市场制度、人口红利和中国的出口增长

李昭华+湛文婷

摘 要：基于1978—2014年中国30个省份的面板数据，考察了市场制度、人口红利及两者交互项对中国出口增长的影响。研究发现，对中国总体和东、中部地区而言，市场制度和人口红利促进了出口增长；对西部地区而言，市场制度和人口红利抑制了出口增长；其中中国总体和东、西部地区市场制度水平的提高促进了人口红利的转变，而中部地区市场制度水平的提高反而抑制了人口红利的转变。分时期回归发现，市场制度对出口的影响趋势符合“N”型曲线，人口红利对出口的影响趋势符合“M”型曲线。市场制度对出口的影响程度始终大于人口红利对出口的影响程度。

关键词：市场制度；人口红利；中国出口增长

中图分类号：C92-05 文献标识码：A 文章编号：1000-4149（2017）04-0024-12

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2017.04.003

一、引言

1978年改革开放以来，中国对外贸易取得了历史性的进步。1978年，中国货物进出口总额只有206亿美元，在世界货物贸易中排名第32位，所占比重不足1%

数据来源：《中国的对外贸易》白皮书（2011）。。2009年，中国货物出口额为1.2万亿美元，占世界出口总额9.6%，在世界出口额中排名第一

数据来源：《中国贸易外经统计年鉴2013》。。到2013年，中国货物进出口总额达到4.16万亿美元，超过美国首次成为全球第一货物贸易大国

数据来源：《2013年国民经济和社会发展统计公报》。。

大多数观点认为，改革开放以后中国在对外贸易上取得的巨大成功取决于中国的人口红利。中国的对外贸易主要集中于加工贸易，农村经济体制改革和大量农村剩余劳动力的转移带来了廉价的劳动力，使得中国在劳动密集型的加工贸易产品上具有比较优势，直接推动中国出口贸易高速增长。在人口经济领域，通常从劳动年龄人口比重提高和人口抚养比下降的角度来阐释人口红利的内涵[1]。中国的人口总抚养比在1982年为62.6%，随后一直处于下降趋势，直到2010年下降为34.2%，之后出现了缓慢上升，到2014年为36.2%

数据来源：《中国统计年鉴2015》。。也就是说中国的劳动年龄人口在这一阶段的负担逐渐减轻，人口红利得到释放；直到2010年，由于人口老龄化的到来，劳动年龄人口负担逐渐加重。

同时，改革开放以后中国在制度上也有较大改变。1978年以前，中国对外贸易实行的是计划管理体制，主要是以国家统一管理的国有外贸企业为经营主体，并且对非国有进出口企业进行社会主义改造，由国有外贸企业领导其业务经营。1950年国有外贸进出口额占全国进出口总额的68.4%，1952年上升到92.8%，占有绝对优势

数据来源：中国外贸体制改革的进程、效果与国际比较课题组.中国外贸体制改革的进程、效果与国际比较[M] .北京：对外经济贸易大学出版社，2007：5。。同时中国对价格和汇率进行严格控制，实行双轨制的外贸定价制度，国内实行固定价格制度和汇率制度。

改革开放以后，外贸体制的改革主要表现在两个方面。一是对非国有外贸企业的改革。1978年以后，为打破国有外贸企业独家经营的局面，政府下放外贸经营权，逐步推行出口自负盈亏承包经营责任制，允许非国有企业从事外贸活动，参与外贸的企业形式呈现多样化。截至2013年，国有外贸企业出口额占全国出口额的11.27%，外商投资企业出口额占全国出口额的47.25%，私营企业出口额占全国出口额的39.06%，非国有外贸企业成为中国出口贸易的主力军

数据来源：《中国商务年鉴2014》。。二是对外贸计划体制的改革。随着外贸经营权的下放，逐步简化计划内容，减少外贸行政干预，逐步放开商品价格，1994年取消汇率双轨制，双重汇率并轨，实行以市场经济为基础的有管理的浮动汇率，外贸体制逐渐从计划经济转为市场经济。

从数据上看，中国的廉价劳动力带来的“人口红利”和改革开放带来的“制度红利”可能促进了中国的出口增长。但是由于劳动力总量增长对经济增长的边际贡献正在递减，中国不可能长期依赖人口红利，并且对于中国这样的大国来说，依靠人口红利在国际分工中获得成本优势，这种粗放型的经济增长方式是不可持续的，从长远来看，中国必须通过提升制度质量来获取国际分工的有利地位，中国应从“人口红利”转向“制度红利”[2]。

因此本文想研究中国的“人口红利”和“制度红利”是否对中国的出口增长有促进作用？哪种因素对中国的出口增长影响更大？中国现阶段是否能从“人口红利”转向“制度红利”？

二、文献综述

国内外关于人口红利与贸易的早期研究大多集中于人口比重或人口结构对经常账户或国际资本流动的影响[3-7]。吕健研究发现劳动年龄人口比重增速对对外贸易增长速度有较大影响[8]。翟士军和黄汉民研究发现人口红利对加工贸易出口额具有显著的正效应[9]。更多情况下，劳动人口数量只是作为一个次要的影响因素或者控制变量出现在各类研究中[10-11]，并且不再是贸易研究的重点，而制度对贸易的影响逐渐被研究者重视。

根据不同国家的制度变量，关于制度对贸易的影响研究可以分为三类：

第一类是研究进口国的制度安排对出口国贸易的影响[12-14]。此类研究大多是研究双边贸易，以贸易引力模型为基础，在理论假设下推导出包含制度变量的扩展模型。第二类是研究出口国的制度安排对出口国贸易的影响[11，15-16]。此类研究大多数没有理论模型，根据经济理论或者实证经验得到一般简约计量模型。但是作为一个例外，金祥荣等基于一个两国三地区竞争垄断模型，通过差分消除对地区出口有影响的共同特征，得到出口地區制度对地区出口差异影响的模型[10]。第三类是同时研究进口国和出口国的制度安排对出口国贸易的影响[17-19]。此类研究基本是研究双边贸易，即相互贸易的两个国家的制度安排对贸易的影响，所以使用的模型是扩展的贸易引力模型。不同的是德（De）、丹尼尔（Daniel）等的计量模型仅仅是在引力模型的基础上直接加入进口国和出口国的制度变量，而余淼杰对引力模型的扩展有严格的理论推导过程[17-19]。endprint

上述各个研究得出类似的结论，即制度越好、越完善，贸易越活跃，出口额越高。

在研究制度与贸易关系的过程中，制度变量的选择是一个重点，但是制度是难以量化和衡量的，因此制度的衡量是一个难点。目前，对制度的衡量主要有两种方法，一是直接使用已出版或已发表的权威机构或个人的研究资料，这也是使用最多的一种方法。比如：测量世界民主化程度的数据库“政体民主度”（Polity IV）[19]；Freedom House的出版物《经济自由指数》[12-13，15]；遗产基金会（Heritage Foundation）公布的经济自由指数[14]；樊纲等在不同年份发表的《中国市场化指数》[11]。第二种方法是使用别人计算或者自己计算的制度数据[10，16-17]。

现有文献存在以下四个方面的不足。

第一，回归模型的设定缺乏理论模型推导的支持。在研究过程中，如果使用引力模型，只能研究国家间的双边贸易。如果想进一步研究一个国家内的省份或行业的贸易，大多数文献缺乏理论模型，只是根据经济理论或者实证经验直接进行计量回归分析。

第二，从以上综述可以看出，中国廉价劳动力带来的“人口红利”和改革开放带来的“制度红利”均可能促进出口增长。但大多文献单独考察人口红利或市场制度对中国出口增长的促进，极少有学者同时考察人口红利和市场制度对出口增长的影响。

第三，由于制度衡量方法的选择差异，大部分文献研究数据集中于近十几年，时间跨度太短，无法衡量在制度变迁过程中制度对贸易影响的变化趋势。例如《经济自由指数》和遗产基金会公布的经济自由指数都是从1995年开始的，樊纲等的《中国市场化指数》是1997年开始，因此在使用数据作为制度变量时势必会受到这些数据的时间限制。

第四，现在大部分文献研究的是发展中国家或者欧美国家制度对贸易的影响，而对中国的研究偏少。在研究中国的制度与贸易关系的文献中，一部分是研究其他国家制度变化对中国出口的影响，没有涉及中国的制度变迁对贸易的影响分析，另一部分研究虽然包含了中国的制度变迁对贸易的影响，但是时间跨度太短，而中国的制度变迁在改革开放以后有明显的改变。

为了弥补上述不足，本文以模型推导为基础，使用1978—2014年中国30个省份的面板数据，分地区、分时期研究自改革开放以来，中国的市场制度变迁和人口红利对贸易影响的变化趋势，并且比较两者及其交互项对贸易影响程度的大小。本文的主要贡献有：①运用理论模型分析市场制度和人口红利对出口的影响，以此为基础设定计量分析的回归模型；②同时考察市场制度和人口红利对中国出口的影响，并比较两者对出口的影响程度；③计算1978—2014年中国的市场化制度指数，进而分析37年间市场制度变迁对出口的影响。 西藏自治区部分年份的数据不完整，因此只用了中国30个省份的面板数据。

三、出口模型

本文的模型主要基于余淼杰、翟士军和黄汉民的模型，本文将他们的模型加以融合和改进[9，19]。

假设共有J+1个国家，每个国家生产一种产品。i国从J个国家进口产品，j为其中某一个出口国。i国代表性消费者的效用函数满足CES效用函数：

Ui=∑Jj=1（θjCij）σ-1σσσ-1，（σ>1）（1）

其中，Cij为i国所消费的從j国进口的产品数量。θj为j国产品的质量，假设产品质量与j国国内市场制度有关，θj=eaMj，a>0，Mj为j国国内市场制度。σ为产品间的替代弹性。在本文模型中，进口产品的质量θj是出口国j国国内市场制度的函数，主要基于以下考虑：健全的市场制度保证了公平竞争的市场，公平竞争的市场和严格的行业监管保证了产品的质量[19]。在价格不变的情况下，消费者更偏好于高质量的产品[20]。因此，本文模型假设进口国i的消费者的效应函数是出口国j的国内市场制度的增函数。

进口国i的消费者约束为：

∑Jj=1pijCij≤Ii（2）

式（2）中，pij为i国从j国进口的产品价格，Ii为i国在进口产品上的总消费支出。在此约束条件下，使i国消费者效用最大化，求解可得：

Cij=θjσ-1pij-σP1-σi·Ii（3）

式（3）中总价格指数定义为Pi=[∑Jj=1（pij/θj）1-σ]11-σ。

假设j国生产符合C-D生产函数，

qj=Alαjkβj （A>0，α>0，β>0）（4）

式（4）中，l、k分别为劳动力数量和资本存量。

j国生产利润函数为：

∏j=pjqj-wjlj-rjkj（5）

式（5）中，pj为j国产品的价格，wj、rj分别为j国工资、资本租用价格。

假设j国为完全竞争市场，则均衡时∏j=0，可以得到：

pj=wjlj+rjkjAlαjkβj

（6）

假设从j国出口到i国的产品，在运输过程中存在“冰山成本”：τij。则从j国出口到i国产品的离岸价格（pj）和到岸价格（pij）之间的关系为：

pij=τijpj（7）

则j国出口到i国的出口总额为：

Eji=pjCij=p1-σjθσ-1j·τij-σIiP1-σi（8）

将式（6）、式（7）代入式（8），分别对j国劳动力数量和国内市场制度求导，可得：

lnEjilj=（σ-1）αlj-wjwjlj+rjkj（9）

lnEjiMj=a·（σ-1）（10）

命题1：当lj0；反之，lnEjilj<0。由于劳动力对出口的偏效应依赖于其他变量。因此，劳动力数量的增加对出口的影响是不确定的。这一结论与翟士军和黄汉民采用相似模型所得到的结论不同[9]。

命题2：国内市场制度的改善能促进出口增长。因为a>0且σ>1，所以lnEjiMj>0。这一结论与大多数研究的实证结论相一致。

四、变量选择、模型设定及数据说明

关于市场制度、人口红利对出口增长的影响，本文采用中国省级面板数据验证上述理论分析所得到的结论。

1. 变量选择

（1）被解释变量。各地区出口额（Exp），按照美国CPI进行平减，折算为以1978年为基期的不变价格出口额。

（2）解释变量。市场化水平（Market），本文用市场化水平作为市场制度的代理变量，当前国内比较权威的指标是樊纲等构建的中国市场化指数[21]。该指数由五个方面构成：政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品与市场的发育程度、要素市场的发育程度、市场中介组织发育和法律制度环境。新中国成立以来，在制度方面的变化主要分为两个部分：一是由计划转为市场的资源配置，改革开放以后，政府通过计划方式分配资源逐步转向由市场来分配经济资源；二是由国有经济向非国有经济的过渡。由于樊纲等的地区市场化指数的起止年份为1997—2009年，因此无法度量1997年以前及2009年以后的制度变迁情况，本文结合市场制度变迁的主要趋势及数据的可获得性，选择政府与市场的关系及非国有经济的发展作为衡量市场制度变迁的主要变量[21]。

其中，用市场分配经济资源的比重衡量政府与市场的关系，即政府财政支出占GDP的份额，这是一个负向指标，其剩余项①

代表由市场分配经济资源的份额。非国有经济发展主要用非国有经济在工业总产值中所占份额和非国有经济职工人数占城镇总职工人数的份额来衡量。樊纲等发现用主成分分析法与算数平均法合成的市场化指数非常接近，因此最终用算术平均法计算市场化指数，同时也解决了指数的跨年度可比性问题[21]。本文也采纳这种方法，将非国有经济在工业总产值中所占份额与非国有经济职工人数占城镇总职工人数的份额用算术平均法合成为非国有经济发展指数，将政府与市场的关系（财政支出占GDP份额的剩余项）与非国有经济发展指数用算数平均法合成市场化水平指数。用市场化水平指数来衡量地区制度环境，该指数越大，说明制度环境越好。

人口红利（DR）。在实证研究中，普遍认为劳动年龄人口比重、人口抚养比（少儿抚养比、老年抚养比）是衡量人口红利较好的代理变量[22]。本文选择人口抚养比作为衡量人口红利的代理变量，但是由于数据的局限性，无法获得1990年以前各地区人口抚养比数据，因此本文使用总就业人口占剩余常住人口（常住人口减去总就业人口）的比重②

，作为人口红利的代理变量，该指标越大，就业人口负担越轻，人口红利越大。使用该指标还有一个优点，可以解决人口红利外溢的问题。钟水映和李魁研究发现，在开放环境中，地区间的人口红利存在“外溢效应”，如果只使用人口抚养比衡量人口红利，只考虑了劳动年龄人口所形成的人口红利，无法衡量人口流动所形成的人口红利[23]。

（3）控制变量。①FDI。各地区实际利用外商直接投资额，按照美国CPI进行平减，折算为以1978年为基期的不变价格FDI。②

基础设施（Inf）。用各地区内的铁路里程、内河航道里程和等级公路里程（公里）之和除以各省域的国土面积（万平方千米）来表示。③

人力资本（H）。用各地区普通高等学校在校学生数衡量。④

技术（Tech），用各地区劳动力人均三项专利的数量来衡量。因为一个地区人均专利数量越多，说明这个地区的科技发展和创新能力越强，相应的技术水平也越高。⑤

经济发展水平（GDP）。用各地区人均国内生产总值衡量，由于国内生产总值包含出口，为避免内生性问题，使用滞后一期的人均国内生产总值作为经济发展水平的代理变量。用CPI进行平减，折算为以1977年为基期的人均不变价格国内生产总值。

2. 模型设定

基于上面的理论推导，构建如下计量模型：

lnExpit=α0+α1lnMarketit+α2lnDRit+α3lnMarketit·lnDRit+α4Zit+μt+νi+εit（11）

式（11）中，Z为各控制变量，μ为年份效应，ν为省份个体效应，ε为误差。考虑到不同变量水平值的巨大差异，也为了方便比较各解释变量对被解释变量的弹性，在实际估计过程中对所有变量取自然对数。

式（11）中加入交互项是为了讨论市场制度对人口红利的影响，毛新雅和彭希哲研究了城市化与对外开放等制度条件因素对人口红利的影响，发现处于人口红利期的国家并不能自动获取人口紅利带来的经济增长成果，而是需要良好的制度环境和有效的政策措施给予保障[24]。

为了方便剥离市场制度（人口红利）对人口红利（市场制度）产生的偏效应，将交互项进行中心化处理，得到：

lnExpit=α0+α1lnMarketit+α2lnDRit+α3（lnMarketit-μM）·（lnDRit-μDR）+α4Zit+μt+νi+εit（12）

式（12）中，μM、μDR分别为lnMarketit、lnDRit的样本均值。

3. 数据来源及说明

本文使用了1978—2014年全国30个省市的面板数据，并将其分为东、中、

西部

东部地区包括：北京市、天津市、河北省、辽宁省、上海市、江苏省、浙江省、福建省、山东省、广东省、海南省；中部地区包括：山西省、吉林省、黑龙江省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南省；西部地区包括：内蒙古自治区、广西壮族自治区、重庆市、四川省、贵州省、云南省、陕西省、甘肃省、青海省、宁夏回族自治区、新疆维吾尔自治区。

三部分。出口额、政府财政支出、GDP、工业总产值、总就业人数、常住人口、城镇单位职工人数、FDI、普通高等学校在校学生数、铁路里程、内河航道里程和等级公路里程，数据均来源于《新中国六十年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》、《中国人口和就业统计年鉴》和地方统计年鉴。国家三项专利申请量来源于《中国科技年鉴》和地方统计年鉴。其中工业数据的统计口径在1998年和2007年有所调整，本文按照陈诗一的方法进行相应调整，统一为全工业口径数据[25]。对于少数年份数据缺失采用三项移动平均或者线性函数假定进行推算。endprint

表1汇报了本文所用的主要变量的统计特征，并进一步将数据划分为东、中、西部三部分分别进行讨论。

五、回归结果与稳健性分析

对式（12）进行回归，并且将数据分为三部分进行回归分析：总体回归分析，分地区（东、中、西部）回归分析和分时期回归分析。在总体回归分析和分地区（东、中、西部）回归分析中，由于时间跨度（37年）较长，属于长面板数据，因此在进行计量回归前，对数据分别进行了组间异方差检验、组内自相关检验和组间同期相关检验，再根据各检验结果选择全面FGLS估计或者面板校正标准误估计（PCSE）。在分时期回归中，由于时间跨度（6年或7年）较短，属于短面板数据，因此首先对数据进行Hausman检验，再选择使用固定效应（FE）还是随机效应（RE）模型。

1. 总体回归及分地区回归分析

表2汇报了1978—2014年总体样本及分地区样本的回归结果。

就总体样本而言，市场制度、人口红利及两者的交互项系数为正。说明市场制度水平的提高和人口红利的增加均能促进出口增长，并且市场制度水平的提高能促进人口红利转变为生产力，进而促进出口增长。但是市场制度对出口增长的影响程度要远大于人口红利对出口增长的影响程度。其余控制变量，FDI、基础设施、人力资本、技术和经济发展水平均能显著地促进出口增长，其中，人力资本、技术和经济发展水平的影响程度要大于FDI和基础设施对出口增长的影响程度。

比较东、中、西部的回归结果，可以发现，东部和中部地区市场制度水平的提高能促进出口增长，且东部地区的促进作用要大于中部地区。这与命题2的结论相一致，即市场制度水平的提高有利于出口增长。但是西部地区与东中部相反，市场制度水平的提高对出口增长的作用为负。究其原因，可能是因为西部的市场制度水平一直低于全国平均水平，且在近二十年间基本处于一个稳定状态，波动幅度较小。但是在这一期间，西部的出口额有迅速上升的趋势，因此实证结果可能会出现市场制度水平的提高反而抑制了出口增长的情况。

就东、中部地区而言，人口红利的增加均能促进出口增长，但是，中部地区人口红利的促进作用要大于东部地区；西部地区与东、中部相反，人口红利对出口增长的作用为负。这也正好印证了前面推导的命题，即人口红利增加（劳动力增加）對出口的影响程度是不确定的，需要考虑其他影响因素。

与总体样本的情况相似，东、中、西部地区的市场制度水平对出口的影响程度要大于人口红利。而市场制度与人口红利的交互项，东、西部地区系数为正，中部地区系数为负，说明东、西部地区市场制度水平的提高促进了人口红利的转变，进而促进出口增长，而中部地区正好相反。究其原因，可能是因为国有经济向非国有经济的转变促使市场制度水平提高，但是国有企业的改革造成大量职工下岗，而中部地区有大量的国有企业，因此造成了通过就业人口来衡量的人口红利的降低，因此中部地区市场制度的提高反而抑制了人口红利的转变。

再观察控制变量，可以发现，只有东部地区的基础设施系数为负，其余变量的系数为正，且大部分变量显著。在东部地区，技术对出口增长的影响最大，且十分显著，其次为经济发展水平和FDI。这与现实情况相符合，东部地区往往是全国技术研发和FDI投资聚集区域，并且经济发展水平也是全国区域经济中最高的，因此这三项对出口增长的影响最大。另外，东部地区为沿海城市，有大量港口，因此基础设施的建设对出口影响不大，甚至为负。但是在中部地区，基础设施对出口的影响程度最大且显著为正，其次是技术、经济发展水平、人力资本和FDI。因为中部地区如果要进行出口贸易，必须通过公路、铁路和内航河道将产品运往东部港口，因此基础设施建设对中部地区的出口影响最大。西部地区与中部地区类似，对出口增长影响最大的控制变量为经济发展水平、基础设施，其次为技术、FDI和人力资本。通过比较，我们可以发现技术对东、中、西部出口的影响都较大，且十分显著。

2. 分时期回归分析

表3为全国总体分时期样本回归结果，考虑了1997年的亚洲金融危机、2002年中国加入WTO和2008年的全球金融危机可能对中国的出口产生影响，将1978—2014年分为6个时期。

横向比较6个时期的市场制度、人口红利及两者的交互项。市场制度对出口增长的影响符合“N”型曲线关系。改革开放以后，中国市场化进程逐步推进，其对出口的影响在20世纪80年代末期达到峰值，继而逐步下降，到最近7年又有一个缓慢上升的趋势。这一回归结果与现实相符，中国自1978年改革开放以来，从一个封闭经济体转变为一个自由开放经济体，逐步从计划经济转变为市场经济，从国有经济占主导地位向非国有经济占主导地位逐步转变，因此在改革初期，制度转变带来的出口增长变化明显，但增速在逐渐下降。到2008年以后，中国出口遭受到国际金融危机的沉重打击，国家出台一系列改革政策推动中国出口增长，将深化改革作为今后经济发展的重点，因此2008年以后市场化水平的提高对出口增长的影响有小幅度的提升。

而人口红利对出口增长的影响符合“M”型曲线。改革开放以后，低成本的劳动力是中国出口的比较优势，人口红利对出口增长的影响逐渐增加，同样在20世纪80年代末期达到峰值，之后逐步下降。20世纪80年代婴儿潮的出现使1996—2001年人口红利对出口增长的影响出现了上升的趋势，再加上2002年中国加入WTO，国际对中国出口产品的需求增加，使人口红利对出口的正效应在2002—2007年继续增长。到2008年以后，人口红利增速减缓，再加上国际金融危机的冲击，使得人口红利对出口增长的影响减缓，甚至为负。

而就市场制度与人口红利的交互项来看，在人口红利达到峰值的两个时期（1984—1989年和2002—2007年）为负，但是不显著。说明在人口红利达到峰值时，市场制度并没有很好地促进人口红利的转变，反而抑制了人口红利的转变，继而造成人口红利对出口促进作用下降。值得关注的是在改革开放初期，市场制度与人口红利的交互项为负，但这一时期人口红利并未达到峰值。究其原因，可能是因为在改革开放初期，市场制度的转变处于尝试阶段，市场制度对人口红利的影响尚处于一个磨合阶段，因此这一阶段市场制度的转变没有促进人口红利的转变，反而有抑制作用。其他三个时期，市场制度与人口红利的交互项系数均为正。endprint

各个控制变量在6个时期内的变化趋势各不相同。在改革開放初期，即1978—1983年，经济发展水平对出口的影响最大，其次为基础设施。1984—1989年，人力资本的优势逐渐凸显，基础设施对出口的影响有所增长，但是这一时期经济发展水平、技术和FDI对出口的影响迅速下降。1990—1995年，FDI和技术对出口的影响增大，经济发展水平、基础设施和人力资本对出口的影响减少。1996—2001年，经济发展水平和技术对出口的影响增加，其他三类变量对出口的影响均出现不同程度的下降。2002—2007年，除技术外，其他四类变量对出口的影响均出现下降，经济发展水平和人力资本的下降幅度较大，其中人力资本的系数变为负值，但是不显著。2008—2014年，人力资本对出口增长的影响最大，高达1.578，且十分显著，在这一时期经济发展水平对出口的影响降至最低点，系数为0.0676。

3. 稳健性分析

已有文献表明出口和制度之间可能存在相互影响，因此可能存在内生性问题。同样人口红利与其他变量可能也存在相似的内生性问题[26-27]。因此本文使用市场制度和人口红利滞后一期作为各自的

工具变量，使用面板工具变量方法进行估计。

表4、表5为总体、分地区、分时期使用面板工具变量的回归结果

由于篇幅有限，仅汇报主要解释变量的回归结果，其他控制变量的回归结果如感兴趣可向作者索要。

在表4中，东、中、西部地区市场制度、人口红利及两者交互项的符号与表2中一致，且系数差距不大。在总体回归中，市场制度和人口红利的系数符号与表2中一致，系数略有差距，但市场制度对出口的影响程度仍然大于人口红利，与表2中一致；市场制度和人口红利交互项的符号与表2中符号相反，但是面板工具变量估计的交互项并不显著。在以上稳健性检验中，市场制度对出口的影响均大于人口红利对出口的影响，与表2中一致。

在表5中，只有2008—2014年人口红利系数的符号与表3中符号不一致，其余变量的符号均相同，但是面板工具变量估计的2008—2014年人口红利系数并不显著。其余年份、部分变量的大小与

表3有所差距，但是市场制度对出口的影响均大于人口红利对出口的影响，与表3一致。

综合以上分析，说明本文的回归结果是比较稳健的。

六、结论

本文首先通过理论假设，设定包含市场制度和劳动力的中国出口增长模型，通过对市场制度和劳动力求偏导，得到两个命题。发现市场制度的提高有利于出口增长，但是劳动力的增加对出口的影响是不确定的，受其他变量的影响。本文利用1978—2014年中国30个省份的面板数据进行回归分析，验证了这两个结论。同时证明结论是稳健的。主要结论有以下两方面。

第一，在1978—2014年总体回归和分地区回归中，除了西部地区外，全国总体、东部和中部地区市场制度的提高和人口红利的增加会促进出口增长。并且市场制度对出口的影响要大于人口红利对出口的影响。除了中部地区，全国总体、东部和西部市场制度的提高能促进人口红利的转变，进而促进出口增长。考虑其他控制变量，技术、经济发展水平和FDI是东部地区出口增长的主要源泉。对于中西部地区而言，基础设施建设是出口增长的最主要动力，其次为经济发展水平和技术。这是因为中西部为内陆地区，如果要进行出口贸易必须通过公路、铁路和内航河道将产品运往东部港口进行出口，因此基础设施建设尤其重要。

第二，在分时期回归分析中，市场制度对出口的影响符合“N”型曲线，人口红利对出口的影响符合“M”型曲线，并且无论在哪个时期，市场制度对出口的影响程度始终大于人口红利对出口的影响程度。市场制度与人口红利的交互项，在人口红利处于峰值时为负，其余时期为正，说明在人口红利峰值时，市场制度并没有很好地促进人口红利的转变，反而抑制了人口红利的转变，继而造成人口红利对出口的促进作用下降。其他控制变量在6个时期中的变化各不相同，在2008—2014年，人力资本是影响出口增长的主要因素。

因此，中国要想扩大出口增长，应根据不同地区的实际情况，实施因地制宜的政策。对东部地区而言，主要是加强研发投入，吸引外资；对中西部地区而言，主要是加强与贸易相配套的基础设施建设，其次是吸引外资。另外，要加强所有地区的人力资本投入，例如对基础教育的投入、就业培训等。同时要出台相应政策，加强制度对人口红利的转变，例如现今实行的二孩政策、户籍制度改革等，从而保证人口红利再次达到峰值时，市场制度不会抑制人口红利的转变，进而不会抑制出口增长。

参考文献：

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