经济制度对出口产品制度复杂度的影响研究

蔺汉杰

（西北师范大学 商学院，兰州 730070）

1 出口产品制度复杂度、经济制度的定义和测度

1.1 出口产品制度复杂度

出口产品复杂度最先出自Michaely（1984）提出的贸易专业化指标（Trade Specialization Indicator,TSI）。Hausmann等（2005）在TSI的基础上将其绝对比重改为相对比重，并提出了一种新的指标：出口复杂度。出口复杂度被认为能够衡量出口产品、产业或出口国总出口的技术含量，即出口复杂度越高，说明出口的技术水平越高。指标的构成上，出口产品复杂度可以使用收入指标（Rodrik,2006；Hausmann等,2005）方法来度量。

本文研究的是制度对于出口产品在制度复杂度（本文记为 prodyk）的影响，所以参考出口产品复杂度收入指标的构造方式，同时借鉴Jarreau&Poncet（2011）中所提出的测量方法，将制度（也就是下面所提到的营商指数）作为禀赋优势加入到出口产品中（这里的产品是各省外贸出口中HS6位码水平上的），然后对所有出口产品进行加权，权重就为各商品的出口额占该地区总额的比例，构造出新的指标，在这里我们称为出口产品制度复杂度。

产品K的制度依赖度计算公式为：

这样构造产品的制度依赖度是因为Nunn(2007)在构造合约密集度指标时，认为中间投入品如若不是按照统一或参考的价格进行交易，那么这种产品所需要的合约保证水平就越高。同样的思想，如果产品的出口额比例较大时，那么制度的变化对其影响就越大，越是高端复杂的产品就越是依赖于好的制度（包括金融制度、和约制度等）。然后以（1）式为基础，可以得出第i国家（地区）的总出口产品在制度上的复杂度（本文记为compit），即i国家全部出口产品的加权平均年制度依赖度。

compit表示i国家在第t年的出口制度复杂度，prodyk就为方程（1）所计算的k产品的制度依赖度。xitk是i国家k产品的在第t年的出口额，Xit是i国家第t年的总出口额。由这个表达式可以得出，若compit值越小，则i国家的出口制度复杂度就越高。

这里对于制度qj的选取，我们使用的是世界银行所调查编制的各国营商指数。从2004年开始，世界银行每年会调查185个国家和地区的以下10方面的数据：开办企业、洽办证照、电力获取、注册资产、资金借贷、保护投资者、税负、贸易便利化、合约执行及破产保护。同时以这些数据为基础计算出一个取值范围在0-1之间，表示在一个经济体中进行商业活动的便利程度，其值越小表示营商的环境就越好。由于该项调查具有连续性，计算方法也比较稳定，所以在这里我们选择其作为出口产品制度复杂度的被加权项。

1.2 各省经济制度的测量

正式的经济制度是指设定出来用以规范个人或组织的经济行为及其相互关系到的规则体系。从外延看，经济制度主要包括产权制度、微观经济制度、市场交易制度、宏观经济制度和国际（涉外）经济制度，其中产权制度为基础。樊纲、王小鲁等主编的《中国市场化指数》系列报告中所编制的“中国市场化指数”，从不同的方面对各省的市场化进程进行了全面的比较，对于各省经济制度而言具有综合性和代表性，同时使用基本相同的指标体系对各地区的市场化进程进行持续的测度，从而提供了一个反映市场化变革的稳定的观测框架；故本文在这里直接引用为经济制度指标。

该报告跟踪测度我国各省即行政单位的市场化相对进程，至今（2014年）已经出版了六个报告，总共横跨的时间为1997～2009年。且在《中国市场化指数—各地区市场话相对进程中2009年报告》中，作者通过一定的技术处理手段，将各地区在1997年期间13个年份在各项指标上统一处理为以2001年为基期的数据。

为了控制其他宏观经济变量对于出口产品制度复杂度的影响，本文选取了各省份的宏观变量。其数据取自《新中国60年统计资料汇编》（国家统计局国民经济综合统计司遍，2010年出版），该书详细记录了1949～2008年全国各省级行政单位、计划单列市，及香港、澳门特别行政区的国民经济和社会发展状况。

1.3 各个变量的描述性统计分析

本文对各省的出口制度复杂度和各省的市场化指数做了基本的描述性分析，结果如表1和表2所示。

表1 2000～2008年各省出口制度复杂度

表2 2000～2008年各省市场化指数

表1中，可以看到，各个省的出口制度复杂度在2000～2008年期间的均值、最大值、最小值都呈现总体下降的趋势，也即，我国各省的出口产品制度复杂度在逐年提高，出口产品的质量在逐渐提升。然而出口制度复杂度的标准差却波动比较大，表明省际之间的出口产品的质量仍然存在的显著的区域差异。

表2中，我国各省的市场化指数的均值、最大值、最小值却显示总体上升，方差也在逐渐的变大。说明我国的市场经济制度在2000～2008年有着显著的提高，但是同时区域差异也在逐渐的变大，经济制度发展存在很大的不平衡性。

从表1、表2总体观察，会发现在2000～2008年中出口产品制度复杂度与市场化指数之间基本是呈现负的相关关系，市场化指数越高，产品的复杂度就越大，这与我们之前的理论预测是一致的。

2 实证分析——动态面板数据模型

2.1 实证计量模型

在研究经济制度与出口贸易的许多文献中使用的模型大都为静态面板模型，出口产品制度复杂度直接对市场化指数、经济宏观的其它变量直接回归。孙楚人和王松（2014）的文章中，就是直接使用静态面板对其进行估计，模型估计的结果中，人均GDP的估计效果不是很好，有时系数的估计与理论预期是相悖的。参考Hausmann提出的产品复杂度时，提出的产品复杂度具有演进效应，所以这里我们猜想出口产品制度复杂度也会具有演进效应，即存在滞后项，前期的复杂度会滞后影响到其后期的复杂度。如果不对这部分加以考虑，那么β系数的估计必然就是有偏的，甚至符号都会发生变化，所以为了更加准确的考察经济制度对于出口产品制度复杂度的动态影响，将文章所使用的面板模型扩展为动态面板模型，以期能够测量出口产品质量在制度上的惯性。

ln compit是省份的出口制度复杂度的对数，νi和eit分别为省份固定效应和时间固定效应，lnmarketit则是指省份的经济制度，也就我们所选取的市场化指数，lnpgdpit则是人均GDP，Hit代表省份其他宏观经济指标的向量组—包括第三产业GDP，外国直接投资FDI，一般预算支出等。

因为本文研究的是经济制度对于出口产品制度复杂度的影响，所以可以预期估计，制度越好的省份，其出口产品制度复杂度就越高，所以我们可以合理想象β1的系数应该为负。人均收入越高，那么该省份的经济就越发达，其出口的产品复杂度应该也越高，所以β2也应当为负数。

2.2 估计结果

从现存的文献可以知道，动态面板模型最大的困难很难确定估计模型的系数。在动态面板模型中，由于因变量的滞后项作为解释变量，从而导致解释变量与随机冲击项相关，也即解释变量具有了内生性，如果此时还是沿用模型的静态面板中的固定效应或随机效应进行估计，必然会导致估计参数的非一致性。若放任于此，依据此估计参数来进行经济解释也必定不是准确的。

Bond（2002）研究得出滞后被解释变量的系数在使用OLS估计时，其结果较真实值是上偏的，而在使用LSDV估计时是下偏的，这样就为估计结果的准确性在理论上提供了一种检验。所以我们先对(3)式分别做OLS（即不考虑滞后项与随机扰动项的相关性）回归和LSDV回归，得出关于滞后阶回归系数的上下界限。估计结果如表3和表4所示。

表3 使用普通最小二乘法估计模型的结果

表3可以知道，使用普通最小二乘法估计（3）式动态面板模型，制度复杂度对数的滞后项系数都在0.90左右。

表4 使用LSDV估计模型的结果

表4的结果，可以知道使用LSDV估计（3）式的动态面板模型，制度复杂度滞后项的系数大都在0.39左右。

从表3、表4简单的估计的结果，可以看到滞后项系数γ的显著性一直都比较高，且稳定在0.39～0.9之间，这显然为我们下面的估计正确性提供了一个参考指标。然而市场化指数的系数、人均GDP的系数、第三产业GDP的系数，外国直接投资的系数都不太显著，这与我们经济理论是相违背的。

首先，本文认为对于经济制度指标——也即我们的市场化指数，有经济学理论表明，贸易额度和市场经济制度之间是会互相产生影响的。（Rodirik，2000；Puga&Trefler，2012）贸易的增长，自由化其本身就会有制度变革的发生，所以造成了经济制度指标lnmarket具有内生性，估计的系数有偏。其次，对于一般来说，一国的经济发展水平越高，其消费水平也越高，消费产品的的品质（或言复杂度）就会越高，所以人均GDP对产品复杂度应该是有显著的正影响的。再者，由于我国的经济为外向型经济，外国资本对我国出口产品的质量升级有着非常显著的作用。李坤望和王有鑫（2013）就提出，FDI稳健的提高了我国出口产品的质量，在资本密集型的行业作用更加显著。

从上面的分析可以知道，式（3）的动态面板模型是具有内生性变量的动态面板，且由于本文中使用的数据截面维度为29，时间维度为8，属于小样本。Hayakawa（2005）在研究动态面板时，使用仿真实验测试估计偏误时发现在自回归系数的真实值为0.1时，个体效应和随机误差效应的方差之比为4时，估计误差的偏误程度都在62%。所以直接进行估计时，不是一个良好的方法。

Blundell和Bond在Arellano和Bover的基础上提出了系统广义矩估计。广义矩估计在这些年的发展之后，在处理小样本时，得到的系数估计结果是一致的。该方法的核心在于增加了一个假设：工具变量的差分外生于个体效应，从而可以作为水平方程的工具变量，这样就利用了更多的矩条件，提高估计的精度。同时为了更好的处理市场化指数的内生性，本文同时选取了市场化指数1997～1999年的值，来作为lnmarket的工具变量，具体在本文的脚注中进行了说明。

首先为了更好的选取工具变量，且要防止动态面板模型中的自变量的共线性，在这里先查看下各个变量之间的相关性。

表5 各个变量的相关系数矩阵

从表5中可以得出，市场化指数、人均GDP、外国直接投资、第三产业GDP的相关度比较高、容易引起估计的多重贡献性。所以对式（3）的动态面板模型使用逐步回归的方法，采用系统GMM估计。

表6的的系统GMM回归估计的结果中，模型的Arellano-Bond检验和Sargan检验都在10%以上，所以模型拟合的结果总体是好的。但是我们发现随着变量个数的逐渐增加，市场化指数（lnmarket）的系数，从开始的显著逐渐变为不显著，而且变量也是显著不稳健的，大致是由于后面添加的变量，犹如第三产业的GDP，外国直接投资、政府一般预算支出这些变量都为经济制度的某一方面，所以他们与市场化指数是高度线性相关的，表5中也证实了我们的这个观点。

表6 系统GMM估计模型的结果

同时我们还能发现人均GDP的系数估计却一直都是正的，且在后续的添加变量中其也是正的，并且显著性一直都不太稳健，除了上面所说的共线性以外，可能还会有就是经济越发达的地区，其人均GDP在增长的同时，制度的改革与创新也往往越多，这样就使得人均GDP与市场化指数高度相关。同理也可以使用于第三产业GDP的系数。

表7 单独对lnpgdp、lnthrgdp、lnfdi做系统GMM回归的结果

为了测试我们分析的结果，且也为了结果的稳健性，我们选择单独对人均GDP、第三产业GDP、外国直接投资做系统GMM估计，以排除多重共线性的影响。

从表7中可以看到，单独来看，各个变量对于制度复杂度是具有显著性，且其系数与理论预期都是一致的，高度显著的，与我们前文分析的是一致的。

根据式（3）的模型，和表六、表七的估计结果，我们得到以下的结论：

第一，从表6、表7的估计结果中，出口产品制度复杂度滞后项的系数都在0.76左右，且具有很强的显著性。说明出口产品的复杂度在经济的发展中具有很强制度依赖惯性（出口产品制度复杂度的滞后项的弹性具有76%）。这里由于我们的使用了营商指数作为出口产品制度复杂度的计算基础。所以可以认为地区出口产品的复杂度会随着一些内外部因素的影响而发生动态演进，或者说从简单的穷国产品到复杂的富国产品的转变（Hausmann&Klinger(2006)）。由于制度也是比较优势的基础，所以我们猜想这种动态的演进过程是由于国内要素禀赋的变迁所推动，当然也包括经济制度的变迁。

第二，虽然企业的自我革新，自我改进对于产品质量的提高有很大的贡献，但是这并不能否认经济制度的作用，表六中经济制度对于出口产品制度复杂度的弹性-1.81%。这就表明经济制度对于贸易是具有正效应的，也即经济制度环境是可以成为贸易的比较优势。就如Belloc（2006）认为制度质量通过影响经济主体投资水平的选择，决定了生产专业化模式的差异，较好的制度环境有利于弱化特定关系投资中的套牢问题和道德风险。

然而，制度演变是一个缓慢的长期过程，并且具有很强的路径依赖性，所以通过制度的逐步革新和完善来增加外贸水平、提高外贸产品的质量，短时间内效果不会很明显，也就是这里的经济制度弹性只有-1.81%，或者比较优势并没有充分的体现出来。

但是应该认识到，国家（地区）之间的差异不仅仅表现在劳动力、技术创新、人力资本等这些要素的差异，不同国家（地区）之间，特别是发达国家和发展中国家之间的制度质量和制度环境存在较为明显的差异。如，金融制度的发展、合约制度的实施，我国经济制度在这方面虽然有所发展，但是还是有很多不完善的地方，金融领域内，国家信贷超发，中小企业融资困难，融资成本高；合约制度方面，多数资本密集型的企业由于技术、生产周期较长，合约制度对其影响较大，我国司法成本较高、执行难度较大，这些因素都会影响到的制度对于产品复杂度的效果。

3 结论及政策建议

本文参考出口产品复杂度的定义，综合研究了对地区制度与出口产品制度复杂度的关系，利用动态面板模型对其进行分析，发现：①经济发展越好，制度越完善的省份其出口产品制度复杂度就越高，产品的制度密集度也就越高；②出口产品制度复杂度——出口产品对于制度的依赖程度具有很大的发展惯性，或者说是路径依赖性，即出口产品制度复杂度是具有演进效应的；③经济制度对于出口产品的质量具有一定的影响，但是由于制度本身的特性，短时间它并没有理论预期的那样对于出口产品的强劲的比较优势。所以持续的制度改革——包括金融制度改革、合约制度改革才能产生较为良好的比较优势，提高出口产品的质量。

根据比较优势理论，一国出口密集使用本国资源的商品，而进口本国生产效率低的商品，一国的比较优势结构和资源禀赋结果决定了贸易的格局，按照这样的思维逻辑就很容易陷入“比较优势陷进”。但是制度经济学理论告诉我们，即使一国在资源禀赋方面等因素方面不存在比较优势，但是政府可以通过改进本地区的营商环境，降低营商成本，通过一些政策和制度安排为企业降低生产成本和交易成本，这样就能够获得在制度上的比较优势，从而改变贸易格局。而本文的实证的结果也恰恰是反应了这样的现实，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优势就需要持续的制度改革和创新。为此我们有以下建议：

（1）政府应当重视产权结构的优化选择，提高产权结构的明晰程度、保护程度与实施力度，强化企业作为市场主体的地位，为降低交易成本提供有效的基础性保障。

（2）市场制度创新中应当侧重于完善市场结构治理机制、限制行业垄断，鼓励自由竞争，打造公平自由的营商环境。

（3）政府在宏观经济的制度方面应当着重深化经济体制改革，同时积极稳妥的推进政治体制改革，强化对于公务员的约束机制，加大对腐败行为的打击力度；同时构建财政、税收、金融等多方面的协调机制。

当然制度创新和改革是一项相当复杂的系统工程，其影响社会经济的方方面面，且制度惯性较大，不仅需要改革的智慧，更需改革的耐心，只有坚持、连续的革新才能真正促进出口产品的质量。

[1]Rodrik D,Wacziarg R.Do Democratic Transitions Produce Bad Economic Outcomes?[J].American Economic Review,2005.

[2]Do Q T,Levchenko A A.Comparative Advantage,Demand for External Finance,and Financial Development[J].Journal of Financial Economics,2007,86(3).

[3]Cheptea A.Trade Liberalization and Institutional Reforms1[J].Economics of Transition,2007,15(2).

[4]张杰,刘志彪.制度与国际贸易关系研究述评[J].商业经济与管理,2009,1(1).

[5]王津港.动态面板数据模型估计及其内生结构突变检验理论与应用[D].华中科技大学,2009.

[6]郭苏文,黄汉民.制度质量,制度稳定性与对外贸易:一项实证研究[J].国际经贸探索,2011,27(4).

[7]陈晓华,黄先海,刘慧.中国出口技术结构演进的机理与实证研究[J].管理世界,2011.

[8]樊纲,王小鲁,朱恒鹏.中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011年报告[R].2011.

[9]李子奈,叶阿忠.高级应用计量经济学[M].北京：清华大学出版社,2012.

[10]黄永明,张文洁.出口复杂度的国外研究进展[J].国际贸易问题,2012,(3).