《表9 敏感度检验：正式制度、非正式制度质量与比较优势》

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《正式制度、非正式制度质量与比较优势》

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注:回归（I）、（II）和（III）均对全样本进行了某种处理或划分，第1行、2行和3行分别是对（17）式、（18）式和（19）式的估计。每个单元格都表示一次独立的回归估计结果，每次回归都包含了尽可能有效的其他控制变量。其中，回归（I）中的“处理”意指将学生化残差大于2的样本剔除。该表只汇

稳健性分析弥补了单一的计量量化手段导致结论存在偏颇的可能，但即便如此，回归分析所得出的结论可能也只在有限的范围内成立。为了进一步检验前文所提到的关键结论对样本选择的敏感度，我们在限制样本范围的基础上对（17）式—（19）式进行了再估计，结果列于表9。首先，我们参考了Nunn（2007）剔除异常值的方法，在第1列回归的基础上，去掉了学生化残差大于2的所有样本。如此处理后，正式制度和正式与非正式制度质量的联合效应在统计意义上依然高度显著，而非正式制度的影响力仍十分微弱。之后，我们又根据地理位置将样本中的各省分为沿海和内陆省份、南方和北方省份，分别对应了回归（II）和（III）的结果。可见，相对于沿海省份，正式制度和两种制度质量的联合效应在内陆省份表现更强，部分原因是沿海省份优越的地理区位及发达的经济发展水平对产品贸易的促进作用可能占主导地位，这大幅削弱了制度变量的解释力。而在南北位置上的划分则显示出南方诸省契约密集型产品的出口更加依赖于制度质量。然而，无论按照何种标准对样本范围进行约束，孤立的非正式制度质量始终不是影响契约密集型产品出口的决定因素。