吳飛飛，唐保慶，張為付

(1.合肥工業(yè)大學經(jīng)濟學院，安徽 合肥 230601；2.南京財經(jīng)大學國際經(jīng)貿(mào)學院，江蘇 南京 210023)

一、引 言

2009～2017年，中國已連續(xù)九年成為世界最大的出口經(jīng)濟體。但值得關注和深思的是，在中國出口規(guī)模不斷擴大的同時，中國出口產(chǎn)品結構升級的步伐依舊十分緩慢，如何尋找新的動力源泉實現(xiàn)出口結構進一步優(yōu)化，已成為新常態(tài)下中國推進“全面開放新格局”需慎重面對的現(xiàn)實難題[1][2]。“逆全球化”浪潮的再度興起及由美國發(fā)起的中美貿(mào)易摩擦，使中國對外貿(mào)易面臨更加復雜多變的國際貿(mào)易規(guī)則，中國貿(mào)易強國建設要求的出口結構優(yōu)化亟需尋找新的內(nèi)在驅動力[3]。從出口結構優(yōu)化的產(chǎn)業(yè)層面內(nèi)涵來看，地區(qū)出口結構優(yōu)化意味著資本、技術及知識密集型產(chǎn)業(yè)具備強勁的出口競爭力且相對出口規(guī)模較高。而從更深層次的角度來看，客觀上要求本地制度環(huán)境能為這些產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供有力的制度支撐。那么，本地制度環(huán)境如何影響地區(qū)出口結構優(yōu)化呢？

現(xiàn)有研究已證實，本地制度環(huán)境對不同類型行業(yè)發(fā)展產(chǎn)生異質(zhì)性的影響，并進一步影響地區(qū)出口結構演變方向[4][5]。現(xiàn)有研究主要從總體制度環(huán)境、金融制度環(huán)境、契約制度環(huán)境、法律制度環(huán)境和基礎設施水平等角度分析本地制度環(huán)境對出口貿(mào)易的重要影響[5][6][7][8][9]。Nunn和Trefler(2013)從正式制度、非正式制度和國內(nèi)政策等角度，指出國內(nèi)制度環(huán)境是一國比較優(yōu)勢形成的重要來源[5]。馬關榮和李力行(2014)的研究表明金融發(fā)展有助于減少要素市場的資源誤置，金融契約效率的提升迫使低效率企業(yè)加速退出市場，從而信貸資金更多地流向高生產(chǎn)率企業(yè)[10]。La Porta et al.(1997)的“法律與金融理論”的核心觀點認為，地區(qū)法律制度環(huán)境能從根本上促進金融發(fā)展水平[11]。王永進等(2010)的研究表明完善的基礎設施有利于生產(chǎn)和出口具有較大外部風險和不確定性的高技術企業(yè)及時調(diào)整生產(chǎn)要素投入、節(jié)省生產(chǎn)成本，使擁有完善基礎設施的地區(qū)出口技術復雜度更高[9]。易先忠等(2017)的研究指出大國的制度不完善使其出口結構優(yōu)化失去國內(nèi)龐大需求這一外貿(mào)優(yōu)勢來源，進而被“鎖定”在低端產(chǎn)品生產(chǎn)上[2]。

雖然現(xiàn)有文獻證實制度環(huán)境之于出口貿(mào)易的重要作用，但鮮有文獻全面探討本地制度環(huán)境對出口結構優(yōu)化的影響是否存在非線性機制。基于此，本文采用資本技術密集型行業(yè)出口比重衡量地區(qū)出口結構，從門檻效應視角考察金融制度環(huán)境和公共制度環(huán)境對地區(qū)出口結構優(yōu)化的非線性影響，不僅有助于全方位刻畫本地制度環(huán)境對地區(qū)出口結構優(yōu)化的具體影響軌跡及深入認識地區(qū)出口結構優(yōu)化的制度動力源泉，還可為國際貿(mào)易新規(guī)則下的貿(mào)易強國建設提供路徑參考。

二、機理分析

(一)金融制度環(huán)境

從金融規(guī)模角度來看，較大金融規(guī)模的地區(qū)意味著整個社會資金相對充足、金融系統(tǒng)的規(guī)模經(jīng)濟效應更易于發(fā)揮，資金供需雙方及金融中介機構之間的資金流通渠道十分廣泛，使資本技術密集型企業(yè)以相對較低的成本獲得社會資本和信貸資本的支持。從金融效率角度來看，發(fā)達的金融市場降低了資金供需雙方的信息不對稱性，金融機構對貸款資金的風險及收益的甄別能力更強，存在融資約束但具有發(fā)展?jié)摿Φ馁Y本技術密集型企業(yè)更易被金融機構識別，促使資本技術密集型產(chǎn)業(yè)獲得更快的發(fā)展[18]。因此，更加良好的金融制度環(huán)境有助于地區(qū)出口結構的不斷優(yōu)化。

(二)公共制度環(huán)境

從知識產(chǎn)權保護強度角度來看，較弱的知識產(chǎn)權保護使資本技術密集型企業(yè)的研發(fā)成果的市場回報不足以補償其研發(fā)投入，過強的知識產(chǎn)權保護則可能使資本技術密集型企業(yè)已有的研發(fā)成果獲得超額補償，強化企業(yè)對現(xiàn)有研究成果的依賴，弱化企業(yè)再研發(fā)的動力，甚至阻礙知識和技術在企業(yè)間的正常溢出。因此，只有適宜強度的知識產(chǎn)權保護，才能為資本技術密集型企業(yè)發(fā)展提供正向激勵，進而有助于地區(qū)出口結構優(yōu)化。從基礎設施水平角度來看，作為一種特殊的公共產(chǎn)品，基礎設施具有強勁的正外部效應，充分供給有助于降低生產(chǎn)和出口本身具有諸多風險和不確定性的資本技術密集型企業(yè)應對市場變化所需支付的調(diào)整成本，從而促進地區(qū)出口結構優(yōu)化。

(三)非線性影響的內(nèi)在邏輯

一方面，根據(jù)Helpman(2004)和Levcheko(2007)等的分析，我們將外部制度環(huán)境視為影響企業(yè)生產(chǎn)的一類“制度要素”。當本地制度環(huán)境水平較低時，對制度依賴程度更高的資本技術密集型企業(yè)的出口增長因偏低的“制度要素”投入而無法獲得較快的發(fā)展，不利于地區(qū)出口結構優(yōu)化。只有當本地制度環(huán)境達到某一門檻水平后，本地制度環(huán)境對出口結構優(yōu)化的促進效應才得以體現(xiàn)[4][7]。另一方面，沿著Chor(2010)和邱斌等(2014)的分析邏輯，從產(chǎn)業(yè)發(fā)展角度來看，我們將資本技術密集型行業(yè)的良好發(fā)展(出口結構優(yōu)化)對本地制度環(huán)境的訴求稱為“制度需求”，本地制度環(huán)境的實際水平稱為“制度供給”。只有當“制度供給”大于“制度需求”時，本地制度環(huán)境才能驅動地區(qū)出口結構不斷優(yōu)化；當“制度供給”小于“制度需求”時，本地制度環(huán)境不足以支撐和驅動地區(qū)出口結構優(yōu)化[1][12]?；谏鲜龇治?，我們可初步得出本地制度環(huán)境對出口結構優(yōu)化的影響存在非線性機制。

三、模型設定和變量說明

(一)門檻效應的模型設定

基于Hansen(1999)提出的“門檻估計技術”[13]，我們構建如下的分段函數(shù)：

(1)

其中，i、t分別代表個體和時間，y為被解釋變量，x為解釋變量，q為門檻變量(既是解釋變量x的某一回歸元，也是獨立的門檻變量)。

根據(jù)Hansen(2000)的研究[14]，我們定義如下的虛擬變量：

(2)

其中，·為指示函數(shù)。根據(jù)Hansen(2000)的做法[14]，(1)式可進一步表達為：

(3)

其中，θ=β2，δ=β1-β2。方程(3)是關于參數(shù)θ,δ,γ的回歸方程。對任意的門檻值γ，我們可計算式(3)的殘差平方和，即

S(γ)=e′(γ)e(γ)

(4)

(5)

H0∶β1=β2H1∶β1≠β2

(6)

通過構建LM統(tǒng)計量進行假設檢驗。原假設成立，則不存在“轉換機制”，即不存在門檻效應；反之，則存在。構建的LM統(tǒng)計量為：

(7)

(8)

基于上文的分析，我們構建如下的雙門檻模型[注]考慮到本文實證分析樣本是18年的中國省級面板數(shù)據(jù)，我們僅考察最多兩個門檻值的檢驗，不再對更多的門檻值進行檢驗和分析。：

ESit=c+α1Sysit·ISysit≤γ1+α2Sysit·Iγ1

α3Sysit·ISysit>γ2+βXit+εit

(9)

其中，i、t分別為省份和年份，ES為出口結構，Sys為本地制度環(huán)境(包括金融制度環(huán)境和公共制度環(huán)境)，X為控制變量，I·為指示函數(shù)，γ1、γ2為不同的門檻值，c、α和β為估計系數(shù)，ε為殘差項。

(二)相關變量說明

本文的樣本是1998～2016年中國省級面板數(shù)據(jù)，為在一定程度上克服內(nèi)生性問題，解釋變量均滯后一期進入回歸方程[15]。如無特別說明，相關數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《各省市統(tǒng)計年鑒》《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國金融統(tǒng)計年鑒》和《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》等。

1.被解釋變量(ES)。本文考察的地區(qū)出口結構是指地區(qū)出口產(chǎn)品的“技術”相對含量，參考包群和張雅楠(2010)、袁其剛等(2015)的研究，采用高技術產(chǎn)業(yè)出口比重(HTES)和技術密集型行業(yè)出口比重(TES)來衡量出口結構，后一個指標用于穩(wěn)健性分析[16][17]。

2.核心解釋變量(Sys)。本文實證分析的核心解釋變量為本地制度環(huán)境，具體包括金融制度環(huán)境(金融規(guī)模、金融效率)和公共制度環(huán)境(知識產(chǎn)權保護強度、基礎設施水平)。參考包群和張雅楠(2010)、張成思和朱越騰(2017)的研究，金融規(guī)模(FinScal)采用金融機構的存貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量，金融效率(FinEff)采用金融機構中長期貸款余額占總貸款的比重來衡量[16][18][注]金融效率采用中長期貸款比重來衡量，這是因為金融機構對外貸款時須充分考慮貸款的風險性。而較之短期貸款，中長期貸款的風險無疑更高，其比重可在一定程度上說明金融機構對風險甄別后仍愿意發(fā)放的中長期貸款的相對數(shù)量，進而反映金融系統(tǒng)的效率水平。。參考Ginarte and Park(1997)、李懷組(2005)的做法，知識產(chǎn)權保護強度(GovIRP)采用知識產(chǎn)權保護的“立法強度×執(zhí)行力度”來衡量。其中，“立法強度”采用Ginarte and Park(1997)的測算；參考韓玉雄和李懷祖(2005)的做法，“執(zhí)法力度”從人均生產(chǎn)總值、成人識字率、律師比例、知識產(chǎn)權保護立法時間及是否為WTO成員等5個維度綜合測算[19][20]。參考盛丹等(2011)的研究，基礎設施水平采用各地區(qū)的公路和鐵路里程總數(shù)與總面積的比值來衡量[21]。

3.控制變量(X)?？刂谱兞恐饕ㄙQ(mào)易開放度(open)、經(jīng)濟發(fā)展水平(pgdp)和人力資本水平(hcaptial)。參考張成思和朱越騰(2017)的研究，貿(mào)易開放度(open)采用進出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比例來衡量，經(jīng)濟發(fā)展水平(pgdp)采用人均實際生產(chǎn)總值來衡量，人力資本水平(hcapital)采用各地區(qū)6歲以上人口的人均受教育年限來衡量，即“(小學人數(shù)*6+初中人數(shù)*9+高中人數(shù)*12+大專及以上人數(shù)*16)/6歲及以上人口規(guī)?！盵18]。

四、實證研究結果及分析

(一)金融制度環(huán)境

如前文所述，金融制度環(huán)境從金融規(guī)模(FinScal)和金融效率(FinEff)兩個角度加以刻畫。從表1的門檻效應檢驗結果來看，金融制度環(huán)境影響地區(qū)出口結構優(yōu)化存在顯著的門檻效應。金融規(guī)模影響地區(qū)出口結構優(yōu)化存在單一門檻值(1.888)，而金融效率影響地區(qū)出口結構優(yōu)化存在雙門檻值(0.469和0.535)。

表1 金融制度環(huán)境的門檻效應檢驗結果

注：在門檻檢驗結果中，左側為LM統(tǒng)計值，右側的方括號為對應的p值；在門檻值估計結果中，方括號為門檻估計值對應的95%置信區(qū)間。

從表2的門檻模型估計結果來看，只有金融規(guī)?？缭?.888的門檻值后，才對地區(qū)出口結構優(yōu)化產(chǎn)生顯著的正向促進作用；金融效率跨越0.469的門檻值后，對地區(qū)出口結構優(yōu)化才產(chǎn)生顯著的促進作用。與金融效率高于0.535相比，金融效率介于0.469和0.535之間時對地區(qū)出口結構優(yōu)化的正向促進作用更大。從金融規(guī)模角度來看，金融規(guī)模實現(xiàn)一定程度的擴張意味著金融系統(tǒng)以相對較低的成本向資本技術密集型企業(yè)提供資金支持，有效緩解金融市場上的信息不對稱性，使金融機構的資金供給與企業(yè)的資金需求實現(xiàn)更好的匹配，有助于具有高融資依賴特征的資本技術密集型企業(yè)獲得更快的發(fā)展。從金融效率角度來看，金融效率越高的地區(qū)，金融系統(tǒng)的甄別能力越強，具有強勁自生能力和良好發(fā)展?jié)撡|(zhì)的資本技術密集型企業(yè)能獲得更多的中長期貸款，有助于該地區(qū)出口結構優(yōu)化。

表2 金融制度環(huán)境的門檻模型估計結果

注：圓括號為估計系數(shù)相對應的t值；F統(tǒng)計值中，方括號為相應的p值。下表同此。

由表2可知，貿(mào)易開放度(open)的提升有助于地區(qū)出口結構優(yōu)化。處于貿(mào)易開放地區(qū)的資本技術密集型企業(yè)共享和利用的相關出口信息(抑或自身出口經(jīng)驗)更加豐富，加之開放市場的“競爭效應”，通過“倒逼機制”增強企業(yè)的國際競爭力，進而有助于該地區(qū)出口結構優(yōu)化。人均產(chǎn)出(pgdp)的提高有助于地區(qū)出口結構優(yōu)化，這是因為由人均產(chǎn)出水平提高帶來的對更高層次產(chǎn)品的引致需求利于該地區(qū)資本技術密集型企業(yè)的培育和成長。此外，隨著地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的上升，工業(yè)生產(chǎn)更加專注于技術含量和附加值更高的資本技術密集型產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，地區(qū)出口結構也得以優(yōu)化。人力資本水平(hcapital)的提升對地區(qū)出口結構優(yōu)化并未產(chǎn)生顯著的影響，這是因為目前我國人力資本水平仍普遍偏低，尚未能支撐資本技術密集型產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，進而無法有效推動地區(qū)出口結構優(yōu)化。

此外，在考察各個省份金融制度環(huán)境的動態(tài)變化時發(fā)現(xiàn)，1998年，江蘇、浙江、福建、山東、安徽、江西、河南、湖北、湖南、內(nèi)蒙古和廣西等11個省份的金融規(guī)模低于1.888的門檻值，除青海外的所有省份的金融效率均低于0.469的門檻值。而到2015年，所有省份的金融規(guī)模均高于門檻值，除浙江、山東、吉林和黑龍江等4個省份外，其他省份的金融效率均跨越0.469的門檻值。綜上可得，對現(xiàn)階段的大部分地區(qū)而言，完善本地金融制度環(huán)境是地區(qū)出口結構進一步優(yōu)化的重要驅動力。

(二)公共制度環(huán)境

如前文所述，公共制度環(huán)境從知識產(chǎn)權保護強度(GovIRP)和基礎設施水平(FinEff)兩個角度加以刻畫。從表3的門檻效應檢驗結果來看，公共制度環(huán)境影響地區(qū)出口結構優(yōu)化存在顯著的門檻效應。知識產(chǎn)權保護強度影響地區(qū)出口結構優(yōu)化存在單一門檻值(18.188)，而基礎設施水平影響地區(qū)出口結構優(yōu)化存在雙門檻值(1.508和1.571)。

表3 公共制度環(huán)境的門檻效應檢驗結果

從表4的門檻模型估計結果來看，只有知識產(chǎn)權保護強度跨越18.188的門檻值后，才對地區(qū)出口結構優(yōu)化產(chǎn)生顯著的正向促進效應，而不同水平的基礎設施對地區(qū)出口結構優(yōu)化的影響均產(chǎn)生顯著的正向促進效應。其中，基礎設施水平介于1.508和1.571之間時這一正向促進效應最大。從知識產(chǎn)權保護強度角度來看，適宜強度的知識產(chǎn)權保護可正向激勵資本技術密集型企業(yè)大力投入研發(fā)，不至于使企業(yè)過度依賴已有研發(fā)成果而喪失研發(fā)動力，從而有利于整個產(chǎn)業(yè)的良性發(fā)展，促進地區(qū)出口結構優(yōu)化。從基礎設施水平角度來看，便捷的公共基礎設施有助于增強生產(chǎn)和出口本身存在諸多不確定性的資本技術密集型企業(yè)在調(diào)整生產(chǎn)要素投入方面的靈活性，降低企業(yè)面對外部市場變化后承擔的調(diào)整成本，促進地區(qū)出口結構優(yōu)化。

表4 公共制度環(huán)境的門檻模型估計結果

從各個省份知識產(chǎn)權保護強度的動態(tài)變化來看，1998年，所有省份知識產(chǎn)權保護強度都低于18.188的門檻值。而到2015年，所有省份的知識產(chǎn)權保護強度均高于這一門檻值，即知識產(chǎn)權保護強度開始對地區(qū)出口結構優(yōu)化產(chǎn)生明顯的促進作用。從各個省份基礎設施水平的動態(tài)變化來看，1998年，所有省份基礎設施水平都低于1.508的門檻值。而到2015年，僅上海、江蘇、山東和重慶等4個省(市)的基礎設施水平高于1.571的門檻值，河南介于1.508與1.571之間，其他省份(主要是中西部地區(qū)省份)仍低于1.508。由于基礎設施水平處于[1.508,1.571]時對地區(qū)出口結構優(yōu)化的促進效應最大，因而中西部地區(qū)大力加強基礎設施建設仍是促進地區(qū)出口結構優(yōu)化、實現(xiàn)“跨越式”發(fā)展的重要路徑之一。

(三)穩(wěn)健性分析

為進一步檢驗上述結果的穩(wěn)健性，我們選擇各地區(qū)的技術密集型行業(yè)出口占總出口比重來衡量地區(qū)出口結構并進行再估計。參考袁其剛等(2015)的研究，技術密集型行業(yè)包括醫(yī)藥制造業(yè)、化學纖維制造業(yè)、專用設備制造業(yè)、電氣機械和器材制造業(yè)、計算機通信和其他電子設備制造業(yè)、儀器儀表制造業(yè)。自2004年后，各工業(yè)行業(yè)出口數(shù)據(jù)才開始被統(tǒng)計和公開，所以穩(wěn)健性分析的樣本期為2004～2016年。其中，2004年各行業(yè)出口數(shù)據(jù)來源于《中國經(jīng)濟普查年鑒(2004)》，2005～2016年各行業(yè)出口數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

從表5可知，無論從金融制度環(huán)境角度還是公共制度環(huán)境角度，本地制度環(huán)境影響地區(qū)出口結構優(yōu)化均存在顯著的門檻效應，且這一門檻效應的具體方向及顯著性水平均與前述結果保持一致。這說明上述實證結果是穩(wěn)健的，即只有當本地制度環(huán)境跨越特定門檻值后，進一步完善制度體系和改進制度水平帶來的“制度紅利”或“改革紅利”在地區(qū)出口結構優(yōu)化層面才能得到較好的體現(xiàn)。

表5 穩(wěn)健性檢驗結果

五、評論性總結

本文研究結果表明，本地制度環(huán)境影響出口結構優(yōu)化存在顯著的門檻效應，只有跨越一定的門檻值后，才對地區(qū)出口結構優(yōu)化顯現(xiàn)正向促進效應。

在“逆全球化”浪潮再次興起和中美貿(mào)易摩擦愈演愈烈的背景下，我國對外貿(mào)易的國際環(huán)境出現(xiàn)一定程度的惡化，高技術企業(yè)進出口面臨的“貿(mào)易阻力”陡增和對外貿(mào)易摩擦頻發(fā)將成為中國對外貿(mào)易的“新常態(tài)”，在一定程度上延緩中國“全面開放新格局”的穩(wěn)步推進。外部環(huán)境惡化“倒逼”國內(nèi)制度加速改革，內(nèi)部制度環(huán)境改善同樣是貿(mào)易強國建設的重要推動力，也是我國應對國際貿(mào)易規(guī)則變化的有效路徑。一方面，我國應堅持國內(nèi)的制度環(huán)境建設，為資本技術密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展掃除制度性或體制性障礙，培育國內(nèi)需求升級這一中國出口結構優(yōu)化的內(nèi)在驅動力；另一方面，及時捕捉、積極參與國際貿(mào)易規(guī)則的動態(tài)變革，引導和助推我國企業(yè)拓寬出口目的地市場，弱化局部的外部市場不確定帶來的出口風險，有效融合貿(mào)易強國建設和“一帶一路”建設，深度參與公平、合理的國際貿(mào)易新規(guī)則的制定，為我國貿(mào)易強國建設營造良好的外部環(huán)境。

在新常態(tài)下，中國產(chǎn)業(yè)轉型升級、“中國制造2025”的穩(wěn)步推進和中國貿(mào)易強國建設，都意味著高技術產(chǎn)品復雜度、高研發(fā)投入強度的資本技術密集型產(chǎn)業(yè)亟需快速發(fā)展，而這些行業(yè)的發(fā)展對良好的本地制度環(huán)境的依賴程度更高。各地區(qū)可通過優(yōu)化本地制度環(huán)境這一“鍛煉內(nèi)功”方式，加速中國出口結構優(yōu)化、助推貿(mào)易強國建設。第一，對各級地方政府而言，進一步完善金融體系、提高金融效率、疏通資金供需雙方的流通渠道乃是當務之急。第二，各地區(qū)需進一步優(yōu)化知識產(chǎn)權保護環(huán)境，提升對知識產(chǎn)權保護制度的執(zhí)行效率，通過“筑巢引鳳”的方式引導和激勵本地區(qū)技術密集型行業(yè)企業(yè)投入研發(fā)，逐步實現(xiàn)地區(qū)出口結構優(yōu)化。第三，進一步加強基礎設施建設仍是我國各地區(qū)推進出口結構優(yōu)化予以充分考慮的重要因素。