中國行業(yè)出口影響因素的實證研究

中國行業(yè)出口影響因素的實證研究

一影響中國地區(qū)間制度差異的因素在中國整體外出口快速擴(kuò)張的過程中，中國不同省份的外口差距呈現(xiàn)擴(kuò)大趨勢。一些研究發(fā)現(xiàn),中國地區(qū)之間的出口差異,已成為影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的重要因素(李斌、陳開軍,2007;沈能,2006)。那么,什么因素影響了中國地區(qū)之間的出口差異?對這個問題的解答,不僅是理解中國地區(qū)之間出口差異的關(guān)鍵,而且是理解地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異乃至制定縮小地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的有效政策的關(guān)鍵。Levchenko(2007)發(fā)現(xiàn),不同國家間的制度質(zhì)量差異是影響某一國不同行業(yè)出口能力的重要因素,而且,制度質(zhì)量要比技術(shù)和資本要素對一國復(fù)雜產(chǎn)品行業(yè)的生產(chǎn)和出口,有著更為重要的影響效應(yīng)。Nunn(2007)的研究結(jié)果證實,一國合約實施環(huán)境的好壞顯著地影響該國國際貿(mào)易的比較優(yōu)勢,而且合約實施環(huán)境因素對一國不同行業(yè)國際貿(mào)易比較優(yōu)勢影響的重要性,要超過物質(zhì)資本和技術(shù)勞動力要素稟賦對該國不同行業(yè)國際貿(mào)易比較優(yōu)勢影響效應(yīng)的總和。與Nunn研究思路和研究方法類似,Ranjan和Lee(2007)的研究同樣表明作為測度一國制度質(zhì)量的重要因素——合約實施環(huán)境,的確是影響一國貿(mào)易數(shù)量和貿(mào)易結(jié)構(gòu)的決定性因素之一,而且這種影響效應(yīng)在不同行業(yè)、不同產(chǎn)品之間表現(xiàn)出顯著差異性。這些前瞻性的研究成果給我們提供了一個新的研究思路,中國地區(qū)間的出口差異是否也受到地區(qū)之間制度差異的影響?中國正處于經(jīng)濟(jì)與制度轉(zhuǎn)型的背景下,由于歷史、文化、地理和自然稟賦條件的差異,中國地區(qū)之間的制度演化與收斂的初始條件顯然會存在差異。而且,在中國的對外經(jīng)濟(jì)開放過程中,各地區(qū)改革開放的次序和程度也存在顯著差異。這些因素一方面會深刻影響中國不同地區(qū)制度的發(fā)育和發(fā)展進(jìn)程,從而有可能使得不同地區(qū)間的制度環(huán)境表現(xiàn)出較大差異;另一方面,在中國的漸進(jìn)性改革開放過程中,一個較為突出的現(xiàn)象是,地區(qū)間的財稅競爭使得不同省份地區(qū)之間存在地方保護(hù)和市場分割現(xiàn)象。這顯然也會深刻影響中國不同地區(qū)之間的制度收斂,造成地區(qū)之間的制度性壁壘。朱希偉等(2005)認(rèn)為,中國企業(yè)的出口行為之所以不同于經(jīng)典國際貿(mào)易理論,是由于中國國內(nèi)市場分割這種外在“扭曲”制度因素所導(dǎo)致的。嚴(yán)重的地方保護(hù)主義所造成的市場分割現(xiàn)象,直接導(dǎo)致國外市場進(jìn)入成本低于本國外地市場進(jìn)入成本,造成本土企業(yè)既無法依托國內(nèi)市場發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng),同時又面臨高昂的地區(qū)市場進(jìn)入成本。張杰與劉志彪(2008)研究了社會信用體系缺失和知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度缺位這兩個制度層面因素對中國本土企業(yè)出口行為的影響效應(yīng)。他們發(fā)現(xiàn),技術(shù)能力較低(規(guī)模較小)企業(yè)偏好于代工或貼牌方式的出口加工貿(mào)易;技術(shù)能力較強(qiáng)(規(guī)模較大)企業(yè)傾向于選擇自主構(gòu)建品牌銷售于國內(nèi)或國外市場。在知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度缺位條件下,更多相對低技術(shù)能力(規(guī)模較小)企業(yè)“擠入”到代工或貼牌的出口加工貿(mào)易生產(chǎn),相反,從事于構(gòu)建自主品牌且銷售于國內(nèi)市場的高技術(shù)能力企業(yè)(大規(guī)模企業(yè))被“部分?jǐn)D出”,甚至在某些極端情形下被完全擠出市場。金祥榮等(2008)利用中國省際層面數(shù)據(jù)研究了法律制度和產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度對省際地區(qū)間出口差異的影響效應(yīng)。他們發(fā)現(xiàn),在控制了地區(qū)技術(shù)水平、地理因素、勞動人口、FDI流入等變量差異后,法律制度和產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度因素對省際地區(qū)出口差異有著顯著影響效應(yīng),而且其呈上升趨勢,并超過了地理和外資分布的差異。與國內(nèi)已有文獻(xiàn)的研究方法和視角不同,我們是通過各省的不同行業(yè)層面視角來研究制度因素對中國不同省份出口差異可能的影響效應(yīng)和作用機(jī)制。這其中的機(jī)理是,如果制度因素能夠?qū)Σ煌》莸貐^(qū)的出口差異產(chǎn)生作用,那么應(yīng)該通過對該省內(nèi)部不同技術(shù)特征、不同產(chǎn)品復(fù)雜程度的異質(zhì)性行業(yè)發(fā)展的促進(jìn)作用體現(xiàn)出來。對于那些較為依賴外部制度環(huán)境的行業(yè)(通常是具有復(fù)雜性產(chǎn)品且高技術(shù)含量的行業(yè)),在制度環(huán)境較為完善的省份可能發(fā)展得更快、更好,因此就有可能獲得較強(qiáng)的出口競爭優(yōu)勢和出口份額。反之亦是。在這種機(jī)制作用之下,制度越是完善的省份越容易發(fā)展出具有高技術(shù)含量、高度復(fù)雜性產(chǎn)品的行業(yè)。在國內(nèi)市場分割所導(dǎo)致的地區(qū)間貿(mào)易制度性壁壘的前提條件下,具有一定出口競爭優(yōu)勢的具有高技術(shù)含量、高度復(fù)雜性產(chǎn)品的行業(yè)可能偏向于出口,其利用國外市場而不是國內(nèi)市場來獲得規(guī)模經(jīng)濟(jì)和發(fā)展空間。這些技術(shù)含量較高且產(chǎn)品較為復(fù)雜行業(yè)的出口與成長,反過來又會推動該地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新、人力資本要素的集聚和發(fā)展,從而拉大這些省份與那些制度相對不完善省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距。我們選擇來自中國大樣本的本土制造業(yè)微觀企業(yè)加總而成的4分位行業(yè),利用C-D生產(chǎn)函數(shù)的分解法得到不同行業(yè)的制度依賴密集度指標(biāo),在綜合考慮了中國省際地區(qū)內(nèi)部市場化進(jìn)程和省與省之間市場分割的二維制度因素的基礎(chǔ)上,考慮到行業(yè)的制度依賴密集度指標(biāo)與出口之間可能具有的內(nèi)生性,采用四種工具變量,研究了中國不同省份地區(qū)之間的制度差異對出口差異的影響效應(yīng)。二在轉(zhuǎn)型背景下，該制度影響了中國中部地區(qū)之間的出口差異(一)不同省份的經(jīng)濟(jì)差距1993年以后,隨著中國市場經(jīng)濟(jì)地位的全面確立以及對外改革開放發(fā)展戰(zhàn)略的全面實施,中國地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)差距日益呈現(xiàn)出一種擴(kuò)大趨勢(范劍勇與朱國林,2002;林毅夫等,1998;王小魯與樊綱,2004;劉夏明等,2004)。不僅不同省份間的經(jīng)濟(jì)差距呈現(xiàn)拉大趨勢,而且相對于中西部內(nèi)部省份,東部地區(qū)內(nèi)部不同省份的經(jīng)濟(jì)差距也呈現(xiàn)出顯著擴(kuò)大趨勢(陳秀山與徐瑛,2004)。那么什么是影響中國地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的因素?對此問題的解答似乎并未形成一個統(tǒng)一的認(rèn)識。我們認(rèn)為,中國地區(qū)間經(jīng)濟(jì)差距擴(kuò)大與中國地區(qū)間出口差異擴(kuò)大這二者之間可能存在某種內(nèi)在的聯(lián)系。李斌和陳開軍(2007)也關(guān)注到二者之間的聯(lián)系。他們認(rèn)為,正是中國地區(qū)間的出口差異導(dǎo)致了中國地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)差距。從已有文獻(xiàn)來看,解釋中國地區(qū)間經(jīng)濟(jì)差距的理論假說有地區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略與政策假說、要素市場的扭曲假說、地區(qū)特定因素假說、累積性因果循環(huán)假說等等,但是這些假說都無法回避這樣一個事實:中國地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)差距與制度差異有著某種聯(lián)系。進(jìn)一步來看,中國地區(qū)間制度差異推動了地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的理論假說并不完全排斥以上的種種假說,在某種程度上,它包含了這些假說的內(nèi)涵。正是由于中國地區(qū)間的制度差異因素推動了地區(qū)間的出口差異,進(jìn)而影響地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。鑒于此,我們的分析思路是,從中國地區(qū)間的制度差異因素入手來尋找地區(qū)間的出口差異,進(jìn)而就可以為理解中國地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)差異提供另一種視角的解讀。(二)制度環(huán)境存在差異首先,中國不同地區(qū)的制度環(huán)境差異導(dǎo)致合約實施的效率有所差異,由此影響到該地區(qū)的勞動分工范圍和程度以及勞動分工所體現(xiàn)出的生產(chǎn)效率產(chǎn)生差異。Costinot(2005)指出,對于那些制度環(huán)境相對完善的省份地區(qū)來說,其合約不完全性對企業(yè)分工所造成的道德風(fēng)險程度較小,因此在那些對合約依賴較強(qiáng)、分工程度較大的企業(yè)或行業(yè)來說就具有較高的生產(chǎn)效率,從而使得該企業(yè)或該行業(yè)具有較強(qiáng)的國際貿(mào)易比較優(yōu)勢。反之亦是。在這種情形下,對于制度環(huán)境相對較為完善的地區(qū),就會出口那些具有生產(chǎn)迂回程度較長的產(chǎn)品(技術(shù)含量較高的復(fù)雜產(chǎn)品);而對于那些制度環(huán)境相對不完善的地區(qū),就會出口那些具有生產(chǎn)迂回程度較短的產(chǎn)品(技術(shù)含量較低的簡單產(chǎn)品)。另外,制度較為完善的省份地區(qū)會促進(jìn)那些比較依賴合約實施質(zhì)量行業(yè)的中間品供應(yīng)商,采用互補(bǔ)性更高的生產(chǎn)方式或者更為先進(jìn)的技術(shù)進(jìn)行生產(chǎn),具有較高的生產(chǎn)率,從而使得這些行業(yè)部門具有更強(qiáng)的國際貿(mào)易比較優(yōu)勢。Vogel(2007)的研究表明,一個經(jīng)濟(jì)體對勞動者進(jìn)行管理培訓(xùn)可以緩解那些“團(tuán)隊”(類似資本或技術(shù)密集型行業(yè))生產(chǎn)部門的道德風(fēng)險,工作訓(xùn)練可以使得勞動者在那些需要“團(tuán)隊”的生產(chǎn)部門中獲取更高收益。該經(jīng)濟(jì)體中那些需要接受教育才能獲取技能的高能力勞動者會選擇進(jìn)入“團(tuán)隊”生產(chǎn)部門,而那些低能力勞動者則會自我選擇進(jìn)入“個體”生產(chǎn)部門(類似勞動密集型行業(yè))。對于由制度差異而導(dǎo)致道德風(fēng)險存在差異的中國不同省份地區(qū)在進(jìn)行國際貿(mào)易活動時,也會進(jìn)行類似的自我選擇。制度發(fā)展較好的省份地區(qū)會自我選擇“團(tuán)隊”生產(chǎn)部門,而制度環(huán)境較差的省份地區(qū)則會自我選擇“個體”生產(chǎn)部門。在對外開放的過程中,存在制度差異的不同省份地區(qū)的教育會呈現(xiàn)二元分化現(xiàn)象,具有高技能且從事“團(tuán)隊”生產(chǎn)部門的勞動者能從國際貿(mào)易分工活動中獲取更高收益,所以制度較為完善省份的生產(chǎn)者有激勵進(jìn)行更多的教育投資和人力資本積累,而在那些制度相對不完善省份地區(qū)從事“個體”生產(chǎn)部門的低技能勞動者,則沒有激勵進(jìn)行教育投資和人力資本積累,從而導(dǎo)致不同省份地區(qū)之間收入不平等加劇和經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的擴(kuò)大。近年來,制度對金融市場發(fā)展的影響,以及金融發(fā)展對國際貿(mào)易比較優(yōu)勢的影響得到了很多學(xué)者的關(guān)注(Beck,2002;SvalerydandVlachos,2005)。中國不同省份地區(qū)的制度環(huán)境與質(zhì)量和該省的金融市場發(fā)展以及國際貿(mào)易之間也存在密切關(guān)系(金祥榮等,2008)。金融市場發(fā)展較好的省份地區(qū)具有更有效分散來自國際貿(mào)易外部需求沖擊風(fēng)險的內(nèi)在功能,那些生產(chǎn)外部需求沖擊風(fēng)險產(chǎn)品的企業(yè)或行業(yè)就會具有較低的風(fēng)險溢價和較低邊際成本。因此,金融市場發(fā)展較好的省份地區(qū)能夠?qū)I(yè)化生產(chǎn)具有國際貿(mào)易比較優(yōu)勢的多樣化風(fēng)險產(chǎn)品(Baldwin,1989)。進(jìn)一步來看,那些制度環(huán)境較為完善的省份地區(qū)可能具有較低的金融信貸市場限制,那么該地區(qū)將專業(yè)化于需要大量外部融資和流動資金的行業(yè)部門,從而可以促使該地區(qū)那些依賴于外部融資行業(yè)(技術(shù)密集型行業(yè)或資本密集型行業(yè))的成長,使得這些行業(yè)更容易獲取國際貿(mào)易比較優(yōu)勢;那些制度環(huán)境較差的省份地區(qū)可能面臨較強(qiáng)的金融信貸市場限制,由于面臨較高的信貸配給和外部融資成本,該地區(qū)將專業(yè)化于那些較少需要流動資金和外部融資的行業(yè)部門,這就有可能使得該地區(qū)那些不依賴于外部融資的行業(yè)(勞動密集型行業(yè))具有出口優(yōu)勢。其次,在中國的漸進(jìn)性改革開放過程中,一個凸顯的現(xiàn)象是,地方政府之間的“政績晉升”所導(dǎo)致的GDP錦標(biāo)賽式競爭,以及財政分權(quán)所導(dǎo)致的地區(qū)間財稅競爭使得不同省份地區(qū)之間存在地方保護(hù)和市場分割現(xiàn)象(周黎安,2007;陳釗等,2004)。顯然,這會深刻影響中國不同地區(qū)之間的制度收斂,造成且固化了中國地區(qū)之間的制度性壁壘和制度差異。這種由于地區(qū)間地方保護(hù)和市場分割導(dǎo)致的制度性省際貿(mào)易壁壘和不同省份之間的制度環(huán)境差異,會通過以下渠道影響地區(qū)間的出口差異。其一,造成中國省與省之間高貿(mào)易壁壘。例如,林森木(1999)報告,在20世紀(jì)80年代中國省際間貿(mào)易比重呈下降趨勢。1989同1978年相比,各省區(qū)間相互調(diào)入的消費(fèi)品由38%降至36%,相互調(diào)出的消費(fèi)品由47%降至38%。另據(jù)世界銀行相關(guān)研究報告,1985至1992年,中國外貿(mào)出口年平均增長17%,而國內(nèi)省與省之間貿(mào)易額的年平均增長率僅為4.8%。Poncet(2002)利用1987、1992、1997年的中國數(shù)據(jù)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn),中國省與省之間的貿(mào)易成本比一些國家(如加拿大和美國)內(nèi)部各地區(qū)間的貿(mào)易成本要高得多,大致相當(dāng)于歐盟國家之間或美國與加拿大之間的貿(mào)易成本。在這種情形下,對于制度較為依賴或敏感的行業(yè)就不能利用中國巨大的本土市場需求空間來實現(xiàn)創(chuàng)新、研發(fā)、品牌等高端要素投入的收回和補(bǔ)償以及規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng),因而其發(fā)展就會受到限制,進(jìn)而削弱這些對制度較為依賴或敏感行業(yè)的出口競爭優(yōu)勢。其二,固化了中國低技術(shù)含量、低附加值、勞動密集型行業(yè)的出口競爭優(yōu)勢,而中國高技術(shù)含量、高附加值、資本或技術(shù)密集型行業(yè)被擠出。當(dāng)中國省際地區(qū)之間存在較高的制度性貿(mào)易壁壘時,對于那些較少依賴制度環(huán)境的行業(yè)(勞動密集型行業(yè))來說,依賴貼牌或加工貿(mào)易方式的出口就成為這些行業(yè)在國內(nèi)市場受到抑制條件下的一種理性選擇。這就可能會造成這樣一種狀況:越是不依賴外部制度的行業(yè)(勞動密集型行業(yè)),越是傾向于選擇出口,使得中國的出口行業(yè)有可能鎖定于全球商品價值鏈中低技術(shù)含量、低附加值、勞動密集型的生產(chǎn)制造與組裝產(chǎn)業(yè)或產(chǎn)品環(huán)節(jié)。最后,從中國的發(fā)展現(xiàn)狀來看,由于歷史、文化、地理和自然稟賦條件的差異,造成中國地區(qū)之間出口的運(yùn)輸成本和交易成本存在差異,從而造成不同省份不同行業(yè)出口優(yōu)勢的差異。而且,各地區(qū)改革開放的次序和優(yōu)惠政策也存在顯著差異,這些因素會深刻影響中國不同地區(qū)不同行業(yè)的生產(chǎn)成本和交易成本,從而有可能使得不同地區(qū)不同行業(yè)之間的出口優(yōu)勢表現(xiàn)出差異性。三研究設(shè)計(一)研究對象的選取本文的數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局對全部國有和規(guī)模以上(主營業(yè)務(wù)收入超過500萬元)非國有企業(yè)2001～2003年的工業(yè)統(tǒng)計報表數(shù)據(jù)庫。這些數(shù)據(jù)由中國國家統(tǒng)計局通過每年的制造企業(yè)調(diào)查收集而成。每個企業(yè)樣本包括了100多個財務(wù)會計變量。依據(jù)我們的研究目的,必須剔除壟斷性的制造業(yè)行業(yè)以及資源依賴型的制造業(yè)行業(yè),我們挑選的行業(yè)有:農(nóng)副食品加工業(yè)(13)、食品制造業(yè)(14)、飲料制造業(yè)(15)、紡織業(yè)(17)、紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)(18)、皮革、毛皮、羽毛(絨)以及其制品業(yè)(19)、木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業(yè)(20)、家具制造業(yè)(21)、文教體育用品制造業(yè)(24)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)(26)、醫(yī)藥制造業(yè)(27)、化學(xué)纖維制造業(yè)(28)、塑料制品業(yè)(30)、金屬制品業(yè)(34)、通用設(shè)備制造業(yè)(35)、專用設(shè)備制造業(yè)(36)、交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)(37)、電氣機(jī)械及器材制造業(yè)(39)、通訊設(shè)備、計算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)(40)、儀器儀表及文化、辦公用機(jī)械制造業(yè)(41)和工藝品及其他制造業(yè)(42)。研究對象是選擇本土企業(yè)還是選擇所有企業(yè)?我們認(rèn)為,關(guān)鍵在于確定哪類企業(yè)對本地區(qū)的制度更為敏感。外資企業(yè)由于超國民待遇以及與國外的聯(lián)系較多,可能會較少受到當(dāng)?shù)赝獠恐贫拳h(huán)境因素的影響和約束。進(jìn)一步來看,雖然外資企業(yè)占中國出口的份額很大,但是近年來中國本土企業(yè)的出口呈現(xiàn)快速增長態(tài)勢。據(jù)姚洋與章林峰(2008)的測算,中國本土企業(yè)的出口占世界出口的份額由2000年的2.23%,迅速增長到2005年的4.06%,年均增長率達(dá)到16.41%。中國本土企業(yè),特別是本土制造業(yè)企業(yè),已于2003年占據(jù)中國出口的半壁江山,成為促進(jìn)中國出口增長的主要力量之一。鑒于以上原因,我們把研究的對象聚焦于本土制造業(yè)企業(yè)。我們的研究樣本剔除了外資企業(yè),其中包括:中外合資經(jīng)營企業(yè)、中外合作經(jīng)營企業(yè)、外資獨(dú)資企業(yè)和外商獨(dú)資有限股份公司。盡管所有國有企業(yè)以及銷售額在500萬元以上的非國有企業(yè)的數(shù)據(jù)庫包含了相當(dāng)多的信息,但是其中的一些樣本存在錯漏和統(tǒng)計口徑誤差。例如,有些家族企業(yè)沒有正式會計報表制度,而且數(shù)據(jù)是以1000元為單位,而統(tǒng)一的統(tǒng)計口徑為10000元為單位。我們的處理方法是只要出現(xiàn)以下條件之一,就將該樣本刪除:(1)企業(yè)的員工數(shù)低于8人;(2)銷售額的增長率高于100%或低于0%;(3)工業(yè)增加值為負(fù)。企業(yè)工業(yè)增加值的計算方法是:工業(yè)增加值=工業(yè)總產(chǎn)值-工業(yè)中間投入ue84aSymbolk@@應(yīng)繳增值稅。表1是我們經(jīng)過以上步驟處理后的企業(yè)樣本數(shù)量的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。我們將以上經(jīng)過處理的制造業(yè)微觀企業(yè)層面數(shù)據(jù),按照2002年中國頒布的《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》中的4分位行業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)對企業(yè)層面數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整、加總得到各省的行業(yè)層面數(shù)據(jù)。與2分位或3分位的行業(yè)劃分不同,按照4分位行業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)加總得到的行業(yè)層面數(shù)據(jù),基本上可以將同類同質(zhì)的企業(yè)歸納到同一行業(yè)中,從而可以消除由于行業(yè)中非同類、不同質(zhì)企業(yè)樣本所引起的研究偏差問題。(二)中國省際d行業(yè)i的制度環(huán)境參照Romalis(2004)的基本計量模型思想以及Levchenko(2007)將制度因素引入國際貿(mào)易計量模型的方法,我們得到“簡約”固定效應(yīng)計量模型。模型(1)為“簡約”計量模型,是因為各省的制度環(huán)境變量中已經(jīng)包含了FDI、地理區(qū)位(省會城市到港口距離和內(nèi)部公路與鐵路密集度)以及非國有企業(yè)比重等因素的內(nèi)涵信息。如利用樊綱、王小魯?shù)姆质‰H市場化指數(shù),我們發(fā)現(xiàn)它和各省的FDI、地理區(qū)位以及非國有企業(yè)比重的簡單相關(guān)系數(shù)分別為0.781、0.625、0.567,這表明,在模型中各省的制度環(huán)境變量已經(jīng)包含了FDI、地理區(qū)位以及非國有企業(yè)比重等因素的內(nèi)涵信息。exp■Symbol_A@shareidt=α+β1inst■Symbol_A@didtinstdt+β2labinstidtlabordt+β3capinstidtcapitaldt+γd+υj+?t+εidt(1)exp■Symbol_A@shareidt=α+β1inst■Symbol_A@didtinstdt+β2labinstidtlabordt+β3capinstidtcapitaldt+γd+υj+?t+εidt(1)其中,exp_shareid表示省份d的行業(yè)i的出口占該省GDP的比重。inst_did表示省份d的行業(yè)i的制度依賴或敏感強(qiáng)度(institutionaldependenceintensity)。instd表示省份d的制度環(huán)境。capinstid表示省份d的行業(yè)i資本使用強(qiáng)度(capitalintensity,行業(yè)固定資產(chǎn)/工業(yè)增加值),capitald表示省份d的資本稟賦(人均固定資產(chǎn)),省份的固定資產(chǎn)存量是使用永續(xù)盤存法估算所得,方法和數(shù)據(jù)來源于單豪杰(2008)。考慮到中國企業(yè)出口很大程度上依靠低成本的勞動力稟賦,我們在計量模型中加入了勞動力因素。labinstid表示省份d行業(yè)i的勞動力使用密集度(laborintensity,不同省份d行業(yè)i的員工數(shù)/工業(yè)增加值),labord表示省份d的勞動力稟賦(各省人口,單位為萬人)。此外,γd是第i個省的固定效應(yīng),vj是行業(yè)j的固定效應(yīng),?t是第t年的虛擬變量,εidt是隨機(jī)擾動項。相比OLS的估計方法,使用帶時間虛擬變量的固定效應(yīng)模型可以控制不隨時間變化的地區(qū)固定效應(yīng)和不隨地區(qū)變化的宏觀因素對回歸結(jié)果的影響。依據(jù)前文分析,中國省際地區(qū)的制度環(huán)境可能有兩個維度的變化趨勢:一方面國內(nèi)市場一體化的進(jìn)程受到財政分權(quán)所助長的地方保護(hù)和市場分割的阻礙,由于中國在改革過程中實施了財政分權(quán)體制,地方政府獲得了發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)和通過分割市場保護(hù)或扶持當(dāng)?shù)厝鮿莓a(chǎn)業(yè)的雙重激勵,這種逆市場的力量顯然會影響省與省之間的資源配置效率以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡(李善同等,2004;陳釗等,2004);另一方面,隨著經(jīng)濟(jì)開放的進(jìn)程加快,省際內(nèi)部的貿(mào)易壁壘和市場分割現(xiàn)象出現(xiàn)弱化,省際內(nèi)部的市場一體化進(jìn)程相對于省與省之間的市場一體化進(jìn)程更為迅速。例如,李善同等(2004)的調(diào)查數(shù)據(jù)顯示,中國省際內(nèi)部的地方保護(hù)要顯著低于省與省之間的地方保護(hù)。而且,很有可能出現(xiàn)某個省(地區(qū))內(nèi)部市場一體化進(jìn)程以及制度環(huán)境得到了很大改善,但是該省相對其他省(地區(qū))的地方保護(hù)和市場分割卻沒有得到顯著改善或者改善程度相對滯后。因此,設(shè)計省際層面的制度環(huán)境測度指標(biāo)要兼顧這兩個維度的綜合信息因素。我們設(shè)置了instd=marketd(1-disegd)作為省際層面的制度環(huán)境測度指標(biāo)。其中,marketd使用樊綱與王小魯(2006)開發(fā)的中國市場化指數(shù)體系(2001～2005)中分省際的市場化指數(shù)以及減少商品市場上的地方保護(hù)、對生產(chǎn)者合法權(quán)益的保護(hù)、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)、減少政府對企業(yè)的干涉和金融業(yè)的市場化等六個方面的市場化進(jìn)程指數(shù)。地區(qū)市場分割指標(biāo)disegd的構(gòu)造方法來源于陳敏等(2007)利用各省際地區(qū)的商品零售價格指數(shù)所構(gòu)造的相對價格指數(shù)方法。該方法的特點(diǎn)在于所計算出的市場分割指數(shù)只包括了與市場分割程度有關(guān)的信息,而不包含與商品自身特征相關(guān)的信息。(三)制度環(huán)境與企業(yè)生產(chǎn)率如何測度行業(yè)層面的制度依賴指標(biāo),從而確定行業(yè)層面對外部制度影響效應(yīng)的反映和敏感程度,一直是相關(guān)研究的難點(diǎn)。我們認(rèn)為,一個可替代的方法是通過借鑒計算各省各行業(yè)的全要素生產(chǎn)率(通過企業(yè)層面計算加總而得)的方法,再對其進(jìn)行分解,得到其中外部制度環(huán)境因素對其貢獻(xiàn)成分,以此作為各省各行業(yè)對外部制度環(huán)境影響效應(yīng)的反映和依賴程度指標(biāo)。這種做法的邏輯和合理性在于:從企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)的計算方法來看,全要素生產(chǎn)率反映的是扣除資本和勞動要素貢獻(xiàn)后的企業(yè)“剩余”生產(chǎn)率水平,通常它被視為技術(shù)進(jìn)步(技術(shù)創(chuàng)新)和制度變化這兩個非生產(chǎn)性投入要素部分的貢獻(xiàn),即可被狹義地理解為技術(shù)進(jìn)步(技術(shù)創(chuàng)新)和制度變化這兩個非生產(chǎn)性的投入要素因素對企業(yè)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)。如此,一個直觀的發(fā)現(xiàn)就是,在中國處于轉(zhuǎn)型背景的前提下,進(jìn)一步扣除了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新貢獻(xiàn)成分的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的“剩余”,很有可能就是反映外部制度環(huán)境變化因素對企業(yè)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)成分。企業(yè)扣除技術(shù)創(chuàng)新貢獻(xiàn)成分的全要素生產(chǎn)率的制度性因素“剩余”越大,則反映該企業(yè)的發(fā)展越是依賴外部制度環(huán)境變化因素。一些研究表明,制度是影響企業(yè)乃至產(chǎn)業(yè)層面生產(chǎn)率的重要因素(Williamson,1985)。Olley和Pakes(1996)發(fā)現(xiàn),外部政府管制政策環(huán)境的放松是推動美國電子通訊設(shè)備產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率增長的重要因素。涂正革與肖耿(2005)的研究發(fā)現(xiàn),產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)是導(dǎo)致企業(yè)技術(shù)效率差距的核心因素;李玉紅等(2008)明確指出,轉(zhuǎn)型背景下中國企業(yè)生產(chǎn)效率的提升不僅僅是來自于技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn),其中很大一部分是來自于制度環(huán)境的改善。這些研究為我們通過利用企業(yè)層面全要素生產(chǎn)率來設(shè)計行業(yè)層面的制度依賴指標(biāo),以作為測度行業(yè)對外部制度環(huán)境影響的敏感或依賴程度的代理指標(biāo),提供了一個很好的研究思路。從中國的實際情況來看,制度影響企業(yè)乃至行業(yè)生產(chǎn)率的可能途徑有:(1)外部制度環(huán)境中合約實施的效率會影響到企業(yè)的生產(chǎn)決策(如進(jìn)行一體化還是外包外購戰(zhàn)略決策)以及組織結(jié)構(gòu)與X效率,從而影響到企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模和生產(chǎn)效率;(2)外部制度環(huán)境中的市場化進(jìn)程,如要素市場的市場化、人才市場化、金融市場化、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)的市場化、進(jìn)入管制的逐步市場化等因素顯然會影響企業(yè)的交易成本和生產(chǎn)成本,以及行業(yè)的結(jié)構(gòu)變化和再配置效應(yīng),進(jìn)而影響到企業(yè)和行業(yè)的生產(chǎn)決策行為和生產(chǎn)效率;(3)外部制度環(huán)境中的知識產(chǎn)權(quán)制度,會影響到企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)引進(jìn)、生產(chǎn)工藝流程引進(jìn)、高質(zhì)量生產(chǎn)設(shè)備購買、人才培養(yǎng)、管理組織模式等生產(chǎn)決策行為以及行業(yè)的結(jié)構(gòu)變化與再配置效應(yīng),從而影響到企業(yè)和行業(yè)的生產(chǎn)效率;(4)外部制度環(huán)境中政府對企業(yè)的干涉程度,顯然會影響到企業(yè)的營運(yùn)成本、融資成本、土地資產(chǎn)價格、稅收等,從而影響企業(yè)的生產(chǎn)投資決策行為和行業(yè)的結(jié)構(gòu)變化與再配置效應(yīng),最終影響到企業(yè)和行業(yè)的生產(chǎn)效率。我們從使用上述方法估算的inst_dit(具體計算方法見附錄)可以發(fā)現(xiàn):首先它與行業(yè)全要素生產(chǎn)率的簡單相關(guān)系數(shù)為0.4831,表明通過分解扣除法所得到的inst_dit與行業(yè)全要素生產(chǎn)率之間已經(jīng)存在相當(dāng)大的差異;其次,它與labinstit的簡單相關(guān)系數(shù)為-0.2307,與capinstit的簡單相關(guān)系數(shù)為-0.1913,顯然,這三者之間不存在多重共線性問題。四分省份的回歸結(jié)果我們從固定效應(yīng)模型1的基本回歸中得到分省份行業(yè)的制度、資本與勞動力對出口的影響,然后給出工具變量回歸的結(jié)果以及東、中、西分地區(qū)的回歸結(jié)果。(一)制度依賴特征分析表2列出的是基本固定效應(yīng)回歸模型(1)的估計結(jié)果。在控制了省份效應(yīng)、行業(yè)效應(yīng)(二分位)和年份效應(yīng)后,利用我們前文所估算的行業(yè)制度依賴指標(biāo),以及樊綱與王小魯(2006)的各省市場化進(jìn)程指標(biāo)進(jìn)行回歸,計量結(jié)果顯示,各省各行業(yè)的制度依賴指標(biāo)變量與各省的制度環(huán)境因素變量乘積的系數(shù)顯著為正(見表2中的第(1)欄)。這個結(jié)果表明,在各省中越是依賴外部制度環(huán)境的行業(yè)在制度環(huán)境越是完善的省份中的出口越多,從而為制度影響出口的理論假說、為處于轉(zhuǎn)型以及不同省份地區(qū)間存在制度差異以及市場分割和地方保護(hù)行為的發(fā)展中國家尋找到經(jīng)驗證據(jù)。為了進(jìn)一步檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,我們選用了樊綱與王小魯主編的《中國市場化指數(shù)》一組基于對各省市自治區(qū)調(diào)查分析后得出的市場化各個方面的指標(biāo)指數(shù)。表3是我們所挑選指標(biāo)指數(shù)的spearman相關(guān)系數(shù),從中可發(fā)現(xiàn),雖然多數(shù)反映各省市場化各個方面的指標(biāo)高度相關(guān),但也有不少市場化指標(biāo)的相關(guān)系數(shù)較低。鑒于此,我們使用多方面的市場化指標(biāo)來進(jìn)行穩(wěn)健性分析,表2中的(2)～(6)欄列出了我們使用分省市場化各個方面指標(biāo)的回歸結(jié)果。各省各行業(yè)的制度依賴指標(biāo)變量與各省各個方面的制度環(huán)境因素指標(biāo)變量乘積的系數(shù)顯著為正。這表明,無論是各省制度環(huán)境的哪個方面因素都會顯著影響不同制度依賴特征行業(yè)的出口份額和出口規(guī)模。表2的回歸結(jié)果還顯示,各省各行業(yè)的勞動力使用密集度和各省勞動力稟賦乘積的系數(shù)為正,表明勞動力稟賦是影響中國不同行業(yè)出口能力的重要因素。但是,在不同的市場化指標(biāo)下各省各行業(yè)勞動力使用密集度和各省勞動力稟賦乘積的系數(shù)雖然都為正,但顯著性并不穩(wěn)定,我們認(rèn)為這可能與中國勞動力的大規(guī)?？缡×鲃佑嘘P(guān),從而削弱了省際層面的勞動力稟賦對本地區(qū)不同行業(yè)出口能力的影響效應(yīng);同時,各省各行業(yè)的資本使用密集度和各省資本稟賦乘積的系數(shù)也為正且統(tǒng)計上顯著,表明資本稟賦也是影響中國不同行業(yè)出口能力的重要因素。(二)產(chǎn)品銷售費(fèi)用對企業(yè)社會地位的影響從各省各行業(yè)的出口和制度之間的關(guān)系來看,出口有可能促進(jìn)行業(yè)的外部制度環(huán)境的改善,從而可能產(chǎn)生各省各行業(yè)出口和制度之間的相互決定性的內(nèi)生性問題。第一,我們采用行業(yè)制度密集度變量的滯后一期作為工具變量。第二,我們使用企業(yè)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)活動單位的行業(yè)平均值(multi),作為反映行業(yè)對外部制度環(huán)境敏感和依賴程度的工具變量。我們的理由是,如果外部的制度環(huán)境越好,企業(yè)越容易獲取外部融資、技術(shù)與管理等要素資源,企業(yè)越有可能發(fā)展為多產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)活動的部門。第三,在借鑒Levchenko(2007)等人方法和思想的基礎(chǔ)上,我們使用企業(yè)中間投入品占工業(yè)增加值比重的行業(yè)平均值(mi),作為反映行業(yè)對外部制度環(huán)境敏感和依賴程度的工具變量。原因如下:如果行業(yè)(企業(yè))所面臨的外部制度環(huán)境越好,企業(yè)之間的交易成本越低,企業(yè)越有可能進(jìn)行“外購”或“外包”的生產(chǎn)決策和生產(chǎn)活動,那么會表現(xiàn)為同類同質(zhì)企業(yè)組合而成的行業(yè)的中間投入比重越高。2第四,我們使用企業(yè)層面加總的行業(yè)層面的變量(cf)(產(chǎn)品銷售費(fèi)用-廣告費(fèi))/產(chǎn)品銷售收入,作為反映行業(yè)對外部制度環(huán)境敏感和依賴程度的工具變量。這是因為,相對于標(biāo)準(zhǔn)化且市場充分競爭的產(chǎn)品,越是生產(chǎn)具有復(fù)雜性且具有較高技術(shù)含量產(chǎn)品的行業(yè)(企業(yè)),產(chǎn)品的銷售費(fèi)用比重可能就越高。在外部制度環(huán)境較差的條件下,具有復(fù)雜性且具有較高技術(shù)含量產(chǎn)品行業(yè)(企業(yè))的發(fā)展可能會受到限制。因此,產(chǎn)品銷售費(fèi)用比重高的行業(yè)(企業(yè))可能在外部制度環(huán)境較差的條件下的發(fā)展受到限制。第五,我們使用加總的企業(yè)的行業(yè)平均值(wu)(無形資產(chǎn)/總資產(chǎn)),作為反映行業(yè)對外部制度環(huán)境敏感和依賴程度的工具變量。這是因為,外部的制度環(huán)境越好,企業(yè)越是傾向于構(gòu)建自身的無形資產(chǎn)等高端要素來獲取競爭能力。而在制度環(huán)境較差的條件下,企業(yè)則傾向于構(gòu)建自身的有形資產(chǎn)等要素來獲取競爭能力。例如,在外部金融發(fā)展受到抑制的條件下,擁有更多固定資產(chǎn)的企業(yè)可以憑借有形資產(chǎn)作為抵押品或擔(dān)保品來獲取銀行的貸款支持。因此,對于那些擁有更多無形資產(chǎn)企業(yè)的發(fā)展就會在外部制度環(huán)境較差的條件下受到嚴(yán)重抑制(Huretal.,2006)。在我們樣本中,企業(yè)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)活動單位的行業(yè)平均值、企業(yè)中間投入品占工業(yè)增加值比重的行業(yè)平均值、企業(yè)層面加總的行業(yè)平均值((產(chǎn)品銷售費(fèi)用-廣告費(fèi))/產(chǎn)品銷售收入)和加總的行業(yè)平均值(企業(yè)無形資產(chǎn)/總資產(chǎn)),這四個工具變量與我們利用生產(chǎn)函數(shù)所估算的行業(yè)制度依賴敏感變量的簡單相關(guān)系數(shù)分別為0.478、0.635、0.501和0.641?？梢?數(shù)據(jù)明顯支持四種工具變量與我們利用生產(chǎn)函數(shù)所估算的行業(yè)制度依賴敏感變量之間的正相關(guān)關(guān)系。為了進(jìn)一步驗證這四種工具變量的選用是否合適,我們進(jìn)行了如下的各種檢驗:首先,我們使用典型相關(guān)性似然比檢驗方法來檢驗未被包括的工具變量是否與內(nèi)生的自變量相關(guān)。結(jié)果表明這四種工具變量都在適當(dāng)?shù)娘@著性水平上拒絕了零假設(shè)(零假設(shè)是模型識別力不夠)。其次,我們使用檢驗工具變量和被工具變量之間是否存在弱相關(guān)的方法進(jìn)行檢驗,即工具變量是否為弱工具變量。結(jié)果是這四個工具變量都拒絕了其為弱工具變量的零假設(shè)。最后,我們使用Hanson-Sargan的過度識別檢驗方法進(jìn)一步證實這四種工具變量的合理性。表4的第(1)列給出了使用滯后一期變量作為工具變量的回歸結(jié)果,大體與表2的結(jié)果一致。第(2)到第(5)列給出了使用工具變量的2SLS回歸結(jié)果,結(jié)果表明,β1系數(shù)為正且顯著水平都在1%水平之上,這就給我們的研究提供了堅實的經(jīng)驗證據(jù)。這些結(jié)果顯示,在制度環(huán)境越好的省份中,越是依賴外部制度環(huán)境的行業(yè)越具有較大的出口份額和出口規(guī)模,表明制度對不同省份不同行業(yè)的出口比較優(yōu)勢和出口競爭優(yōu)勢有著決定性的影響效應(yīng)。表5是我們利用Shapley值分解方法對影響不同省份不同行業(yè)出口差異各因素平均貢獻(xiàn)率的分解結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn),在所有因素中,資本因素對不同省份不同行業(yè)出口差異的貢獻(xiàn)作用最大,而制度因素對不同省份不同行業(yè)出口差異的貢獻(xiàn)作用居中,勞動力因素對不同省份不同行業(yè)出口差異的貢獻(xiàn)作用最小。我們還可以看出,在樣本的三年觀察期間,制度因素和資本因素對不同省份不同行業(yè)出口差異的貢獻(xiàn)作用逐步強(qiáng)化,而勞動力因素對不同省份不同行業(yè)出口差異的貢獻(xiàn)作用趨于弱化。另外,地域固有因素和行業(yè)固有因素也對不同省份不同行業(yè)的出口差異產(chǎn)生了較為重要的貢獻(xiàn)。另外,我們還注意到省份勞動力稟賦變量的內(nèi)生性問題。改革開放以來,勞動力跨省地區(qū)之間的流動性越來越強(qiáng)。外出打工,特別是中西部省份地區(qū)的勞動力流向東部沿海省份地區(qū)的規(guī)模巨大。在這種情形下,各省區(qū)的勞動力稟賦,實際上可能并不能真實反映某一省的勞動力稟賦,對該地區(qū)不同行業(yè)(特別是勞動力密集型行業(yè))出口能力的影響效應(yīng)(表2與表4中勞動力稟賦變量顯著性的不穩(wěn)定性)似乎也說明了這一點(diǎn)。東部地區(qū)省份有可能因為中西部勞動力的大量流入而獲得了勞動力密集型行業(yè)或產(chǎn)業(yè)的出口競爭優(yōu)勢,而且,又因為工業(yè)制造業(yè)、FDI以及出口生產(chǎn)能力在東部沿海地區(qū)的聚集,使得東部沿海地區(qū)具有出口競爭能力行業(yè)的發(fā)展又促進(jìn)對中西部省份地區(qū)勞動力的流動。鑒于此,我們使用1982年各省地區(qū)人口總數(shù)作為省份勞動力的工具變量(1982年各省地區(qū)人口總數(shù)來源于第三次人口普查數(shù)據(jù))。這樣的處理具有一定的合理性:1982年是中國改革開放的初期,各省區(qū)的勞動力流動性相對較低。因此可以認(rèn)為,1982年各省區(qū)的人口較少受到改革開放后勞動力流動因素的影響,具有較為嚴(yán)格的外生性。表4的第(6)列報告了我們使用1982年各省區(qū)的人口數(shù)作為省份勞動力稟賦變量的工具變量的回歸結(jié)果,結(jié)果顯示,在其他變量系數(shù)符號和顯著性未發(fā)生改變前提下,各行業(yè)的勞動力使用密集度和各省勞動力稟賦變量乘積的系數(shù)統(tǒng)計上顯著。(三)制度因素對行業(yè)出口影響效應(yīng)的影響中國由于東、中、西地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡以及制度、資本、勞動力要素稟賦的差異,有可能造成不同行業(yè)之間出口能力的差異以及影響行業(yè)出口能力因素的差異。表6報告了按東、中、西三個地區(qū)劃分的回歸結(jié)果。其中,各地區(qū)的第(1)列給出的是OLS的回歸結(jié)果,第(2)列給出的是使用1982年各省人口數(shù)作為各省勞動力稟賦工具變量的回歸結(jié)果,第(3)列報告了以產(chǎn)業(yè)活動單位數(shù)的行業(yè)平均值作為工具變量的回歸結(jié)果(其他工具變量的結(jié)果并未使得研究結(jié)果發(fā)生本質(zhì)改變,限于篇幅沒有報告這些結(jié)果)。對比這些回歸結(jié)果,我們有如下發(fā)現(xiàn)。首先,無論是東部地區(qū),還是在中西部地區(qū),制度因素都是影響行業(yè)出口的重要因素。而且,通過比較制度因素變量的系數(shù)可以發(fā)現(xiàn),在西部地區(qū),制度對制度密集或制度依賴型行業(yè)出口的促進(jìn)作用最強(qiáng),東部地區(qū)次之,而中部地區(qū)制度的這種作用效應(yīng)最弱。我們對此的解釋是,由于西部地區(qū)的制度環(huán)境最差,因此,制度因素對行業(yè)出口的邊際效應(yīng)最大。也就是說,西部地區(qū)制度環(huán)境的改善對制度依賴型行業(yè)出口的促進(jìn)作用相對最大。而對于東部地區(qū)來說,陸銘與陳釗(2009)的研究表明,越是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高和經(jīng)濟(jì)開放程度高的地區(qū)市場分割的動機(jī)越是強(qiáng)烈,因此,不同地區(qū)間市場分割效應(yīng)所體現(xiàn)出的制度因素(因為我們的制度因素指標(biāo)中包含了市場分割因素)對行業(yè)出口的邊際效應(yīng)也較大。換言之,東部地區(qū)市場分割的改善對制度依賴型行業(yè)的出口也會起到較強(qiáng)的促進(jìn)作用。其次,在控制了制度因素的影響效應(yīng)下,在東部地區(qū),資本稟賦是影響行業(yè)出口能力的重要因素,而勞動力稟賦并不是影響行業(yè)出口能力的重要因素。在中、西部地區(qū),勞動力稟賦是影響行業(yè)出口能力的重要因素,而資本稟賦并不是影響行業(yè)出口能力的重要因素。西部地區(qū)勞動力稟賦對行業(yè)出口能力的影響效應(yīng)似乎要高于中部地區(qū)。這些結(jié)果表明,東、中、西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡以及制度、資本、勞動力要素稟賦的差異,事實上是造成東、中、西部地區(qū)不同行業(yè)之間出口差異的重要因素。五行業(yè)層面的制度依賴指標(biāo)本文選擇2001至2003年中國大樣本本土制造業(yè)企業(yè)加總而成的4分位行業(yè),利用C-D生產(chǎn)函數(shù)的分解法得到不同行業(yè)的制度依賴密集度指標(biāo),在綜合考慮了中國省際地區(qū)內(nèi)部的市場化進(jìn)程和省與省之間市場分割的二維制度因素基礎(chǔ)上,并且考慮到行業(yè)的制度依賴密集度指標(biāo)與出口之間可能具有的內(nèi)生性,采用四種工具變量,研究了中國不同省份地區(qū)之間的制度差異對出口差異的影響效應(yīng),主要結(jié)論如下。1.在樣本觀察期內(nèi),我們的經(jīng)驗結(jié)果穩(wěn)健地顯示,在制度越是完善的省份內(nèi),越是制度依賴型的行業(yè)越具有較高的出口份額。這就為中國省際地區(qū)之間的制度差異是影響其出口差異關(guān)鍵因素的假說,提供了來自行業(yè)層面的堅實微觀證據(jù)。2.從東、中、西部分地區(qū)的估算結(jié)果來看,無論是東部還是在中西部地區(qū),制度因素都是影響行業(yè)出口差異的重要因素。在西部地區(qū),制度對制度密集或制度依賴型行業(yè)出口的促進(jìn)作用最強(qiáng),在東部地區(qū)次之,而在中部地區(qū)制度的這種作用最弱;在東部地區(qū),資本稟賦是影響行業(yè)出口的重要因素,而勞動力稟賦不是影響行業(yè)出口的重要因素;在中西部地區(qū),勞動力稟賦是影響行業(yè)出口的重要因素,而資本稟賦并不是影響行業(yè)出口的重要因素;在西部地區(qū)勞動力稟賦對行業(yè)出口能力的影響效應(yīng)似乎要高于中部地區(qū),遠(yuǎn)高于東部地區(qū)。這些結(jié)果表明,東、中、西部不同地區(qū)的制度、資本、勞動力要素,對東、中、西部地區(qū)行業(yè)出口差異的影響作用是不盡相同的。已有的國際貿(mào)易理論多數(shù)以跨國間的制度差異來研究制度對不同國家不同行業(yè)的國際貿(mào)易比較優(yōu)勢的影響,很少考慮一國內(nèi)部地區(qū)間制度差異對地區(qū)間出口差異的影響。現(xiàn)實世界中,處于轉(zhuǎn)型背景的發(fā)展中國家地區(qū)間的制度發(fā)育、發(fā)展和收斂存在差異,這就可能會影響依賴出口導(dǎo)向發(fā)展戰(zhàn)略的發(fā)展中國家地區(qū)間的出口差異,進(jìn)而傳導(dǎo)并影響這些國家地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡。本文的研究結(jié)論顯示,中國地區(qū)間的出口差異很大程度上是由中國地區(qū)間的制度差異引起的,而中國地區(qū)間的出口差異某種程度上又會傳遞且引起了地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異。這些結(jié)論給予我們的政策含義是,消除中國地方政府的地方保護(hù)和市場分割以促進(jìn)中國不同省份地區(qū)之間的制度收斂,可能是消除中國地區(qū)間出口差異乃至經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的重要舉措之一。附錄:行業(yè)層面的制度依賴性指標(biāo)的估算方法我們使用兩步分解法來估算行業(yè)層面的制度依賴性指標(biāo),基本思路如下:首先利用OP方法估算出企業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率;然后再對企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行分解,扣除企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)成分,得到企業(yè)全要素生產(chǎn)率中的制度性“剩余”;最后利用以上兩步分解法所得到的企業(yè)層面的制度性“剩余”按四分位劃分的行業(yè)加總而成行業(yè)層面的制度依賴密集度指標(biāo)變量。具體做法可分為以下A、B兩個步驟:A步驟,OP方法企業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率估算方法。利用一般的科布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)且使用OLS方法來估算全要素生產(chǎn)率會存在兩個偏差問題,相互決定的偏差(simultaneitybias)所引起的內(nèi)生性問題和樣本選擇偏差所引起的偏差問題(selectionbias)。我們借助于Olley和Pakes(1996)發(fā)展出的三步回歸模型框架(OP方法),可以較好地解決在估算企業(yè)TFP時所存在的這兩個問題。OP三步回歸方法的創(chuàng)新之處在于:(1)它可以不借助任何工具變量,在估算生產(chǎn)函數(shù)時可以較好地控制企業(yè)固定資產(chǎn)投資決策和TFP之間的相互決定所引起的內(nèi)生性問題。通常情形下,尋找工具變量有相當(dāng)難度而且爭議頗多。(2)它能夠有效解決因為企業(yè)選擇進(jìn)入還是退出市場的自我決策行為所導(dǎo)致的在利用生產(chǎn)函數(shù)估算企業(yè)TFP時,所造成的樣本選擇性偏差問題。由于一般研究所使用的數(shù)據(jù)都是選擇進(jìn)入或持續(xù)經(jīng)營的可觀察到的企業(yè)樣本,而那些TFP較低的企業(yè)會因為市場競爭淘汰出局而被TFP更高的企業(yè)替代,顯然,忽視這些由于TFP的差異而導(dǎo)致企業(yè)進(jìn)入或退出市場的選擇性行為,必定會導(dǎo)致估算企業(yè)TFP時的選擇性偏差。依照OP方法的基本思路,在借鑒Loecker(2007)等人將企業(yè)的出口行為決策引入OP框架具體做法的基礎(chǔ)上,我們將企業(yè)的出口行為決策引入企業(yè)的投資函數(shù),作為企業(yè)投資決策時的一個關(guān)鍵影響變量。其中,e和EXit是衡量企業(yè)i在t年是否出口的虛擬變量,kit為企業(yè)i在t年固定資產(chǎn)的對數(shù)值,即kit=lnKit。顯然,這里Ie,t(·)和he,t(·)互為反函數(shù)。相應(yīng)地,企業(yè)C-D生產(chǎn)函數(shù)可以寫為:這里,g(Iit,lnKit,EXit)定義為g(