李昭華+湛文婷

摘 要：基于1978—2014年中國30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，考察了市場制度、人口紅利及兩者交互項(xiàng)對中國出口增長的影響。研究發(fā)現(xiàn)，對中國總體和東、中部地區(qū)而言，市場制度和人口紅利促進(jìn)了出口增長；對西部地區(qū)而言，市場制度和人口紅利抑制了出口增長；其中中國總體和東、西部地區(qū)市場制度水平的提高促進(jìn)了人口紅利的轉(zhuǎn)變，而中部地區(qū)市場制度水平的提高反而抑制了人口紅利的轉(zhuǎn)變。分時(shí)期回歸發(fā)現(xiàn)，市場制度對出口的影響趨勢符合“N”型曲線，人口紅利對出口的影響趨勢符合“M”型曲線。市場制度對出口的影響程度始終大于人口紅利對出口的影響程度。

關(guān)鍵詞：市場制度；人口紅利；中國出口增長

中圖分類號(hào)：C92-05 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1000-4149（2017）04-0024-12

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2017.04.003

一、引言

1978年改革開放以來，中國對外貿(mào)易取得了歷史性的進(jìn)步。1978年，中國貨物進(jìn)出口總額只有206億美元，在世界貨物貿(mào)易中排名第32位，所占比重不足1%

數(shù)據(jù)來源：《中國的對外貿(mào)易》白皮書（2011）。。2009年，中國貨物出口額為1.2萬億美元，占世界出口總額9.6%，在世界出口額中排名第一

數(shù)據(jù)來源：《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒2013》。。到2013年，中國貨物進(jìn)出口總額達(dá)到4.16萬億美元，超過美國首次成為全球第一貨物貿(mào)易大國

數(shù)據(jù)來源：《2013年國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。。

大多數(shù)觀點(diǎn)認(rèn)為，改革開放以后中國在對外貿(mào)易上取得的巨大成功取決于中國的人口紅利。中國的對外貿(mào)易主要集中于加工貿(mào)易，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)體制改革和大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移帶來了廉價(jià)的勞動(dòng)力，使得中國在勞動(dòng)密集型的加工貿(mào)易產(chǎn)品上具有比較優(yōu)勢，直接推動(dòng)中國出口貿(mào)易高速增長。在人口經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，通常從勞動(dòng)年齡人口比重提高和人口撫養(yǎng)比下降的角度來闡釋人口紅利的內(nèi)涵[1]。中國的人口總撫養(yǎng)比在1982年為62.6%，隨后一直處于下降趨勢，直到2010年下降為34.2%，之后出現(xiàn)了緩慢上升，到2014年為36.2%

數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2015》。。也就是說中國的勞動(dòng)年齡人口在這一階段的負(fù)擔(dān)逐漸減輕，人口紅利得到釋放；直到2010年，由于人口老齡化的到來，勞動(dòng)年齡人口負(fù)擔(dān)逐漸加重。

同時(shí)，改革開放以后中國在制度上也有較大改變。1978年以前，中國對外貿(mào)易實(shí)行的是計(jì)劃管理體制，主要是以國家統(tǒng)一管理的國有外貿(mào)企業(yè)為經(jīng)營主體，并且對非國有進(jìn)出口企業(yè)進(jìn)行社會(huì)主義改造，由國有外貿(mào)企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)其業(yè)務(wù)經(jīng)營。1950年國有外貿(mào)進(jìn)出口額占全國進(jìn)出口總額的68.4%，1952年上升到92.8%，占有絕對優(yōu)勢

數(shù)據(jù)來源：中國外貿(mào)體制改革的進(jìn)程、效果與國際比較課題組.中國外貿(mào)體制改革的進(jìn)程、效果與國際比較[M] .北京：對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)出版社，2007：5。。同時(shí)中國對價(jià)格和匯率進(jìn)行嚴(yán)格控制，實(shí)行雙軌制的外貿(mào)定價(jià)制度，國內(nèi)實(shí)行固定價(jià)格制度和匯率制度。

改革開放以后，外貿(mào)體制的改革主要表現(xiàn)在兩個(gè)方面。一是對非國有外貿(mào)企業(yè)的改革。1978年以后，為打破國有外貿(mào)企業(yè)獨(dú)家經(jīng)營的局面，政府下放外貿(mào)經(jīng)營權(quán)，逐步推行出口自負(fù)盈虧承包經(jīng)營責(zé)任制，允許非國有企業(yè)從事外貿(mào)活動(dòng)，參與外貿(mào)的企業(yè)形式呈現(xiàn)多樣化。截至2013年，國有外貿(mào)企業(yè)出口額占全國出口額的11.27%，外商投資企業(yè)出口額占全國出口額的47.25%，私營企業(yè)出口額占全國出口額的39.06%，非國有外貿(mào)企業(yè)成為中國出口貿(mào)易的主力軍

數(shù)據(jù)來源：《中國商務(wù)年鑒2014》。。二是對外貿(mào)計(jì)劃體制的改革。隨著外貿(mào)經(jīng)營權(quán)的下放，逐步簡化計(jì)劃內(nèi)容，減少外貿(mào)行政干預(yù)，逐步放開商品價(jià)格，1994年取消匯率雙軌制，雙重匯率并軌，實(shí)行以市場經(jīng)濟(jì)為基礎(chǔ)的有管理的浮動(dòng)匯率，外貿(mào)體制逐漸從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)為市場經(jīng)濟(jì)。

從數(shù)據(jù)上看，中國的廉價(jià)勞動(dòng)力帶來的“人口紅利”和改革開放帶來的“制度紅利”可能促進(jìn)了中國的出口增長。但是由于勞動(dòng)力總量增長對經(jīng)濟(jì)增長的邊際貢獻(xiàn)正在遞減，中國不可能長期依賴人口紅利，并且對于中國這樣的大國來說，依靠人口紅利在國際分工中獲得成本優(yōu)勢，這種粗放型的經(jīng)濟(jì)增長方式是不可持續(xù)的，從長遠(yuǎn)來看，中國必須通過提升制度質(zhì)量來獲取國際分工的有利地位，中國應(yīng)從“人口紅利”轉(zhuǎn)向“制度紅利”[2]。

因此本文想研究中國的“人口紅利”和“制度紅利”是否對中國的出口增長有促進(jìn)作用？哪種因素對中國的出口增長影響更大？中國現(xiàn)階段是否能從“人口紅利”轉(zhuǎn)向“制度紅利”？

二、文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外關(guān)于人口紅利與貿(mào)易的早期研究大多集中于人口比重或人口結(jié)構(gòu)對經(jīng)常賬戶或國際資本流動(dòng)的影響[3-7]。呂健研究發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)年齡人口比重增速對對外貿(mào)易增長速度有較大影響[8]。翟士軍和黃漢民研究發(fā)現(xiàn)人口紅利對加工貿(mào)易出口額具有顯著的正效應(yīng)[9]。更多情況下，勞動(dòng)人口數(shù)量只是作為一個(gè)次要的影響因素或者控制變量出現(xiàn)在各類研究中[10-11]，并且不再是貿(mào)易研究的重點(diǎn)，而制度對貿(mào)易的影響逐漸被研究者重視。

根據(jù)不同國家的制度變量，關(guān)于制度對貿(mào)易的影響研究可以分為三類：

第一類是研究進(jìn)口國的制度安排對出口國貿(mào)易的影響[12-14]。此類研究大多是研究雙邊貿(mào)易，以貿(mào)易引力模型為基礎(chǔ)，在理論假設(shè)下推導(dǎo)出包含制度變量的擴(kuò)展模型。第二類是研究出口國的制度安排對出口國貿(mào)易的影響[11，15-16]。此類研究大多數(shù)沒有理論模型，根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論或者實(shí)證經(jīng)驗(yàn)得到一般簡約計(jì)量模型。但是作為一個(gè)例外，金祥榮等基于一個(gè)兩國三地區(qū)競爭壟斷模型，通過差分消除對地區(qū)出口有影響的共同特征，得到出口地區(qū)制度對地區(qū)出口差異影響的模型[10]。第三類是同時(shí)研究進(jìn)口國和出口國的制度安排對出口國貿(mào)易的影響[17-19]。此類研究基本是研究雙邊貿(mào)易，即相互貿(mào)易的兩個(gè)國家的制度安排對貿(mào)易的影響，所以使用的模型是擴(kuò)展的貿(mào)易引力模型。不同的是德（De）、丹尼爾（Daniel）等的計(jì)量模型僅僅是在引力模型的基礎(chǔ)上直接加入進(jìn)口國和出口國的制度變量，而余淼杰對引力模型的擴(kuò)展有嚴(yán)格的理論推導(dǎo)過程[17-19]。endprint

上述各個(gè)研究得出類似的結(jié)論，即制度越好、越完善，貿(mào)易越活躍，出口額越高。

在研究制度與貿(mào)易關(guān)系的過程中，制度變量的選擇是一個(gè)重點(diǎn)，但是制度是難以量化和衡量的，因此制度的衡量是一個(gè)難點(diǎn)。目前，對制度的衡量主要有兩種方法，一是直接使用已出版或已發(fā)表的權(quán)威機(jī)構(gòu)或個(gè)人的研究資料，這也是使用最多的一種方法。比如：測量世界民主化程度的數(shù)據(jù)庫“政體民主度”（Polity IV）[19]；Freedom House的出版物《經(jīng)濟(jì)自由指數(shù)》[12-13，15]；遺產(chǎn)基金會(huì)（Heritage Foundation）公布的經(jīng)濟(jì)自由指數(shù)[14]；樊綱等在不同年份發(fā)表的《中國市場化指數(shù)》[11]。第二種方法是使用別人計(jì)算或者自己計(jì)算的制度數(shù)據(jù)[10，16-17]。

現(xiàn)有文獻(xiàn)存在以下四個(gè)方面的不足。

第一，回歸模型的設(shè)定缺乏理論模型推導(dǎo)的支持。在研究過程中，如果使用引力模型，只能研究國家間的雙邊貿(mào)易。如果想進(jìn)一步研究一個(gè)國家內(nèi)的省份或行業(yè)的貿(mào)易，大多數(shù)文獻(xiàn)缺乏理論模型，只是根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論或者實(shí)證經(jīng)驗(yàn)直接進(jìn)行計(jì)量回歸分析。

第二，從以上綜述可以看出，中國廉價(jià)勞動(dòng)力帶來的“人口紅利”和改革開放帶來的“制度紅利”均可能促進(jìn)出口增長。但大多文獻(xiàn)單獨(dú)考察人口紅利或市場制度對中國出口增長的促進(jìn)，極少有學(xué)者同時(shí)考察人口紅利和市場制度對出口增長的影響。

第三，由于制度衡量方法的選擇差異，大部分文獻(xiàn)研究數(shù)據(jù)集中于近十幾年，時(shí)間跨度太短，無法衡量在制度變遷過程中制度對貿(mào)易影響的變化趨勢。例如《經(jīng)濟(jì)自由指數(shù)》和遺產(chǎn)基金會(huì)公布的經(jīng)濟(jì)自由指數(shù)都是從1995年開始的，樊綱等的《中國市場化指數(shù)》是1997年開始，因此在使用數(shù)據(jù)作為制度變量時(shí)勢必會(huì)受到這些數(shù)據(jù)的時(shí)間限制。

第四，現(xiàn)在大部分文獻(xiàn)研究的是發(fā)展中國家或者歐美國家制度對貿(mào)易的影響，而對中國的研究偏少。在研究中國的制度與貿(mào)易關(guān)系的文獻(xiàn)中，一部分是研究其他國家制度變化對中國出口的影響，沒有涉及中國的制度變遷對貿(mào)易的影響分析，另一部分研究雖然包含了中國的制度變遷對貿(mào)易的影響，但是時(shí)間跨度太短，而中國的制度變遷在改革開放以后有明顯的改變。

為了彌補(bǔ)上述不足，本文以模型推導(dǎo)為基礎(chǔ)，使用1978—2014年中國30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，分地區(qū)、分時(shí)期研究自改革開放以來，中國的市場制度變遷和人口紅利對貿(mào)易影響的變化趨勢，并且比較兩者及其交互項(xiàng)對貿(mào)易影響程度的大小。本文的主要貢獻(xiàn)有：①運(yùn)用理論模型分析市場制度和人口紅利對出口的影響，以此為基礎(chǔ)設(shè)定計(jì)量分析的回歸模型；②同時(shí)考察市場制度和人口紅利對中國出口的影響，并比較兩者對出口的影響程度；③計(jì)算1978—2014年中國的市場化制度指數(shù)，進(jìn)而分析37年間市場制度變遷對出口的影響。 西藏自治區(qū)部分年份的數(shù)據(jù)不完整，因此只用了中國30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)。

三、出口模型

本文的模型主要基于余淼杰、翟士軍和黃漢民的模型，本文將他們的模型加以融合和改進(jìn)[9，19]。

假設(shè)共有J+1個(gè)國家，每個(gè)國家生產(chǎn)一種產(chǎn)品。i國從J個(gè)國家進(jìn)口產(chǎn)品，j為其中某一個(gè)出口國。i國代表性消費(fèi)者的效用函數(shù)滿足CES效用函數(shù)：

Ui=∑Jj=1（θjCij）σ-1σσσ-1，（σ>1）（1）

其中，Cij為i國所消費(fèi)的從j國進(jìn)口的產(chǎn)品數(shù)量。θj為j國產(chǎn)品的質(zhì)量，假設(shè)產(chǎn)品質(zhì)量與j國國內(nèi)市場制度有關(guān)，θj=eaMj，a>0，Mj為j國國內(nèi)市場制度。σ為產(chǎn)品間的替代彈性。在本文模型中，進(jìn)口產(chǎn)品的質(zhì)量θj是出口國j國國內(nèi)市場制度的函數(shù)，主要基于以下考慮：健全的市場制度保證了公平競爭的市場，公平競爭的市場和嚴(yán)格的行業(yè)監(jiān)管保證了產(chǎn)品的質(zhì)量[19]。在價(jià)格不變的情況下，消費(fèi)者更偏好于高質(zhì)量的產(chǎn)品[20]。因此，本文模型假設(shè)進(jìn)口國i的消費(fèi)者的效應(yīng)函數(shù)是出口國j的國內(nèi)市場制度的增函數(shù)。

進(jìn)口國i的消費(fèi)者約束為：

∑Jj=1pijCij≤Ii（2）

式（2）中，pij為i國從j國進(jìn)口的產(chǎn)品價(jià)格，Ii為i國在進(jìn)口產(chǎn)品上的總消費(fèi)支出。在此約束條件下，使i國消費(fèi)者效用最大化，求解可得：

Cij=θjσ-1pij-σP1-σi·Ii（3）

式（3）中總價(jià)格指數(shù)定義為Pi=[∑Jj=1（pij/θj）1-σ]11-σ。

假設(shè)j國生產(chǎn)符合C-D生產(chǎn)函數(shù)，

qj=Alαjkβj （A>0，α>0，β>0）（4）

式（4）中，l、k分別為勞動(dòng)力數(shù)量和資本存量。

j國生產(chǎn)利潤函數(shù)為：

∏j=pjqj-wjlj-rjkj（5）

式（5）中，pj為j國產(chǎn)品的價(jià)格，wj、rj分別為j國工資、資本租用價(jià)格。

假設(shè)j國為完全競爭市場，則均衡時(shí)∏j=0，可以得到：

pj=wjlj+rjkjAlαjkβj

（6）

假設(shè)從j國出口到i國的產(chǎn)品，在運(yùn)輸過程中存在“冰山成本”：τij。則從j國出口到i國產(chǎn)品的離岸價(jià)格（pj）和到岸價(jià)格（pij）之間的關(guān)系為：

pij=τijpj（7）

則j國出口到i國的出口總額為：

Eji=pjCij=p1-σjθσ-1j·τij-σIiP1-σi（8）

將式（6）、式（7）代入式（8），分別對j國勞動(dòng)力數(shù)量和國內(nèi)市場制度求導(dǎo)，可得：

lnEjilj=（σ-1）αlj-wjwjlj+rjkj（9）

lnEjiMj=a·（σ-1）（10）

命題1：當(dāng)lj0；反之，lnEjilj<0。由于勞動(dòng)力對出口的偏效應(yīng)依賴于其他變量。因此，勞動(dòng)力數(shù)量的增加對出口的影響是不確定的。這一結(jié)論與翟士軍和黃漢民采用相似模型所得到的結(jié)論不同[9]。

命題2：國內(nèi)市場制度的改善能促進(jìn)出口增長。因?yàn)閍>0且σ>1，所以lnEjiMj>0。這一結(jié)論與大多數(shù)研究的實(shí)證結(jié)論相一致。

四、變量選擇、模型設(shè)定及數(shù)據(jù)說明

關(guān)于市場制度、人口紅利對出口增長的影響，本文采用中國省級(jí)面板數(shù)據(jù)驗(yàn)證上述理論分析所得到的結(jié)論。

1. 變量選擇

（1）被解釋變量。各地區(qū)出口額（Exp），按照美國CPI進(jìn)行平減，折算為以1978年為基期的不變價(jià)格出口額。

（2）解釋變量。市場化水平（Market），本文用市場化水平作為市場制度的代理變量，當(dāng)前國內(nèi)比較權(quán)威的指標(biāo)是樊綱等構(gòu)建的中國市場化指數(shù)[21]。該指數(shù)由五個(gè)方面構(gòu)成：政府與市場的關(guān)系、非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、產(chǎn)品與市場的發(fā)育程度、要素市場的發(fā)育程度、市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境。新中國成立以來，在制度方面的變化主要分為兩個(gè)部分：一是由計(jì)劃轉(zhuǎn)為市場的資源配置，改革開放以后，政府通過計(jì)劃方式分配資源逐步轉(zhuǎn)向由市場來分配經(jīng)濟(jì)資源；二是由國有經(jīng)濟(jì)向非國有經(jīng)濟(jì)的過渡。由于樊綱等的地區(qū)市場化指數(shù)的起止年份為1997—2009年，因此無法度量1997年以前及2009年以后的制度變遷情況，本文結(jié)合市場制度變遷的主要趨勢及數(shù)據(jù)的可獲得性，選擇政府與市場的關(guān)系及非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展作為衡量市場制度變遷的主要變量[21]。

其中，用市場分配經(jīng)濟(jì)資源的比重衡量政府與市場的關(guān)系，即政府財(cái)政支出占GDP的份額，這是一個(gè)負(fù)向指標(biāo)，其剩余項(xiàng)①

代表由市場分配經(jīng)濟(jì)資源的份額。非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展主要用非國有經(jīng)濟(jì)在工業(yè)總產(chǎn)值中所占份額和非國有經(jīng)濟(jì)職工人數(shù)占城鎮(zhèn)總職工人數(shù)的份額來衡量。樊綱等發(fā)現(xiàn)用主成分分析法與算數(shù)平均法合成的市場化指數(shù)非常接近，因此最終用算術(shù)平均法計(jì)算市場化指數(shù)，同時(shí)也解決了指數(shù)的跨年度可比性問題[21]。本文也采納這種方法，將非國有經(jīng)濟(jì)在工業(yè)總產(chǎn)值中所占份額與非國有經(jīng)濟(jì)職工人數(shù)占城鎮(zhèn)總職工人數(shù)的份額用算術(shù)平均法合成為非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)，將政府與市場的關(guān)系（財(cái)政支出占GDP份額的剩余項(xiàng)）與非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)用算數(shù)平均法合成市場化水平指數(shù)。用市場化水平指數(shù)來衡量地區(qū)制度環(huán)境，該指數(shù)越大，說明制度環(huán)境越好。

人口紅利（DR）。在實(shí)證研究中，普遍認(rèn)為勞動(dòng)年齡人口比重、人口撫養(yǎng)比（少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比）是衡量人口紅利較好的代理變量[22]。本文選擇人口撫養(yǎng)比作為衡量人口紅利的代理變量，但是由于數(shù)據(jù)的局限性，無法獲得1990年以前各地區(qū)人口撫養(yǎng)比數(shù)據(jù)，因此本文使用總就業(yè)人口占剩余常住人口（常住人口減去總就業(yè)人口）的比重②

，作為人口紅利的代理變量，該指標(biāo)越大，就業(yè)人口負(fù)擔(dān)越輕，人口紅利越大。使用該指標(biāo)還有一個(gè)優(yōu)點(diǎn)，可以解決人口紅利外溢的問題。鐘水映和李魁研究發(fā)現(xiàn)，在開放環(huán)境中，地區(qū)間的人口紅利存在“外溢效應(yīng)”，如果只使用人口撫養(yǎng)比衡量人口紅利，只考慮了勞動(dòng)年齡人口所形成的人口紅利，無法衡量人口流動(dòng)所形成的人口紅利[23]。

（3）控制變量。①FDI。各地區(qū)實(shí)際利用外商直接投資額，按照美國CPI進(jìn)行平減，折算為以1978年為基期的不變價(jià)格FDI。②

基礎(chǔ)設(shè)施（Inf）。用各地區(qū)內(nèi)的鐵路里程、內(nèi)河航道里程和等級(jí)公路里程（公里）之和除以各省域的國土面積（萬平方千米）來表示。③

人力資本（H）。用各地區(qū)普通高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)衡量。④

技術(shù)（Tech），用各地區(qū)勞動(dòng)力人均三項(xiàng)專利的數(shù)量來衡量。因?yàn)橐粋€(gè)地區(qū)人均專利數(shù)量越多，說明這個(gè)地區(qū)的科技發(fā)展和創(chuàng)新能力越強(qiáng)，相應(yīng)的技術(shù)水平也越高。⑤

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDP）。用各地區(qū)人均國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量，由于國內(nèi)生產(chǎn)總值包含出口，為避免內(nèi)生性問題，使用滯后一期的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的代理變量。用CPI進(jìn)行平減，折算為以1977年為基期的人均不變價(jià)格國內(nèi)生產(chǎn)總值。

2. 模型設(shè)定

基于上面的理論推導(dǎo)，構(gòu)建如下計(jì)量模型：

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

式（11）中，Z為各控制變量，μ為年份效應(yīng)，ν為省份個(gè)體效應(yīng)，ε為誤差?？紤]到不同變量水平值的巨大差異，也為了方便比較各解釋變量對被解釋變量的彈性，在實(shí)際估計(jì)過程中對所有變量取自然對數(shù)。

式（11）中加入交互項(xiàng)是為了討論市場制度對人口紅利的影響，毛新雅和彭希哲研究了城市化與對外開放等制度條件因素對人口紅利的影響，發(fā)現(xiàn)處于人口紅利期的國家并不能自動(dòng)獲取人口紅利帶來的經(jīng)濟(jì)增長成果，而是需要良好的制度環(huán)境和有效的政策措施給予保障[24]。

為了方便剝離市場制度（人口紅利）對人口紅利（市場制度）產(chǎn)生的偏效應(yīng)，將交互項(xiàng)進(jìn)行中心化處理，得到：

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

式（12）中，μM、μDR分別為lnMarketit、lnDRit的樣本均值。

3. 數(shù)據(jù)來源及說明

本文使用了1978—2014年全國30個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)，并將其分為東、中、

西部

東部地區(qū)包括：北京市、天津市、河北省、遼寧省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省、海南??；中部地區(qū)包括：山西省、吉林省、黑龍江省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南??；西部地區(qū)包括：內(nèi)蒙古自治區(qū)、廣西壯族自治區(qū)、重慶市、四川省、貴州省、云南省、陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)。

三部分。出口額、政府財(cái)政支出、GDP、工業(yè)總產(chǎn)值、總就業(yè)人數(shù)、常住人口、城鎮(zhèn)單位職工人數(shù)、FDI、普通高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)、鐵路里程、內(nèi)河航道里程和等級(jí)公路里程，數(shù)據(jù)均來源于《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》和地方統(tǒng)計(jì)年鑒。國家三項(xiàng)專利申請量來源于《中國科技年鑒》和地方統(tǒng)計(jì)年鑒。其中工業(yè)數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)口徑在1998年和2007年有所調(diào)整，本文按照陳詩一的方法進(jìn)行相應(yīng)調(diào)整，統(tǒng)一為全工業(yè)口徑數(shù)據(jù)[25]。對于少數(shù)年份數(shù)據(jù)缺失采用三項(xiàng)移動(dòng)平均或者線性函數(shù)假定進(jìn)行推算。endprint

表1匯報(bào)了本文所用的主要變量的統(tǒng)計(jì)特征，并進(jìn)一步將數(shù)據(jù)劃分為東、中、西部三部分分別進(jìn)行討論。

五、回歸結(jié)果與穩(wěn)健性分析

對式（12）進(jìn)行回歸，并且將數(shù)據(jù)分為三部分進(jìn)行回歸分析：總體回歸分析，分地區(qū)（東、中、西部）回歸分析和分時(shí)期回歸分析。在總體回歸分析和分地區(qū)（東、中、西部）回歸分析中，由于時(shí)間跨度（37年）較長，屬于長面板數(shù)據(jù)，因此在進(jìn)行計(jì)量回歸前，對數(shù)據(jù)分別進(jìn)行了組間異方差檢驗(yàn)、組內(nèi)自相關(guān)檢驗(yàn)和組間同期相關(guān)檢驗(yàn)，再根據(jù)各檢驗(yàn)結(jié)果選擇全面FGLS估計(jì)或者面板校正標(biāo)準(zhǔn)誤估計(jì)（PCSE）。在分時(shí)期回歸中，由于時(shí)間跨度（6年或7年）較短，屬于短面板數(shù)據(jù)，因此首先對數(shù)據(jù)進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，再選擇使用固定效應(yīng)（FE）還是隨機(jī)效應(yīng)（RE）模型。

1. 總體回歸及分地區(qū)回歸分析

表2匯報(bào)了1978—2014年總體樣本及分地區(qū)樣本的回歸結(jié)果。

就總體樣本而言，市場制度、人口紅利及兩者的交互項(xiàng)系數(shù)為正。說明市場制度水平的提高和人口紅利的增加均能促進(jìn)出口增長，并且市場制度水平的提高能促進(jìn)人口紅利轉(zhuǎn)變?yōu)樯a(chǎn)力，進(jìn)而促進(jìn)出口增長。但是市場制度對出口增長的影響程度要遠(yuǎn)大于人口紅利對出口增長的影響程度。其余控制變量，F(xiàn)DI、基礎(chǔ)設(shè)施、人力資本、技術(shù)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平均能顯著地促進(jìn)出口增長，其中，人力資本、技術(shù)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響程度要大于FDI和基礎(chǔ)設(shè)施對出口增長的影響程度。

比較東、中、西部的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，東部和中部地區(qū)市場制度水平的提高能促進(jìn)出口增長，且東部地區(qū)的促進(jìn)作用要大于中部地區(qū)。這與命題2的結(jié)論相一致，即市場制度水平的提高有利于出口增長。但是西部地區(qū)與東中部相反，市場制度水平的提高對出口增長的作用為負(fù)。究其原因，可能是因?yàn)槲鞑康氖袌鲋贫人揭恢钡陀谌珖骄?，且在近二十年間基本處于一個(gè)穩(wěn)定狀態(tài)，波動(dòng)幅度較小。但是在這一期間，西部的出口額有迅速上升的趨勢，因此實(shí)證結(jié)果可能會(huì)出現(xiàn)市場制度水平的提高反而抑制了出口增長的情況。

就東、中部地區(qū)而言，人口紅利的增加均能促進(jìn)出口增長，但是，中部地區(qū)人口紅利的促進(jìn)作用要大于東部地區(qū)；西部地區(qū)與東、中部相反，人口紅利對出口增長的作用為負(fù)。這也正好印證了前面推導(dǎo)的命題，即人口紅利增加（勞動(dòng)力增加）對出口的影響程度是不確定的，需要考慮其他影響因素。

與總體樣本的情況相似，東、中、西部地區(qū)的市場制度水平對出口的影響程度要大于人口紅利。而市場制度與人口紅利的交互項(xiàng)，東、西部地區(qū)系數(shù)為正，中部地區(qū)系數(shù)為負(fù)，說明東、西部地區(qū)市場制度水平的提高促進(jìn)了人口紅利的轉(zhuǎn)變，進(jìn)而促進(jìn)出口增長，而中部地區(qū)正好相反。究其原因，可能是因?yàn)閲薪?jīng)濟(jì)向非國有經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)變促使市場制度水平提高，但是國有企業(yè)的改革造成大量職工下崗，而中部地區(qū)有大量的國有企業(yè)，因此造成了通過就業(yè)人口來衡量的人口紅利的降低，因此中部地區(qū)市場制度的提高反而抑制了人口紅利的轉(zhuǎn)變。

再觀察控制變量，可以發(fā)現(xiàn)，只有東部地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施系數(shù)為負(fù)，其余變量的系數(shù)為正，且大部分變量顯著。在東部地區(qū)，技術(shù)對出口增長的影響最大，且十分顯著，其次為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和FDI。這與現(xiàn)實(shí)情況相符合，東部地區(qū)往往是全國技術(shù)研發(fā)和FDI投資聚集區(qū)域，并且經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也是全國區(qū)域經(jīng)濟(jì)中最高的，因此這三項(xiàng)對出口增長的影響最大。另外，東部地區(qū)為沿海城市，有大量港口，因此基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)對出口影響不大，甚至為負(fù)。但是在中部地區(qū)，基礎(chǔ)設(shè)施對出口的影響程度最大且顯著為正，其次是技術(shù)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人力資本和FDI。因?yàn)橹胁康貐^(qū)如果要進(jìn)行出口貿(mào)易，必須通過公路、鐵路和內(nèi)航河道將產(chǎn)品運(yùn)往東部港口，因此基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對中部地區(qū)的出口影響最大。西部地區(qū)與中部地區(qū)類似，對出口增長影響最大的控制變量為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施，其次為技術(shù)、FDI和人力資本。通過比較，我們可以發(fā)現(xiàn)技術(shù)對東、中、西部出口的影響都較大，且十分顯著。

2. 分時(shí)期回歸分析

表3為全國總體分時(shí)期樣本回歸結(jié)果，考慮了1997年的亞洲金融危機(jī)、2002年中國加入WTO和2008年的全球金融危機(jī)可能對中國的出口產(chǎn)生影響，將1978—2014年分為6個(gè)時(shí)期。

橫向比較6個(gè)時(shí)期的市場制度、人口紅利及兩者的交互項(xiàng)。市場制度對出口增長的影響符合“N”型曲線關(guān)系。改革開放以后，中國市場化進(jìn)程逐步推進(jìn)，其對出口的影響在20世紀(jì)80年代末期達(dá)到峰值，繼而逐步下降，到最近7年又有一個(gè)緩慢上升的趨勢。這一回歸結(jié)果與現(xiàn)實(shí)相符，中國自1978年改革開放以來，從一個(gè)封閉經(jīng)濟(jì)體轉(zhuǎn)變?yōu)橐粋€(gè)自由開放經(jīng)濟(jì)體，逐步從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變?yōu)槭袌鼋?jīng)濟(jì)，從國有經(jīng)濟(jì)占主導(dǎo)地位向非國有經(jīng)濟(jì)占主導(dǎo)地位逐步轉(zhuǎn)變，因此在改革初期，制度轉(zhuǎn)變帶來的出口增長變化明顯，但增速在逐漸下降。到2008年以后，中國出口遭受到國際金融危機(jī)的沉重打擊，國家出臺(tái)一系列改革政策推動(dòng)中國出口增長，將深化改革作為今后經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重點(diǎn)，因此2008年以后市場化水平的提高對出口增長的影響有小幅度的提升。

而人口紅利對出口增長的影響符合“M”型曲線。改革開放以后，低成本的勞動(dòng)力是中國出口的比較優(yōu)勢，人口紅利對出口增長的影響逐漸增加，同樣在20世紀(jì)80年代末期達(dá)到峰值，之后逐步下降。20世紀(jì)80年代嬰兒潮的出現(xiàn)使1996—2001年人口紅利對出口增長的影響出現(xiàn)了上升的趨勢，再加上2002年中國加入WTO，國際對中國出口產(chǎn)品的需求增加，使人口紅利對出口的正效應(yīng)在2002—2007年繼續(xù)增長。到2008年以后，人口紅利增速減緩，再加上國際金融危機(jī)的沖擊，使得人口紅利對出口增長的影響減緩，甚至為負(fù)。

而就市場制度與人口紅利的交互項(xiàng)來看，在人口紅利達(dá)到峰值的兩個(gè)時(shí)期（1984—1989年和2002—2007年）為負(fù)，但是不顯著。說明在人口紅利達(dá)到峰值時(shí)，市場制度并沒有很好地促進(jìn)人口紅利的轉(zhuǎn)變，反而抑制了人口紅利的轉(zhuǎn)變，繼而造成人口紅利對出口促進(jìn)作用下降。值得關(guān)注的是在改革開放初期，市場制度與人口紅利的交互項(xiàng)為負(fù)，但這一時(shí)期人口紅利并未達(dá)到峰值。究其原因，可能是因?yàn)樵诟母镩_放初期，市場制度的轉(zhuǎn)變處于嘗試階段，市場制度對人口紅利的影響尚處于一個(gè)磨合階段，因此這一階段市場制度的轉(zhuǎn)變沒有促進(jìn)人口紅利的轉(zhuǎn)變，反而有抑制作用。其他三個(gè)時(shí)期，市場制度與人口紅利的交互項(xiàng)系數(shù)均為正。endprint

各個(gè)控制變量在6個(gè)時(shí)期內(nèi)的變化趨勢各不相同。在改革開放初期，即1978—1983年，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對出口的影響最大，其次為基礎(chǔ)設(shè)施。1984—1989年，人力資本的優(yōu)勢逐漸凸顯，基礎(chǔ)設(shè)施對出口的影響有所增長，但是這一時(shí)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、技術(shù)和FDI對出口的影響迅速下降。1990—1995年，F(xiàn)DI和技術(shù)對出口的影響增大，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施和人力資本對出口的影響減少。1996—2001年，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和技術(shù)對出口的影響增加，其他三類變量對出口的影響均出現(xiàn)不同程度的下降。2002—2007年，除技術(shù)外，其他四類變量對出口的影響均出現(xiàn)下降，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和人力資本的下降幅度較大，其中人力資本的系數(shù)變?yōu)樨?fù)值，但是不顯著。2008—2014年，人力資本對出口增長的影響最大，高達(dá)1.578，且十分顯著，在這一時(shí)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對出口的影響降至最低點(diǎn)，系數(shù)為0.0676。

3. 穩(wěn)健性分析

已有文獻(xiàn)表明出口和制度之間可能存在相互影響，因此可能存在內(nèi)生性問題。同樣人口紅利與其他變量可能也存在相似的內(nèi)生性問題[26-27]。因此本文使用市場制度和人口紅利滯后一期作為各自的

工具變量，使用面板工具變量方法進(jìn)行估計(jì)。

表4、表5為總體、分地區(qū)、分時(shí)期使用面板工具變量的回歸結(jié)果

由于篇幅有限，僅匯報(bào)主要解釋變量的回歸結(jié)果，其他控制變量的回歸結(jié)果如感興趣可向作者索要。

在表4中，東、中、西部地區(qū)市場制度、人口紅利及兩者交互項(xiàng)的符號(hào)與表2中一致，且系數(shù)差距不大。在總體回歸中，市場制度和人口紅利的系數(shù)符號(hào)與表2中一致，系數(shù)略有差距，但市場制度對出口的影響程度仍然大于人口紅利，與表2中一致；市場制度和人口紅利交互項(xiàng)的符號(hào)與表2中符號(hào)相反，但是面板工具變量估計(jì)的交互項(xiàng)并不顯著。在以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，市場制度對出口的影響均大于人口紅利對出口的影響，與表2中一致。

在表5中，只有2008—2014年人口紅利系數(shù)的符號(hào)與表3中符號(hào)不一致，其余變量的符號(hào)均相同，但是面板工具變量估計(jì)的2008—2014年人口紅利系數(shù)并不顯著。其余年份、部分變量的大小與

表3有所差距，但是市場制度對出口的影響均大于人口紅利對出口的影響，與表3一致。

綜合以上分析，說明本文的回歸結(jié)果是比較穩(wěn)健的。

六、結(jié)論

本文首先通過理論假設(shè)，設(shè)定包含市場制度和勞動(dòng)力的中國出口增長模型，通過對市場制度和勞動(dòng)力求偏導(dǎo)，得到兩個(gè)命題。發(fā)現(xiàn)市場制度的提高有利于出口增長，但是勞動(dòng)力的增加對出口的影響是不確定的，受其他變量的影響。本文利用1978—2014年中國30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，驗(yàn)證了這兩個(gè)結(jié)論。同時(shí)證明結(jié)論是穩(wěn)健的。主要結(jié)論有以下兩方面。

第一，在1978—2014年總體回歸和分地區(qū)回歸中，除了西部地區(qū)外，全國總體、東部和中部地區(qū)市場制度的提高和人口紅利的增加會(huì)促進(jìn)出口增長。并且市場制度對出口的影響要大于人口紅利對出口的影響。除了中部地區(qū)，全國總體、東部和西部市場制度的提高能促進(jìn)人口紅利的轉(zhuǎn)變，進(jìn)而促進(jìn)出口增長?？紤]其他控制變量，技術(shù)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和FDI是東部地區(qū)出口增長的主要源泉。對于中西部地區(qū)而言，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)是出口增長的最主要?jiǎng)恿Γ浯螢榻?jīng)濟(jì)發(fā)展水平和技術(shù)。這是因?yàn)橹形鞑繛閮?nèi)陸地區(qū)，如果要進(jìn)行出口貿(mào)易必須通過公路、鐵路和內(nèi)航河道將產(chǎn)品運(yùn)往東部港口進(jìn)行出口，因此基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)尤其重要。

第二，在分時(shí)期回歸分析中，市場制度對出口的影響符合“N”型曲線，人口紅利對出口的影響符合“M”型曲線，并且無論在哪個(gè)時(shí)期，市場制度對出口的影響程度始終大于人口紅利對出口的影響程度。市場制度與人口紅利的交互項(xiàng)，在人口紅利處于峰值時(shí)為負(fù)，其余時(shí)期為正，說明在人口紅利峰值時(shí)，市場制度并沒有很好地促進(jìn)人口紅利的轉(zhuǎn)變，反而抑制了人口紅利的轉(zhuǎn)變，繼而造成人口紅利對出口的促進(jìn)作用下降。其他控制變量在6個(gè)時(shí)期中的變化各不相同，在2008—2014年，人力資本是影響出口增長的主要因素。

因此，中國要想擴(kuò)大出口增長，應(yīng)根據(jù)不同地區(qū)的實(shí)際情況，實(shí)施因地制宜的政策。對東部地區(qū)而言，主要是加強(qiáng)研發(fā)投入，吸引外資；對中西部地區(qū)而言，主要是加強(qiáng)與貿(mào)易相配套的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，其次是吸引外資。另外，要加強(qiáng)所有地區(qū)的人力資本投入，例如對基礎(chǔ)教育的投入、就業(yè)培訓(xùn)等。同時(shí)要出臺(tái)相應(yīng)政策，加強(qiáng)制度對人口紅利的轉(zhuǎn)變，例如現(xiàn)今實(shí)行的二孩政策、戶籍制度改革等，從而保證人口紅利再次達(dá)到峰值時(shí)，市場制度不會(huì)抑制人口紅利的轉(zhuǎn)變，進(jìn)而不會(huì)抑制出口增長。

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