池建宇，王舒亭

(中國傳媒大學 經(jīng)濟與管理學院，北京 100024)

一、問題提出

中國在加入世界貿(mào)易組織之后，對外貿(mào)易，特別是出口貿(mào)易發(fā)展迅猛。根據(jù)世界銀行的統(tǒng)計，2018年中國外貿(mào)出口總額達到2.49萬億美元，貨物和勞務出口占國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)比重為19.51%(1)數(shù)據(jù)來源參見http://wits.worldbank.org/CountryProtile/en/CHN。，已成為名副其實的貿(mào)易大國。

貿(mào)易活動中，兩國之間開展貿(mào)易的強度通常受到一些顯性的宏觀因素的影響，如資源稟賦、地理位置、匯率差異、關稅幅度、政治環(huán)境、居民購買力等。除此之外，東道國本身的一些特質(zhì)，比如制度和文化都會影響其外貿(mào)發(fā)展。本文主要研究東道國的制度、文化對中國對外貿(mào)易出口的影響。

一國的經(jīng)濟、政治、法律等正式制度對于國家間貿(mào)易活動有重要影響；同時，信任水平、風俗習慣、道德倫理等非正式制度同樣會影響貿(mào)易水平。信任水平是一國文化和非正式制度的重要方面，可以作為非正式制度的代理指標。作為貿(mào)易大國，中國的出口貿(mào)易肯定會同時受到東道國的正式制度和非正式制度的影響。而且，東道國正式制度要想充分發(fā)揮作用，需要非正式制度的配合。本文將探討東道國的信任水平，或者說非正式制度怎樣作用于正式制度對中國出口貿(mào)易額的影響。具體來說，就是東道國正式制度和非正式制度這兩個因素作用于中國出口貿(mào)易的效應到底是互補關系還是替代關系。

對于國際貿(mào)易而言，正是通過正式制度的有效建立，雙方交易中最易出現(xiàn)的經(jīng)濟風險才得以最大程度地降低。諾斯(North，1992)指出：這種不確定性有時恰恰是貿(mào)易的根本性阻礙[1]。根據(jù)多拉爾和克雷(Dollar & Kraay，2003)、魏浩等(2010)的研究，無論從短期還是長期來看，正式制度均會對貿(mào)易產(chǎn)生影響，但作用效果大為不同[2-3]。細分該影響，可以發(fā)現(xiàn)企業(yè)運行費用的制度和法律制度尤為突出[4]。在分析方法的層面，也有學者使用相鄰效應分析制度與貿(mào)易的關系[5]。同時還需指出，正式制度與貿(mào)易之間的影響呈現(xiàn)雙向性。

然而，對非正式制度的研究存在著諸多困難。一方面，對于非正式制度的界定，學界尚無定論，如何在社會學與心理學的交叉領域為非正式制度找到合適的歸屬成為懸而未解的難題。另一方面，根據(jù)吉索等(Guiso et al.，2015)的觀點，正是由于非正式制度天然地具備較為隱性的特點，不僅自身發(fā)展變遷難以具象研究，其對社會運行產(chǎn)生的經(jīng)濟效果也是毫不直觀甚至難以察覺的[6]。

早期文獻[7]一般將信任解釋為陌生人之間道德層面的信任水平。伍爾洛克和納拉揚(Woolcock & Narayan，2000)則是從更加細分的角度，將其劃分為交流層面、人際交往層面、制度層面與協(xié)同效應層面[8]。韋爾特和考托寧(Welter & Kautonen，2005)從微觀與宏觀結合的角度分析發(fā)現(xiàn)，信任又可以包含個體間的信任和制度化信任，二者區(qū)別在于個體間的信任來源于社會關系，而制度化信任來自于更加廣闊的文化、政治和法治環(huán)境[9]。

相比早期對信任做出的較為抽象的定義，本文更傾向于支持后期更為新穎的交叉性的概念。在某種程度上，新型定義具有探索性與開創(chuàng)性的意義。典型的定義方式主要有三種。一是考克斯等(Cox et al.,2016)通過實驗法得出的有關信任的推斷，對信任做出如下定義：對脆弱性的接受和做出反饋的意愿[10]。二是安代利尼和泰利澤塞(Anderlini & Terlizzese,2017)通過構建信任均衡模型得出的不同均衡解，回答了“不同形態(tài)的社會組織之間信任水平的差異如何產(chǎn)生”這一問題，認為信任是人們一種主觀估計自己不受騙的可能性，而這種心理感知很容易被濫用[11]。第三種有趣的解釋來自杜邦和卡爾波夫(Dupont & Karpoff,2019)提出的“信任三角”的概念，取自經(jīng)濟關系中的三種基本的作用機制——法治架構、信譽以及文化[12]。

在貿(mào)易與投資領域，古索等(Guiso et al.，2009)指出：信任不足會直接影響兩國貿(mào)易的開展，其中包括籠統(tǒng)有價證券投資與直接投資[13]。具體而言，扎克和克納克(Zak & Knack,2001)認為，在傳統(tǒng)的均衡增長模型下，低信任度的環(huán)境將會抑制投資[14]。博塔齊等(Bottazzi et al.，2016)則認為一旦將信任水平作為外生變量，就會對金融投資和合約簽訂產(chǎn)生影響[15]。賴利和薩韋德拉(Riley & Saavedra，2019)認為在開放的視角下，信任與貿(mào)易存在著一定的互補關系，且在某些情況下，這種關系是相互促進的[16]。

綜合來看，有關非正式制度與正式制度二者之間關系的研究并不多見，且鮮有學者將其納入統(tǒng)一框架[17]。帕特南等(Putnam et al.，1994)認為，非正式制度對正式制度具有促進作用[18]。吳等人(Wu et al.，2014)指出，在一定情況下，信任可以幫助私人企業(yè)在募集資金時克服正式制度的困難[19]。尤斯特旺等(Justwan et al.，2018)指出，由于數(shù)據(jù)獲取的局限以及對信任指數(shù)測度的困難，在國際關系層面與社會科學領域，國際間的信任研究相對較少[20]。有關非正式制度的實證研究尚有充足空間。深入探討統(tǒng)一框架下正式制度與非正式制度之間的作用機理與條件設定有著重要的現(xiàn)實意義。

一般來說，一國擁有較為完善的政治、法律等正式制度往往意味著該國的政治環(huán)境也比較穩(wěn)定。為了更加深入地探討信任水平與東道國政治環(huán)境之間的關系，本文將使用拓展的引力模型(gravity model)，并參照俞等人(Yu et al.,2015)的做法，引入信任水平與正式制度的交叉項[21]。

本文的貢獻主要體現(xiàn)在：第一，使用邊際效應方法，探究信任水平如何影響中國的對外貿(mào)易規(guī)模；第二，試圖揭示中國出口貿(mào)易中信任水平與東道國政治穩(wěn)定性之間的互補關系。

二、研究假設

良好的正式制度意味著健全的法律法規(guī)、規(guī)范有效的政府職能及有利的經(jīng)濟環(huán)境，三者共同組成了有利的貿(mào)易環(huán)境。

非正式制度之所以會促進兩國貿(mào)易活動的開展，原因主要有二：一是降低交易成本，因為雙方為了確保合作的最終達成而簽訂的不必要的監(jiān)督合約會造成部分沉沒成本；二是減少出口方的交易風險，從而催生了更加頻繁的貿(mào)易往來。

對于非正式制度與正式制度之間的關系，本文試做以下解釋：二者的區(qū)別主要在于正式制度基于交易費用與成本，具有顯性且強制實施的特點；而非正式制度則基于文化認同與交流，倡導隱性但緊密的合作關系。在聯(lián)系方面，一方面，作為非正式制度的跨國信任水平，對正式制度反而起到潛在的約束作用；另一方面，正式制度的完善可以促進非正式制度的發(fā)展。一國的法治水平越高，對于貿(mào)易伙伴而言的商業(yè)環(huán)境就會更加友好，更有利于兩國間彼此信任的建立。

有關二者共同作用的效果會對貿(mào)易產(chǎn)生何種影響是本文關注的重點。為此，本文建立基本假設如下：

假設1：跨國信任水平和東道國政治環(huán)境均對中國的出口貿(mào)易有顯著影響。

假設2：跨國信任和東道國政治穩(wěn)定性之間存在互補關系，即二者對中國出口貿(mào)易的作用方向相同。

三、計量模型與數(shù)據(jù)來源

(一)計量模型

為了探究跨國信任和東道國政治環(huán)境之間的關系，拓展基本的貿(mào)易引力模型，引入信任水平和制度變量及其交叉項，建立如下模型：

lnTrade=α0+α1Trust+α2IQ+α3Trust×IQ+α4X+ε

(1)

其中，lnTrade是對中國出口到其他國家的貿(mào)易量總額的對數(shù)。Trust為一國的信任水平，IQ為正式制度水平。Trust×IQ為信任與政治穩(wěn)定性之間的交叉項，目的是為了具體的探究二者之間的關系及其對中國出口貿(mào)易額的影響。X是一系列影響貿(mào)易的相關經(jīng)濟因素，ε為誤差擾動項。變量的描述統(tǒng)計結果見表1。

表1 變量的定義及描述性統(tǒng)計

(二)數(shù)據(jù)來源與變量設計

1.出口貿(mào)易額(Trade)：該數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》中2010—2017年中國與世界56個國家和地區(qū)的出口貿(mào)易量。

2.信任指標

信任水平(Trust)：該指標用來衡量不同國家的國民信任程度。

首先需要根據(jù)個體信任水平的決定因素來確定本次研究中這一指標是否隨時間改變的問題。倘若將各種因素分類，可以看到信任水平與利他偏好、親社會性、混合偏好，以及規(guī)則偏好無關，反而受到公平認知的極大影響[22]。在另一種劃分方式下，又可以得出居民自身的社會信任水平將受到個人因素、社區(qū)因素、社會因素等的影響[23]。

本文假定信任不隨時間變化。原因有二：

第一，根據(jù)巴里奧等(Barrio et al.，2017)的觀點，由于一國國民對其他國家的信任程度是對于非正式制度的一種刻畫，與歷史、文化有關的因素，因而短期內(nèi)不會發(fā)生較大的變化[24]。推測信任水平偶然出現(xiàn)短期內(nèi)的巨大波動，可能與本身波動性較大的相關影響因素有關，例如政治環(huán)境、經(jīng)濟波動、自然條件等。

第二，信任指標的數(shù)據(jù)來源為世界觀調(diào)查(WVS)。該調(diào)查在1981—2014年共進行了六次，目前第七次調(diào)查正在進行中。由于受到地理、語言、交通等各種因素阻礙，每一次調(diào)查在相應的年份中均是間斷進行的。被調(diào)查的國家分別在不同的年份完成最終的調(diào)查。故而在每一次調(diào)查中，由于調(diào)查方法的限制，信任指標默認是不隨時間變化的。由于關注現(xiàn)今信任與制度對貿(mào)易的影響機制情況，故而選用最近八年的數(shù)據(jù)。最新的信任數(shù)據(jù)來源于第六次調(diào)查(2010—2014年)。因此，本文假定2010—2017年信任水平是不變的。

從貿(mào)易中的跨國信任的角度，選取WVS數(shù)據(jù)庫中根據(jù)“對不同國籍的人的信任”這一問題的回答情況統(tǒng)計出的綜合指數(shù)作為信任的具體數(shù)值。原因在于研究的是中國對外貿(mào)易中對于不同國家的信任程度而非一國的國民綜合信任水平。此外，由于貿(mào)易中涉及的交易雙方包括中觀的企業(yè)和微觀的個人，因此該調(diào)查的受訪者可以更加全面地涵蓋此次研究的對象。

3.制度指標

制度水平(IQ)：已有研究表明，政治穩(wěn)定性這一制度指標與經(jīng)濟之間的聯(lián)系尤為緊密。選取全球治理指數(shù)(WGI)數(shù)據(jù)庫的政治穩(wěn)定(political stability and violence)指標。其中，政治穩(wěn)定是指政權受政治導向的暴動和恐怖主義等手段干擾的可能性。該指標選取當年估計值(estimate)，取值范圍為(-3,2.5)，數(shù)值越大表明法律制度越完善。

4.控制變量

包括一國的人均GDP(2010年不變價，單位為萬美元)、凈外國資產(chǎn)(LCU現(xiàn)價，單位縮減為千億分之一)、凈雙邊現(xiàn)金流量(美元現(xiàn)價，單位為萬美元)、外國直接投資凈值(單位為萬美元)、制造業(yè)附加值(2010年不變價，單位為百億美元)，以及技術合作補助金(單位為萬美元)等，數(shù)據(jù)來源均為世界銀行世界發(fā)展指標數(shù)據(jù)庫(WDI)。

四、計量結果及解釋

(一)實證分析

以式(1)為基準模型進行回歸，表2列出了具體回歸結果。

表2 基準模型回歸結果

注：被解釋變量為中國出口總額對數(shù)(lnTrade)；***、**、*分別表示變量在1%、5%、10%的水平上顯著；括號內(nèi)數(shù)字是基于White穩(wěn)健性標準誤計算得出的t值。

在表2的列(1)中，被解釋變量出口貿(mào)易額與控制變量GDP指數(shù)、凈外國資產(chǎn)(LCU現(xiàn)價)、制造業(yè)附加值(2010年不變價)、海關手續(xù)負擔等進行回歸?；貧w結果顯示影響系數(shù)均為正數(shù)。結果與預期基本一致，調(diào)整的R2為0.633，表明基本的經(jīng)濟控制變量對于中國對外出口額具有較好的解釋力。

列(2)單獨引入信任的評價指標(Trust)。結果顯示，信任對于出口貿(mào)易量具有較為顯著的正向影響。同時調(diào)整的R2為0.637，表明引入信任水平之后，模型的解釋力增強?；貧w結果基本符合預期，即貿(mào)易國對于貿(mào)易伙伴的信任程度越高，越有利于中國與東道國之間貿(mào)易活動的開展。

列(3)單獨將政治穩(wěn)定性這一正式制度水平指標(IQ)引入回歸，以單獨考察貿(mào)易國的正式制度質(zhì)量對于貿(mào)易流量的影響。結果顯示，政治穩(wěn)定性在5%的水平上顯著且對出口額具有負向影響。原因可能有二：一是中國在對外貿(mào)易中的風險選擇。東道國的政治穩(wěn)定性越差，作為出口方承擔的風險也越大。二是與貿(mào)易機制有關。當東道國為政治穩(wěn)定性較差的國家時，中國與其貿(mào)易往來遵循的機制可能有別于傳統(tǒng)機制。兩國的頻繁的貿(mào)易往來和巨大的貿(mào)易量無法用傳統(tǒng)的信譽評價或是正式制度的質(zhì)量來解釋，存在另外一種特殊的機制。在該機制中，中國仍然扮演著風險偏好者的形象。

列(4)將信任(Trust)與政治穩(wěn)定性(IQ)一同引入進行回歸。結果顯示，信任與政治穩(wěn)定性對于出口額的影響均在5%的水平上顯著，且調(diào)整后的R2為0.638。該結果表明，將正式制度與非正式制度納入統(tǒng)一框架考察對于貿(mào)易的影響時，模型的解釋力進一步增強。同時，在統(tǒng)一的框架中，信任與政治穩(wěn)定性對貿(mào)易的影響方向均不發(fā)生改變，即中國出口額隨著東道國信任水平的提高而增加，而東道國的政治穩(wěn)定性對于兩國貿(mào)易具有負向的影響。

為了進一步考察信任與政治穩(wěn)定性之間的關系以及二者的交互作用對于貿(mào)易的潛在影響，本文引入信任與政治穩(wěn)定性的交叉項。

列(5)將信任、政治穩(wěn)定性以及二者之間的交叉項一同引入進行回歸。結果顯示，信任對出口的影響在5%的水平上顯著，政治穩(wěn)定性及二者之間的交叉項均在1%的水平上顯著；引入信任和政治穩(wěn)定性的交叉項后，信任與政治穩(wěn)定性對于貿(mào)易的影響方向保持不變，而二者的交叉項對貿(mào)易的影響系數(shù)為正。由此得出初步推斷：信任與政治穩(wěn)定性之間可能存在互補的關系，該關系對于兩國的貿(mào)易活動可能會產(chǎn)生不同的影響。

列(1)—列(5)均沒有控制年度效應。列(6)加入年度效應進行考察。結果顯示，信任對于貿(mào)易的正向影響的顯著程度降低，政治穩(wěn)定性對于貿(mào)易的影響方向及顯著程度均不變，二者之間的交叉項對于貿(mào)易的影響基本不變。這表明，考慮時間效應后，回歸結果并未受到明顯影響。

為了更好地刻畫跨國信任和東道國政治環(huán)境之間的關系，本文進一步計算在東道國不同的政治穩(wěn)定性水平下，跨國信任水平對中國出口貿(mào)易量的邊際作用。Trust對lnTrade的邊際效應由式(2)計算得出：

(2)

相應的標準誤的估計值為：

(3)

二者關系由圖1所示。對于政治穩(wěn)定性對于跨國信任的邊際效應的影響，如果信任與政治穩(wěn)定性交叉項的系數(shù)(α3)為正，且信任的系數(shù)(α1)為正，但由于政治穩(wěn)定性這一變量取值的正負未定，故信任對于貿(mào)易的邊際效應的符號有可能為正，也有可能為負。下面將對東道國政治穩(wěn)定性的取值進行分析，以考察不同情況下中國對外出口情況。

圖1 全樣本政治穩(wěn)定性對信任邊際效應的影響

經(jīng)測算，當政治穩(wěn)定性的指數(shù)大于-0.654時，信任對于中國出口貿(mào)易的邊際效應為正。此時，東道國的信任水平提高有助于兩國貿(mào)易的開展。但是，當政治穩(wěn)定性的指數(shù)小于-0.654時，信任對于貿(mào)易的邊際效應反而為負。經(jīng)濟含義解釋如下：對于正式制度較為完善的東道國，中國出口貿(mào)易的強度遵循普遍規(guī)律，對于東道國信任水平的提高有助于兩國建立更加緊密的隱性合作關系，促成長遠的貿(mào)易開展。但是對于政治環(huán)境極度不穩(wěn)定的東道國，東道國信用水平越低，中國對該國的出口貿(mào)易額反而越大。中國對該國的出口貿(mào)易行為并非依賴對于東道國的信任水平，而主要基于自身的風險偏好及利潤空間的權衡。信任對于貿(mào)易的影響機制產(chǎn)生了本質(zhì)上的逆轉(zhuǎn)，因而其對于貿(mào)易的影響系數(shù)出現(xiàn)了截然相反的結果。

由上述分析可得兩個結論：(1)東道國的信任水平與其正式制度即政治穩(wěn)定性之間存在著互補關系。二者對中國出口貿(mào)易的作用方向是相同的。如果東道國政治穩(wěn)定性上升，那么東道國信任水平對中國外貿(mào)出口的邊際效應也會增加；反過來，如果東道國政治穩(wěn)定性下降，那么東道國信任水平對中國外貿(mào)出口的邊際效應也會下降。(2)信任對于貿(mào)易的邊際效應受到正式制度的制約，且該種制約存在臨界值。當正式制度水平高于該臨界值時，信任對于貿(mào)易的邊際效應為正；當正式制度水平低于該臨界值時，信任對貿(mào)易的邊際效應為負。

有關正式制度與非正式制度的互補作用的經(jīng)濟解釋如下：在貿(mào)易活動中，當東道國的政治穩(wěn)定性較強時，中國對其信任程度越高，越有利于兩國貿(mào)易的開展；當東道國的政治環(huán)境較為不利時，信任水平反而會對貿(mào)易產(chǎn)生負向的作用。綜合來看，二者對于貿(mào)易的影響方向保持一致，因而存在著互補的關系。需要指出的是，當中國向政治穩(wěn)定性較差的東道國出口時，促成兩國貿(mào)易達成的主導影響因素應為其他影響貿(mào)易的經(jīng)濟因素，而非信任水平。此外，對于正式制度建設較差的東道國，兩國貿(mào)易達成往往由于中國在對盈利空間和風險的考量上存在的風險接受的傾向。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1. 分組回歸

由于本文主要研究中國出口貿(mào)易的情況，而在國際市場中，東道國的經(jīng)濟體制與出口貿(mào)易緊密相關。故而選用是否加入經(jīng)濟合作與發(fā)展組織(OECD)作為分組指標。將所有樣本分為OECD成員國與非OECD成員國進行考察，分別檢驗正式制度與與非正式制度之間的替代與互補作用?；貧w結果見表3。

表3列(1)—列(4)為OECD成員國，而列(2)—列(8)則為非OECD成員國。

列(1)只加入了信任，但沒有加入政治穩(wěn)定性。由于信任的系數(shù)為正，并且僅僅在10%水平統(tǒng)計顯著，說明在OECD成員國，東道國信任水平可能會影響中國對其出口貿(mào)易額，但這種影響并不是決定性的。

列(2)在回歸時未包含信任，但加入了政治穩(wěn)定性?；貧w結果顯示，政治穩(wěn)定性的系數(shù)為正，但并不顯著。這說明在OECD成員國，東道國政治穩(wěn)定性這個因素對于中國出口額來說并無實質(zhì)性影響?？赡艿脑蛟谟冢琌ECD成員國本身都是政治比較穩(wěn)定的國家，各方面的制度都比較完善，國家之間的制度性差異較小。因此中國對這些國家出口貿(mào)易額的差異與其政治制度關聯(lián)度較小(2)樣本中，全部國家的政治穩(wěn)定性這個變量的均值為-0.30，標準差為1.01，而OECD成員國這個變量的均值為1.67，標準差為0.49。因此，OECD成員國之間政治穩(wěn)定性的平均值更大，但標準差卻小得多。。

列(3)中同時引入信任及政治穩(wěn)定性，可以看出這兩個變量在統(tǒng)計上均不顯著。而在列(4)中，進一步加入這兩個變量的交叉項，發(fā)現(xiàn)交叉項也不顯著。這充分說明，在OECD成員國，東道國信任水平的變化以及政治穩(wěn)定性的變化均對中國出口貿(mào)易沒有實質(zhì)性影響。因為對于這些成熟的市場經(jīng)濟國家，無論是信任水平，還是政治穩(wěn)定性，都是非常穩(wěn)定的，差別不大。因此，在OECD內(nèi)部，中國的出口額可能這個國家多一些，對另一個國家少一些，這種差別與這些國家的信任水平和政治穩(wěn)定性都關系不大。因此，這兩個變量不存在互補關系。

表3 基準模型的分組回歸結果

注：***、**、*分別表示變量在1%、5%、10%的水平上顯著，括號內(nèi)是基于White穩(wěn)健性標準誤計算得出的t值。

列(5)—列(8)為對非OECD成員國的回歸。列(5)和列(6)分別引入信任和政治穩(wěn)定性這2個變量，而在列(7)中同時引入這2個變量。結果顯示，信任不顯著，而政治穩(wěn)定性僅是在10%的水平統(tǒng)計顯著。列(8)中進一步引入這兩個變量的交叉項，發(fā)現(xiàn)這三個變量均顯著，特別是信任和交乘項均在1%的水平統(tǒng)計顯著，而政治穩(wěn)定性的系數(shù)依然為負。這說明對于中國對非OECD成員國的出口貿(mào)易來說，東道國的信任水平是有顯著影響的，而且這種影響受到東道國政治穩(wěn)定性的調(diào)節(jié)，信任水平與政治穩(wěn)定性之間的確存在著互補的作用。

通過進一步繪制政治穩(wěn)定性對信任的調(diào)節(jié)作用圖(圖2)可以看出，非OECD成員國下的信任與政治穩(wěn)定性之間的互補作用與全樣本情況相似。

圖2 非OECD成員國政治穩(wěn)定性對信任邊際效應的影響

對比OECD成員國與非OECD成員國的回歸結果可以得出：對于中國的出口貿(mào)易來說，東道國信任與政治穩(wěn)定性之間的互補作用對于非OECD成員國的東道國更為顯著。同時，政治穩(wěn)定性對信任作用在兩國貿(mào)易上的邊際效應也更為顯著。東道國的經(jīng)濟發(fā)展水平越差，政治穩(wěn)定性和信任水平之間的互補作用就越明顯。而對于市場經(jīng)濟比較成熟的國家來說，無論是東道國的信任水平還是政治穩(wěn)定穩(wěn)定性，都不是影響中國對該國出口貿(mào)易總額的關鍵因素。在這種情況下，這兩個因素之間不存在互補關系。

2. 均值回歸以及考慮政治穩(wěn)定性的一階滯后

由于東道國的正式制度，即政治穩(wěn)定性這個變量隨時間變化，為了使得模型更加穩(wěn)健，本文將隨時間變化的正式制度變量、信任與正式制度的交叉項與控制變量取均值進行回歸，回歸結果見表4的列(1)。另外，考慮到對東道國的政治穩(wěn)定性隨時間變化，因此使用其滯后項(L.IQ)進行回歸，回歸結果見表4的列(2)—列(4)。表4的回歸結果與表2的基準模型回歸相比，各個變量系數(shù)的符號和顯著性大體相同，說明結論是穩(wěn)健的。

表4 均值回歸與政治穩(wěn)定性滯后項回歸

表4(續(xù))

注：***、**、*分別表示變量在1%、5%、10%的水平上顯著，括號內(nèi)是基于White穩(wěn)健性標準誤計算得出的t值。

五、結論

根據(jù)上面的實證分析，可以得到以下研究結論。

第一，東道國的信任水平和政治穩(wěn)定性都是影響中國出口貿(mào)易總額的重要因素，共同作用于中國對東道國的出口。

第二，信任水平對中國出口額的影響受到東道國政治穩(wěn)定性的調(diào)節(jié)。當東道國政治穩(wěn)定性較強時，信任對于中國出口貿(mào)易的邊際效應為正。此時，東道國的信任水平提高有助于兩國貿(mào)易的開展。但是，當政治穩(wěn)定性較弱時，信任對于貿(mào)易的邊際效應反而為負。對于政治穩(wěn)定性較差的國家，中國存在明顯的風險偏好；而對于政治穩(wěn)定性較強的國家，中國企業(yè)則傾向于更多地向那些信任水平較高的國家出口。

第三，東道國的正式制度與非正式制度之間存在一定的互補關系。在東道國政治穩(wěn)定性提高的情況下，信任水平對中國出口貿(mào)易的邊際效應持續(xù)增加；而如果東道國政治穩(wěn)定性下降，信任水平對中國出口貿(mào)易的邊際效應則會持續(xù)減少。因此，對于中國的出口貿(mào)易來說，東道國的正式制度和非正式制度的作用方向是相同的，即二者存在互補關系。