經濟制度質量對出口二元邊際的影響研究

[摘要] 基于制度有效性和穩定性視角，將經濟制度納入異質性企業理論模型，推導出經濟制度對出口二元邊際的影響機理。在此基礎上，采用2002—2019年中國對“一帶一路”沿線國家的出口貿易數據，將中國出口增長進行結構性分解，并實證檢驗經濟制度對出口二元邊際的影響。研究表明，在制度有效性一定的條件下，制度穩定性越強，越利于中國出口二元邊際擴張。同時，制度穩定性也是制度有效性影響中國出口二元邊際的門檻條件，只有制度穩定性保持在一定的門檻值之內，制度有效性提升才能顯著促進拓展邊際擴張、阻礙集約邊際下降。因此，為實現出口貿易持續穩定增長，需要通過不斷深化改革提升經濟制度質量，同時在改革過程中也要注意維護制度環境的穩定性，以此保證制度質量的循序漸進和前后銜接。

[關鍵詞]“一帶一路”;二元邊際;制度有效性;制度穩定性

[中圖分類號]F125; F75262[文獻標識碼]A[文章編號]1673-0461（2022）01-0009-10

一、引言

改革開放以來，中國出口貿易經歷了一個持續的高速增長階段，出口額從1978年的1676億元攀升至2019年的3154萬億元，年均增長近20%，在2002—2007年出口繁榮期年均增速更是高達2828%，創造了世界出口貿易增長奇跡，也為中國貿易大國地位奠定了堅實基礎。但需要指出的是，中國出口增長呈現出明顯的波動特征，且在遭遇外部沖擊時表現尤為突出。例如，東南亞金融危機使得中國1998年的出口增長率降至041%。2009年金融危機爆發，中國當年出口貿易額下降了1829%，雖然2010年之后開始回升，但2010—2015年的年均增速僅為569%，較繁榮時期的增長幅度存在顯著差距。為什么中國的出口貿易極易遭受外部沖擊的影響？顯然，僅以外部需求萎縮對這一現象進行解釋是片面的，還應深入探討中國出口貿易的微觀結構，特別是企業的出口種類的變化，即拓展邊際的變化。

新制度經濟學認為，經濟制度是一國經濟增長的核心源泉，也是貿易發展的根本決定因素。中國一直致力于推進經濟制度改革，以進一步提升經濟制度質量，更是先后提出了“一帶一路”和供給側結構性改革等重大戰略。然而，與貿易增長類似，中國經濟制度質量增長也呈現出明顯的波動性特征。根據美國傳統基金會的數據，中國的經濟自由度分值從1995年的52上升至2000年的最高值564后又迅速下降，之后再次緩慢增長至2019年的584。這提醒我們，中國出口貿易增長與經濟制度存在相對一致的變化趨勢，深入探討中國經濟制度與出口貿易的關系，尤其是從二元邊際角度分析經濟制度對企業出口的作用具有十分重要的現實意義。針對該問題，本文提出以下疑問：經濟制度對出口二元邊際有沒有影響？這種影響體現在拓展邊際上還是集約邊際上？表現為促進還是抑制？

二、文獻綜述

新新貿易理論的提出促進了經濟學家對貿易增長分解的研究。MELITZ（2003）、BERNARD等（2003）提出的異質性企業貿易模型，主張從集約邊際與擴展邊際兩個維度分析貿易增長[1-2]。隨著相關理論的日益完善，該模型逐漸成為研究貿易增長驅動的重要方法。從二元邊際角度進行系統研究的既有文獻大致可以概括為三類：

第一類主要測度出口的二元邊際結構。這類文獻又可以細分為兩類：一是認為拓展邊際在貿易增長中占據主導地位。HUMMELS和KLENOW（2005）采用HS編碼六分位貿易數據研究世界上主要經濟體的二元邊際發現，拓展邊際對大國貿易增長的貢獻度達到60%[3]。BESEDE和PRUSA（2011）利用發達國家出口貿易數據進行分析發現，拓展邊際比集約邊際具有更明顯的拉動作用[4]。譚晶榮等（2013）以1996—2010年中越兩國農產品貿易為研究對象，同樣得出了拓展邊際更利于出口擴張的結論[5]。二是強調集約邊際是貿易增長的主要方式。AMITI和FREUND（2007）認為中國對美國的出口貿易增長至多只有15%是拓展邊際推動的，集約邊際處于絕對地位[6]。與之類似，AMURGOPACHECO和PIROLA（2007）基于1990—2005年24個國家貿易數據發現，集約邊際對出口增長的貢獻高達86%[7]。盛斌和呂越（2014）對中國商品貿易的研究結果也證實出口增長主要源于持續的產品在目標市場的擴張[8]。馬凌遠（2016）借助SITC編碼五位數據測算不同生產要素密集型產品的二元邊際發現，中國所有類別產品的出口增長方式都是以集約邊際為主，且依賴程度愈來愈重[9]。

第二類著重分析二元邊際的福利效應。一般認為，原有產品出口數量增加引致的貿易增長有利于國家比較優勢升級，但也有可能因為出口數量增加導致貿易條件惡化，進而引發貧困化增長現象，使出口極易遭受外部沖擊的影響;而拓展邊際不僅有助于出口國建立多元化的生產體系，也會使貿易條件逆向變化概率相對降低[10]，因此，相對于集約邊際，一般認為拓展邊際對福利效應的作用更突出。例如，從生產率看，FEENSTRA和KEE（2008）研究發現，出口國產品種類每增加一個百分點，其生產率將提升013個百分點，而集約邊際通過發揮比較優勢來提升生產率的效果并沒有拓展邊際顯著[11]。從出口穩定性看，企業開始出口后面臨的固定成本將大幅下降，為避免再次進入市場支付的高沉沒成本，企業在遭遇外部沖擊時可能仍選擇繼續出口[12]，這意味著鼓勵新企業進入市場比擴大現有企業規模更有助于應對風險。近年也有學者提出不同觀點。BESEDE和PRUSA（2011）認為出口企業的持續時間有待延長，并且企業在目的國的持續與否、集約邊際擴張會作用于國家層面[4]。KOHN等（2016）也認為新進入的企業更容易退出出口市場，進而引起更大的波動[13]。結合兩種觀點，陳勇兵和陳宇媚（2011）主張從集約邊際和拓展邊際兩者的作用力權衡考慮對貿易福利的效應[14]。

第三類重點考察二元邊際的影響因素。現有文獻主要討論了貿易成本[15-17]、技術創新[18-19]、融資約束[20-22]、金融發展[23]、外部沖擊[24-25]等因素對二元邊際的影響。針對經濟制度與二元邊際關系的研究文獻相對較少，并且主要集中在制度自由化和制度確定性方面。在制度自由化方面，GALAN和OLADIPO（2009）通過墨西哥對美國的出口數據發現北美自由貿易協定促進了雙邊貿易產品種類的增加[26];FRENSCH等（2016）對歐洲國家的研究同樣認為貿易自由化主要沿著拓展邊際拉動貿易增長[27];而許統生和張毓卿（2014）對中國與其16個主要出口貿易伙伴的研究結果則表明，駐外貿易機構對拓展邊際和集約邊際均有促進作用，但對前者的作用更顯著[28]。在制度確定性方面，魏友岳和劉洪鐸（2017）在考察了經濟制度對中國出口二元邊際的影響后指出，經濟政策不確定性重點通過抑制新興產品貿易來限制貿易增長，但是對原有產品出口的作用不確定[29]。

通過梳理既有文獻可以發現，國內外學者對二元邊際的研究已經取得了豐碩的成果，但是將經濟制度與出口二元邊際聯系在一起進行研究的文獻有待豐富。據此，本文試圖從制度有效性和制度穩定性視角，探討中國經濟制度對出口二元邊際的影響作用，以彌補既有文獻不足，并為中國出口貿易實現持續穩定增長提供政策參考。

三、理論模型

在借鑒魏友岳和劉洪鐸（2017）理論模型的基礎上[29]，本文將制度有效性與制度穩定性引入模型，探討經濟制度對出口二元邊際的作用機制。

（一）基本假設

為了進行模型推導，本文提出一些基本的假設條件：

第一，世界上存在R個國家（r=1，2，…，R），各國均將勞動作為唯一生產要素，國家r的勞動總量表示為Lr。

第二，各國生產技術相同，且均為傳統部門A與制造業X兩個部門。傳統部門在完全競爭、規模報酬不變與單位勞動投入的情形下提供相同的傳統產品且以零成本進行無障礙貿易，將該類產品價格標準化為1。制造業部門供應連續差異化產品，且每個企業在自己的生產領域都是壟斷者。

第三，所有消費者對傳統產品和制造品具有相同偏好，且可以用CES效用函數表示。

第四，X部門企業的勞動生產率φ有所不同，同時企業生產率φ服從尺度參數為γ的帕累托分布，Pφ<φ=F（φ）=1-φ-γ，其中dF（φ）=γφ-γ-1dφ，φ≥1;參數γ>σ-1;這表明γ反向作用于企業異質性，多數產出集中在少數規模大、生產率高的企業。

第五，企業出口需要承擔固定貿易成本fod和可變貿易成本τod。其中，fod是客觀存在的，主要包括企業建立國外銷售渠道、改良產品以滿足國外消費者偏好、出口時履行行政手續、獲取出口市場信息以及政府規制等產生的相關費用。τod為“冰山型”成本，表示企業向目的地提供1單位產品時，實際只有1τod單位可以抵達目的國，主要涵蓋運輸費用、關稅以及產品銷售等引起的相關費用。

（二）模型的構建

根據企業的最優定價條件和消費者的最優需求條件，企業從出口國o向進口國d的出口量eod可表示為：

其中，pod表示出口國o提供的制造品在進口國d的銷售價格;σ是制造品之間的替代彈性，且σ>1;α表示消費支出參數;pd為進口國d的制造品總體價格指數。

企業從出口國o向進口國d出口制造品j的利潤為：

根據MELITZ（2003）[1]，生產率門檻值φod應等于出口國o最低效率企業的生產率水平，以使得企業在進口國d的總利潤恰好能夠支付進入其市場的fod。因此，得到：

其中，λ1=σα1σ-1σσ-1為常數。假定貿易壁壘使得制造品j、出口國o都存在φod>1。根據式（4），只有生產率水平φ>φod的企業才可能進入進口國d，而企業能否出口產品取決于貿易成本以及市場特征。

根據KANCS（2007）[30]，均衡條件下的總體價格指數可以表示為：

其中，λ2=γ-（σ-1）γ1γσα1σ-11γσσ-1為常數，θ-γd=∑Rr=1（Lo/L）τ-γodf1-（γ/（σ-1））od，L=∑Rr=1Lr，變量θd是衡量進口國d與其全球其他貿易伙伴的總偏遠指數。

將式（5）中的總體價格指數代入式（1）、式（4）得到，一般均衡條件下，生產率水平為φ（φ>φod）的企業從出口國o向進口國d的出口量表達式：

其中，λ3=αγ-（σ-1）γσ-1γσα1-σ-1γ、λ4=σαγγ-（σ-1）1γ是常數。

另一方面，出口國o進入到進口國d市場的企業數量Nod可以定義為：

其中，λE=αγ-（σ-1）γσ是常數。

根據ANDERSON和WINCOOP（2004）[31]，出口國o對進口國d的出口總量Eod由單位企業的平均出口量eod與出口企業數量Nod的乘積決定，即：

根據HUMMELS和KLENOW（2005）的定義，出口企業數量Nod稱為擴展的貿易邊際，單位企業的平均出口量eod稱為集約的貿易邊際[3]。因此，總出口量可以分解為擴展的貿易邊際和集約的貿易邊際。

將式（6）與式（8）代入式（9），出口國o對進口國d的出口總量Eod可以表示為：

（三）經濟制度、貿易成本對二元邊際的影響

在異質性企業模型中，貿易成本是決定企業是否出口的重要因素，用xod表示出口國o向進口國d出口時承擔的貿易成本（fod與τod），則xod可以表示為：

經濟制度有效性與穩定性對貿易成本的影響可以從兩方面進行理解。首先，有效性高的經濟制度可以實現資源的最優配置、提升對先進技術的吸納能力，進而促進要素生產率提高，降低企業進入市場門檻。其次，波動性弱的經濟制度有助于降低阻礙企業貿易的轉型成本，也可以使企業形成對未來交易連續的良好預期。因此，企業出口承擔的fod與τod均可以看作是制度有效性μo、制度穩定性νd的單調遞減函數。對于制度有效性μo，根據式（11）可以得到：

進而，制度有效性μo對企業出口數量的影響，即拓展邊際為：

由于λEθγdLoLdL>0，τ-γodγσ-1f-γσ-1-1od>0，γτ-γ-1odf-γσ-1od>0，而fodμo、τodμo恒小于0，所以，無論貿易成本fod與τod如何變化，式（13）始終為正，即Nodμo>0。同樣地，對于制度穩定性νd，也可以得到Nodνo>0。但需要指出的是，無論制度有效性如何變化（正向或者反向），都將引起制度穩定性的變動。

因此，可以得到命題1、命題2：

命題1：當制度有效性降低時，制度穩定性會下降，此時貿易成本上升，拓展邊際下降。

命題2：當制度有效性提高時，制度穩定性依然下降，此時貿易成本變動趨勢取決于兩者的相對大小，拓展邊際的變動方向不確定。

制度有效性對單位企業出口額的影響，即集約邊際為：

其中，eodfod=λ4λσ-1γEσσ-1LdLσ-1γ+γf1σ-1-1od>0，說明固定貿易成本fod對集約邊際的影響為正。這是因為，高昂的fod會促使企業進入市場的生產率門檻φod提高，部分生產率低的企業將退出市場，而存活的企業會擴大出口量，從而單位企業的平均出口額，即集約邊際將擴大。由于foduod<0，所以式（14）右邊第一項為負數。式（14）右邊第二項：

在式（15）中，等式右邊第一項恒為正，但第二項的符號無法確定，因此可變貿易成本τod對集約邊際的作用不確定。這是因為，τod既會導致企業進入市場生產率門檻φod的提高，也會由于貿易成本增加而抑制出口。

根據式（15）可知，式（14）的符號是不確定的，即制度有效性對集約邊際的作用是未知的。同樣，制度穩定性對集約邊際的作用也可以得到相同結論。由此提出命題3：

命題3：由于可變貿易成本對集約邊際的影響不確定，因此無論制度有效性與穩定性如何變動，兩者對集約邊際的作用都是不確定的。

四、模型設定及變量構造

（一）計量模型的設定

為檢驗上述的理論命題，本文在貿易引力模型的基礎上，結合式（10），提出拓展的引力模型，具體模型設定如下：

式（16）中，c表示中國，i表示出口目的國，t表示年度。y表示被解釋變量，包括中國對“一帶一路”沿線國家出口產品的拓展邊際（EM）和集約邊際（IM）。VALI、STAB以及VAST作為本文的核心解釋變量，分別表示中國經濟制度的有效性、穩定性以及二者的交互項。GDP表示經濟規模;PROD表示生產率水平;MRES為多邊阻力;FTA表示中國與貿易伙伴是否簽訂了自由貿易協定;BOUN表示中國與貿易伙伴是否擁有共同邊界;DIST表示中國與出口目的國的地理距離;ε表示隨機干擾項。

（二）核心變量

中國出口二元邊際（lnIM和lnEM）。參照HUMMELS和KLENOW（2005）的測算方法[3]，分別計算出中國對“一帶一路”沿線國家的出口二元邊際，并以ln（1+IM）、ln（1+EM）形式進入模型;采用的原始數據來自CEPII BACI數據庫提供的2002—2019年HS92版本的六分位國際貿易數據。

制度有效性（VALI）。同國內大部分研究一致，本文采用《華爾街日報》和美國傳統基金會發布的經濟自由度指數作為制度有效性的代理變量。經濟自由度指數取值范圍為[0， 100]，其值越高，意味著該國制度質量越高，制度有效性越好;反之，其值越低，意味著制度的有效性越差。

制度穩定性（STAB）。借鑒BERGGREN等（2012）的做法[32]，以制度有效性的變異系數或者標準差率作為代理變量。制度有效性的變異系數越大，表明偏移越嚴重，制度穩定性越差;反之，變異系數值越小，則表明制度穩定性越好。需要說明的是，模型中使用的是2002—2019年每3年期的平均制度有效性指標數據。

制度有效性與穩定性的交互項（VAST）。制度有效性與穩定性的交互項以兩個指標的乘積為代理變量。

（三）控制變量

為了提升結果可信度，借鑒現有文獻做法，本文選取了以下一組控制變量：

經濟規模（lnGDP）。為度量出口目的國相對經濟規模，本文采用出口目的國GDP與中國GDP的比值作為經濟規模的代理變量，并以ln（GDP+1）形式代入模型。數據來源于世界銀行WDI數據庫。

生產率水平（lnPROD）。借鑒魏浩和郭也（2016）的做法[33]，以各國總產出與各國勞動力人數的比值作為生產率水平的代理變量，并將出口目的國的生產率水平與中國生產率水平的比值引入模型，以ln（PROD+1）形式進行回歸。數據來源于國際勞工組織網站提供的KILM數據庫。

多邊阻力（lnMRES）。一國同其他國家的貿易阻力越大，則越傾向于與一個固定的貿易伙伴進行貿易（錢學鋒和熊平，2010）。本文借鑒錢學鋒和熊平（2010）的做法測算各國的多邊阻力[34]，并將出口目的國的多邊阻力與中國的多邊阻力的比值，以ln（1+MRES）形式代入模型。數據來源于世界銀行WDI數據庫和CEPII BACI數據庫。

區域貿易一體化（FTA）。若中國與出口目的國簽有區域經濟一體化協定，則FTA=1，否則FTA=0。數據來自https：//wwwwtoorg/中的區域貿易協定信息系統。

共同邊界（BOUN）。若中國與出口目的國擁有共同邊界，則BOUN=1，否則BOUN=0。數據來源于CEPII的Geodist數據庫。

地理距離（DIST）。按照既有文獻的普遍做法，以中國與出口目的國的首都的地理距離作為代理變量。數據來自http：//wwwindocom中的距離計算器。

由于數據可獲取性，本文的研究樣本僅包含“一帶一路”倡議中54個沿線國家的面板數據，樣本的時間跨度為2002—2019年。①

五、實證檢驗

（一）拓展邊際

本文首先采用面板普通最小二乘法（OLS）和隨機效應模型（RE）進行回歸，結果見表1。第（1）～（3）列是OLS回歸結果。其中，第（1）列著重檢驗核心解釋變量VALI對出口拓展邊際的影響，其系數為0037，并在1%的水平上通過檢驗，說明制度有效性提升可以顯著促進中國對“一帶一路”沿線國家出口產品種類增加;第（2）列在第（1）列的基礎上，將STAB納入研究，結果顯示，VALI系數為0016，并仍保持1%的顯著性，而STAB的系數為-7279，且通過1%的顯著性水平，說明STAB值越小，制度穩定性越高，越利于中國出口拓展邊際擴張;第（3）列引入VALI與STAB的交互項VAST，進一步考察二者對中國出口拓展邊際的影響，此時，VALI、STAB以及二者的交互項VAST均在1%的水平顯著，并且二者交互項VAST的系數為-1339，說明制度穩定性是制度有效性影響中國出口拓展邊際的門檻條件，只有制度穩定性保持在一定范圍內，即未超出門檻值時，制度有效性提升才不會抑制中國出口拓展邊際擴張。

以上回歸結果表明制度有效性、制度穩定性對中國出口拓展邊際均有顯著影響，但由于OLS估計沒有控制地區，可能會因為重要變量被遺漏而在回歸過程中產生估計偏誤。因此，根據Hausman檢驗，進一步采用隨機效應模型進行回歸，結果見表1中第（4）～（6）列。回歸過程與回歸結果與OLS估計結果基本一致，同樣得到了三個方面的信息反饋：一是在不考慮制度穩定性的前提下，單純的制度有效性提升對中國出口拓展邊際擴張具有顯著促進作用;二是在制度有效性一定的條件下，制度穩定性越好，中國出口拓展邊際越高，說明制度穩定性提升能夠促進中國出口種類增加;三是只有在中國的制度穩定性超過0017（0022/1322）的門檻值之后，制度有效性提升才會抑制出口種類的增加，也就是說，如果制度穩定性保持在門檻值0017之內，制度有效性提升是可以促進中國出口種類增加的。需要指出的是，在考察期內，共有12年的制度穩定性保持在0017的門檻值之內，說明對于大多數年份來說，中國制度有效性提升是促進了中國出口種類增加的。

引入的控制變量對出口拓展邊際擴張具有一定解釋力，且多數與既有研究相一致，說明本文結論具有一定的客觀現實基礎。具體來看，經濟規模擴大、生產率水平提升以及區域貿易一體化的建立均對出口拓展邊際擴張具有促進作用;多邊阻力、地理距離的回歸系數顯著為負，說明出口目的國與其全球其他貿易伙伴貿易成本上升，也將抑制其對中國新出口產品的需求，可能的原因是，一國在選擇新產品的貿易伙伴時，會優先考慮本地區生產效率較低的國家，以避免進入門檻;地理距離的拉長不利于中國新產品出口，顯然與理論預期是一致的。共同邊界對中國出口拓展邊際的作用不顯著。。

OLS估計與RE估計提供了制度有效性與制度穩定性影響出口拓展邊際的初步證據，但是可能因數據動態結構，或制度有效性、穩定性與出口拓展邊際存在逆向因果關系而引發內生性問題，從而導致估計結構是有偏且非一致的。這是因為，隨著出口種類的增加，產品間的替代性同樣增加，不同發展水平國家可以根據自身偏好及心理預期價格選擇適當的替代品。因此，為了避免存在內生性偏誤，并檢驗回歸結果的穩定性，再次采用差分GMM和系統GMM估計中國出口拓展邊際的影響因素，結果見表2。

第（1）～（3）列是差分GMM的估計結果。當僅納入核心變量VALI時，其系數通過1%的顯著性檢驗，表明制度有效性提升有助于中國出口拓展邊際擴張。當將核心變量STAB也納入模型時，制度有效性與制度穩定性回歸系數分別為正、負，且均通過1%的顯著性檢驗，說明制度穩定性加強也可以促進出口種類增加。將二者的交互項VAST引入方程后，其系數顯著為負，說明只有制度穩定性保持在一定的門檻值（0005=0006/1235）之內，制度有效性提升才有可能促進出口種類的增加。但是，差分GMM中的差分項可能是水平分量的弱工具變量，會損失一部分樣本，所以還需要采用系統GMM再次對方程進行估計。第（4）～（6）列是系統GMM的估計結果，其與差分GMM的估計結果基本一致，證實了制度穩定性提升能夠顯著促進中國出口拓展邊際擴張，但制度有效性只有在制度穩定性保持一定的門檻值（0002=0003/1317）之內，才會促進中國出口產品種類增加。

在系統GMM估計中，EM-1的系數顯著為正，說明中國初期出口產品種類是影響出口拓展邊際的重要變量，這顯然符合理論預期。控制變量中經濟規模、生產率水平、多邊阻力、共同邊界、地理距離等變量的顯著性程度與符號同表1估計結果比較一致，說明回歸結果具有一定的可靠性。FTA的系數顯著為負，說明區域經濟一體化反而不利于中國出口拓展邊際擴張，這可能是因為，中國與“一帶一路”沿線國家簽署的自由貿易協定數量偏少，且大多處于分階段實施的“淺度一體化”，對中國進口貿易仍表現出很強的保守性和局限性。

（二）集約邊際

本文首先采用面板普通最小二乘法（OLS）和隨機效應模型（RE）估計集約邊際的影響因素，結果見表3。第（1）～（3）列、第（4）～（6）列分別是OLS估計與RE估計結果，二者并未存在顯著差別。在僅考察核心變量VALI時（第（1）列和第（4）列），其系數均不顯著，說明制度有效性對中國出口集約邊際沒有顯著作用。在引入核心變量STAB后（第（2）列和第（5）列），VALI的回歸系數仍不顯著，但STAB系數為負，且通過10%的顯著性檢驗，說明STAB值越小，制度穩定性越強，對中國出口產品數量擴張越有利。第（3）列和第（6）列納入了VALI與STAB的交互項VAST，其回歸系數顯著為負，說明制度有效性對中國出口集約邊際的作用同樣受限于制度穩定性，當制度穩定性超過一定門檻值（0004=0001/0276）之后，制度有效性提升反而會抑制中國已經出口產品的增加。

在隨機效應模型RE估計中，GDP的系數顯著為負，說明出口目的國經濟規模擴張會導致集約邊際下降，造成這種差異的原因是，隨著出口目的國的消費者收入水平提高，其會逐漸增加優質替代性產品的需求，而對原出口產品的需求量將有所減弱。MRES系數在1%的顯著性水平上為負，說明出口目的國與其全球其他貿易伙伴貿易成本的增加，也會導致其對中國已經進口產品的需求下降，造成與預期不符的原因可能是，出口目的國在進口中國原有產品時，更多考慮的是產品是否符合其偏好，而非成本因素。區域經濟一體化對集約邊際同樣具有抑制作用，產生這種情況的原因與拓展邊際相同，在此不再贅述。出口目的國勞動力水平提升、中國與出口目的國擁有共同邊界均能促進集約邊際擴張，而與出口目的國地理距離越遠越不利于已經出口產品數量的增加，都符合本文的理論預期。

表4是差分GMM估計和系統GMM估計的結果，兩者同樣不存在顯著差異。第（1）列和第（4）列結果顯示，核心變量制度有效性VALI為正，且均通過1%的顯著性檢驗，說明制度有效性提升可以顯著促進中國出口集約邊際擴張，推動中國原出口產品在數量上的增長。在納入核心變量制度穩定性STAB（第（2）列和第（5）列）后，制度有效性變得不顯著，但制度穩定性的系數卻顯著為負，說明在制度有效性一定的條件下，STAB值越小，制度穩定性越強，越有利于中國出口集約邊際擴張。在第（3）列和第（6）列，即將制度有效性與制度穩定性的交互項VAST納入模型后發現，二者交互項的系數分別為-0209、-0201，且均通過1%的顯著性檢驗，表明制度穩定性是制度有效性提升促進集約邊際擴張的前提條件，只有其保持在一定的門檻值（分別為0019=0001/0209和0020=0001/0201）之內，制度有效性提升才不會阻礙中國原出口產品數量上的增長。

在系統GMM估計中，EM-1的系數顯著為正，說明中國初期出口產品數量是影響出口集約邊際的重要變量，與理論預期一致，這是因為，考察期內國家間對外貿易的絕對差異是持續擴大的，即發達國家的貿易增長量遠遠高于發展中國家的貿易增長量，這意味著發達國家比發展中國家享有更多從中國進口產品的機會。因此，隨著貿易總量的上升，發達國家與發展中國家對中國出口產品的需求量也將逐漸擴大。對于控制變量，與表3回歸結果比較發現，僅共同邊界BOUN的符號由正變負有所變化，造成這種差異的原因可能是，中國對接壤國家的出口貿易起步較晚，部分國家甚至尚未開始實質性的貿易合作，即使對于已經與中國進行貿易往來的國家來說，由于合作時間尚短等原因，貿易福利也沒有完全呈現出來。

（三）穩健性檢驗

為了進一步檢驗上述回歸結果的可信度，本文對考察樣本進行分類再回歸。重新估計的結果顯示，無論是將“一帶一路”沿線國家分為發達經濟體、發展中經濟體以及轉型經濟體，還是將考察期劃分成金融危機前、金融危機后，制度有效性對拓展邊際與集約邊際主要表現為正相關、不顯著，制度穩定性對拓展邊際與集約邊際的回歸系數主要表現為顯著負相關，二者的交互項對拓展邊際與集約邊際的作用同樣存在負向顯著影響，證實了制度穩定性是制度有效性提升促進中國出口二元邊際的門檻條件，與上文結論基本一致，表明本文結論可靠。

六、結論與建議

本文基于制度有效性和穩定性視角，將經濟制度納入異質性企業理論模型，推導出經濟制度對出口二元邊際的影響機理。在此基礎上，采用2002—2019年中國對“一帶一路”沿線國家的出口貿易數據，將中國出口增長進行結構性分解，并實證檢驗中國經濟制度對出口二元邊際的影響。研究表明，在制度有效性一定的條件下，制度穩定性越強，越利于中國出口二元邊際擴張;同時，制度穩定性也是制度有效性影響中國出口二元邊際的門檻條件，只有當制度穩定性保持在一定的門檻值之內，制度有效性提升才能顯著促進拓展邊際擴張、阻礙集約邊際下降。將考察樣本分類回歸進行穩健檢驗，結果證實結論可信度較高。為實現中國出口貿易持續穩定增長，可以從宏觀、中觀以及微觀三個層面引申出以下重要啟示：

從國家宏觀層面看，一是要不斷深化經濟制度改革，提高中國經濟制度質量整體水平，以此降低貿易壁壘和交易成本，形成中國對外貿易新動力。二是要提高決策預見性，確保經濟制度改革的合理性和可行性，并在制度制定和實施過程中注重為微觀主體創造一個良好的經濟環境，鼓勵企業的進一步生產性活動。三是要注意維護制度環境的穩定性，保證制度質量提升的循序漸進和前后銜接，避免由于經濟制度大波動而導致貿易風險增加和市場扭曲、資源錯配。

從行業中觀層面看，首先，要加快專業貿易平臺的建設和專業物流市場交易平臺的組建，深化制造業與物流業聯動發展，提升貿易產業規模，加強對國際市場輻射范圍與服務能力。其次，要以市場需求為導向，實行有差別行業改革，優化出口商品結構，建立多元發展、穩定增長的出口貿易發展模式。最后，根據實證結果，經濟制度對二元邊際的作用均存在一定的門檻條件，隨著改革進一步深化，難免因為制度波動而導致貿易成本增加，行業要適時適度拓展新興業務，構建多元化盈利模式。

從企業微觀層面看，一方面，企業應密切關注國內經濟制度的變遷和調整，建立健全風險防控體系以及及時高效的預警預防機制，提升對未來出口市場變化的預期能力。另一方面，深化經濟制度改革過程中難以避免將觸及部分企業利益，企業必須審時度勢，及時調整發展戰略，要學會站得高、看得遠，以全局的觀念來打造企業核心競爭力。

[注釋]① 受篇幅所限，樣本國家未列出，如有需要，可向作者索取。

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on the Dual Margin of Export

—Based on the Perspective of Chinese Institutional Validity and Stability

GeTao

（School of Economics and Management， Nantong University， Nantong 226019， China）

Abstract：Based on the perspective of institutional validity and stability， this paper integrates economic institution into heterogeneous enterprise theoretical model to derive its impact on the dual margin of exports. Using China’s export trade data to countries along the Belt the Road from 2002 to 2019， we decompose China’s export growth and test the impact of its economic institution on the dual margin of exports. The results show that under the conditions given by institutional validity， the stronger institutional stability， the more it promotes the dual margin of exports. Meanwhile， the institutional stability is the threshold condition of institutional validity affecting the dual margin of exports. Only when institutional stability remains within a specific threshold can institutional validity significantly promote the expansion of extensive margin and hinder the decline of the intensive margin. Therefore， in order to realize the sustained and stable growth of export trade， we need to continuously deepen the reform to improve the quality of economic system. At the same time， we should also pay attention to maintaining the stability of institutional environment in the process of reform， so as to ensure the gradual and orderly connection of institutional quality.

Key words：the Belt and Road; dual margin; institutional validity; institutional stability

（責任編輯：張積慧）

收稿日期：2021-10-19

基金項目：國家社會科學基金項目《基于“轉出地—承接地”互動的區域包容性發展形成機理與實現路徑研究》（21CJL016）;南通社會科學基金項目《雙重目標管理下南通經濟轉型發展研究》（2021CNT002）。

作者簡介：葛濤（1990—），男，安徽亳州人，博士，南通大學經濟與管理學院教授，主要研究方向為區域經濟學。