市場制度、人口紅利和中國的出口增長
2017-09-09 22:52:01李昭華湛文婷
人口與經濟 2017年4期
李昭華+湛文婷
摘 要：基于1978—2014年中國30個省份的面板數據，考察了市場制度、人口紅利及兩者交互項對中國出口增長的影響。研究發現，對中國總體和東、中部地區而言，市場制度和人口紅利促進了出口增長；對西部地區而言，市場制度和人口紅利抑制了出口增長；其中中國總體和東、西部地區市場制度水平的提高促進了人口紅利的轉變，而中部地區市場制度水平的提高反而抑制了人口紅利的轉變。分時期回歸發現，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。
關鍵詞：市場制度；人口紅利；中國出口增長
中圖分類號：C92-05 文獻標識碼：A 文章編號：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，中國對外貿易取得了歷史性的進步。1978年，中國貨物進出口總額只有206億美元，在世界貨物貿易中排名第32位，所占比重不足1%
數據來源：《中國的對外貿易》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
數據來源：《中國貿易外經統計年鑒2013》。。到2013年，中國貨物進出口總額達到4.16萬億美元，超過美國首次成為全球第一貨物貿易大國
數據來源：《2013年國民經濟和社會發展統計公報》。。
大多數觀點認為，改革開放以后中國在對外貿易上取得的巨大成功取決于中國的人口紅利。中國的對外貿易主要集中于加工貿易，農村經濟體制改革和大量農村剩余勞動力的轉移帶來了廉價的勞動力，使得中國在勞動密集型的加工貿易產品上具有比較優勢，直接推動中國出口貿易高速增長。在人口經濟領域，通常從勞動年齡人口比重提高和人口撫養比下降的角度來闡釋人口紅利的內涵[1]。中國的人口總撫養比在1982年為62.6%，隨后一直處于下降趨勢，直到2010年下降為34.2%，之后出現了緩慢上升，到2014年為36.2%
數據來源：《中國統計年鑒2015》。。也就是說中國的勞動年齡人口在這一階段的負擔逐漸減輕，人口紅利得到釋放；直到2010年，由于人口老齡化的到來，勞動年齡人口負擔逐漸加重。
同時，改革開放以后中國在制度上也有較大改變。1978年以前，中國對外貿易實行的是計劃管理體制，主要是以國家統一管理的國有外貿企業為經營主體，并且對非國有進出口企業進行社會主義改造，由國有外貿企業領導其業務經營。1950年國有外貿進出口額占全國進出口總額的68.4%，1952年上升到92.8%，占有絕對優勢
數據來源：中國外貿體制改革的進程、效果與國際比較課題組.中國外貿體制改革的進程、效果與國際比較[M] .北京：對外經濟貿易大學出版社，2007：5。。同時中國對價格和匯率進行嚴格控制，實行雙軌制的外貿定價制度，國內實行固定價格制度和匯率制度。
改革開放以后，外貿體制的改革主要表現在兩個方面。一是對非國有外貿企業的改革。1978年以后，為打破國有外貿企業獨家經營的局面，政府下放外貿經營權，逐步推行出口自負盈虧承包經營責任制，允許非國有企業從事外貿活動，參與外貿的企業形式呈現多樣化。截至2013年，國有外貿企業出口額占全國出口額的11.27%，外商投資企業出口額占全國出口額的47.25%，私營企業出口額占全國出口額的39.06%，非國有外貿企業成為中國出口貿易的主力軍
數據來源：《中國商務年鑒2014》。。二是對外貿計劃體制的改革。隨著外貿經營權的下放，逐步簡化計劃內容，減少外貿行政干預，逐步放開商品價格，1994年取消匯率雙軌制，雙重匯率并軌，實行以市場經濟為基礎的有管理的浮動匯率，外貿體制逐漸從計劃經濟轉為市場經濟。
從數據上看，中國的廉價勞動力帶來的“人口紅利”和改革開放帶來的“制度紅利”可能促進了中國的出口增長。但是由于勞動力總量增長對經濟增長的邊際貢獻正在遞減，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勢，這種粗放型的經濟增長方式是不可持續的，從長遠來看，中國必須通過提升制度質量來獲取國際分工的有利地位，中國應從“人口紅利”轉向“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作用？哪種因素對中國的出口增長影響更大？中國現階段是否能從“人口紅利”轉向“制度紅利”？
二、文獻綜述
國內外關于人口紅利與貿易的早期研究大多集中于人口比重或人口結構對經常賬戶或國際資本流動的影響[3-7]。呂健研究發現勞動年齡人口比重增速對對外貿易增長速度有較大影響[8]。翟士軍和黃漢民研究發現人口紅利對加工貿易出口額具有顯著的正效應[9]。更多情況下，勞動人口數量只是作為一個次要的影響因素或者控制變量出現在各類研究中[10-11]，并且不再是貿易研究的重點，而制度對貿易的影響逐漸被研究者重視。
根據不同國家的制度變量，關于制度對貿易的影響研究可以分為三類：
第一類是研究進口國的制度安排對出口國貿易的影響[12-14]。此類研究大多是研究雙邊貿易，以貿易引力模型為基礎，在理論假設下推導出包含制度變量的擴展模型。第二類是研究出口國的制度安排對出口國貿易的影響[11，15-16]。此類研究大多數沒有理論模型，根據經濟理論或者實證經驗得到一般簡約計量模型。但是作為一個例外，金祥榮等基于一個兩國三地區競爭壟斷模型，通過差分消除對地區出口有影響的共同特征，得到出口地區制度對地區出口差異影響的模型[10]。第三類是同時研究進口國和出口國的制度安排對出口國貿易的影響[17-19]。此類研究基本是研究雙邊貿易，即相互貿易的兩個國家的制度安排對貿易的影響，所以使用的模型是擴展的貿易引力模型。不同的是德（De）、丹尼爾（Daniel）等的計量模型僅僅是在引力模型的基礎上直接加入進口國和出口國的制度變量，而余淼杰對引力模型的擴展有嚴格的理論推導過程[17-19]。endprint
上述各個研究得出類似的結論，即制度越好、越完善，貿易越活躍，出口額越高。
在研究制度與貿易關系的過程中，制度變量的選擇是一個重點，但是制度是難以量化和衡量的，因此制度的衡量是一個難點。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表的權威機構或個人的研究資料，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據庫“政體民主度”（Polity IV）[19]；Freedom House的出版物《經濟自由指數》[12-13，15]；遺產基金會（Heritage Foundation）公布的經濟自由指數[14]；樊綱等在不同年份發表的《中國市場化指數》[11]。第二種方法是使用別人計算或者自己計算的制度數據[10，16-17]。
現有文獻存在以下四個方面的不足。
第一，回歸模型的設定缺乏理論模型推導的支持。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易。如果想進一步研究一個國家內的省份或行業的貿易，大多數文獻缺乏理論模型，只是根據經濟理論或者實證經驗直接進行計量回歸分析。
第二，從以上綜述可以看出，中國廉價勞動力帶來的“人口紅利”和改革開放帶來的“制度紅利”均可能促進出口增長。但大多文獻單獨考察人口紅利或市場制度對中國出口增長的促進，極少有學者同時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，大部分文獻研究數據集中于近十幾年，時間跨度太短，無法衡量在制度變遷過程中制度對貿易影響的變化趨勢。例如《經濟自由指數》和遺產基金會公布的經濟自由指數都是從1995年開始的，樊綱等的《中國市場化指數》是1997年開始，因此在使用數據作為制度變量時勢必會受到這些數據的時間限制。
第四，現在大部分文獻研究的是發展中國家或者歐美國家制度對貿易的影響，而對中國的研究偏少。在研究中國的制度與貿易關系的文獻中，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易的影響，但是時間跨度太短，而中國的制度變遷在改革開放以后有明顯的改變。
為了彌補上述不足，本文以模型推導為基礎，使用1978—2014年中國30個省份的面板數據，分地區、分時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易影響的變化趨勢，并且比較兩者及其交互項對貿易影響程度的大小。本文的主要貢獻有：①運用理論模型分析市場制度和人口紅利對出口的影響，以此為基礎設定計量分析的回歸模型；②同時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計算1978—2014年中國的市場化制度指數，進而分析37年間市場制度變遷對出口的影響。 西藏自治區部分年份的數據不完整，因此只用了中國30個省份的面板數據。
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[9，19]。
假設共有J+1個國家，每個國家生產一種產品。i國從J個國家進口產品，j為其中某一個出口國。i國代表性消費者的效用函數滿足CES效用函數：
Ui=∑Jj=1（θjCij）σ-1σσσ-1，（σ>1）（1）
其中，Cij為i國所消費的從j國進口的產品數量。θj為j國產品的質量，假設產品質量與j國國內市場制度有關，θj=eaMj，a>0，Mj為j國國內市場制度。σ為產品間的替代彈性。在本文模型中，進口產品的質量θj是出口國j國國內市場制度的函數，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格的行業監管保證了產品的質量[19]。在價格不變的情況下，消費者更偏好于高質量的產品[20]。因此，本文模型假設進口國i的消費者的效應函數是出口國j的國內市場制度的增函數。
進口國i的消費者約束為：
∑Jj=1pijCij≤Ii（2）
式（2）中，pij為i國從j國進口的產品價格，Ii為i國在進口產品上的總消費支出。在此約束條件下，使i國消費者效用最大化，求解可得：
Cij=θjσ-1pij-σP1-σi·Ii（3）
式（3）中總價格指數定義為Pi=[∑Jj=1（pij/θj）1-σ]11-σ。
假設j國生產符合C-D生產函數，
qj=Alαjkβj （A>0，α>0，β>0）（4）
式（4）中，l、k分別為勞動力數量和資本存量。
j國生產利潤函數為：
∏j=pjqj-wjlj-rjkj（5）
式（5）中，pj為j國產品的價格，wj、rj分別為j國工資、資本租用價格。
假設j國為完全競爭市場，則均衡時∏j=0，可以得到：
pj=wjlj+rjkjAlαjkβj
（6）
假設從j國出口到i國的產品，在運輸過程中存在“冰山成本”：τij。則從j國出口到i國產品的離岸價格（pj）和到岸價格（pij）之間的關系為：
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國勞動力數量和國內市場制度求導，可得：
lnEjilj=（σ-1）αlj-wjwjlj+rjkj（9）
lnEjiMj=a·（σ-1）（10）
命題1：當lj
命題2：國內市場制度的改善能促進出口增長。因為a>0且σ>1，所以lnEjiMj>0。這一結論與大多數研究的實證結論相一致。
四、變量選擇、模型設定及數據說明
關于市場制度、人口紅利對出口增長的影響，本文采用中國省級面板數據驗證上述理論分析所得到的結論。
1. 變量選擇
（1）被解釋變量。各地區出口額（Exp），按照美國CPI進行平減，折算為以1978年為基期的不變價格出口額。
（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，當前國內比較權威的指標是樊綱等構建的中國市場化指數[21]。該指數由五個方面構成：政府與市場的關系、非國有經濟的發展、產品與市場的發育程度、要素市場的發育程度、市場中介組織發育和法律制度環境。新中國成立以來，在制度方面的變化主要分為兩個部分：一是由計劃轉為市場的資源配置，改革開放以后，政府通過計劃方式分配資源逐步轉向由市場來分配經濟資源；二是由國有經濟向非國有經濟的過渡。由于樊綱等的地區市場化指數的起止年份為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，本文結合市場制度變遷的主要趨勢及數據的可獲得性，選擇政府與市場的關系及非國有經濟的發展作為衡量市場制度變遷的主要變量[21]。
其中，用市場分配經濟資源的比重衡量政府與市場的關系，即政府財政支出占GDP的份額，這是一個負向指標，其剩余項①
代表由市場分配經濟資源的份額。非國有經濟發展主要用非國有經濟在工業總產值中所占份額和非國有經濟職工人數占城鎮總職工人數的份額來衡量。樊綱等發現用主成分分析法與算數平均法合成的市場化指數非常接近，因此最終用算術平均法計算市場化指數，同時也解決了指數的跨年度可比性問題[21]。本文也采納這種方法，將非國有經濟在工業總產值中所占份額與非國有經濟職工人數占城鎮總職工人數的份額用算術平均法合成為非國有經濟發展指數，將政府與市場的關系（財政支出占GDP份額的剩余項）與非國有經濟發展指數用算數平均法合成市場化水平指數。用市場化水平指數來衡量地區制度環境，該指數越大，說明制度環境越好。
人口紅利（DR）。在實證研究中，普遍認為勞動年齡人口比重、人口撫養比（少兒撫養比、老年撫養比）是衡量人口紅利較好的代理變量[22]。本文選擇人口撫養比作為衡量人口紅利的代理變量，但是由于數據的局限性，無法獲得1990年以前各地區人口撫養比數據，因此本文使用總就業人口占剩余常住人口（常住人口減去總就業人口）的比重②
，作為人口紅利的代理變量，該指標越大，就業人口負擔越輕，人口紅利越大。使用該指標還有一個優點，可以解決人口紅利外溢的問題。鐘水映和李魁研究發現，在開放環境中，地區間的人口紅利存在“外溢效應”，如果只使用人口撫養比衡量人口紅利，只考慮了勞動年齡人口所形成的人口紅利，無法衡量人口流動所形成的人口紅利[23]。
（3）控制變量。①FDI。各地區實際利用外商直接投資額，按照美國CPI進行平減，折算為以1978年為基期的不變價格FDI。②
基礎設施（Inf）。用各地區內的鐵路里程、內河航道里程和等級公路里程（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）。用各地區普通高等學校在校學生數衡量。④
技術（Tech），用各地區勞動力人均三項專利的數量來衡量。因為一個地區人均專利數量越多，說明這個地區的科技發展和創新能力越強，相應的技術水平也越高。⑤
經濟發展水平（GDP）。用各地區人均國內生產總值衡量，由于國內生產總值包含出口，為避免內生性問題，使用滯后一期的人均國內生產總值作為經濟發展水平的代理變量。用CPI進行平減，折算為以1977年為基期的人均不變價格國內生產總值。
2. 模型設定
基于上面的理論推導，構建如下計量模型：
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，ν為省份個體效應，ε為誤差。考慮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，在實際估計過程中對所有變量取自然對數。
式（11）中加入交互項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，發現處于人口紅利期的國家并不能自動獲取人口紅利帶來的經濟增長成果，而是需要良好的制度環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）產生的偏效應，將交互項進行中心化處理，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. 數據來源及說明
本文使用了1978—2014年全國30個省市的面板數據，并將其分為東、中、
西部
東部地區包括：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、海南省；中部地區包括：山西省、吉林省、黑龍江省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南省；西部地區包括：內蒙古自治區、廣西壯族自治區、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、新疆維吾爾自治區。
三部分。出口額、政府財政支出、GDP、工業總產值、總就業人數、常住人口、城鎮單位職工人數、FDI、普通高等學校在校學生數、鐵路里程、內河航道里程和等級公路里程，數據均來源于《新中國六十年統計資料匯編》、《中國統計年鑒》、《中國人口和就業統計年鑒》和地方統計年鑒。國家三項專利申請量來源于《中國科技年鑒》和地方統計年鑒。其中工業數據的統計口徑在1998年和2007年有所調整，本文按照陳詩一的方法進行相應調整，統一為全工業口徑數據[25]。對于少數年份數據缺失采用三項移動平均或者線性函數假定進行推算。endprint
表1匯報了本文所用的主要變量的統計特征，并進一步將數據劃分為東、中、西部三部分分別進行討論。
五、回歸結果與穩健性分析
對式（12）進行回歸，并且將數據分為三部分進行回歸分析：總體回歸分析，分地區（東、中、西部）回歸分析和分時期回歸分析。在總體回歸分析和分地區（東、中、西部）回歸分析中，由于時間跨度（37年）較長，屬于長面板數據，因此在進行計量回歸前，對數據分別進行了組間異方差檢驗、組內自相關檢驗和組間同期相關檢驗，再根據各檢驗結果選擇全面FGLS估計或者面板校正標準誤估計（PCSE）。在分時期回歸中，由于時間跨度（6年或7年）較短，屬于短面板數據，因此首先對數據進行Hausman檢驗，再選擇使用固定效應（FE）還是隨機效應（RE）模型。
1. 總體回歸及分地區回歸分析
表2匯報了1978—2014年總體樣本及分地區樣本的回歸結果。
就總體樣本而言，市場制度、人口紅利及兩者的交互項系數為正。說明市場制度水平的提高和人口紅利的增加均能促進出口增長，并且市場制度水平的提高能促進人口紅利轉變為生產力，進而促進出口增長。但是市場制度對出口增長的影響程度要遠大于人口紅利對出口增長的影響程度。其余控制變量，FDI、基礎設施、人力資本、技術和經濟發展水平均能顯著地促進出口增長，其中，人力資本、技術和經濟發展水平的影響程度要大于FDI和基礎設施對出口增長的影響程度。
比較東、中、西部的回歸結果，可以發現，東部和中部地區市場制度水平的提高能促進出口增長，且東部地區的促進作用要大于中部地區。這與命題2的結論相一致，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。究其原因，可能是因為西部的市場制度水平一直低于全國平均水平，且在近二十年間基本處于一個穩定狀態，波動幅度較小。但是在這一期間，西部的出口額有迅速上升的趨勢，因此實證結果可能會出現市場制度水平的提高反而抑制了出口增長的情況。
就東、中部地區而言，人口紅利的增加均能促進出口增長，但是，中部地區人口紅利的促進作用要大于東部地區；西部地區與東、中部相反，人口紅利對出口增長的作用為負。這也正好印證了前面推導的命題，即人口紅利增加（勞動力增加）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，東、西部地區系數為正，中部地區系數為負，說明東、西部地區市場制度水平的提高促進了人口紅利的轉變，進而促進出口增長，而中部地區正好相反。究其原因，可能是因為國有經濟向非國有經濟的轉變促使市場制度水平提高，但是國有企業的改革造成大量職工下崗，而中部地區有大量的國有企業，因此造成了通過就業人口來衡量的人口紅利的降低，因此中部地區市場制度的提高反而抑制了人口紅利的轉變。
再觀察控制變量，可以發現，只有東部地區的基礎設施系數為負，其余變量的系數為正，且大部分變量顯著。在東部地區，技術對出口增長的影響最大，且十分顯著，其次為經濟發展水平和FDI。這與現實情況相符合，東部地區往往是全國技術研發和FDI投資聚集區域，并且經濟發展水平也是全國區域經濟中最高的，因此這三項對出口增長的影響最大。另外，東部地區為沿海城市，有大量港口，因此基礎設施的建設對出口影響不大，甚至為負。但是在中部地區，基礎設施對出口的影響程度最大且顯著為正，其次是技術、經濟發展水平、人力資本和FDI。因為中部地區如果要進行出口貿易，必須通過公路、鐵路和內航河道將產品運往東部港口，因此基礎設施建設對中部地區的出口影響最大。西部地區與中部地區類似，對出口增長影響最大的控制變量為經濟發展水平、基礎設施，其次為技術、FDI和人力資本。通過比較，我們可以發現技術對東、中、西部出口的影響都較大，且十分顯著。
2. 分時期回歸分析
表3為全國總體分時期樣本回歸結果，考慮了1997年的亞洲金融危機、2002年中國加入WTO和2008年的全球金融危機可能對中國的出口產生影響，將1978—2014年分為6個時期。
橫向比較6個時期的市場制度、人口紅利及兩者的交互項。市場制度對出口增長的影響符合“N”型曲線關系。改革開放以后，中國市場化進程逐步推進，其對出口的影響在20世紀80年代末期達到峰值，繼而逐步下降，到最近7年又有一個緩慢上升的趨勢。這一回歸結果與現實相符，中國自1978年改革開放以來，從一個封閉經濟體轉變為一個自由開放經濟體，逐步從計劃經濟轉變為市場經濟，從國有經濟占主導地位向非國有經濟占主導地位逐步轉變，因此在改革初期，制度轉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的沉重打擊，國家出臺一系列改革政策推動中國出口增長，將深化改革作為今后經濟發展的重點，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，低成本的勞動力是中國出口的比較優勢，人口紅利對出口增長的影響逐漸增加，同樣在20世紀80年代末期達到峰值，之后逐步下降。20世紀80年代嬰兒潮的出現使1996—2001年人口紅利對出口增長的影響出現了上升的趨勢，再加上2002年中國加入WTO，國際對中國出口產品的需求增加，使人口紅利對出口的正效應在2002—2007年繼續增長。到2008年以后，人口紅利增速減緩，再加上國際金融危機的沖擊，使得人口紅利對出口增長的影響減緩，甚至為負。
而就市場制度與人口紅利的交互項來看，在人口紅利達到峰值的兩個時期（1984—1989年和2002—2007年）為負，但是不顯著。說明在人口紅利達到峰值時，市場制度并沒有很好地促進人口紅利的轉變，反而抑制了人口紅利的轉變，繼而造成人口紅利對出口促進作用下降。值得關注的是在改革開放初期，市場制度與人口紅利的交互項為負，但這一時期人口紅利并未達到峰值。究其原因，可能是因為在改革開放初期，市場制度的轉變處于嘗試階段，市場制度對人口紅利的影響尚處于一個磨合階段，因此這一階段市場制度的轉變沒有促進人口紅利的轉變，反而有抑制作用。其他三個時期，市場制度與人口紅利的交互項系數均為正。endprint
各個控制變量在6個時期內的變化趨勢各不相同。在改革開放初期，即1978—1983年，經濟發展水平對出口的影響最大，其次為基礎設施。1984—1989年，人力資本的優勢逐漸凸顯，基礎設施對出口的影響有所增長，但是這一時期經濟發展水平、技術和FDI對出口的影響迅速下降。1990—1995年，FDI和技術對出口的影響增大，經濟發展水平、基礎設施和人力資本對出口的影響減少。1996—2001年，經濟發展水平和技術對出口的影響增加，其他三類變量對出口的影響均出現不同程度的下降。2002—2007年，除技術外，其他四類變量對出口的影響均出現下降，經濟發展水平和人力資本的下降幅度較大，其中人力資本的系數變為負值，但是不顯著。2008—2014年，人力資本對出口增長的影響最大，高達1.578，且十分顯著，在這一時期經濟發展水平對出口的影響降至最低點，系數為0.0676。
3. 穩健性分析
已有文獻表明出口和制度之間可能存在相互影響，因此可能存在內生性問題。同樣人口紅利與其他變量可能也存在相似的內生性問題[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行估計。
表4、表5為總體、分地區、分時期使用面板工具變量的回歸結果
由于篇幅有限，僅匯報主要解釋變量的回歸結果，其他控制變量的回歸結果如感興趣可向作者索要。
在表4中，東、中、西部地區市場制度、人口紅利及兩者交互項的符號與表2中一致，且系數差距不大。在總體回歸中，市場制度和人口紅利的系數符號與表2中一致，系數略有差距，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的符號與表2中符號相反，但是面板工具變量估計的交互項并不顯著。在以上穩健性檢驗中，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年人口紅利系數的符號與表3中符號不一致，其余變量的符號均相同，但是面板工具變量估計的2008—2014年人口紅利系數并不顯著。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，說明本文的回歸結果是比較穩健的。
六、結論
本文首先通過理論假設，設定包含市場制度和勞動力的中國出口增長模型，通過對市場制度和勞動力求偏導，得到兩個命題。發現市場制度的提高有利于出口增長，但是勞動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個省份的面板數據進行回歸分析，驗證了這兩個結論。同時證明結論是穩健的。主要結論有以下兩方面。
第一，在1978—2014年總體回歸和分地區回歸中，除了西部地區外，全國總體、東部和中部地區市場制度的提高和人口紅利的增加會促進出口增長。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，全國總體、東部和西部市場制度的提高能促進人口紅利的轉變，進而促進出口增長。考慮其他控制變量，技術、經濟發展水平和FDI是東部地區出口增長的主要源泉。對于中西部地區而言，基礎設施建設是出口增長的最主要動力，其次為經濟發展水平和技術。這是因為中西部為內陸地區，如果要進行出口貿易必須通過公路、鐵路和內航河道將產品運往東部港口進行出口，因此基礎設施建設尤其重要。
第二，在分時期回歸分析中，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，并且無論在哪個時期，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，在人口紅利處于峰值時為負，其余時期為正，說明在人口紅利峰值時，市場制度并沒有很好地促進人口紅利的轉變，反而抑制了人口紅利的轉變，繼而造成人口紅利對出口的促進作用下降。其他控制變量在6個時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，中國要想擴大出口增長，應根據不同地區的實際情況，實施因地制宜的政策。對東部地區而言，主要是加強研發投入，吸引外資；對中西部地區而言，主要是加強與貿易相配套的基礎設施建設，其次是吸引外資。另外，要加強所有地區的人力資本投入，例如對基礎教育的投入、就業培訓等。同時要出臺相應政策，加強制度對人口紅利的轉變，例如現今實行的二孩政策、戶籍制度改革等，從而保證人口紅利再次達到峰值時，市場制度不會抑制人口紅利的轉變，進而不會抑制出口增長。
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