(天津財經大學 經濟學院，天津 300222)

一、引言

隨著全球價值鏈聯(lián)結向縱深發(fā)展，各國家、地區(qū)都爭相攀據全球價值鏈分工的高端部分。而國際分工的不平衡發(fā)展必然導致有些發(fā)展中國家出現價值鏈“低端鎖定”的現象(鞠建東2014；王嵐2015；戴翔、李洲2017)，導致其全球價值鏈提升遲緩。在尋求突破的過程中,制度的作用越來越引起重視。Williamson(1985)從制度完善程度的角度解釋了企業(yè)交易“內部化選擇”影響貿易結構和模式的機制。當面臨不完全契約環(huán)境時，(Antras等2004；Grossman等2005)跨國公司往往通過選擇將交易“內部化”或生產外包來規(guī)避風險，從而影響貿易結構和國別產業(yè)分工地位。Levchenko(2007)指出，制度為市場的參與者提供長期穩(wěn)定的良性激勵機制，知識產權和投資者保護良好的制度環(huán)境本身就是一種比較優(yōu)勢。 Acemoglu等(2007) 認為完善的制度能夠促進對合約質量較為依賴的中間品供應商采用更加先進的技術來提高生產率，使得制度質量影響企業(yè)的技術選擇，從而形成企業(yè)的生產率差異，是具有較高制度質量國家在技術密集型產業(yè)具有比較優(yōu)勢的原因。企業(yè)保持占據微笑曲線高端的技術和創(chuàng)新需要一個穩(wěn)定預期、持續(xù)引導投資的制度環(huán)境。這也是市場主體在一個適宜制度環(huán)境中市場篩選的發(fā)展結果。可見，技術和創(chuàng)新若要沿著專業(yè)化方

向自發(fā)“生長”并發(fā)展，適宜的制度環(huán)境起著非常關鍵的作用。既有的高端制造業(yè)優(yōu)勢國家、地區(qū)的經驗也表明(Nunn,2007)，提升自身制度環(huán)境來誘導市場主體逐步發(fā)育成長為知識密集型、創(chuàng)新型的高增加值企業(yè)，其效果更加穩(wěn)固和持久。

盛斌(2015)指出貿易強國的崛起需要依賴先進的制度。黃燦和林桂軍(2017)認為制度是通過對自然資源的利用促進了分工地位提升的。丁宋濤、劉厚俊(2013)發(fā)現嵌入效應導致了后發(fā)工業(yè)國出現低端鎖定現象，杜宇瑋、周長富(2012)進一步將代工模式與低端鎖定聯(lián)系起來討論產業(yè)升級。孫靈希、曹琳琳(2016)通過“成本發(fā)現模型”證實制度因素影響了中國裝備制造業(yè)價值鏈地位，將低端鎖定現象與制度聯(lián)系起來。張輝(2013)從新制度經濟學角度提出產業(yè)升級同時也是制度變遷的過程，關鍵在于提供制度供給和促進企業(yè)的內部制度創(chuàng)新，來破除阻礙產業(yè)升級的路徑依賴。張杰、劉志彪(2008)將制度作用歸結為社會信用和知識產權,探討產業(yè)集聚的影響機制對制度的作用。劉斌、王杰(2016)從腐敗的視角研究了制度如何扭曲企業(yè)出口行為。戴翔和金碚(2014)使用國內數據發(fā)現制度對價值鏈分工地位呈顯著推動作用；李建軍(2016)以絲綢之路沿線國家為實證對象,應用面板數據發(fā)現經濟制度的質量在推動全球價值鏈提升中的關鍵作用；在制度對于出口技術復雜度的研究中(戴翔2014；劉琳2015；張雨,戴翔 2017),也證實了制度對其正向的促進作用。

現有的研究對于深入理解制度與全球價值鏈之間關系，具有重要的參考價值和借鑒意義。但將制度與價值鏈分工地位聯(lián)系起來并不多見，多局限于關注產業(yè)集聚、產業(yè)升級、出口技術復雜度等主題，所采用的計量方法多采用OLS、GMM、TSLS分析，不適用探討制度影響機制所具有的特征。實際上，在制度質量改進過程中，由于“制度紅利”的時滯，制度質量影響全球價值鏈提升過程的機制中很可能存在非線性特征，如果在確定突變點的基礎上再進一步確定突變點位置，就可以深入探討制度影響的機制特征。也有引入門檻模型的文獻，如潘明明(2017)聚焦于國內技術進步中制度的門檻作用；陳立敏(2016)通過對WGI分變量*該數據庫不提供總量指標。的主成分法構建單一指標作為制度的代理變量，發(fā)現存在制度對制造業(yè)國際競爭力存在門檻效應；胡昭玲、張玉(2015)以WGI中分指標法律法規(guī)作為制度整體的代理變量探討門檻效應。但這些文獻中對制度門檻效應的結論缺乏深入探討,其發(fā)現的門檻前后非線性特征較單一，可能原因在于所采用制度代理變量的方法存在損失制度指標信息的風險。事實上，我們的研究發(fā)現制度細化到不同維度的分指標后，其門檻閾值前后的非線性特征是多樣的，從而提供了對制度紅利影響進一步深入探討的空間。在此基礎上，對制度質量如何促進全球價值鏈提升可以得出更加細致的結論。

為此,本文利用WIOD數據庫、使用KPWW(2014)和WWZ(2015)的分解方法對價值鏈地位進行測算，并使用美國傳統(tǒng)基金會發(fā)布的經濟自由度指數(Index of Economic Freedom，簡稱IEF)作為制度數據, 對制度階段的劃分采用Hansen(1999)面板門限模型(Panel Threshold Model)的方法，通過識別和檢驗門檻閾值構建了制度不同發(fā)展階段的分析框架，系統(tǒng)評估制度完善的不同階段對于制度與價值鏈提升關系的非線性影響，避免了主觀劃分門檻導致的回歸結果偏誤。與已有研究相比,本文的邊際貢獻主要有:(1)從制度環(huán)境發(fā)展的不同階段來解讀制度對于價值鏈提升的關系，更加精細的考察其可能存在的不同非線性關系；(2)使用門檻效應將全球價值鏈的提升與制度環(huán)境狀況聯(lián)系起來，同時拓展了制度的代理變量的選取和制度分指標的考察，使得對結論更加精細地分析得以實現；(3)根據其他國家的經驗，從促進全球價值鏈地位的視角，對我國制度環(huán)境進行客觀評價,為我國產業(yè)政策選擇提供理論依據。

二、制度約束影響全球價值鏈提升的門檻特征

根據新制度經濟學理論，良好制度質量存在激勵相容的動態(tài)機制，通過減少企業(yè)的交易成本促進經濟體向更細致、更完善的分工發(fā)展。國際間促進全球合作的制度變遷推動了成本交易降低的實現，日益繁盛的全球價值鏈分工體系就是這種制度環(huán)境完善在全球貿易中的體現。國際間產品的垂直分工體系發(fā)展與國家內制度環(huán)境的成長之間存在實質上的一致性。

完善的制度環(huán)境通過鼓勵和保護創(chuàng)新來推動全球價值鏈地位的提升。不僅國際間的分工深入發(fā)展收益于制度質量的良性變遷，而且國家間的產業(yè)競爭行為也可以從制度約束的角度進行解讀。一國具有的較高制度質量往往意味著其具有更加公平和高效的國內契約和法律環(huán)境(王永進、李坤望、盛丹2010)、更加良好且充分的公共服務如教育和交通(文東偉，2013)、較高效的公共治理和公共服務水平(劉勇政、馮海波，2011)等，而這不僅僅是經濟長期穩(wěn)定增長的決定性因素，更是科技和創(chuàng)新賴以生長的合適“土壤”。良好的制度環(huán)境促進科技和創(chuàng)新“自然生長”出來。由于外在制度環(huán)境的選擇作用，使得良好的創(chuàng)新能夠被市場篩選出來并發(fā)展壯大。具有較高創(chuàng)新水平的價值鏈高端產業(yè)對制度環(huán)境非?！疤籼蕖保毫己玫钠跫s環(huán)境、高效公正的法制體系、產權保護良好的公共服務。而一國的市場化程度越高,往往意味著通過市場配置資源的機制越完善、市場準入和退出障礙更少、行政干預更少、全要素生產率更高。在考慮制度質量異質的前提下，產權保護、契約執(zhí)行質量、保護投資者法律健全等制度環(huán)境水平都會影響參與國際分工國家的比較優(yōu)勢。作為探討制度約束門檻特征的基礎，首先需要確定制度影響的存在，由此提出待驗命題。

命題1制度質量的良性變遷與一國的全球價值鏈地位提升之間存在顯著性較高的相關度。

制度質量的提升是全球價值鏈地位提升的充分條件而不是必要條件。制度的發(fā)展相對緩慢，而價值鏈地位提高并不一定依靠制度發(fā)展，完全可以通過其他途徑實現。這些突進包括政府的產業(yè)政策推進、貿易政策引導、吸引外資、有目的地對外投資等方式抬升價值鏈地位。但持續(xù)、穩(wěn)定的全球價值鏈地位提升必然需要制度質量的完善，從而通過影響資源利用、人口素質、創(chuàng)新技術發(fā)展等方面，最終在國際分工合作中體現出來。在命題1的基礎上，重點在于研究推動全球價值鏈提升過程中，制度的影響機制是否存在門檻特征。在此提出進一步命題。

命題2制度環(huán)境的完善對于全球價值鏈地位提升的影響呈現非線性特征。

制度發(fā)展過程中存在門檻閾值(突變點)，使得制度在門檻閾值前后的效能存在非線性的特征。從邏輯上看，存在以下可能的根源：(1)制度完善對價值鏈地位的作用在門檻閾值后出現了飛躍。制度的改進經過積累產生外溢效應，使得其對全球價值鏈地位的推升作用逐步增強，其促進作用在跨過門檻閾值后出現躍升。成功擺脫中等收入陷阱的國家追趕過程并不是勻速發(fā)生的，而存在一個躍升的變遷過程使之成為可能。(2)可能在某個階段，制度的成長對全球價值鏈的提升沒有明顯作用，甚至負向相關。這是由于制度的完善涉及復雜博弈，制度改進存在的成本和代價可能會使得制度的改進在短期內收益小于損失。制度完善的效果并非立竿見影，由于信息的不完全性，使得存在“不確定性增加”的階段，制度性優(yōu)勢的確立存在時間滯后效應。(3)達到較高的制度水平的門檻閾值后，制度對推動全球價值鏈地位提升的作用不再顯著。由于制度環(huán)境的完善到達較高程度后，制度的邊際貢獻不再顯著。

三、模型設定、變量選取及數據說明

根據前文的理論分析，一國的制度水平與全球價值鏈地位之間可能由于制度環(huán)境處于不同的發(fā)展階段而呈現出明顯的非線性關系，即表現為區(qū)間效應。根據研究需要，在此選用面板門限模型以及合理的制度變量和樣本國家進行研究。

(一)模型設定

為了避免人為劃分制度發(fā)展階段所帶來的主觀性，我們采用Hansen(1999)的面板門限模型，根據數據本身的特點來內生地劃分區(qū)間，進而研究不同區(qū)間內制度與全球價值鏈的相互關系。我們先通過對單一門限面板模型的設定，進而擴展到多門限面板模型。單一門限模型設定如下

GVCit=Mi+θXit+β1InsitH(Wit≤γ)+β2InsitH(Wit>γ)+εit

(1)

其中i表示國家，t表示年份，GVCit為被解釋變量代表全球價值鏈地位，Insit表示制度質量作為主要解釋變量，Wit為門檻變量，γ為門檻值，H為一個示性函數，當符合相應的條件成立時取值為1，否則取值為0。Xit為一組對全球價值鏈地位具有顯著影響的干擾變量，包括人均GDP、基礎設施水平、經濟開放度和研發(fā)狀況。Mi為各國的個體效應，由民族文化、凝聚力等不可觀測因素構成，εit為隨機干擾項。單一門限模型假設只存在一個門檻，從計量角度，可能存在兩個門檻或多個門檻。當存在兩個門檻時，模型可以拓展為如公式(2)的雙重門檻形式，γ1、γ2分別為較小和較大的兩個門檻值，依照門檻值將門檻變量分為三個不同區(qū)間進行檢驗。

GVCit=Mi+θXit+β1InsitH(Wit≤γ1)+β2InsitH(γ1γ2)+εit

(2)

當存在三個門檻等多門檻模型時，模型設定與以上模型相似，在這里不再贅述。

(二)變量選取

1.被解釋變量的設定及其測度方法

根據OECD投入產出數據庫(WIOD)提供的基礎數據，借鑒王直、魏尚進和祝坤福(2015)的研究，本文采用KPWW(2014)提出的全球價值鏈地位指數(GVC)作為反映在國際分工體系中的全球價值鏈地位的代理變量。通過觀察某國某產業(yè)間接附加值出口與出口中的國外附加值大小關系來確定其在全球價值鏈中的地位。

(3)

其中FV為該國出口中包含的國外價值增值，IV為該國中間品出口后再次經過加工出口給第三國而實現的間接附加值出口，DV為該國的國內價值增值，E為國內價值增值與國外價值增值的和等于總出口。公式減號前衡量某國某產業(yè)出口的中間品被進口國用于生產最終產品并出口到第三國的程度，其數值表征在價值鏈上游的相對位置，也可被稱為全球價值鏈前向指數(GVC-F)；減號后的部分衡量某國某產業(yè)出口中的國外附加值，其數值表征所處全球價值鏈下游的相對位置。王直等(2015)采用對多層面的總貿易流量的分解法，通過建立以增加值為標準的國民經濟統(tǒng)計核算體系，將總出口精確的分解為十六個部分*這十六部分分別為：(1) 最終出口的國內增加值(2) 直接被進口國生產國內最終需求吸收的中間出口的國內增加值(3) 被進口國出口至第三國，并被第三國生產國內最終需求吸收的中間出口的國內增加值(4) 被進口國生產最終出口至第三國，而被吸收的中間出口的國內增加值(5) 被進口國生產中間出口至第三國，并以最終進口返回第二國吸收的中間出口的國內增加值(6) 被進口國生產最終出口返回國內，并被吸收的中間出口的國內增加值(7) 被進口國生產中間出口至第三國，以最終進口返回國內被吸收的中間出口國內增加值(8) 被進口國生產中間出口返回國內，用于生產國內最終需求所吸收的中間出口的國內增加值(9) 隱含在出口中返回國內，被生產最終出口吸收的中間出口國內增加值，也就是中間出口與最終出口價值的重復計算(10) 隱含在進口中返回國內，被生產中間出口吸收的中間出口的國內增加值，也就是中間出口與中間出口價值的重復計算(11) 本國最終出口的進口國增加值(12) 被進口國直接生產國內最終需求吸收的進口國增加值(13) 本國中間出口的進口國價值重復計算部分(14) 隱含在本國最終出口的第三國增加值(15) 直接被進口國生產國內最終需求吸收的第三國增加值(16) 本國中間出口的第三國價值重復計算部分。，其結果可以直觀地如圖1所示。

圖1 基于增加值的出口分解 資料來源：王直、魏尚進、祝坤福(2015)。

2.解釋變量及門檻變量選取

解釋變量根據本文對制度概念的設定，選用美國傳統(tǒng)基金會和《華爾街時報》聯(lián)合發(fā)布的“市場自由度指數”(Index of Economic Freedom，簡稱IEF)為代理變量。該指數被學術界廣泛使用，與其他衡量制度的數據庫相比，更符合本研究主題。IEF指數內在結構如表1所示，可以分為“法制規(guī)范、有限政府、監(jiān)管效率和市場開放”四個維度組成，從1995年起年度發(fā)布，覆蓋超過170個國家和地區(qū)，刻畫了經濟長期增長所需的制度環(huán)境。指標經過標準化處理，數據都是介于0到100之間，數值越大意味著制度質量越好。

表1 市場自由指數維度

資料來源：美國傳統(tǒng)基金會和華爾街時報IEF數據庫。

考慮研究需要，門檻變量采用市場自由指數(IEF)的各個制度維度指標，為避免分指標之間可能存在的多重共線性，同時考慮研究目的，這些門檻變量將分別代入模型公式使用。在穩(wěn)健性

檢驗中將采用世界銀行發(fā)布的世界治理指標(World Governance Indicators, WGI)，其也是學術界衡量制度的重要數據庫。由六個部分組成，分別為參政與政治人權(VA)；政治穩(wěn)定程度(PV)；政府施政有效性(GE)；市場經濟限制程度(RQ)；司法有效性(RL)； 貪腐控制(CC)。經過標準化處理后，指標介于-2.5到2.5 之間，數值越大說明治理水平越高。根據本文研究主題需要，在此選取其中四個分指標：“貪腐控制(CC)”考察對于官員貪腐行為的治理力度；“市場經濟限制程度(RQ)”考察減少控制和審批，以減少權力尋租空間；“司法有效性(RL)”考察市場參與者在多大程度上對社會規(guī)則有信心并遵守；“政府施政有效性(GE)”考察政府政策的執(zhí)行效率。

3.控制變量

根據以往文獻研究可以確定，影響全球價值鏈地位的主要因素包括人均GDP、經濟開放度、研發(fā)水平和基礎設施狀況。人均GDP使用該國該年度人均GDP經過對數處理；經濟開放程度采用該國該年度對外出口占GDP的份額經對數處理；研發(fā)水平采用該國該年度居民申請專利數；基礎設施狀況采用該國該年度每百人互聯(lián)網用戶數量作為代理變量。以上數據均來自世界銀行WDI數據庫。

(三)樣本及數據來源

本研究樣本采用OECD所提供的世界投入產出表(WIOD)中的國家*考慮數據可得性和連續(xù)性，這里選取的樣本國家有: AUS澳大利亞 AUT奧地利 BEL比利時BGR保加利亞 BRA巴西 CAN加拿大 CHN中國 CYP塞浦路斯 CZE捷克 DEU德國 DNK丹麥 ESP西班牙 EST愛沙尼亞 FIN芬蘭 FRA法國 GBR英國 GRC希臘 HUN匈牙利 IDN印度尼西亞 IND印度 IRL愛爾蘭 ITA意大利 JPN日本 KOR韓國 LTU立陶宛 LUX盧森堡 LVA拉脫維亞 MEX墨西哥 MLT馬耳他 NLD荷蘭 POL波蘭 PRT葡萄牙 ROU羅馬尼亞 RUS俄羅斯 SVK斯洛伐克 SVN斯洛文尼亞 SWE瑞典 TUR土耳其 USA 美國。，其中包含了世界主要的貿易參加國,同時也涵蓋了眾多全球價值鏈地位處于較高地位的國家，對本研究主題更具有研究價值和代表意義。由于考慮與世界銀行數據匹配問題等原因，如表2所示，共采用了39個國家的面板數據為樣本。

表2 主要變量描述統(tǒng)計(1995-2014年)

注：a: WIOT數據庫；b:OECD-WTO-TiVA數據庫；c:世界銀行WDI 數據庫；d:美國傳統(tǒng)基金會數據庫；e:世界銀行WGI數據庫。

四、實證結果及分析

首先采用靜態(tài)面板模型來驗證制度變量對于全球價值鏈地位的影響，再使用門檻模型進行估計，最后對結果的穩(wěn)健性進行考察。

(一)制度完善與全球價值鏈提升

經AIC和BIC的信息準則計算以上主要變量的膨脹因子平均值為1.73，最大值為2.48，遠遠低于10的指標值，我們可以排除變量間存在多重共線性的可能。面板數據經過Haussmann檢驗的結果，確定應采用固定效用模型。由于面板往往受到異方差和截面相關的干擾，所以在實證中也加入了相對應的穩(wěn)健性標準誤估計。

表3 制度質量與全球價值鏈提升

資料來源：美國傳統(tǒng)基金會，WIOD數據庫，下同。

由表3可以看到制度在推動全球價值鏈提升過程中的作用是顯著正向的。具體來看，在對控制變量人均GDP、基礎設施、經濟開放度和研發(fā)水平逐項添加來實施控制的過程中，制度對于全球價值鏈的作用穩(wěn)健地表現為顯著性較高的正相關關系。在此基礎上，表中第七列給出了考慮克服異方差、以及第八列顯示的同時考慮異方差和截面相關的估計值，結果顯示制度的作用仍然是穩(wěn)健的。制度質量的改進可以提高契約執(zhí)行效率、保護長期投資、規(guī)避不確定性、促進資源的合理配置，通過保護知識產權推進創(chuàng)新轉化為國家間垂直分工的比較優(yōu)勢，也就是全球價值鏈地位的提升，從而證實了命題1。

(二)基于門檻模型的進一步估計

在命題1得到證實后，通過構建門檻模型來考察命題2。在對門檻閾值的估計以及門檻估計值顯著性檢驗、真實性檢驗的基礎上，使用門檻閾值進行分組回歸，分別考察閾值前后的非線性變化，再進一步考察不同制度維度的門檻效應，最后對中國制度環(huán)境與門檻閾值的相對位置深入分析。

1.門檻閾值的估計

考察制度發(fā)展對全球價值鏈地位影響的門檻閾值，需要先考察門檻是否存在；如果存在，則需要確定門檻數量來決定模型的最終形式。以下將依次按照沒有門檻、只存在一個門檻、存在兩個門檻、存在三個門檻的設定，分別對式(2)進行估計。我們先對式(2)進行組內去心的處理來消除個體效應的影響,然后采用面板固定效應的估計方式得到相應參數的估計值和殘差平方和,再進一步用格柵搜索(grid search)的方法挑選最小殘差平方和對應的門檻值。這里得到的F統(tǒng)計量和采用BOOTSTRAP法得到的 P值請參見表4。與此同時，也將對得到的門檻閾值進行顯著性檢驗。對門檻模型中門檻顯著性檢驗的主要目的在于考察以門檻值劃分樣本的模型估計參數，是否呈現顯著區(qū)別，零假設為不存在門檻值。

表4 門檻效應檢驗

注：P值和臨界值都是采用BOOTSTARP反復抽樣500次得到。

由表4可以看到，在顯示可能的門檻閾值同時，顯著性檢驗的結果表明，雙重門檻模型在5%的顯著水平下拒絕原假設，門檻效應顯著。這說明顯示存在兩個門檻閾值的可能性比較可靠，不僅檢驗的顯著性獲得了通過，而且其95%的置信區(qū)間也都比較狹小精確。所以我們初步決定使用雙重門檻模型來進行接下來的估計。但根據Hansen(1999)的做法，在最終確定估計模型前還需要對我們剛才得到的門檻估計值進行進一步檢驗。

2.對門檻估計值檢驗

對門檻模型完整地檢驗需要，在以上驗證門檻是否存在的顯著性檢驗基礎上，進一步對門檻估計值的真實性進行檢驗。這里需要對于門檻估計值的真實性進行檢驗，主要是需要考察檢驗所得的臨界值與其他潛在可能的臨界值是否存在顯著差異。根據Hansen(1999)的方法將運用BOOTSTRAP(自抽樣法)來構建漸進分布和似然比統(tǒng)計量LR。之所以在這里選用極大似然估計量(LR)來檢驗門檻值，是考慮統(tǒng)計量LR

圖2是為構造門檻變量的似然比函數圖，橫坐標為門檻閾值的參數，縱坐標為似然比統(tǒng)計量LR。結果如圖2所示，可以看到門檻值的構造和95%置信區(qū)間的標記,其中虛線以下部分為95%置信區(qū)間，似然比統(tǒng)計量LR無限趨近于0的點即為門檻閾值。結合前面進行的顯著性檢驗，模型中兩個門檻估計值的95%置信區(qū)間也就是所有LR值小于5%顯著水平下的臨界值的γ構成的區(qū)間是足夠小的，說明門檻值是基本準確的。顯著性檢驗與門檻閾值真實性檢驗的結果是吻合的，所以我們最終決定采信基于雙門檻模型對門檻閾值估計的結果進行后面的回歸分析。

圖2 門檻估計值和置信區(qū)間

3.基于門檻閾值的分組估計

得到門檻閾值后，我們運用(2)式對門檻模型進行了參數估計。在雙重門檻模型中再根據

上文分析，將制度水平劃分為低(小于等于64.9)、中(64.9與69.9之間)、高(大于69.9)三組分別進行回歸估計。

表5 基于門檻閾值的分組估計

GDP0.127***(3.94)0.120***(3.67)0.123***(3.73)0.128***(3.92)0.129***(3.87)0.118***(3.52)INF0.017(1.45)0.001(0.04)0.015(1.24)0.016(1.36)0.001(0.14)0.013(1.09)OPEN-0.644***(-7.96)-0.661***(-8.54)-0.650***(-7.98)-0.641***(-7.74)-0.605***(-8.52)-0.646***(-8.04)P0.012(0.39)0.025(0.91)0.020(0.63)0.015(0.48)0.028(0.81)0.020(0.63)INS0.011*(1.96)0.276**(2.26)-0.001(-1.54)0.010*(1.85)0.296**(2.26)0.096*(1.69)_cons0.459(0.96)-0.003(-0.01)0.513(1.08)0.431(0.89)-0.002(-0.01)0.535(1.13)個體效應控制YESYESYESYESYESYESN1852693420524439AdR20.6140.6320.6060.6100.6420.605F24.1721.8025.3025.8121.8022.77

注：括號內為考慮異方差的穩(wěn)健型標準誤。*p<0.01, ** p<0.05, ***p<0.1,下同。

如表5所示，可以看到從總體趨勢上看，制度水平(INS)提升促進全球價值鏈地位的提高。當到達第一個門檻閾值后，制度的促進作用明顯提高，而跨過第二個門檻閾值后，也就是制度處于較高的水平時，對全球價值鏈的提升作用減小了。經分組回歸的結果可以看到，兩個門檻的存在區(qū)隔了三段互不相同的相互關系，使得制度發(fā)展與全球價值鏈提升出現了非線性特征。為了檢驗結果的穩(wěn)健性，我們也使用“全球價值鏈前向指數(GVC-F)”來替代被解釋變量，對比結果發(fā)現，不僅門檻閾值相近而且分組回歸的結果也呈現了非常相似的規(guī)律。也就是跨越第一個門檻閾值后，制度的正向作用都發(fā)生了較顯著的躍升。而在跨越第二個門檻閾值后，不同被解釋變量的結果略有差異。使用全球價值鏈地位(GVC)為被解釋變量時，第二個門檻閾值后，制度的作用非常小而且不再顯著；而使用全球價值鏈前向指數(GVC-F)時，制度的作用跨過第二個門檻閾值后仍然有很顯著的正向作用。這說明制度環(huán)境改善，對于具有創(chuàng)新和上游特征的前向價值鏈指數所起作用更加持久和穩(wěn)定。

4.不同制度維度的門檻效應

為考察不同制度維度的門檻作用，選取六個“制度分指標”分別代表四個維度來考察制度環(huán)境的不同區(qū)間效應。這四個維度是：“產權”代表的“法制規(guī)范”；“稅收負擔”和“政府開支”代表的“有限政府”；“營商自由”代表的“監(jiān)管效率”；“貿易自由”和“金融自由”代表的“市場開放”。

表6 不同制度維度門檻模型的估計

注：L: 第一門檻閾值前；M:第一門檻后且第二門檻前；H:第二門檻閾值后。當只有一個門檻閾值時，直接給出L組和H組，而M組不列出。篇幅所限，為主要考察門檻閾值的作用所以其他控制變量在此未列出，可向作者索取。門檻值星標代表門檻效應檢驗顯著性，下同。

實證估計的結果如表6所示，進一步表明各制度分指標所代表的諸維度對全球價值鏈地位的門檻效應，不僅穩(wěn)健存在而且門檻閾值前后的非線性關系呈現出多樣性特征。這些非線性關系可以總結為以下三種。第一種非線性關系：持續(xù)正向的顯著性影響，門檻閾值區(qū)隔的只是強弱程度?！胺ㄖ埔?guī)范”中產權只存在唯一門檻，制度的作用跨過門檻后顯著升高，但始終具有正向的作用，說明了改善產權制度對于促進全球價值鏈地位提升始終具有良好的推動作用。與之相類似的是“市場開放”，也出現了相似的推動效應。第二種非線性關系：門檻閾值區(qū)隔了顯著性有無的不同相關關系。“監(jiān)管效率”，存在唯一門檻閾值，在門檻值前是顯著的正向相關，而門檻值后雖然還是正向相關但不顯著，其門檻閾值為96.4，非常接近100，說明“營商自由”制度的環(huán)境改善對價值鏈的提升具有持續(xù)正向的作用。第三種非線性相關關系：門檻閾值區(qū)隔了正負相關的顯著性關系?！岸愂肇摀?，其制度改善先對價值鏈提升存在負向顯著關系，門檻值后存在正相關關系且顯著性更強，第二個門檻閾值以后其作用微弱。結合“政府支出”制度環(huán)境的門檻閾值前后的非線性變化，我們有理由認為：由于“稅收負擔”與“政府支出”密切相關，“稅收負擔”的制度完善減少了政府投入支持產業(yè)發(fā)展的力度，而在產業(yè)發(fā)展的最初階段，這種產業(yè)政策對于提升產業(yè)的價值鏈地位是有明顯的正向作用的；隨著制度完善的進一步發(fā)展，“稅收負擔”的提升雖然一方面減少了政府的投入，但是其激發(fā)市場作用、提高資源配置效率的優(yōu)勢發(fā)揮出來后，企業(yè)研發(fā)不再倚重政府單純投入引導而是公平競爭機制發(fā)揮更大作用，使得稅收制度的完善與價值鏈提升之間顯現了顯著的正向促進的關系；隨之政府的稅收提升的邊際越來越小，使得在跨越第二個門檻閾值以后，這項制度完善的效果不再明顯。

5.中國制度環(huán)境的門檻閾值

由表7所示，比之總體門檻閾值，具體考察中國的制度環(huán)境現狀可以發(fā)現：在諸多制度維度，我國正處于制度推動價值鏈地位提升的“制度紅利”時期。制度總值變量的門檻閾值出現在64.9和69.9，而我國總值持續(xù)上升之中，平均值為52.9，其中最大值出現在2017年為57.4，表明處于一個持續(xù)上升的過程中。隨著制度環(huán)境的持續(xù)完善接近并跨越門檻閾值，可以預計將來，制度對于價值鏈的推動作用將越來越大。當考察制度分指標所代表的不同制度維度時，這一狀況進一步得到了印證，說明制度促進價值鏈提升的空間很大。具體來看中國的“產權”、“營商自由”、“金融自由”都處于第一門檻的左側，但處于持續(xù)上升的階段；而“貿易自由”和“政府支出”已經越過了門檻值；稅收負擔處于門檻值附近徘徊。

表7 中國制度環(huán)境與門檻閾值相對位置(1995-2017年)

資料來源：美國傳統(tǒng)基金會IEF數據庫。

由表7可見保護產權帶來的價值鏈提升效應明顯，產權保護的制度完善也包括知識產權，不僅有利于促進創(chuàng)造和科技進步行為，更有利于創(chuàng)新積極性的正向激勵。這說明政府和社會各界的相關努力取得了一定的效果，但目前仍沒有跨越門檻閾值，制度進步的空間仍然很大。如果產權制度持續(xù)改進，則對于全球價值鏈的溢出效應會更加明顯。營商自由雖然提升緩慢但處于持續(xù)上升的過程中，這說明我國的營商制度環(huán)境還在持續(xù)改善過程中，有利于價值鏈的提升，但仍未跨域門檻閾值，尚有很大的上升空間。貿易自由的提升明顯，已經跨過門檻閾值，使得制度對于全球價值鏈地位的推動作用更加強勁。同樣跨域門檻閾值的還有政府支出，說明我國依靠完善“政府支出制度”來提升價值鏈地位，邊際貢獻正在減少。而稅收負擔處在第一門檻閾值附近波動，結合上文實證分析可知，第一門檻前后正是制度作用由負轉正的關鍵節(jié)點，表明我國正處于減低稅負、公平稅負對提升全球價值鏈地位具有非常明顯的非線性轉變的階段。持續(xù)改善稅收負擔對我國具有特殊的緊迫性，但多年徘徊在門檻閾值附近的事實也說明這項工作確實相當艱巨。金融自由的制度完善，自1995年以來這項制度分指標在持續(xù)下降，距離門檻閾值越來越遠，對于提升全球價值鏈地位而言，該維度落后的阻礙作用日益顯著。

(三)穩(wěn)健性檢驗

結合可能出現的內生性問題，穩(wěn)健性的工作主要圍繞更改變量設計和克服內生性問題兩個方面進行。更改變量設計主要采用改變變量計算方式或采取不同的代理變量，來重新進行回歸的方法。文中的第四部分第二節(jié)門檻估計中已經使用了不同的變量代表全球價值鏈，在此再針對解釋變量的制度采用世界銀行發(fā)布的世界治理指數(WGI)重新進行門檻回歸，驗證是否同樣存在門檻閾值以及門檻閾值前后被解釋變量與解釋變量間是否存在著穩(wěn)健的非線性關系。本研究的另一種可能內生性問題主要來自于反向因果，為此我們采用工具變量法進行檢驗，通過采用制度變量的滯后一期作為工具變量重新進行回歸來確定制度與全球價值鏈提升中的因果關系。以上穩(wěn)健性實證都得到了一致性結論。

五、結論及政策建議

本文對制度門檻特征、不同制度維度以及門檻閾值前后關系變化的規(guī)律進行深入探討。我們通過對連續(xù)二十年的涉及39個不同國家的實證研究，證實了在制度的影響機制中存在著門檻特征。研究的結論說明：(1)制度環(huán)境的完善確實與全球價值鏈提升之間存在顯著的正相關關系；(2)在此基礎上通過探討制度環(huán)境成長階段以及不同制度維度，發(fā)現門檻閾值前后制度影響特征是多樣的；(3)基于對各國制度完善經驗的門檻閾值分析比較，發(fā)現我國處于推動全球價值鏈提升的制度紅利階段?？傊?，從提升產業(yè)全球價值鏈的視角，對我國現階段制度性變革非常必要，由于其成本代價存在“突變點”的特征，故應堅定推進制度性變革。這種門檻效應的存在本質上意味著在一國產業(yè)的全球價值鏈提升中，所依靠的主要力量存在著“動能轉換”，制度蘊涵的內在激勵會逐步發(fā)揮主導作用。

制度質量的改進為我國進一步提升產業(yè)國際競爭力、優(yōu)化國際分工結構提供了有力支撐。2013年以來，本屆政府圍繞“簡政放權”所進行的一系列改革正是對制度環(huán)境的完善和提升，隨著各項改革的深入，制度性改革的收益與成本的權衡越來越重要。在這個背景下，我們的研究實質上，就是通過對制度門檻機制特征的細致研究，來破解制度環(huán)境提升代價問題。由于我國正處于“制度紅利”收益期，所以在已有改革成就的基礎上，需要從制度質量提升的角度特別重視以下方面：(1)對于回報明顯遞增的“產權以及知識產權”，應該進一步強化保護力度；(2)對于制度性改革進程接近門檻閾值的“金融自由”和“稅收負擔”應放在優(yōu)先改革的位置。當前，金融市場化、差別性減稅和營改增的推進是非常需要深化和堅持的；(3)為了逐步形成“營商環(huán)境”內外一體化的格局需要持續(xù)推進“營商環(huán)境”的改革。

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