdp、lnthrgdp、lnfdi做系統(tǒng)GMM回歸的結(jié)果

為了測試我們分析的結(jié)果，且也為了結(jié)果的穩(wěn)健性，我們選擇單獨對人均GDP、第三產(chǎn)業(yè)GDP、外國直接投資做系統(tǒng)GMM估計，以排除多重共線性的影響。

從表7中可以看到，單獨來看，各個變量對于制度復(fù)雜度是具有顯著性，且其系數(shù)與理論預(yù)期都是一致的，高度顯著的，與我們前文分析的是一致的。

根據(jù)式（3）的模型，和表六、表七的估計結(jié)果，我們得到以下的結(jié)論：

第一，從表6、表7的估計結(jié)果中，出口產(chǎn)品制度復(fù)雜度滯后項的系數(shù)都在0.76左右，且具有很強的顯著性。說明出口產(chǎn)品的復(fù)雜度在經(jīng)濟的發(fā)展中具有很強制度依賴慣性（出口產(chǎn)品制度復(fù)雜度的滯后項的彈性具有76%）。這里由于我們的使用了營商指數(shù)作為出口產(chǎn)品制度復(fù)雜度的計算基礎(chǔ)。所以可以認為地區(qū)出口產(chǎn)品的復(fù)雜度會隨著一些內(nèi)外部因素的影響而發(fā)生動態(tài)演進，或者說從簡單的窮國產(chǎn)品到復(fù)雜的富國產(chǎn)品的轉(zhuǎn)變（Hausmann&Klinger(2006)）。由于制度也是比較優(yōu)勢的基礎(chǔ)，所以我們猜想這種動態(tài)的演進過程是由于國內(nèi)要素稟賦的變遷所推動，當然也包括經(jīng)濟制度的變遷。

第二，雖然企業(yè)的自我革新，自我改進對于產(chǎn)品質(zhì)量的提高有很大的貢獻，但是這并不能否認經(jīng)濟制度的作用，表六中經(jīng)濟制度對于出口產(chǎn)品制度復(fù)雜度的彈性-1.81%。這就表明經(jīng)濟制度對于貿(mào)易是具有正效應(yīng)的，也即經(jīng)濟制度環(huán)境是可以成為貿(mào)易的比較優(yōu)勢。就如Belloc（2006）認為制度質(zhì)量通過影響經(jīng)濟主體投資水平的選擇，決定了生產(chǎn)專業(yè)化模式的差異，較好的制度環(huán)境有利于弱化特定關(guān)系投資中的套牢問題和道德風險。

然而，制度演變是一個緩慢的長期過程，并且具有很強的路徑依賴性，所以通過制度的逐步革新和完善來增加外貿(mào)水平、提高外貿(mào)產(chǎn)品的質(zhì)量，短時間內(nèi)效果不會很明顯，也就是這里的經(jīng)濟制度彈性只有-1.81%，或者比較優(yōu)勢并沒有充分的體現(xiàn)出來。

但是應(yīng)該認識到，國家（地區(qū)）之間的差異不僅僅表現(xiàn)在勞動力、技術(shù)創(chuàng)新、人力資本等這些要素的差異，不同國家（地區(qū)）之間，特別是發(fā)達國家和發(fā)展中國家之間的制度質(zhì)量和制度環(huán)境存在較為明顯的差異。如，金融制度的發(fā)展、合約制度的實施，我國經(jīng)濟制度在這方面雖然有所發(fā)展，但是還是有很多不完善的地方，金融領(lǐng)域內(nèi)，國家信貸超發(fā)，中小企業(yè)融資困難，融資成本高；合約制度方面，多數(shù)資本密集型的企業(yè)由于技術(shù)、生產(chǎn)周期較長，合約制度對其影響較大，我國司法成本較高、執(zhí)行難度較大，這些因素都會影響到的制度對于產(chǎn)品復(fù)雜度的效果。

3 結(jié)論及政策建議

本文參考出口產(chǎn)品復(fù)雜度的定義，綜合研究了對地區(qū)制度與出口產(chǎn)品制度復(fù)雜度的關(guān)系，利用動態(tài)面板模型對其進行分析，發(fā)現(xiàn)：①經(jīng)濟發(fā)展越好，制度越完善的省份其出口產(chǎn)品制度復(fù)雜度就越高，產(chǎn)品的制度密集度也就越高；②出口產(chǎn)品制度復(fù)雜度——出口產(chǎn)品對于制度的依賴程度具有很大的發(fā)展慣性，或者說是路徑依賴性，即出口產(chǎn)品制度復(fù)雜度是具有演進效應(yīng)的；③經(jīng)濟制度對于出口產(chǎn)品的質(zhì)量具有一定的影響，但是由于制度本身的特性，短時間它并沒有理論預(yù)期的那樣對于出口產(chǎn)品的強勁的比較優(yōu)勢。所以持續(xù)的制度改革——包括金融制度改革、合約制度改革才能產(chǎn)生較為良好的比較優(yōu)勢，提高出口產(chǎn)品的質(zhì)量。

根據(jù)比較優(yōu)勢理論，一國出口密集使用本國資源的商品，而進口本國生產(chǎn)效率低的商品，一國的比較優(yōu)勢結(jié)構(gòu)和資源稟賦結(jié)果決定了貿(mào)易的格局，按照這樣的思維邏輯就很容易陷入“比較優(yōu)勢陷進”。但是制度經(jīng)濟學理論告訴我們，即使一國在資源稟賦方面等因素方面不存在比較優(yōu)勢，但是政府可以通過改進本地區(qū)的營商環(huán)境，降低營商成本，通過一些政策和制度安排為企業(yè)降低生產(chǎn)成本和交易成本，這樣就能夠獲得在制度上的比較優(yōu)勢，從而改變貿(mào)易格局。而本文的實證的結(jié)果也恰恰是反應(yīng)了這樣的現(xiàn)實，但是由于制度的建立并非易事，也并非短效之功，所以要建立真正的制度上的優(yōu)勢就需要持續(xù)的制度改革和創(chuàng)新。為此我們有以下建議：

（1）政府應(yīng)當重視產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化選擇，提高產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)的明晰程度、保護程度與實施力度，強化企業(yè)作為市場主體的地位，為降低交易成本提供有效的基礎(chǔ)性保障。

（2）市場制度創(chuàng)新中應(yīng)當側(cè)重于完善市場結(jié)構(gòu)治理機制、限制行業(yè)壟斷，鼓勵自由競爭，打造公平自由的營商環(huán)境。

（3）政府在宏觀經(jīng)濟的制度方面應(yīng)當著重深化經(jīng)濟體制改革，同時積極穩(wěn)妥的推進政治體制改革，強化對于公務(wù)員的約束機制，加大對腐敗行為的打擊力度；同時構(gòu)建財政、稅收、金融等多方面的協(xié)調(diào)機制。

當然制度創(chuàng)新和改革是一項相當復(fù)雜的系統(tǒng)工程，其影響社會經(jīng)濟的方方面面，且制度慣性較大，不僅需要改革的智慧，更需改革的耐心，只有堅持、連續(xù)的革新才能真正促進出口產(chǎn)品的質(zhì)量。

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