郭蘇文黃漢民

（1．中南財經(jīng)政法大學(xué) 工商管理學(xué)院，湖北 武漢430073；2．西南政法大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，重慶401120）

我國對外貿(mào)易差異化發(fā)展的制度質(zhì)量解釋
——基于省際面板的分析

郭蘇文1，2黃漢民1

（1．中南財經(jīng)政法大學(xué) 工商管理學(xué)院，湖北 武漢430073；2．西南政法大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，重慶401120）

良好的制度環(huán)境是影響對外貿(mào)易的重要因素。體現(xiàn)良好制度質(zhì)量的金融深化、對外開放以及城市化率對我國對外貿(mào)易有顯著的促進作用，相反，體現(xiàn)低制度質(zhì)量的政府管制對我國對外貿(mào)易有顯著的阻礙作用。我國各?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）之間的不同歷史經(jīng)歷、不同發(fā)展軌跡以及我國梯度型推進的改革開放戰(zhàn)略導(dǎo)致了制度質(zhì)量在不同地區(qū)之間存在差異，各?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）之間的制度質(zhì)量差異是我國對外貿(mào)易差異化發(fā)展的主要原因。

制度質(zhì)量；對外貿(mào)易；固定效應(yīng)

一、引言

中國是近年來國際貿(mào)易增長中最顯眼的“亮點”，在全球貿(mào)易總量中的排名不斷攀升，已經(jīng)由1978年的第32位上升到2009年的第2位，雖然受金融危機的影響，2009年中國貨物對外貿(mào)易額比2008年下降16%左右，但仍超過日本和德國，成為僅次于美國的貿(mào)易大國，占全球貨物貿(mào)易總額的8．87%。

在我國總體貿(mào)易水平不斷提高的同時，各省之間對外貿(mào)易水平的差距卻在不斷拉大。以江蘇和貴州兩省為例：1990年貴州省對外貿(mào)易額為21 802萬美元，江蘇省對外貿(mào)易額為413 910萬美元，是貴州省的18．98倍。而到了2008年，貴州省對外貿(mào)易額為337 037萬美元，而江蘇省對外貿(mào)易額卻高達3 922．68億美元，是貴州省的116．39倍。是什么因素導(dǎo)致各省之間的對外貿(mào)易水平差距越來越大呢？制度質(zhì)量上的差異能否解釋我國對外貿(mào)易的差異化發(fā)展呢？

古典貿(mào)易理論的代表人亞當(dāng)·斯密提出絕對比較優(yōu)勢學(xué)說，認為各國之間生產(chǎn)商品技術(shù)水平的絕對差異是國際貿(mào)易產(chǎn)生的原因。李嘉圖在此基礎(chǔ)上建立了相對比較優(yōu)勢學(xué)說，認為即使一國在兩種產(chǎn)品的生產(chǎn)上都處于劣勢時，只要按照比較成本差異進行國際分工，生產(chǎn)具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)品并開展貿(mào)易，同樣可以從國際貿(mào)易中獲得比較利益。二戰(zhàn)以后，國際貿(mào)易領(lǐng)域出現(xiàn)許多新特點與新格局，傳統(tǒng)的貿(mào)易理論無法對此作出合理的解釋。隨著對“里昂惕夫悖論”的進一步研究，國際貿(mào)易理論發(fā)展到了一個新的階段。以克魯格曼為代表的經(jīng)濟學(xué)家指出貿(mào)易不一定是比較優(yōu)勢的結(jié)果，也可能是收益遞增或規(guī)模經(jīng)濟的結(jié)果，即使國與國之間并不存在資源或技術(shù)上的差異，規(guī)模經(jīng)濟的存在仍然可以促使各國追求生產(chǎn)的專業(yè)化和貿(mào)易。規(guī)模經(jīng)濟的引入使國際貿(mào)易理論對不完全競爭特別給予關(guān)注，進而將產(chǎn)業(yè)組織理論與國際貿(mào)易理論結(jié)合起來，使國際貿(mào)易理論出現(xiàn)了新的發(fā)展高潮。

上述國際貿(mào)易理論通常假定制度因素是既定的，對國家的制度性因素并沒有給予足夠關(guān)注。新制度經(jīng)濟學(xué)認為制度是一種社會博弈規(guī)則，是限制人們相互交往的行為框架［1］（P3—4）。新制度經(jīng)濟學(xué)強調(diào)契約和交易成本，認為人是“制度的人”，制度的主要層面是各個組織，其間的關(guān)系是契約關(guān)系，而契約關(guān)系的建立必然發(fā)生交易費用，為了節(jié)約成本必須界定產(chǎn)權(quán)。制度在一定程度上決定了生產(chǎn)成本和交易成本，而交易成本是構(gòu)成比較優(yōu)勢的重要部分，因此制度對貿(mào)易有著重要影響，甚至是決定性作用。North在考察制度對貿(mào)易的影響時，就曾提出過“制度啟動國際貿(mào)易”的命題。

不同的國家由于歷史和人為的原因會導(dǎo)致制度安排和制度質(zhì)量的差異。一國內(nèi)部各省市之間的制度質(zhì)量也會存在差異。以我國為例，盡管各?。ㄊ?、自治區(qū)）共享同樣的成文法，但是它們的法治和金融發(fā)展水平都參差不齊［2］。不同地區(qū)的不同歷史經(jīng)歷、不同發(fā)展軌跡以及我國梯度型推進的改革開放戰(zhàn)略，都導(dǎo)致了我國內(nèi)部各省市之間的制度質(zhì)量存在差異。自1978年以來，我國改革的一系列重大舉措如創(chuàng)建經(jīng)濟特區(qū)和開發(fā)區(qū)、開放港口城市、設(shè)立證券交易所、優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)試點城市、債權(quán)轉(zhuǎn)股權(quán)等都是先在東部沿海地區(qū)進行試點，總結(jié)經(jīng)驗之后，有些被廢除，有些向其他地區(qū)拓展。這種由東向西、由點及面的逐步推進的改革和開放，使某些地區(qū)優(yōu)先或獨自享有了某些制度，進而拉開了地區(qū)之間的制度質(zhì)量差距。

二、文獻評述

從制度視角研究國際貿(mào)易問題是國際經(jīng)濟理論研究中的一個新領(lǐng)域。近年來，國內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)開始從制度質(zhì)量視角來研究國際貿(mào)易問題，并取得了一批高質(zhì)量的研究成果。Dollar和Kraay認為擁有良好制度的國家通常進行的國際交易也更多，即良好的制度質(zhì)量對國際貿(mào)易有促進作用［3］。Groot等基于1998年各國雙邊貿(mào)易流量數(shù)據(jù)，運用擴展的引力模型，發(fā)現(xiàn)良好的正式制度質(zhì)量會帶來更多的貿(mào)易量，如果兩國的制度框架相似，那么兩國的雙邊貿(mào)易量平均會增加13%［4］。Beugelsdijk等研究發(fā)現(xiàn)制度距離對貿(mào)易的影響呈倒U型，而制度距離對出口的影響呈負相關(guān)關(guān)系［5］。Acemoglu和Johnson研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易通過激勵商業(yè)利益而誘發(fā)經(jīng)濟發(fā)展和制度變遷［6］。Gani和Prasad通過運用固定效應(yīng)模型，檢驗了太平洋島國的出口、進口和總貿(mào)易的決定因素，發(fā)現(xiàn)制度質(zhì)量的改進對擴大貿(mào)易有著重要的積極作用［7］。Meon和Sekkat運用1990～2000年的跨國面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)制度質(zhì)量對制成品和非制成品的影響作用不同：“對腐敗的控制”、“法治”、“政府效能”和“政治暴力的欠缺”等制度質(zhì)量測度指標(biāo)對制成品的出口有顯著的正的影響，而對非制成品的出口影響不大［8］。Matthias Busse運用跨國面板模型和工具變量法，發(fā)現(xiàn)擁有低制度質(zhì)量的國家往往從貿(mào)易中獲利較少。勞動力市場規(guī)則是降低與貿(mào)易有關(guān)的適應(yīng)性成本的關(guān)鍵，市場準(zhǔn)入規(guī)則，稅收制度效率、法治以及政府效能也能在一定程度上降低與貿(mào)易有關(guān)的適應(yīng)性成本［9］。Bhattacharyya等發(fā)現(xiàn)一國要想從貿(mào)易中獲利，其制度質(zhì)量必須要達到一定的門檻水平［10］。

國內(nèi)學(xué)者潘向東等運用跨國面板數(shù)據(jù)，分析了經(jīng)濟制度安排和貿(mào)易流量之間的相互關(guān)系，發(fā)現(xiàn)對一國貿(mào)易流量影響最大的經(jīng)濟制度安排變量是一國的貿(mào)易政策，一國的貿(mào)易政策越趨于市場化，該國的貿(mào)易流量就越大［11］。唐海燕和胡立法認為，我國現(xiàn)行的外貿(mào)制度與社會主義市場經(jīng)濟體制和多邊貿(mào)易體制的要求相比存在較大差距，增加了對外貿(mào)易中的各種交易成本和不確定性［12］。潘鎮(zhèn)將不良制度和制度距離作為隱形貿(mào)易成本的兩個來源，建立了一個包含制度變量的擴展引力模型，對153個國家和地區(qū)的樣本進行了經(jīng)驗研究，結(jié)果表明制度質(zhì)量越差，雙邊貿(mào)易越不活躍，制度距離對雙邊貿(mào)易起阻礙作用［13］。

不難看出，目前已有的研究主要是從國家層面來研究制度因素對國際貿(mào)易的影響，而從省際層面來研究制度質(zhì)量對我國對外貿(mào)易影響的文獻還比較少見。本文在借鑒前人研究成果的基礎(chǔ)上，試圖通過使用2000～2007年我國30個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的省際面板數(shù)據(jù)，建立個體固定效應(yīng)模型來考察各?。ㄊ?、自治區(qū)）制度質(zhì)量對我國對外貿(mào)易的影響，從而給出我國對外貿(mào)易差異化發(fā)展的制度質(zhì)量解釋。

三、變量說明和數(shù)據(jù)來源

（一）制度質(zhì)量變量

目前國際上對制度質(zhì)量的測度主要有國際風(fēng)險指標(biāo)數(shù)據(jù)（ICRG）、The Fraster機構(gòu)發(fā)布的經(jīng)濟自由化指數(shù)、美國The Heritage Fundation發(fā)布的經(jīng)濟自由度指數(shù)以及The World Bank提供的全球治理指標(biāo)等。然而這些指標(biāo)都是對國家層面的制度質(zhì)量的測量，并沒有對我國國內(nèi)各省（市、自治區(qū)）的制度質(zhì)量進行測評。但另一方面，我國已有一些學(xué)者在此領(lǐng)域作出了開拓性貢獻：盧中原、胡鞍鋼提出了市場化指數(shù)概念，以測度我國市場化改革的程度［14］；樊綱、王小魯?shù)韧ㄟ^構(gòu)建市場化指數(shù)對我國各地區(qū)的市場化進程進行測評［15］（P259—288）；李翀?zhí)岢隽藢ν忾_放比率的概念，衡量了我國的對外開放程度［16］；金玉國在前人的基礎(chǔ)上提出了一個衡量制度變遷因素的綜合指標(biāo)［17］；鐘昌標(biāo)、李富強等使用政府管制指標(biāo)、非國有經(jīng)濟發(fā)展水平、經(jīng)濟體的治理結(jié)構(gòu)城市化率以及各地區(qū)的市場化指數(shù)等來反映我國的制度質(zhì)量［18］；劉文革通過糾正金玉國、傅曉霞文中的重復(fù)性指標(biāo)，使用產(chǎn)權(quán)多元化、對外開放程度和國家控制資金因素三個指標(biāo)來測度我國的制度質(zhì)量［19］。本文主要借鑒鐘昌標(biāo)等人的研究成果，用以下指標(biāo)來衡量我國各?。ㄊ?、自治區(qū)）的制度質(zhì)量：

1．金融深化程度（FIA）。一國／地區(qū)的金融發(fā)展對該國／地區(qū)的對外貿(mào)易有著重要影響，Becker和Greenberg認為發(fā)達的金融系統(tǒng)常常與更高的出口相聯(lián)系［20］。本文使用FIA＝地區(qū)信貸總額／地區(qū)GDP×100%來測度各?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的金融深化程度。盡管這一指標(biāo)測度趨向于過高估計金融深化程度［21］，但由于目前尚無更好的、更直接的金融深化測度方法，因此這一指標(biāo)仍在被許多學(xué)者使用。一?。ㄊ?、自治區(qū)）的FIA值越大，表明該?。ㄊ?、自治區(qū)）的制度質(zhì)量越高。

2．對外開放程度（OPEN）。為了反映經(jīng)濟外向型的程度，本文采用進口總額占GDP的比重來表示，公式如下：OPEN＝地區(qū)進口總額／地區(qū)生產(chǎn)總值GDP×100%。一?。ㄊ?、自治區(qū)）的OPEN值越大，表明該?。ㄊ?、自治區(qū)）的制度質(zhì)量越高。

3．城市化率（UID）。城市化是由農(nóng)村傳統(tǒng)的自然經(jīng)濟轉(zhuǎn)化為城市社會化大生產(chǎn)的過程。城市化一方面是人口由農(nóng)村向城市遷移聚集的過程，同時又表現(xiàn)為地域景觀的變化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變、生產(chǎn)生活方式的變革，是人口、地域、社會經(jīng)濟組織形式和生產(chǎn)生活方式由傳統(tǒng)落后的鄉(xiāng)村社會向現(xiàn)代城市社會轉(zhuǎn)化的多方面內(nèi)容的綜合統(tǒng)一的過程，是一個國家或地區(qū)社會發(fā)展進步的主要反映和重要標(biāo)志。地區(qū)的城市化率集中反映了各地的城市化水平，最準(zhǔn)確的數(shù)據(jù)應(yīng)是城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋肀硎?，或者可以利用?jīng)濟體非農(nóng)人口與總?cè)丝诘谋戎貋肀硎荆?2］。用公式UID＝地區(qū)非農(nóng)業(yè)人口／地區(qū)總?cè)丝凇?00%來反映各?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的城市化水平。一?。ㄊ?、自治區(qū)）的UID值越大，表明該?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的制度質(zhì)量越高。

4．政府管制水平（GRG）。改革開放前，各省（市、自治區(qū)）的政府財政是經(jīng)濟體資源分配的主要渠道，改革開放后，各?。ㄊ?、自治區(qū)）的財政收入在地區(qū)生產(chǎn)總值中所占比重在總體上是下降的，體現(xiàn)了市場化的改革取向，因此本文采用財政收入占地區(qū)GDP的比重作為政府管制水平指標(biāo)。公式如下：GRG＝地區(qū)財政收入／地區(qū)生產(chǎn)總值×100%。一?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的GRG值越大，表明該?。ㄊ?、自治區(qū)）的制度質(zhì)量越低。

5．市場化程度（ML）。目前衡量我國市場化程度的方法很多，我們選取投資的市場化指數(shù)來表示，即用全社會固定資產(chǎn)投資中除國有經(jīng)濟投資以外的投資額占總投資的比重來表示，公式如下：ML＝（1－國有經(jīng)濟投資／全社會固定資產(chǎn)總投資）×100%。一?。ㄊ?、自治區(qū)）的ML值越大，表明該?。ㄊ?、自治區(qū)）的制度質(zhì)量越高。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文選取了2000～2007年我國30個省（市、自治區(qū)）的面板數(shù)據(jù)。除金融深化程度（FIA）指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)來自2001～2008《中國金融年鑒》外，其他各制度質(zhì)量指標(biāo)以及控制變量指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)均來源于2001～2008年各省（市、自治區(qū)）的統(tǒng)計年鑒。具體相應(yīng)的指標(biāo)值，由作者根據(jù)原始數(shù)據(jù)計算獲得。

除了我國臺灣地區(qū)、香港和澳門特區(qū)外，我國共有31個省（市、自治區(qū)）。由于西藏自治區(qū)的個別數(shù)據(jù)缺失，而且西藏自治區(qū)的經(jīng)濟總量很小，相對其他地區(qū)，對全國的影響不大，因此本文的研究不包括西藏自治區(qū)在內(nèi)。由于重慶早在1997年就被劃為了直轄市，因此本文不再將重慶并入四川而是作為獨立的直轄市樣本進行研究，最終本文選取了2000～2007年30個?。ㄊ?、自治區(qū)）的樣本數(shù)據(jù)進行實證分析。由于某些省（市、自治區(qū)）的對外貿(mào)易額是以美元來計量的，因此本文使用各年匯率的中間價將美元換算為人民幣。在實際研究中，對各變量取其對數(shù)值，在不改變數(shù)據(jù)本身性質(zhì)的同時，減少數(shù)據(jù)的波動性和異方差性。

四、模型設(shè)定與估計結(jié)果分析

（一）模型設(shè)定形式檢驗

面板數(shù)據(jù)包括橫截面和時間兩維數(shù)據(jù)，如果模型設(shè)定不正確，將會造成較大的偏差，因此在確定模型的形式前，有必要對模型的設(shè)定形式進行檢驗。

1．F檢驗。F統(tǒng)計量用來檢驗對于一組面板數(shù)據(jù)應(yīng)該建立混合模型還是個體固定效應(yīng)模型。F統(tǒng)計量定義為：

其中，RSSr表示約束模型，即混合模型的殘差平方和，RSSu表示非約束模型，即個體固定效應(yīng)模型的殘差平方和，約束條件為N個，k表示混合模型中回歸參數(shù)個數(shù)。F檢驗的結(jié)果見表1：由表1可知伴隨概率P值遠小于0．05，因此拒絕建立混合模型的原假設(shè)，即：相對于混合模型而言，應(yīng)建立個體固定效應(yīng)模型。

究竟應(yīng)該將模型中的個體影響設(shè)定為固定效應(yīng)還是隨機效應(yīng)，Hausman等學(xué)者認為應(yīng)該總是把個體影響設(shè)定為隨機的，即隨機效應(yīng)模型優(yōu)于固定效應(yīng)模型［23］。其主要原因是：固定效應(yīng)模型將個體影響設(shè)定為跨截面變化的常數(shù)使得分析過于簡單，并且從實踐的角度看，在估計固定效應(yīng)模型時將損失較多的自由度，特別是對“寬而短”的面板數(shù)據(jù)。但相對于固定效應(yīng)模型，隨機效應(yīng)模型也存在明顯的不足，在隨機效應(yīng)模型中假設(shè)隨機變化的個體影響與模型中的解釋變量不相關(guān)，而在實際建模過程中這一假設(shè)很有可能由于模型中省略了一些變量而不滿足，從而導(dǎo)致估計結(jié)果出現(xiàn)不一致。因此，在確定是固定效應(yīng)還是隨機效應(yīng)時，應(yīng)先建立隨機效應(yīng)模型，然后檢驗該模型是否滿足個體影響與解釋變量不相關(guān)的假設(shè)，如果滿足就將模型確定為隨機效應(yīng)的形式，反之則將模型確定為固定效應(yīng)的形式。對于如何檢驗?zāi)Ｐ椭袀€體影響與解釋變量之間是否相關(guān)，Hausman提出了Hausman檢驗。原假設(shè)與備擇假設(shè)是：H0：個體效應(yīng)與回歸變量無關(guān)，H1：個體效應(yīng)與回歸變量相關(guān)。使用Hausman檢驗對模型設(shè)定進行檢驗的結(jié)果如下：

表1 F檢驗結(jié)果

因為伴隨概率遠小于0．05，因此拒絕模型中個體效應(yīng)與解釋變量無關(guān)的原假設(shè)，固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)模型兩相比較，應(yīng)該建立固定效應(yīng)模型。

（二）模型設(shè)定

由于我們主要關(guān)注各省（市、自治區(qū)）制度質(zhì)量因素不是全部的影響因子對我國對外貿(mào)易的影響，所以在引入控制變量的基礎(chǔ)上，在模型中主要考慮制度質(zhì)量因素。模型設(shè)定如下：

表2 Hausman檢驗結(jié)果

其中LnInstitutionit為各制度質(zhì)量變量，Ln GDPit地區(qū)生產(chǎn)總值為控制變量；Ln TRADEit為進出口貿(mào)易總額，作為被解釋變量；β為估計系數(shù)；假定和t分別表示地區(qū)和時間下標(biāo)。i＝1，2，…，30；t＝1，…，8。根據(jù)以上對各制度質(zhì)量指標(biāo)的解釋，除了政府管制水平（GRG）外，我們預(yù)期各制度質(zhì)量變量在模型中的系數(shù)為正。

（三）模型估計

對固定效應(yīng)模型（2）進行估計，估計結(jié)果見表3：

表3 方程（1）的估計結(jié)果

（四）模型估計結(jié)果分析

1．在估計結(jié)果的第一列和以后各列，LnFIA的系數(shù)均為正，系數(shù)值在0．280～0．341之間波動，且在1%的水平上顯著。這表明金融深化對我國對外貿(mào)易具有促進作用?？紤]了企業(yè)異質(zhì)性的新貿(mào)易模型認為，如果國內(nèi)公司的生產(chǎn)力達到了臨界水平，將出口商品給潛在的貿(mào)易伙伴，進而獲得利潤。而流動性資金的限制會影響公司進入國際市場的決定，在流動性受到廣泛限制或者外部資金成本很高的經(jīng)濟中，公司將不具有足夠的生產(chǎn)力進入出口市場，反之，在流動性限制較低的經(jīng)濟中，公司則易于進入出口市場。

2．在估計結(jié)果的第二列以及其后各列LnOPEN的系數(shù)均為正，且在1%的水平上顯著。這說明一國／地區(qū)的對外開放程度與國際貿(mào)易有顯著的正相關(guān)關(guān)系，即一國／地區(qū)的對外開放程度對該國／地區(qū)的對外貿(mào)易有顯著的促進作用。一國／地區(qū)的對外開放程度越高，該國／地區(qū)與國際市場聯(lián)系就越為緊密，獲取國際市場信息和開展國際貿(mào)易就會越便利。

3．在估計結(jié)果的第三列以及其后各列Ln UID的系數(shù)均為正，且在5%的水平上顯著。反映了城市化率與對外貿(mào)易呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。這表明地區(qū)農(nóng)村勞動力向城市的不斷轉(zhuǎn)移，為我國對外貿(mào)易的發(fā)展提供了豐富的勞動力資源。

4．在估計結(jié)果的第四、五列，我們發(fā)現(xiàn)LnGRG的系數(shù)始終為負，且在10%的水平上顯著。這說明政府管制水平對對外貿(mào)易有顯著負的影響，對我國對外貿(mào)易的發(fā)展有阻礙和束縛作用，政府管制水平越高，對外貿(mào)易水平越低，反之亦然。

5．在估計結(jié)果的第六列Ln ML系數(shù)雖然為負，但10%的水平上并不顯著（其t值＝－0．018），反映了地區(qū)市場化進程對我國對外貿(mào)易影響不大，這與我們的預(yù)期并不一致，經(jīng)過思考我們認為，這可能是由于文中所選取的ML指標(biāo)不能全面地反映我國的市場化程度所引起的。

6．在方程估計結(jié)果各列控制變量Ln GDP的系數(shù)均為正且在1%。這說明一國／地區(qū)的經(jīng)濟水平是對該國／地區(qū)的對外貿(mào)易起著重要促進作用，這與前人研究的結(jié)論是一致的。

五、結(jié)論與政策建議

改革開放以來，我國對外貿(mào)易獲得了高速增長，同時我國的經(jīng)濟制度也發(fā)生了重大變化。然而，不同地區(qū)的不同歷史經(jīng)歷、不同發(fā)展軌跡以及我國梯度型推進的改革開放戰(zhàn)略導(dǎo)致了我國內(nèi)部各省市之間的制度質(zhì)量存在差異，這為我們研究制度因素對我國對外貿(mào)易差異化發(fā)展的影響提供了便利。本文使用我國30個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）2000～2007年的面板數(shù)據(jù)，建立個體固定效應(yīng)模型，給出了我國對外貿(mào)易差異化發(fā)展的制度質(zhì)量解釋。研究結(jié)果表明，制度因素對我國對外貿(mào)易有顯著的正的影響，金融深化程度、對外開放程度以及城市化率對我國的對外貿(mào)易有顯著的促進作用，政府的管制水平對我國對外貿(mào)易有顯著的阻礙作用。我國不同省市之間的對外貿(mào)易發(fā)展之所以存在較大的差距，在一定程度上是因為各地區(qū)之間的制度質(zhì)量存在較大的差距。

良好的制度是對外貿(mào)易和經(jīng)濟長期持續(xù)增長的推動器。與難以改變的地緣聯(lián)系和文化紐帶聯(lián)系相比，制度的改進更具有可操作性，是可以通過行之有效的工作加以改善的［13］。對于我國來說，雖然近年來決策者越來越認識到制度的重要性，在制度環(huán)境建設(shè)方面也取得了極大的成就，但要實現(xiàn)我國對外貿(mào)易和經(jīng)濟的穩(wěn)定增長，仍需要進一步采取措施改善制度環(huán)境。具體而言，要進一步完善社會主義市場經(jīng)濟體制，不斷降低政府管制水平，加快民營企業(yè)的發(fā)展，加快市場化進程，提高城市化率，加快農(nóng)村勞動力向城市的不斷轉(zhuǎn)移，為我國對外貿(mào)易和經(jīng)濟增長提供了豐富的勞動力資源，充分利用現(xiàn)有的自身優(yōu)勢，并不斷培育新的制度優(yōu)勢，實現(xiàn)我國對外貿(mào)易和經(jīng)濟的穩(wěn)定發(fā)展。

注釋：

①i．i．d為independent and identically distributed的縮寫，指獨立同分布。

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（責(zé)任編輯：李效梅）

F710

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1003－5230（2011）01－0028－06

2010－10－05

國家社會科學(xué)基金資助項目“推進外貿(mào)體制改革研究——基于制度質(zhì)量視角的貿(mào)易政策體系分析”（07BJL042）

郭蘇文（1981— ），女，河南鄲城人，中南財經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院博士生，西南政法大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院講師；

黃漢民（1960— ），男，湖南寧遠人，中南財經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師。