制度因素与贸易的边界效应
关键词：McCallum模型，制度假说，边界效应
一、引言
国际贸易的增长可以在制度层面来探讨。相对于地理距离，制度通常也对国际贸易筑起无形的边界。正面来看，制度通过提供一种的激励机制，改变着经济变化的走向(诺斯，1991)。国际范围内各国的制度差异，通过不同的激励机制作用于国际经济。通常脆弱的制度框架会增加商业机会的寻求、贸易的谈判和执行成本(Meyer，2001)。于是问题在于制度的差异如何构成贸易的边界，以及筑起多高的边界？第一个问题通常被国际贸易的新制度主义所关注，并在规范领域内做了大量的研究。而本文则基于先前的研究，给出了基本的贸易假说，并通过实证去检验，最后努力回答第二个问题，即边界效应问题，也是当前学者所关注的焦点。
二、回顾：贸易的边界效应
边界效应最早的经验实证出现在McCallum(1995)的研究，其对美国各洲和加拿大各省之间的贸易进行影响因素考察，并估计了两国之间贸易的边界效应，得出结论认为加拿大各省之间的贸易平均是各省与(相同规模和距离)美国各州贸易量的22倍，发现边界效应相当显著。此后学者从不同的分析角度不断证实边界效应的显著存在，如Helliwell在1997年的文献中对1989年和1990年估计了一个类似的边界效应值，鉴于边界效应的广泛存在性，Obstfeld and Rogoff(2000)认为边界效应已经成为“国际贸易之谜”(六谜之一)。在世界经济越来越一体化，全球贸易壁垒不断减弱的假定下，人们可以预期国家间的边界效应将呈减弱趋势，为了发现和验证边界效应，理论方法和实证检验不断涌现。
但是对McCallum(1995)的后继研究显得举步艰难，主要在于地区内部贸易数据很难获得，鉴于此，Wei(1996)用一国的总产量减去其总出口量(到其贸易伙伴国)来各国与本国发生的贸易，该方法由于不记录地区贸易流仍可获得边界效应的估计，因而得到广泛使用，如后期研究者(e.g. Chen，2004)分别得出结论认为OECD国家之间以及欧盟(EU)国之间均存在边界效应。Head and Mayer(2002)认为利用Wei(1996)的方法估计边界效应依赖于区域内部距离的测量，显然采取不同的距离测量方法直接影响边界效应的估计结果，此外，双边贸易不仅受制于彼此间的绝对距离而且还依赖于他们同其他国家的地理位置，如西班牙和瑞典的距离基本等同于澳大利亚与新西兰的距离，但是后者之间的双边贸易更高，主要由于他们共同远离其他市场(Anderson and van Wincoop 2003)。该情形下，再加上内部贸易流数据的缺省，引力模型很难准确估计边界效应，因此，Matthias Helble(2006)利用德国与法国区域内部的物流运输数据(非货币价值数据)，并借鉴了Anderson and van Wincoop (2003)的思路，通过在引力模型中设置固定效应来去除各国价格指数差异的影响，并设定了国家间共同的边界、共同货币、语言、文化等虚拟变量加以控制，来判定边界效应的存在以及检验其稳定性。
对近期相关文献的回顾发现，研究热点存在两个倾向：第一，对边界效应动态趋势和成因的研究，如Kyoji Fukao(2004)对本国四个制造业行业的研究，认为日本作为发达国家最为封闭的经济体，自1980—1995年间的边界效应呈下降趋势，而日本在东南亚商业的增加可以解释边界效应下降的35%。再如Chen(2004)研究了贸易的技术壁垒(NTB)，认为NTB成为EU之间边界效应增加的重要因素。第二，消费的市场偏向(market biased)与边界效应，如Head and Mayer(2000)对欧盟(EU)的数据分析得出边界效应导致消费者存在本国消费倾向，又如Head and Mayer(2000)认为最终产品(相对其他中间产品)存在更高的边界效应。
三、基本模型
在国际双边贸易中，假定各国贸易品的生产是差异的(彼此存在不完全替代)，并最终可以达到市场均衡，我们定义运输成本为Samuelson的“冰山”形式，且国家i和j之间的运输成本要素为tij(为1加运输成本)，这就意味着单位贸易品从i国家到达j国家，最终需要付出(tij-1)的成本。在完全竞争市场中，由于卖者对国外市场并无歧视，并确立单一价格pi，那么所有买者必须支付运输成本，则市场i的价格为tijPi。
国际贸易双边贸易量不仅直接依赖于运输成本，还间接受制于贸易壁垒，如John Whalley(2006)将关税纳入贸易品价格，因为贸易发生的交易成本不容忽视，本文以下将考虑交易成本(fij)替代运输成本(tij)来对贸易品定价，则贸易品在市场j的价格为fijpi。交易成本的引入需要考虑相关的外生变量，比如Eaton和Kortum(1997)将边界和语言变量引入模型，为了得到制度安排与交易成本的关系式，潘向东(2005)借鉴了Anderson and van Wincoop (2003)的做法，认为双边贸易间的交易费用与有效距离、边界、语言等变量之间是一种指数的关系，可表示为f=expF(·)，由于本文主要考虑制度安排与政府的清廉指数，则F(·)用以代表有效距离(Dis)、边界(Bor)、语言(Lan)、制度安排变量(Reg)、政府清廉指数(CPI)和其他制度因素(v)的函数，即
该文接受Ann Arbor(1995)的思路，对于消费的效用问题采用CES的函数形式，而非C-D形式，主要因为双边贸易并非随着距离增加而一致呈下降关系，则j国消费者的决策问题为最大化CES效用函数，因此i国对j国出口贸易品FOB价格的贸易价值为：
βi不再为国家i的国际收入份额，因为它采用了C-D形式，同时定义ηi为国家i的国际收入份额，通过相应的对数转化和变量替代，最终我们可以得到FOB价格的双边贸易额，为：
四、贸易的制度假说
(一)基本假说：在一个不确定的世界里，交易效率的高低取决于市场的有效性，而市场的有效性又依赖于制度环境，从而贸易的迅速离不开制度环境的改善(North，1990)
相对来说，比较完善的市场制度提供了一套透明确定的价格信号和社会反应机制，可以使市场主体据此在确定的市场规则下有序地调整自己的决策和行为，经济贸易微观主体正是理性行为的经济人，其行为随着市场规则和制度的变化而改变着贸易量与贸易模式，如诺斯就提出了关于“欧洲长距离贸易的发展是由更为复杂的组织形式的内部联系发展所启动”的命题(诺斯1990)。目前国际贸易的主体国家分别处于发展的不同层次，发达国家一般拥有成熟的市场制度环境，众多发展家则走在转型期，制度规则处于完善发展期，彼此制度层面的差异也会影响国际贸易的格局，正是本文检验的初衷。制度因素一直被学者引入经济发展的层面进行考虑，内生的制度不仅制约经济增长，并随着发展而变迁。由于制度缺陷会增加交易的难度，形成无形的壁垒，进而导致贸易的边界，促进了边界效应。基于制度分析，本文着重探讨产权保护、和货币制度、贸易管制、外资政策、价格管制和有效市场的程度。
(二)假说1：制度的完善，通过产权保护鼓励了市场行为主体，通过规范政府行为从而遏制腐败，最终活跃了商业贸易，减少了边界效应
阿尔钦(A. Alchian)认为产权是一个社会所强制实施的选择一种经济品的使用权利，因而产权保护依赖于法律基础，在法制不健全的国家和地区，政府不重视私人财产权，不鼓励新的创立，政府不能有效地遏制腐败和贿赂，政策法规被任意地解释和应用，商业贸易招致打压。良好的产权保护制度，有效的减少了资源配置的扭曲和非生产性的耗费(如寻租、黑市交易、腐败等)，降低了他国与之进行贸易的交易成本。
(三)假说2：经济制度的完善，宽松自由的商业金融环境通过降低交易成本，加速了贸易发展和繁荣市场，减少了边界效应
贸易自由化国家通过降低关税和非关税壁垒，直接促进了国际贸易发展。货币政策的有效性也决定了物价稳定，避免通涨和货币经常性贬值。金融管制的放松影响经济主体的资金流动，增加金融业务，繁荣金融市场。外资政策直接关系到外资进入和外企经营活动，优惠的政策直接促进外资发展，带动外贸。政府对市场的干预程度，如政府过多的财政支出，干扰市场，也可能对消费产生“挤出效应”。此外对物价和工资管制程度和市场发育程度都是值得考察的。
(四)假说3：腐败滋生和清廉度的降低以及不断的寻租行为大大地挫败了商业贸易的发展，增加了贸易的边界效应
一国廉洁程度也影响对外经济发展，如Hines(1997)的研究，发现腐败指数(或清廉指数)影响该国吸收FDI。理论上，一国政府节约、清廉程度越高，越容易获取外国经营者的信任，赢得好的声誉，从而促进贸易的发展，缩小贸易的边界效应。
五、假说的模型检验
(一)计量模型及变量
双边贸易的引力模型通常包括的基本变量为：GDP、人口、地理距离、共同边界。此外，相关的变量如：是否为同属岛国，是否为共同的经济区，以及语言变量等，可以考虑一个简单的McCallum引力模型。
Yit和Yjt分别表示出口方与进口方在时期t的GDP(其中国内贸易的估算方法见附录)，dij为交易双方(出口方与进口方)的地理距离；Easti变量表示我国贸易省份是否为东部沿海地区，是取1，否则就取0；Lanj变量表示贸易对象国是否以为母语，是为1否则为0；Borij定义贸易是否发生在国内，是为1否则为0；yeardumτt为年份虚拟变量，若τ=t为1，否则为0。
而本文着重分析制度安排进入模型，制度变量(包括清廉指数)存在国别差异，影响国际贸易格局以及形成贸易的边界效应。本文主要通过省份层面分别与外国的双边贸易作实证分析，因而需要界定的是双边贸易距离，这里依然采用点对点的地理距离，我国省区与国外的距离为省内经济中心城市到各国首都的直线距离，国内贸易距离通过特定省份在全国的相对GDP来换算。主要采取2000—2004年的面板数据以我国各省区出口流量来实证检验，通过(3)式引入引力模型，表示如下：
模型(5)中，CPIjt为贸易对象国的清廉指数(0分-10分)；Regjt为贸易对象国的一系列制度安排变量。制度安排包括正式制度与非正式制度，正式制度是指人们有意识创造的一系列政策法规，包括规则、经济规则和契约，以及由这一系列的规则构成的一种等级结构，本文选取的正式制度变量有贸易政策、政府干预、货币政策、外资政策、银行自由化、工资与价格控制、财产权保护以及其它管制(具体指标说明如表1)。非正式制度是人们在长期交往中无意识形成的一整套具有持久的生命力、世代相传的文化规则，主要包括价值信念、伦理规范、道德观念、风俗习性、意识形态等因素，本文仅选取语言。鉴于不同组可能出现的异方差，模型均使用广义置信最小二乘法。同时，考虑到样本选取过程中，我国部分省区缺少相应的双边贸易配对数据(如西藏、青海、贵州等地)，出现了因变量缺省问题，于是本文还将采取Tobit模型进行修正估计，简单的模型通过潜变量来定义，如下：
潜变量ln(TFOB)*被认为满足古典线性模型假定，由于ln(TFOB)*＞a时，相关省份的配对贸易流才得以被记录(a表示一个足够小的贸易流量)，ln(TFOB)并等于1n(TFOB)*；当ln(TFOB)*＜a时，ln(TFOB)*=0；X为自变量矩阵。
(二)数据说明
总体的数据类型为2000—2004年的面板数据。样本对象：贸易出口/进口主体为中国主要省份，数据来自中国2001—2005年国内经济贸易年鉴和各省2001—2005统计年鉴。贸易对象国则选取我国主要贸易伙伴国，包括，美国、日本、韩国、德国、法国、加拿大、澳大利亚等共41个国家，实现相关国家和我国省份“配对”达1106个。贸易流量为双边贸易金额(以美元单位计价)，部分相关数据来自联合国商品贸易统计数据库(COMTRADE)。贸易距离来自卫星定位系统Google earth的测量以及地理网站(www.geobytes.com/citydistance)获得，Yi和Yj选取以美元为单位的样本国家真实GDP，数据来源为世界银行在线数据库(World Development Indicators Database)，国家人口数据来自联合国在线数据库。Pac(区位)、Lan(语言)变量根据世界实情报告(World Factbook)获得。制度因素变量来自历年(2000—2004)全球经济自由指数，由Freedom House定期公布(网址www.freedomhouse.org)。国家清廉指数来自“透明国际”(Transparency International，TI)网站的数据公布，网络地址为http：//www.transparency.org。
(三)回归分析
对于模型回归结果见表2和3(以我国各省份出口和进口分别回归)，模型包括的变量众多，尤其涉及多个制度因素。但是通过简单的相关系数分析后发现，多重共线性并不严重。为了克服可能存在的截面异方差，方程采取GLS方 法估计。此外，鉴于部分省份数据不详可能导致估计的有偏，本文对样本同时采取Tobit回归。
所有的估计中，发现距离变量系数均为负值而且显著，同样我们得到GDP正的估计系数，从简单McCallum引力模型回归结果来看，无论是出口数据还是进口数据，在回归方程1(Eq1)中(没有包括制度因素)，边界效应在2000—2004年间均出现微弱下降的趋势，多数回归方程中变量Borgyear系数随着时间发生递减。
当考虑制度因素(及清廉指数)共11个变量纳入模型后，多数变量显著为负，基本符合本文以上的假说。该发现意味着跨边界双边贸易除了地理因素(距离)外，更多地受到贸易对象国政策法规等制度因素的影响。为了考察回归是否存在良好特性，我们观察两组样本的Tobit回归，总体显示制度变量与FGLS回归相比，并没有发生较大变化(鉴于Tobit回归系数不能直接反映变量的边际效应，以下分析将着重就FGLS估计系数进行结果分析)。
就模型2(Eq2)来说，首先贸易政策(TP)系数显著为负，通过了5%的显著性水平，说明贸易政策中相关的关税和非关税壁垒，如技术贸易壁垒(TBT，依旧成为国际贸易的阻力，扩大了贸易的边界。
产权保护变量(PR)也与先前假说一致，并保证5%的显著性水平，据此，可以认为产权保护和国际贸易的促进具有一定的正关联。一套产权保护制度是否完备，需要顾及产权自由、产权界定、产权交易和保护等规则，其中最重要的是产权自由和产权保护规则，以财产权保护为逻辑起点是众多西方国家早年成功的关键，以此带来贸易的繁荣发展，其可以追溯至15世纪的西欧(见诺斯对史的分析)。知识产权问题已成国际经济贸易的焦点，就知识产权来说，从事国际贸易的外国经营者(尤其外国出口方)，在某些产品领域具备先进的技术和科技含量，同时该类产品易于泄漏和被模仿，为了长期控制技术所有权，就需要贸易对象国具备良好的环境，尤其对知识产权的保护，相关的学者研究也证实了知识产权保护不力会导致出口贸易受阻。
货币政策变量(MP)与假说不完全吻合，由于表2-3(包括两个Tobit回归表)的回归系数不尽相同，出口的FGLS回归系数为负，但是进口样本则显示为正，不过接着的Tobit回归又支持了表2的Eq2。总体上，显著性较差(键的几个模型未能通过5%和10%的显著性水平)。直观上，货币政策通过外币市场干预汇率从而作用于经济发展和贸易，一国政府过多干预货币市场，影响国外投资者的稳定情绪；而自由宽松的货币政策，易于鼓励市场机制，可以增加国外经营者的市场预期，利于国际贸易交流。此外，在国际货币共同体内，一般被认为各国更倾向于协调的货币政策，从而降低汇率波动，增加国际贸易Andrew(2000)。
外资政策变量(FI)回归表现良好(各方程均显著为负)，说明各国对待外资的态度不容忽视。当前各国在资本引入上基本持鼓励政策，由于各国经济发展存在差异性，政策鼓励的形式和程度也存在的差异性。总体来说，宽松的外资政策有利于跨国机构增加海外的商业，带动各种形式的贸易出口。
工资政策(WP)变量在所有的回归模型里有着良好的表现。尽管各国具有不同的价格和工资水平，但是对待价格和调控和管制各国存在差异，总体显示，自由化的工资和价格水平，更体现市场的完善，在国际范围内有利于贸易的发展。
此外，部分不稳定或和预期不符的变量有，政府干预(GI)、政府负担变量(PB)和银行自由化(BF)。值得注意的是，本文引入了各国的清廉指数(CPI)，结果不够理想，FGLS回归结果与假说基本相驳，似乎得出“腐败促进贸易发展”的结论，但是通过Tobit回归继续考察，发现FGLS的结论未必可靠，这里不再累述。
(四)边界效应的测算和稳健性检验
以Eq1为例(包括出口和进口)，如果我们在Eq1的基础上将制度变量引入(即回归Eq2)，会发现边界效应在2000—2004年间存在微弱下降，我们据此可以推断世界范围的制度变迁有利于消除贸易边界。反之，则认为制度变迁阻碍了贸易的总体发展，增加了边界成本。边界效应通过变量Borg.year的固定效应获得，依据Kyo“Fukao(2004)的方法，比较表2和表3，就Eq1的两个样本回归(出口样本和进口样本)，Eq1边界效应分别下降了5.37和1.05，这说明以我国贸易为基础的贸易壁垒存在下降趋势。再比较Eq1和Eq2，Eq2历年平均边界效应在出口与进口样本中分别要比Eq1小1.25和0.06，两个方程系数的差额反映了制度因素作为重要变量的影响程度，但仍需详细分析。首先，就我国出口方面来说，Eq2的边界效应在样本期内的下降要比Eq1小56.8%，意味着制度因素可以解释2000—2004年间我国出口边界效应下降56.8%。其次，就我国进口方面来说，Eq2的边界效应在样本期内的下降与Eq1大体相当(比Eq1略小)，反映出制度变量对我国进口贸易解释力不强。
考虑到国内的省份差异，我们引入了国内地理区位变量，主要考虑到东部沿海地区相对中西部省份来说，更易接近外部市场，总体来看，绝大多数方程显示该虚拟变量显著为正(且正值较大)，当我们去除该变量(见Eq3)，回归的相关变量不再稳定，且拟合优度不高。总体来说，我国不论是出口还是进口，各省份存在的区位优势不容忽视。
此外，由于不同制度变量对贸易流的影响存在差异性，我们依据表2的基本回归，剔除不甚显著的变量如财务状况(FB)、政府干预(GI)、货币政策(MP)和银行自由(BF)，再重新回归(见Eq6)，总体结果良好，并在其他列表内做同样的方法处理，均未发现较大的不稳定回归结果。
最后，为了进一步检验以上回归的稳定性，我们分别作了2个辅助检验(见Eq7和Eq8)，即分别对国内贸易和国际贸易作简单的引力模型回归，4个列表中的方程结果显示，国内贸易的制度变量均显著(为负值)，同样国际贸易的制度变量多数为预期的负号，也充分显著。这就保证了先前回归的。同样我们观测了距离系数的绝对值，发现单独使用国内数据，得到的系数要小于国外数据的回归结果，这就意味着距离因素对于国际贸易要更加重要(同样的实证结果见Kyoji Fukao(2004)，因而后期的实证检验需要考虑该差异的存在。
六、结论
本文通过估计基本McCallum引力模型，依据Wei(1996)和Helliwell(1998)等人的思路，兼顾国际贸易和，国内贸易，构建模型，获取边界效应。国际间的经济自由化普遍被认为促进国际贸易，制度障碍一直以来成为国际贸易的无形壁垒，相关的规范研究已趋成熟。鉴于此，本文提出了贸易的制度假说，并作了相关检验，同时验证了文中的“基本假说”，即：制度环境的改善，通过减少贸易的交易成本，促进国际双边贸易的增长。国内学者也开始进行相关的实证研究，如潘向东(2005)。但是对我国贸易边界效应进行实证测算的研究甚为罕见，本文选取一套反映经济自由化的制度变量(选取一系列较为综合的指标体系)，对我国省份层面的进出口数据进行重新回归。考虑制度因素，我国进出口边界效应的历年平均值分别为1.49和1.50。通过对包含制度变量的引力模型与简单的McCallum模型相比较，发现制度因素造成了我国进出口边界效应的时序下降。
