制度質(zhì)量、經(jīng)濟發(fā)展與貿(mào)易結構優(yōu)化
——基于門檻模型的實證分析

韓增林，王唯一，趙維良

（遼寧師范大學a.海洋經(jīng)濟與可持續(xù)發(fā)展研究中心；b.政府管理學院，遼寧 大連116029）

國際貿(mào)易是跨國分工的結果，跨國分工可以在全球范圍內(nèi)優(yōu)化資源配置，提高生產(chǎn)效率。隨著經(jīng)濟全球化的發(fā)展，國際貿(mào)易日益增長，各國關系也更加緊密。2018 年數(shù)據(jù)顯示，世界貿(mào)易總額占全球GDP的比重高達46%，全球貿(mào)易的快速增長已經(jīng)成為各個國家促進經(jīng)濟增長、提高生產(chǎn)效率、融入世界經(jīng)濟循環(huán)的強勁動力。制度的歷史分析表明［1］，開放經(jīng)濟的增長績效與一國制度質(zhì)量存在復雜的內(nèi)生聯(lián)系，制度與勞動力、規(guī)模效應、技術等內(nèi)生和外生相關因素綜合影響著貿(mào)易的發(fā)展。制度對國際貿(mào)易、比較優(yōu)勢和經(jīng)濟增長的影響現(xiàn)已成為國際經(jīng)濟學研究的熱點話題。制度定義了激勵和懲罰，塑造社會行為，表達集體行為，從而調(diào)節(jié)生產(chǎn)和交易。歷史研究與實踐探究了制度與貿(mào)易、經(jīng)濟發(fā)展三者之間的交互影響關系。

制度質(zhì)量已經(jīng)成為新比較優(yōu)勢的來源，不但影響著現(xiàn)實中的貿(mào)易流量，而且決定著貿(mào)易結構和貿(mào)易模式。貿(mào)易結構可以從廣義和狹義兩方面定義：廣義的貿(mào)易結構主要是指一定時期內(nèi)貿(mào)易中貨物貿(mào)易和服務貿(mào)易的構成情況；狹義的貿(mào)易結構主要是指一定時期內(nèi)貨物貿(mào)易中各種商品的構成情況。本文從狹義的貿(mào)易結構出發(fā)進行研究。如果高技術產(chǎn)品、工業(yè)制成品占出口總額的比例高，就認為這個國家或地區(qū)的貿(mào)易結構是優(yōu)質(zhì)的；相反，如果技術含量較低的初級產(chǎn)品占出口總額的比例較高，則該國或地區(qū)的貿(mào)易結構是低質(zhì)的。貿(mào)易結構能夠在一定程度上反映該一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平、科技發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)競爭力。

近年來，我國對外貿(mào)易發(fā)展迅速。據(jù)統(tǒng)計，2009年、2013 年我國分別成為世界貨物貿(mào)易出口第一和世界貨物貿(mào)易第一的國家。但與一些發(fā)達國家比較，我國在產(chǎn)業(yè)、市場、技術等方面仍存在不足，擁有自主開發(fā)和知識產(chǎn)權的高技術商品比例仍然不高，因此需要進一步提高貿(mào)易質(zhì)量、優(yōu)化貿(mào)易結構，從而達到推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的目的。本文通過實證分析探究了制度質(zhì)量對貿(mào)易結構的影響，利用69 個國家和地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，從經(jīng)濟、政治、法律3 個維度來衡量制度質(zhì)量，并通過借鑒Hansen 在1999 年提出的門檻效應模型，進一步探究了制度質(zhì)量與貿(mào)易結構的非線性關系。

1 文獻綜述

貿(mào)易的發(fā)生主要源自于不同國家或地區(qū)的比較優(yōu)勢，隨著全球貿(mào)易的發(fā)展，對于貿(mào)易增長的驅動因素，貿(mào)易理論給出了多樣性的解釋。從傳統(tǒng)的外生勞動力因素發(fā)展到內(nèi)生的專業(yè)化分工、規(guī)模效應等是本文探討的制度因素。傳統(tǒng)貿(mào)易理論假定制度是外生變量，這一理論很難充分解釋當前世界的貿(mào)易格局和國際間的競爭力。在國際貿(mào)易中，即使雙方的技術水平、要素稟賦和偏好等完全相同，制度差異也會通過改變生產(chǎn)和交易成本而內(nèi)生為貿(mào)易比較優(yōu)勢［2］。Nunn N 和Trefler D［3］研 究 表 明，制 度 不 僅 影響社會各因素的總稟賦及其分配，并通過影響要素積累和技術創(chuàng)新，進而影響比較優(yōu)勢。一個擁有“良好”制度的國家會少受一些阻礙，從而成為一個低成本的產(chǎn)品生產(chǎn)國，而這些產(chǎn)品需要高水平的特定關系投資，在那些密集使用特定關系投資的行業(yè)中，良好的制度是比較優(yōu)勢的來源。他們還考慮到比較優(yōu)勢與國內(nèi)制度的反向因果關系，貿(mào)易的類型和貿(mào)易產(chǎn)生的強制程度在制度變化是促進增長還是阻礙增長方面起著關鍵作用。Costinot A［4］認為制度的差異是生產(chǎn)專業(yè)化和貿(mào)易的基礎，并進一步促進在不同國家產(chǎn)生貿(mào)易比較優(yōu)勢。制度質(zhì)量是一個國家貿(mào)易優(yōu)勢的重要來源，制度的差異會引發(fā)國家的貿(mào)易流動［5］。制度質(zhì)量高的國家，生產(chǎn)效率高、合同執(zhí)行性高、交易成本低，從而促進貿(mào)易發(fā)展［6］。制度的質(zhì)量也會影響一個國家從國際貿(mào)易中獲益的程度，而擁有良好制度的國家往往是貿(mào)易中的最大贏家［7］。進一步的研究發(fā)現(xiàn)，良好的制度是必要的基礎設施，可以讓經(jīng)濟體抵制來自國際體系的沖擊并作出反應。特定政治經(jīng)濟的制度結構為企業(yè)從事特定類型的活動提供了優(yōu)勢［2］。制度良好的國家，其國際價值鏈地位就越高，更容易從國際貿(mào)易中獲利［8-10］。有較多文獻從比較優(yōu)勢方面論證了制度質(zhì)量對貿(mào)易的影響。Nunn N［11］通過檢驗合同執(zhí)行力較強的國家是否在關系特定投資很重要的行業(yè)出口得更多，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)和出口的平均合同強度與司法質(zhì)量、合同執(zhí)行呈正相關，從而得出一個國家執(zhí)行書面合同的能力是比較優(yōu)勢的重要決定因素。Levchenko A A［5］指出國家間的制度差異是決定貿(mào)易模式的重要因素，契約的不完全性導致了要素市場的分割和比較優(yōu)勢的形成。在科技水平相近的國家之間會存在一定的制度競爭關系，合理有效的制度設計有助于形成新的比較優(yōu)勢，提高與技術相近國家的競爭能力。另一些研究認為，制度會影響勞動分工和企業(yè)的技術選擇，從而對比較優(yōu)勢產(chǎn)生影響［12］。制度質(zhì)量的提高有助于要素和資源的合理配置，通過提高全要素的生產(chǎn)率來提高比較優(yōu)勢，從而在貿(mào)易中獲得更多的利益。制度質(zhì)量作為決定交易成本的重要因素，也會提高資源配置效率［13］和經(jīng)濟績效。Costinot A［4］指出，專業(yè)化收益與交易成本之間的貿(mào)易關系確定了各國部門間的勞動分工程度，在較為復雜的行業(yè)中，更好的制度和更高水平的人力資本是比較優(yōu)勢的互補來源。傳統(tǒng)貿(mào)易理論更多的是研究基本的內(nèi)生因素和外生因素對貿(mào)易結構的影響，如勞動力、資本、技術規(guī)模效應，實際上這些因素都是更高層次的社會、經(jīng)濟、政治發(fā)展的產(chǎn)物。制度質(zhì)量作為比較優(yōu)勢的來源，影響著一國的貿(mào)易模式和貿(mào)易結構［13］。制度的差異使國家間產(chǎn)生了比較優(yōu)勢，而不同行業(yè)生產(chǎn)對制度質(zhì)量的依賴程度是不同的，制度質(zhì)量通過影響企業(yè)貿(mào)易投資選擇，進而產(chǎn)生了貿(mào)易模式差異［2］。Acemoglu D P.Antras 和E.Helpman［12］研 究 了約束企業(yè)和供應商之間契約制度對技術選擇的影響。契約不完全性越大，就會導致企業(yè)采用較不先進的技術，而契約不完全性的影響在這種情況下更為明顯。更大的契約不完全性會減少對不可契約和可契約活動的投資，并降低技術選擇。而在中間生產(chǎn)投入更具互補性的部門，契約不完全性對技術采用的影響更大。

最近幾年，國際貿(mào)易相關研究開始關注到制度質(zhì)量對于一國特定行業(yè)的出口比較優(yōu)勢的影響。Méon、Pierre- Guillaume和Sekkat K［14］認為貿(mào)易并不是同質(zhì)的，制度對于制造業(yè)出口具有正向影響，對高附加值復雜產(chǎn)品的影響更大。Acemoglu D P.Antràs和E.Helpman［12］指出，由于制度質(zhì)量的不同會導致企業(yè)對生產(chǎn)技術選擇的不同，從而形成比較優(yōu)勢，對于處在制度質(zhì)量較差的環(huán)境，企業(yè)更多地選擇低級的生產(chǎn)技術，相反處在制度質(zhì)量更好的環(huán)境，企業(yè)更傾向于選擇較為復雜生產(chǎn)技術進行生產(chǎn)。Levchenko A A［5］研究發(fā)現(xiàn)，對于復雜產(chǎn)業(yè)制度產(chǎn)生的影響要比其他內(nèi)生因素和外生因素的影響更大。Costinot A［4］認為制度和人均人力資本的差異導致各國在最佳生產(chǎn)組織方面的差異，這些內(nèi)生差異帶來了明顯的比較優(yōu)勢。Berkowitz D、Pistor M K［15］認為，制度通過對交易成本的影響進而形成比較優(yōu)勢，制度質(zhì)量優(yōu)良的國家通常出口更多的復雜產(chǎn)品，而進口更多的簡單產(chǎn)品。Sahoo P［16］研究表明，制度質(zhì)量對高收入國家的開放程度有正向且顯著的影響，對部分中等收入國家的開放程度有顯著的負向影響。戴翔、金培［17］指出，制度的完善對出口技術復雜度的正向影響效果顯著。劉英基［18］指出，除了經(jīng)濟開放度對勞動密集型和資本密集型的產(chǎn)業(yè)出口復雜度影響不顯著外，制度環(huán)境的相關指標對各類制造業(yè)出口復雜度的提高均有顯著的正向影響。

關于制度質(zhì)量對制成品出口的可能影響，實證研究存在著不同的結論和觀點，一些文獻研究表明制度質(zhì)量對技術要求較高的出口產(chǎn)品并不具有明顯的影響效果［19］。Acemoglu D、Garciajimeno C 和Robinson J A［20］提出，制度變量是由經(jīng)濟因素和內(nèi)生變量相互影響形成的一種關系。當其他影響比較優(yōu)勢的因素足夠強時，制度質(zhì)量的改變并不會對貿(mào)易模式產(chǎn)生明顯的影響，而貿(mào)易的發(fā)展也不會對改善制度提供動力。

通過對制度質(zhì)量及其對經(jīng)濟、貿(mào)易影響的文獻分析，發(fā)現(xiàn)制度對經(jīng)濟的影響是普遍的，對于國際貿(mào)易尤其是出口貿(mào)易具有顯著的正向影響，但也有研究發(fā)現(xiàn)制度質(zhì)量對出口產(chǎn)品技術復雜度影響并不顯著，另有研究表明制度質(zhì)量對不同收入國家或地區(qū)存在著不同的影響。綜上所述，制度質(zhì)量對于貿(mào)易結構的影響不是簡單的線性關系，有可能存在一定的門檻效應，即經(jīng)濟處于不同發(fā)展階段的國家和地區(qū)，制度質(zhì)量對貿(mào)易結構的作用機制和產(chǎn)生的結果有可能存在差異，因此本文主要采用門檻模型對其進行驗證。

2 數(shù)據(jù)、變量和模型

2.1 變量選取

制度質(zhì)量的定量研究還處在起步階段，主要有加權指數(shù)和選擇代理變量等測度方法。本文采用2008—2017 年國際貿(mào)易總額超到100 億美元的國家和地區(qū)作為研究對象，鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性和連續(xù)性，最終選定69 個國家和地區(qū)和690 個樣本構建面板數(shù)據(jù)，并利用Stata14.0 軟件進行門檻回歸分析。69個國家和地區(qū)分別為：阿爾及利亞、阿根廷、澳大利亞、奧地利、阿塞拜疆、巴林、白俄羅斯、比利時、巴西、保加利亞、加拿大、智利、中國、哥倫比亞、哥斯達黎加、科特迪瓦、克羅地亞、捷克、丹麥、厄瓜多爾、埃及、愛沙尼亞、芬蘭、法國、德國、希臘、危地馬拉、中國香港、匈牙利、印度、印度尼西亞、愛爾蘭、以色列、意大利、日本、哈薩克斯坦、拉脫維亞、立陶宛、盧森堡、馬來西亞、墨西哥、摩洛哥、荷蘭、新西蘭、挪威、阿曼、巴基斯坦、秘魯、菲律賓、波蘭、葡萄牙、羅馬尼亞、俄羅斯、沙特阿拉伯、新加坡、斯洛伐克、斯洛文尼亞、南非、西班牙、斯里蘭卡、瑞典、瑞士、泰國、突尼斯、土耳其、烏克蘭、阿拉伯聯(lián)合酋長國、英國、美國?！秶H貿(mào)易標準分類》（SITC）：①食品及主要供食用的活動物；②飲料及煙類；③燃料以外的非食用粗原料；④礦物燃料、潤滑油及有關原料；⑤動植物油、脂及臘；⑥未列名化學名及有關產(chǎn)品；⑦主要按原料分類的制成品；⑧機械及運輸設備；⑨雜項制品；⑩沒有分類的其他商品。

被解釋變量：選取一國工業(yè)制成品出口貿(mào)易量占出口貿(mào)易總額的比重（FOT）作為貿(mào)易結構代理指標。本文借鑒劉甜甜［21］對出口貿(mào)易結構的測度方法，以產(chǎn)品角度依據(jù)《國際貿(mào)易分類標準》，將SIUC1-4大類產(chǎn)品定義為初級制成品。SITC5-9大類產(chǎn)品定義為工業(yè)制成品，工業(yè)制成品相比初級產(chǎn)品技術構成復雜、附加值較高，因此認為工業(yè)制成品占總出口額的比重越高，該國的出口貿(mào)易結構越優(yōu)，并以此作為貿(mào)易結構的測度指標。

解釋變量：良好的制度有助于降低企業(yè)交易成本和融資成本，提升創(chuàng)新能力，對制造業(yè)出口復雜度提升具有重要影響。制度質(zhì)量（INST）作為核心解釋變量。制度是約束個人與組織行為的規(guī)則，通常指一系列影響經(jīng)濟結果的結構，如合同執(zhí)行、產(chǎn)權、投資者保護、政治制度等。這些制度能讓代理人克服利益沖突，減少或避免進入生產(chǎn)關系時出現(xiàn)的摩擦。眾多學者、國際組織和研究機構從不同角度構建了制度質(zhì)量評價指標體系，優(yōu)先選擇基礎制度指標，從多層面評價制度質(zhì)量。由于非正式的制度難以量化衡量，本文借鑒謝孟軍［22］對制度的分類方式，將正式制度分為經(jīng)濟制度、政治制度和法律制度3 個維度，以此為基礎構建制度質(zhì)量的指標體系（表1）。鑒于所選指標均為正向，選取正向指標的標準化公式進行數(shù)據(jù)處理，運用熵值法計算并得出權重，最后計算得出制度質(zhì)量的綜合得分。其中，商業(yè)自由度、貨幣自由度、貿(mào)易自由度、投資自由度、金融自由度、財政自由度和知識產(chǎn)權保護度數(shù)據(jù)來源于美國傳統(tǒng)基金會，監(jiān)管質(zhì)量、腐敗控制、政府效能、政治穩(wěn)定性、政治民主度、政府規(guī)模來源于全球治理指標（WGI）。

表1 制度質(zhì)量指標

門檻變量：制度和經(jīng)濟變量之間存在相互作用的關系，制度可以促進經(jīng)濟增長，同時經(jīng)濟增長也推動制度不斷完善，所以選取經(jīng)濟發(fā)展水平作為門檻變量。經(jīng)濟發(fā)展水平影響著一個國家或地區(qū)對外貿(mào)易規(guī)模和貿(mào)易結構，而關于經(jīng)濟發(fā)展對貿(mào)易結構的影響，以往的實證研究中有不同的結論。一方面，經(jīng)濟發(fā)展水平高，制度質(zhì)量可能越高，表明該國或地區(qū)能夠用于制造產(chǎn)品所投入的資源就更充裕，貿(mào)易結構較優(yōu)；另一方面，經(jīng)濟和貿(mào)易規(guī)模能夠在很大程度上反映出一個國家或地區(qū)的分工深化程度，專業(yè)化生產(chǎn)會提高產(chǎn)品勞動生產(chǎn)率、資源利用效率，促進技術進步，逐漸優(yōu)化貿(mào)易結構，對于需要大量中間投入品的產(chǎn)品尤其如此。因此，選用人均GDP和GDP總量作為門檻變量，從兩種視角衡量一國的經(jīng)濟發(fā)展狀況，在計算時取對數(shù)處理。

控制變量：綜合分析對制度質(zhì)量和貿(mào)易結構具有較大影響的因素，主要選擇外商直接投資存量、貿(mào)易開放度、人口、人力資本作為控制變量。①外商直接投資存量（SFDI）。外商直接投資不僅給被投資國家?guī)碣Y金，還包括外商企業(yè)先進的技術和經(jīng)驗等，間接或直接地影響出口貿(mào)易結構的優(yōu)化。外商企業(yè)也會對本土企業(yè)帶來一定的技術溢出效應，提高本土企業(yè)的生產(chǎn)力，有助于促進本土企業(yè)產(chǎn)品升級。選取外商直接投資存量用SFDI表示，計算時取對數(shù)處理。數(shù)據(jù)源自于聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議委員會數(shù)據(jù)庫（UNCTAD）。②貿(mào)易開放度（OPEN）。一個國家貿(mào)易開放度的提高意味著該國進出口貿(mào)易的增加，隨著國家貿(mào)易的增加，可能會引進高技術型產(chǎn)品，本國通過引進、研究、復制消化吸收等方式應用到本國相關產(chǎn)品，從而提高產(chǎn)品的技術含量和生產(chǎn)效率，進一步對貿(mào)易產(chǎn)生影響。本文采用每年進出口貿(mào)易總額占GDP的比重來衡量該國的貿(mào)易開放度，用OPEN 來表示。③人口（PL）。人口紅利是一個國家生產(chǎn)能力和出口貿(mào)易的影響因素，對出口貿(mào)易及其貿(mào)易結構具有重要影響。要素稟賦理論認為，資源要素條件的差異是各國產(chǎn)生比較優(yōu)勢的基本動因，大規(guī)模人口紅利的存在，可以使一個國家在勞動密集型產(chǎn)品和出口上具有較強的比較優(yōu)勢。人口紅利的巨大產(chǎn)能還可能會產(chǎn)生生產(chǎn)過剩等問題，引導企業(yè)選擇出口導向型戰(zhàn)略。本文選取各國人口用PL表示，在計算時取對數(shù)處理，數(shù)據(jù)源自于世界銀行數(shù)據(jù)庫（WORLD BANK）。④人力資本（HR）。人力資本是一國經(jīng)濟發(fā)展的關鍵要素，各國的人力資本不僅在數(shù)量上存在差異，在技能水平、教育程度和社會地位等也存在著較大的差異。由于人力資本的差異性，使得一些國家成為勞動密集型產(chǎn)品或服務的提供者，而一些國家成為資本和知識密集型產(chǎn)品或服務的提供者，進而形成貿(mào)易結構的差異。由于數(shù)據(jù)的有限性，選取各國受過高等教育的勞動力人數(shù)作為人力資本，用HR 來表示，在計算時取對數(shù)處理，數(shù)據(jù)源自世界發(fā)展指標數(shù)據(jù)庫（WDI）。

主要變量描述性統(tǒng)計見表2。

表2 變量描述性統(tǒng)計

2.2 模型構建

隨著貿(mào)易的發(fā)展和經(jīng)濟水平的提升，制度環(huán)境的好壞可能發(fā)生會變化。但制度對貿(mào)易的影響不是一成不變的，即制度在推動貿(mào)易結構優(yōu)化可能存在一個或多個突變點，過于糟糕的經(jīng)濟和社會制度可能無法保證一國獲得貿(mào)易開放的福利，當經(jīng)濟發(fā)展水平較高時，良好的制度可能提高產(chǎn)品技術復雜度，優(yōu)化貿(mào)易結構。因此，可采用門檻模型檢驗制度對出口貿(mào)易的驅動作用是否具有明顯的門檻效應。

制度質(zhì)量與貿(mào)易結構的關系并非簡單的線性關系，以往研究經(jīng)常使用的分組回歸辦法可能會因為分組不當而導致結果出現(xiàn)偏誤，因此本文使用Hansen在1999 年提出的面板門檻回歸方法，相比于傳統(tǒng)的線性回歸模型可以較好地測量制度質(zhì)量對貿(mào)易結構的非線性關系。門檻回歸模型的計量原則在于將“一元化”的觀測變量數(shù)值拆分為“多維”觀測變量。通過門檻效應檢驗將經(jīng)濟發(fā)展水平劃分為不同的區(qū)間，進而分析在不同經(jīng)濟發(fā)展水平的地區(qū)，制度質(zhì)量對貿(mào)易結構是否會發(fā)生結構性突變即非線性的影響關系。

式中，xit為由解釋變量構成的向量；β1、β2為回歸系數(shù)向量；qit為門檻變量；γ為門檻值；I（q）為指示性函數(shù)，當符合指示性函數(shù)中的條件時，指示性函數(shù)取值為1，否則為0；μit為隨機干擾項。

結合模型（1），構建本文的門檻模型：

式中，F(xiàn)OT 為出口貿(mào)易結構；INST 為制度質(zhì)量；HR為人力資本；SFDI為外商直接投資存量；PL為人口；OPEN為貿(mào)易開放度；μi為固體效應；εit為隨機擾動項。

2.3 假設檢驗

本文采用“自體抽樣法”（Bootstrap）檢驗門檻效應是否具有統(tǒng)計上的顯著性。原假設認為不存在門檻效應，表示為：

備擇假設為：

在原假設H0下，模型轉化為：

除去個體效應后，可得：

首先，在反復抽樣的過程中，假設解釋變量xit和門檻變量qit是固定不變的，將估計備擇假設對應的模型得到的殘差按個體分組，由此得到的樣本觀察值視為“自體抽樣”的實證分布。其次，從實證分布中隨機抽?。芍貜停﹏ 個樣本觀察值，構造出原假設H0下的“自體抽樣”樣本。第三，利用第二步構造的“自體抽樣”樣本分別估計原假設對應的模型和備擇假設對應的模型，計算似然比統(tǒng)計量。第四，重復以上步驟500 次，計算模擬值大于真實值的概率。采用“自體抽樣”法得到的原假設H0下F1統(tǒng)計量的漸進P值。如果通過計算得到的P值小于設定的臨界值（5%），那么就可以拒絕原假設，從而推定上述分析存在門檻效應。

3 實證分析

3.1 門檻效應檢驗

使用門檻模型進行分析，首先檢驗是否存在門檻效應。本文以制度質(zhì)量（INST）作為核心解釋變量，以貿(mào)易結構（FOT）作為因變量，以經(jīng)濟發(fā)展水平（人均GDP和GDP總量）作為門檻變量，對門檻效應的顯著性進行檢驗。選取人均GDP 作為門檻變量，結果并不顯著，表明不存在門檻效應。選取GDP 總量作為門檻變量，檢驗結果表明，單門檻檢驗P值為0.02，即單門檻檢驗在5%的水平上顯著，雙門檻和三門檻檢驗P值均大于0.05，表明在5%的水平上不顯著無法拒絕原假設，所以存在單門檻效應不存在雙門檻和三門檻效應（表3）。這說明制度質(zhì)量對貿(mào)易結構的影響中，經(jīng)濟發(fā)展水平存在一個門檻值，將經(jīng)濟發(fā)展水平劃分為兩個區(qū)間。經(jīng)濟發(fā)展水平在［9.878301，13.5363］和［13.5363，16.79051］兩個區(qū)間中，制度質(zhì)量對貿(mào)易結構的影響效果是不同的。

表3 門檻效應檢驗表

3.2 門檻估計值檢驗

本文通過繪制似然比（LR）趨勢圖，以檢驗上述門檻估計值是否真實，并確定門檻值的置信區(qū)間（圖1）。通過似然比（LR）趨勢圖可分析和判斷單個門檻值以及對應的置信區(qū)間，結果見表4。

圖1 似然比（LR）趨勢

表4 門檻估計值和置信區(qū)間

從圖1 可見，平行x軸的虛線為95%的置信值，置信值與圖形的兩個交點形成了置信區(qū)間，此時對應的置信區(qū)間為（13.5233，13.5566）。圖形中的最低點即LR 函數(shù)的最小值為估計出的門檻值。通過繪制似然比（LR）趨勢圖驗證了估計門檻值的真實性，因此接受存在單門檻效應的結論。

3.3 結果分析

選取人均GDP作為門檻變量，門檻效應檢驗結均不顯著，即不存在門檻效應。說明在選取樣本中，在不同的人均GDP下，各國家或地區(qū)的制度質(zhì)量與貿(mào)易結構之間不存在顯著差異。這主要由于一些高收入國家或地區(qū)，產(chǎn)業(yè)結構和貿(mào)易結構較單一，如在澳大利亞、新西蘭、希臘、阿聯(lián)酋、阿根廷等國家出口貿(mào)易中，農(nóng)業(yè)、礦產(chǎn)品、能源等非制造業(yè)產(chǎn)品比重較高。選取GDP作為門檻變量，根據(jù)門檻效應和門檻真實值的檢驗可知，在不同經(jīng)濟發(fā)展水平下，制度質(zhì)量對貿(mào)易結構的影響具有結構突變效應（表5）。因為只有單門檻效應效果顯著，所以以下只對單門檻效應進行分析。制度質(zhì)量對于貿(mào)易結構的影響存在非線性關系，以經(jīng)濟發(fā)展水平（lnGDP）作為門檻變量，得到一個門檻值為13.5363，將小于13.5363 的國家視為經(jīng)濟發(fā)展水平較低國家，大于13.5363 的國家視為經(jīng)濟發(fā)展水平較高的國家。當一國或地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較低、規(guī)模較小時，制度質(zhì)量對貿(mào)易結構的影響系數(shù)為負值0.2055，且較為顯著，此時制度在貿(mào)易結構中沒有發(fā)揮正向作用，反而由于初級品貿(mào)易量的增加，使其在總出口額的比重有所上升。當一國經(jīng)濟發(fā)展水平較高、規(guī)模較大時，制度質(zhì)量對貿(mào)易結構的影響系數(shù)為正值0.1515，且較為顯著，此時制度促進工業(yè)品貿(mào)易量增加，提高工業(yè)制成品在出口總額的比重，而初級產(chǎn)品的比重有所下降。由此結果分析可知，制度質(zhì)量對于貿(mào)易結構的影響變化呈現(xiàn)一種“U型”關系，即經(jīng)濟發(fā)展水平較低、規(guī)模較小時，制度質(zhì)量對貿(mào)易結構優(yōu)化沒有發(fā)揮正向作用；當經(jīng)濟發(fā)展水平較高、規(guī)模較大時，制度質(zhì)量對貿(mào)易結構優(yōu)化呈現(xiàn)促進作用。

表5 門檻模型回歸結果

上述分析說明，一國或地區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展初期，經(jīng)濟規(guī)模較小，出口產(chǎn)品以初級品為主，制度對經(jīng)濟和貿(mào)易的作用主要體現(xiàn)在提高經(jīng)濟總量和貿(mào)易總量上，而在出口貿(mào)易中更多體現(xiàn)在提高初級產(chǎn)品的出口量，使得初級產(chǎn)品出口的增長率較高，因此貿(mào)易結構中初級產(chǎn)品的比重有所提高。隨著經(jīng)濟發(fā)展水平提高，規(guī)模不斷增大、分工和專業(yè)化不斷深入，制度質(zhì)量的提高開始更多地促進工業(yè)制成品的出口，使工業(yè)制成品的出口增長率高于初級產(chǎn)品，貿(mào)易結構得到優(yōu)化?？偟膩碚f，在不同的發(fā)展階段和經(jīng)濟規(guī)模下，制度作用的效果有所不同，但都增加了貿(mào)易總量，在發(fā)展初期出口貿(mào)易中初級品增長較多，經(jīng)濟進一步發(fā)展以后，制度在促進工業(yè)制成品生產(chǎn)和出口中發(fā)揮更大的作用，進而優(yōu)化貿(mào)易結構。

4 結論與建議

4.1 結論

制度體系是一個復雜的系統(tǒng)，包含政治、經(jīng)濟、法律等多個維度。本文利用門檻模型，將經(jīng)濟發(fā)展水平作為門檻變量，采用2008—2017 年貿(mào)易額超過100億美元的69 個國家和地區(qū)面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了制度質(zhì)量對貿(mào)易結構的非線性影響。實證分析表明：以經(jīng)濟發(fā)展水平作為門檻變量，選取人均GDP作為門檻變量，門檻效應檢驗結均不顯著，即不存在門檻效應。選取GDP總量作為門檻變量，根據(jù)門檻效應和門檻真實值的檢驗，存在單門檻效應且效果顯著。研究表明，制度質(zhì)量對貿(mào)易結構影響存在“U”型關系，當經(jīng)濟發(fā)展水平較低、規(guī)模較小時，制度改善只是促進經(jīng)濟和貿(mào)易總量提高，沒有對貿(mào)易結構優(yōu)化發(fā)揮正向作用，反而由于出口中初級產(chǎn)品總量不斷增加，貿(mào)易結構中初級產(chǎn)品比率提高。隨著經(jīng)濟發(fā)展水平不斷提高、規(guī)模增大，尤其是超過門檻值時，制度進一步促進了分工和專業(yè)化，制度質(zhì)量的提高對貿(mào)易結構優(yōu)化具有明顯的促進作用。制度質(zhì)量越高、交易成本越低，更高的規(guī)模經(jīng)濟和比較優(yōu)勢、更好的貿(mào)易利益分配，為進一步的貿(mào)易發(fā)展奠定了基礎。

制度是構成政治、經(jīng)濟和社會互動的結構，它們的存在是為了減少各主體互動過程中行為的不完整信息所產(chǎn)生的不確定性。在經(jīng)濟領域，制度通過傳遞有關市場狀況、商品和參與者的信息，減少了信息不對稱，有助于市場參與者之間的理解和合作。高質(zhì)量的制度可以實現(xiàn)更大規(guī)模的運作，使用更有效的技術，提高生產(chǎn)率和競爭力，促進結構變革在國家和國際背景下進行更好的分工。制度質(zhì)量的各個維度，無論是法律制度、經(jīng)濟制度還是政治制度都對出口貿(mào)易產(chǎn)生了重要影響，高質(zhì)量的制度能為知識產(chǎn)權提供有效的保障，具有高度可信性和有效的激勵，從而減少對外貿(mào)易所面臨的不確定性風險，進而降低交易的成本，提高在對外貿(mào)易中所獲取的利益。較高的制度質(zhì)量對于一個國家或地區(qū)的出口貿(mào)易及其貿(mào)易結構優(yōu)化至關重要。

貿(mào)易結構的優(yōu)化不僅僅取決于制度的質(zhì)量，只有在一定的經(jīng)濟發(fā)展水平和規(guī)模之上，制度對于貿(mào)易結構優(yōu)化的作用才能體現(xiàn)出來。在許多經(jīng)濟體中，較低的制度質(zhì)量阻礙了勞動力跨部門或跨公司流動。更重要的是，就生產(chǎn)結構的變化而言，低制度質(zhì)量可能會鼓勵生產(chǎn)更多的錯誤產(chǎn)品，即國家在這些產(chǎn)品上缺少比較優(yōu)勢。隨著經(jīng)濟貿(mào)易的增長，制度質(zhì)量的不斷提高最終將在貿(mào)易結構中發(fā)揮優(yōu)化作用。在經(jīng)濟全球化的背景下，貿(mào)易結構也是衡量一個國家或地區(qū)現(xiàn)代化水平的重要指標。

4.2 建議

制度是影響經(jīng)濟發(fā)展和貿(mào)易開展的重要因素，為不斷發(fā)展的國際經(jīng)濟現(xiàn)象提供了更加全面的解釋。隨著社會不斷發(fā)展和變革，在某種程度上，一個國家或地區(qū)的現(xiàn)代化水平往往與貿(mào)易結構的水平是息息相關的。為了推動本國經(jīng)濟發(fā)展，提高制度質(zhì)量、優(yōu)化貿(mào)易結構是大勢所趨，我國貿(mào)易發(fā)展的路徑選擇要根據(jù)現(xiàn)實情況和的具體國情作出科學合理的判斷?；谝陨戏治?，提出以下建議：

首先，不斷提高制度質(zhì)量，完善企業(yè)內(nèi)部管理。我國在對外貿(mào)易方面制定了一系列法律法規(guī)，在經(jīng)濟全球化的大趨勢下，要立足于對外貿(mào)易基礎，考慮長遠發(fā)展的需求，對一些不適宜的法律法規(guī)做出及時有效的調(diào)整，在保護外貿(mào)產(chǎn)業(yè)的基礎上，建立更加完善的外貿(mào)標準體系，實現(xiàn)互利共贏。一個國家或地區(qū)的制度質(zhì)量可以從經(jīng)濟制度、政治制度和法律制度3 個維度來衡量，提高制度質(zhì)量，可以推動貿(mào)易結構的優(yōu)化，同樣是經(jīng)濟發(fā)展的驅動因素。為了提高企業(yè)競爭力，成為其他國家優(yōu)質(zhì)的合作對象，應致力于提高制度質(zhì)量，完善法律法規(guī)，提高知識產(chǎn)權保護和行政效率，減少不必要的審核環(huán)節(jié)，為企業(yè)出口貿(mào)易活動提供便利。企業(yè)同樣要提高內(nèi)部制度和管理，通過不斷的改革，借鑒國際上成功企業(yè)的經(jīng)驗，取長補短，提高競爭力，在國際市場上占有一席之地，長期保持活力。

其次，擴大對外開放，促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。加大對外開放力度，促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，要進一步加強頂層設計，做好相關配套方針政策的制定與完善，堅持突出中國特色，并結合中國國情，符合地方發(fā)展定位，不斷營造開放、穩(wěn)定、透明的改革開放發(fā)展環(huán)境。應以“一帶一路”倡議為契機，加強同周邊國家或地區(qū)的交流與合作，積極推進改革開放，實現(xiàn)共同發(fā)展。不斷加強政策完善與創(chuàng)新，增強企業(yè)吸引力，優(yōu)化國內(nèi)營商環(huán)境與政策，引導外資流向，對外資流入制定完善的規(guī)則，加強監(jiān)管，充分利用投資帶動區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構。應準確利用“看得見的手”和“看不見的手”的作用，簡化管理和委托的權力，充分發(fā)揮國有資產(chǎn)在開放的作用，積極推動混合所有制改革，鼓勵民營企業(yè)發(fā)展對外貿(mào)易，走出國門面向世界。

第三，尋求優(yōu)質(zhì)貿(mào)易伙伴，規(guī)避不確定性風險。貿(mào)易伙伴的制度質(zhì)量對我國對外貿(mào)易的發(fā)展有很大的影響。應尋求制度質(zhì)量、腐敗程度低、市場高效的國家（地區(qū)）和企業(yè)做為主要貿(mào)易伙伴，尋求公平開放的商業(yè)環(huán)境，避免人為設置的隱形貿(mào)易壁壘，在選擇貿(mào)易伙伴及相關貿(mào)易政策時，要深入慎重地考察評估，加強與制度質(zhì)量較高的國家的貿(mào)易發(fā)展。我國已成為世界上最大的貨物貿(mào)易國，貿(mào)易對象大多是制度質(zhì)量高的發(fā)達國家，而合理的制度質(zhì)量是營造良好的貿(mào)易環(huán)境的重要影響因素，可有效避免貿(mào)易摩擦與貿(mào)易糾紛。企業(yè)進入國際市場時，要對制度質(zhì)量進行慎重地評估，減少貿(mào)易中不必要的成本，避免由于制度的不合理性給企業(yè)帶來重大損失。在經(jīng)濟全球化的大時代下，我國要從基本國情出發(fā)，堅定不移地進行改革開放，進一步完善法律法規(guī)，提高制度質(zhì)量，保障企業(yè)的合法權益。

第四，完善跨境信息平臺，推動跨境電子商務發(fā)展。跨國貿(mào)易信息服務平臺可為企業(yè)了解國際市場現(xiàn)狀提供有效的信息。許多企業(yè)在出口貿(mào)易活動中，普遍存在著信息的“不對稱”，增加了貿(mào)易活動的不確定性。對于國際市場信息的了解不夠全面，導致企業(yè)在出口貿(mào)易中無法做出更精準的判斷與抉擇，使得企業(yè)要為獲取信息負擔更多額外的成本，影響了出口貿(mào)易規(guī)模和質(zhì)量。在制度質(zhì)量和經(jīng)濟發(fā)展水平較高的國家和地區(qū)，其信息服務平臺和信息傳遞方面都是較為先進，大大減少了企業(yè)的信息成本，吸引更多的企業(yè)參與出口活動，有利于當?shù)仄髽I(yè)的多元化發(fā)展，增強企業(yè)的競爭力和生存能力。反之，在跨國信息服務比較落后的國家，企業(yè)因為會付出更多的信息和時間成本，抑制企業(yè)出口貿(mào)易的發(fā)展，進而影響國家經(jīng)濟發(fā)展。因此，要完善跨國信息服務平臺，為企業(yè)提供便利，在當前信息全球化的時代，更重要的是要用“互聯(lián)網(wǎng)+”模式積極推動電子商務貿(mào)易的發(fā)展，提升企業(yè)信息化水平。