經濟制度對出口產品制度復雜度的影響研究

藺漢杰

（西北師范大學 商學院，蘭州 730070）

1 出口產品制度復雜度、經濟制度的定義和測度

1.1 出口產品制度復雜度

出口產品復雜度最先出自Michaely（1984）提出的貿易專業(yè)化指標（Trade Specialization Indicator,TSI）。Hausmann等（2005）在TSI的基礎上將其絕對比重改為相對比重，并提出了一種新的指標：出口復雜度。出口復雜度被認為能夠衡量出口產品、產業(yè)或出口國總出口的技術含量，即出口復雜度越高，說明出口的技術水平越高。指標的構成上，出口產品復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品在制度復雜度（本文記為 prodyk）的影響，所以參考出口產品復雜度收入指標的構造方式，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）作為稟賦優(yōu)勢加入到出口產品中（這里的產品是各省外貿出口中HS6位碼水平上的），然后對所有出口產品進行加權，權重就為各商品的出口額占該地區(qū)總額的比例，構造出新的指標，在這里我們稱為出口產品制度復雜度。

產品K的制度依賴度計算公式為：

這樣構造產品的制度依賴度是因為Nunn(2007)在構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，那么這種產品所需要的合約保證水平就越高。同樣的思想，如果產品的出口額比例較大時，那么制度的變化對其影響就越大，越是高端復雜的產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，可以得出第i國家（地區(qū)）的總出口產品在制度上的復雜度（本文記為compit），即i國家全部出口產品的加權平均年制度依賴度。

compit表示i國家在第t年的出口制度復雜度，prodyk就為方程（1）所計算的k產品的制度依賴度。xitk是i國家k產品的在第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查編制的各國營商指數。從2004年開始，世界銀行每年會調查185個國家和地區(qū)的以下10方面的數據：開辦企業(yè)、洽辦證照、電力獲取、注冊資產、資金借貸、保護投資者、稅負、貿易便利化、合約執(zhí)行及破產保護。同時以這些數據為基礎計算出一個取值范圍在0-1之間，表示在一個經濟體中進行商業(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品制度復雜度的被加權項。

1.2 各省經濟制度的測量

正式的經濟制度是指設定出來用以規(guī)范個人或組織的經濟行為及其相互關系到的規(guī)則體系。從外延看，經濟制度主要包括產權制度、微觀經濟制度、市場交易制度、宏觀經濟制度和國際（涉外）經濟制度，其中產權制度為基礎。樊綱、王小魯等主編的《中國市場化指數》系列報告中所編制的“中國市場化指數”，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—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年為基期的數據。

為了控制其他宏觀經濟變量對于出口產品制度復雜度的影響，本文選取了各省份的宏觀變量。其數據取自《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》（國家統(tǒng)計局國民經濟綜合統(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雜度和各省的市場化指數做了基本的描述性分析，結果如表1和表2所示。

表1 2000～2008年各省出口制度復雜度

表2 2000～2008年各省市場化指數

表1中，可以看到，各個省的出口制度復雜度在2000～2008年期間的均值、最大值、最小值都呈現總體下降的趨勢，也即，我國各省的出口產品制度復雜度在逐年提高，出口產品的質量在逐漸提升。然而出口制度復雜度的標準差卻波動比較大，表明省際之間的出口產品的質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)現在2000～2008年中出口產品制度復雜度與市場化指數之間基本是呈現負的相關關系，市場化指數越高，產品的復雜度就越大，這與我們之前的理論預測是一致的。

2 實證分析——動態(tài)面板數據模型

2.1 實證計量模型

在研究經濟制度與出口貿易的許多文獻中使用的模型大都為靜態(tài)面板模型，出口產品制度復雜度直接對市場化指數、經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，模型估計的結果中，人均GDP的估計效果不是很好，有時系數的估計與理論預期是相悖的。參考Hausmann提出的產品復雜度時，提出的產品復雜度具有演進效應，所以這里我們猜想出口產品制度復雜度也會具有演進效應，即存在滯后項，前期的復雜度會滯后影響到其后期的復雜度。如果不對這部分加以考慮，那么β系數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濟制度對于出口產品制度復雜度的動態(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品質量在制度上的慣性。

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

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

2.2 估計結果

從現存的文獻可以知道，動態(tài)面板模型最大的困難很難確定估計模型的系數。在動態(tài)面板模型中，由于因變量的滯后項作為解釋變量，從而導致解釋變量與隨機沖擊項相關，也即解釋變量具有了內生性，如果此時還是沿用模型的靜態(tài)面板中的固定效應或隨機效應進行估計，必然會導致估計參數的非一致性。若放任于此，依據此估計參數來進行經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在使用OLS估計時，其結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性）回歸和LSDV回歸，得出關于滯后階回歸系數的上下界限。估計結果如表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，制度復雜度對數的滯后項系數都在0.90左右。

表4 使用LSDV估計模型的結果

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

從表3、表4簡單的估計的結果，可以看到滯后項系數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。然而市場化指數的系數、人均GDP的系數、第三產業(yè)GDP的系數，外國直接投資的系數都不太顯著，這與我們經濟理論是相違背的。

首先，本文認為對于經濟制度指標——也即我們的市場化指數，有經濟學理論表明，貿易額度和市場經濟制度之間是會互相產生影響的。（Rodirik，2000；Puga&Trefler，2012）貿易的增長，自由化其本身就會有制度變革的發(fā)生，所以造成了經濟制度指標lnmarket具有內生性，估計的系數有偏。其次，對于一般來說，一國的經濟發(fā)展水平越高，其消費水平也越高，消費產品的的品質（或言復雜度）就會越高，所以人均GDP對產品復雜度應該是有顯著的正影響的。再者，由于我國的經濟為外向型經濟，外國資本對我國出口產品的質量升級有著非常顯著的作用。李坤望和王有鑫（2013）就提出，FDI穩(wěn)健的提高了我國出口產品的質量，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)面板模型是具有內生性變量的動態(tài)面板，且由于本文中使用的數據截面維度為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)現在自回歸系數的真實值為0.1時，個體效應和隨機誤差效應的方差之比為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，得到的系數估計結果是一致的。該方法的核心在于增加了一個假設：工具變量的差分外生于個體效應，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的內生性，本文同時選取了市場化指數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性。

表5 各個變量的相關系數矩陣

從表5中可以得出，市場化指數、人均GDP、外國直接投資、第三產業(yè)GDP的相關度比較高、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，所以模型擬合的結果總體是好的。但是我們發(fā)現隨著變量個數的逐漸增加，市場化指數（lnmarket）的系數，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，猶如第三產業(yè)的GDP，外國直接投資、政府一般預算支出這些變量都為經濟制度的某一方面，所以他們與市場化指數是高度線性相關的，表5中也證實了我們的這個觀點。

表6 系統(tǒng)GMM估計模型的結果

同時我們還能發(fā)現人均GDP的系數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與市場化指數高度相關。同理也可以使用于第三產業(yè)GDP的系數。

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

為了測試我們分析的結果，且也為了結果的穩(wěn)健性，我們選擇單獨對人均GDP、第三產業(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雜度是具有顯著性，且其系數與理論預期都是一致的，高度顯著的，與我們前文分析的是一致的。

根據式（3）的模型，和表六、表七的估計結果，我們得到以下的結論：

第一，從表6、表7的估計結果中，出口產品制度復雜度滯后項的系數都在0.76左右，且具有很強的顯著性。說明出口產品的復雜度在經濟的發(fā)展中具有很強制度依賴慣性（出口產品制度復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作為出口產品制度復雜度的計算基礎。所以可以認為地區(qū)出口產品的復雜度會隨著一些內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品到復雜的富國產品的轉變（Hausmann&Klinger(2006)）。由于制度也是比較優(yōu)勢的基礎，所以我們猜想這種動態(tài)的演進過程是由于國內要素稟賦的變遷所推動，當然也包括經濟制度的變遷。

第二，雖然企業(yè)的自我革新，自我改進對于產品質量的提高有很大的貢獻，但是這并不能否認經濟制度的作用，表六中經濟制度對于出口產品制度復雜度的彈性-1.81%。這就表明經濟制度對于貿易是具有正效應的，也即經濟制度環(huán)境是可以成為貿易的比較優(yōu)勢。就如Belloc（2006）認為制度質量通過影響經濟主體投資水平的選擇，決定了生產專業(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水平、提高外貿產品的質量，短時間內效果不會很明顯，也就是這里的經濟制度彈性只有-1.81%，或者比較優(yōu)勢并沒有充分的體現出來。

但是應該認識到，國家（地區(qū)）之間的差異不僅僅表現在勞動力、技術創(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，金融領域內，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，多數資本密集型的企業(yè)由于技術、生產周期較長，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品復雜度的效果。

3 結論及政策建議

本文參考出口產品復雜度的定義，綜合研究了對地區(qū)制度與出口產品制度復雜度的關系，利用動態(tài)面板模型對其進行分析，發(fā)現：①經濟發(fā)展越好，制度越完善的省份其出口產品制度復雜度就越高，產品的制度密集度也就越高；②出口產品制度復雜度——出口產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，即出口產品制度復雜度是具有演進效應的；③經濟制度對于出口產品的質量具有一定的影響，但是由于制度本身的特性，短時間它并沒有理論預期的那樣對于出口產品的強勁的比較優(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生較為良好的比較優(yōu)勢，提高出口產品的質量。

根據比較優(yōu)勢理論，一國出口密集使用本國資源的商品，而進口本國生產效率低的商品，一國的比較優(yōu)勢結構和資源稟賦結果決定了貿易的格局，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，從而改變貿易格局。而本文的實證的結果也恰恰是反應了這樣的現實，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）政府應當重視產權結構的優(yōu)化選擇，提高產權結構的明晰程度、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性保障。

（2）市場制度創(chuàng)新中應當側重于完善市場結構治理機制、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）政府在宏觀經濟的制度方面應當著重深化經濟體制改革，同時積極穩(wěn)妥的推進政治體制改革，強化對于公務員的約束機制，加大對腐敗行為的打擊力度；同時構建財政、稅收、金融等多方面的協調機制。

當然制度創(chuàng)新和改革是一項相當復雜的系統(tǒng)工程，其影響社會經濟的方方面面，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品的質量。

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