對制度影響經濟長期增長的重新測算——基于中國的實證研究

○馬利軍

（浙江財經學院經貿學院 浙江 杭州 310018）

一、引言

經濟的長期增長是經濟學家和各個國家始終關心的問題之一。新制度經濟學家認為制度因素是影響經濟長期增長的關鍵，只有當制度在提供有效激勵的條件下，技術進步和資本積累才能持續進行。由此，大量的經濟學家從制度安排、制度質量、制度變遷角度分別探討了其在經濟長期增長中的作用，碩果累累。

經濟史學家諾斯認為，技術進步是一系列因素的長期發展變化所帶來的漸進性結果，制度的變遷才是歷史演進的源泉，強調“制度是經濟長期增長的決定因素，其中對經濟活動產生動力的產權、界定和實施產權的單位——國家、決定個人觀念轉化為行為的道德和倫理的信仰體系——意識形態，又是制度因素的三塊基石”。其他關注制度或體制與經濟增長的國內外學者則通過包含制度的數理模型的構建或實證分析來論證制度的重要性。

已有的研究成果為進一步研究制度與經濟長期增長的關系奠定了基礎，但仍存在以下幾個方面的不足。

首先，制度對經濟增長的影響，定性分析較多，定量分析較少，定量分析中又多側重于簡單的計量回歸，對制度變量的考察存在一定的主觀性，且考察的數據序列較短，或是沒有對不同量綱和統計口徑的數據進行處理，缺乏說服力。

其次，較少對影響經濟長期增長的各種制度因素進行系統研究。學者們要么單純考慮其中一方面，比如產權因素等，來論述其對經濟長期增長的影響，要么想囊括一切制度因素，結果每一方面都只是做了初步解釋，而對于在不同的發展階段，不同制度因素的影響力分析等沒有闡述清楚。

最后，制度代理變量的選擇不統一，不同學者依據制度對經濟增長貢獻的不同理解而選取了不同的代理變量，主觀性強。雖然有學者用主成分分析法較客觀地合成了新的制度變量，但所用數據時間跨度太短，對經濟的長期增長解釋力度不夠，而且合成中所采納的不同制度因素的選取仍具有一定主觀性。有學者嘗試運用灰色關聯度分析法，得出了對經濟增長有顯著影響的制度變量，但沒有進行生產函數下的計量檢驗。而且，理論上在不同的時段，影響經濟增長的制度因素是不同的，用相同制度變量對不同時段經濟增長的影響度進行測算，有失科學性。

本文以中國1952—2008年的相關數據為基礎，將針對以上不足做更客觀的細致研究。首先結合前人研究成果，將影響經濟增長的不同制度因素進行歸納整理。然后采用灰色系統的關聯度分析方法，得出對經濟的長期增長有重要影響的前幾類制度因素，在客觀選擇制度變量的基礎上，采用主成分分析方法，對其分別賦予權重，得出新的制度代理變量。最后以C—D形式的生產函數，將制度因素納入計量模型進行實證檢驗。

二、重要制度因素的選取

進行制度影響經濟長期增長的定量研究中，宋德勇（1999）將工業化、市場化、國際化納入了計量模型進行檢驗，得出上述三個指標是影響我國經濟長期增長的重要因素。王文博（2002）將勞動力、資本、制度因素均納入了計量模型，在構成制度代理變量時，采用主成分分析法選取以下幾類制度因素進行了合成：產權制度變遷、市場化程度、分配格局、對外開放程度。金玉國（2001）對工業績效變動進行了量化測度。從數量上證明了它與制度因素存在因果關系。沈坤榮（2002）對非國有化水平、經濟開發度、市場化程度、經濟利益分配格局進行了分析，得出其對經濟發展的影響。傅曉霞、吳利學（2003）的實證分析認為市場化、對外開放對經濟長期增長有巨大的影響。劉元春（2003）認為二元經濟轉型對中國的經濟長期增長有非常重要的作用。

上述學者認為重要的制度變量中，產權制度變遷與非國有化水平、市場化程度均從不同角度測算了非國有經濟的份額變化，可以將其整合為產權因素。另外，1978年以前，中國是典型的計劃經濟體制，根據樊綱對市場化程度的定義，1978年以前，市場化指標的分析意義不大。國際化與對外開放水平可以歸整為對外開放度因素。根據王文博（2002）對經濟利益分配格局的解釋，可以與諾斯教授所探討的國家有效性整合為國家的有效性因素。二元經濟轉型對中國經濟發展的影響，本文采用二元對比系數這一指標進行解釋。這樣我們總結出前人所考察的制度因素主要是以下五類：產權、對外開放度、國家的有效性、工業化、二元對比系數。

產權指標（CQ）：本文以非國有化率來表示，考慮到數據的可獲得性，以非國有產值占全部工業產值的比重來反映，公式為：CQ=非國有工業總產值/全部工業總產值。

對外開放度指標（DWKF）：本文以國家進出口總額與GDP的比重來表示，公式為：DWKF=進出口總額/GDP。

國家的有效性指標（YXGJ）：本文用市場化收入分配在GDP中的比重來表示，以反映國家有效的激勵機制及利益分配格局的調整對經濟長期發展的影響程度，公式為：YXGJ=（GDP-國家財政收入）/GDP。

工業化指標（GYH）：本文將非農業產值與非農業人口考慮進來，用非農業產值在GDP中的比重，與非農業勞動力占總勞動力比重的兩者平均值表示，公式為：GYH=[（GDP-第一產業產值）/GDP+（總勞動力人數-第一產業勞動力人數）/總勞動力人數]/2。

二元對比系數指標（EYDB）：本文以傳統勞動部門比較勞動生產率與現代勞動部門比較勞動生產率的比值來表示，公式為：EYDB=（第一產業產值比重/第一產業勞動力人數占比）/（第二三產業產值比重/第二三產業勞動力人數占比）。

由于我們不能確定上述制度因素之間的相關性如何，而且鑒于我國統計數據十分有限，現有數據灰度較大，再加上人為的原因，許多數據都出現過幾次大起大落，所以我們將采用對相關性要求不高的灰色系統分析的關聯度分析對上述五類制度因素進行分析。

在進行關聯度分析時，系統特征序列采用人均GDP指標（Y），為了數據的一致性，通過GDP平減指數換算為1990年不變價，系統因素序列即上述五類因素：產權指標（CQ）、對外開放度指標（DWKF）、國家有效性指標（YXGJ）、工業化指標（GYH）、二元對比系數指標（EYDB）。宏觀經濟數據選取1952—2008年以來57年的數據進行測算，數據來源于《新中國五十五年統計資料匯編》及2000—2009年《中國統計年鑒》。考慮到1978年改革開放前后顯著的體制差異，我們以1952—1977年、1978—2008年、1952—2008三個時段進行分析，得出相應的人均GDP與各制度變量的灰色絕對關聯度、相對關聯度、綜合關聯度（見表1）。

表1 人均GDP與各制度變量的關聯度

根據表1我們可以清晰地看出，在不同的時段，尤其是改革開放前后，各制度變量對經濟長期增長的影響是不同的。1952—1977年，國家的工業化、國家有效性（可認為是經濟利益分配格局）、二元經濟對經濟的增長是相對比較重要的制度因素。1978—2008年，產權、對外開放、二元經濟是影響經濟長期增長的比較重要的制度因素。而通觀1952—2008年，我們會得出對外開放度、工業化是與經濟長期增長關聯度較大的制度因素，產權、國家的有效性、二元經濟對經濟長期增長的影響也是顯著的，但與前兩者相比，較為次之。

上述的分析結果，與中國的發展經驗是吻合的。1978年改革開放以前，在傳統的計劃經濟體制下，中國采取了趕超型的經濟發展戰略，短期內實現工業化的不現實目標，雖然導致了很多問題，而且有些還是比較嚴重的，但這種戰略加上中央與地方利益格局的不斷調整，確實在一定時間內促進了中國的經濟發展。傳統計劃體制下，固化的二元經濟為當時的工業化積累了大量的工業原料品，這在相對封閉、外資不足的背景下，很大程度地促進了當時的經濟發展。1978年改革開放以來，隨著產權制度的改革，鄉鎮企業等過渡性制度安排的實施，以及經濟特區的建立，對外開放度的不斷提高，使得產權、對外開放度成為了支撐經濟長期增長的關鍵因素；而二元經濟這種現象在改革開放初期，仍是促進經濟發展的重要因素，但90年代中期以后，由于城鄉差距的逐步擴大，在一定程度上阻礙了經濟的發展，因而也是影響中國經濟增長的重要制度因素。

三、制度代理變量的合成

通過第一部分中我們對人均GDP與各類制度變量灰色關聯度的測算分析得出：建國以來，制度對經濟長期增長的影響是顯著的，而且在不同的時段，相同制度變量的影響力是不同的。為了通過C—D函數實證分析制度對經濟長期發展的貢獻度，我們需要合成制度代理變量。本文采用對樣本沒有太嚴格要求的主成分分析方法進行合成，而且在制度代理變量的合成中，我們考慮到了不同時段（尤其是體制變革前后）不同制度變量的作用，以1978年為界限，分兩個時段進行制度代理變量的合成。

結合第二部分的結論，以灰色綜合關聯度為標準，1952—1977年，我們重點考慮工業化、國家有效性、二元對比系數三個具有相關性的制度指標；1977—2008年，我們則考慮產權、對外開放度、二元對比系數三個指標。

首先無量綱化人均GDP與各制度指標時間序列，然后利用無量綱數據分時段對不同的制度變量進行主成分分析。

表2 主成分的統計信息

從表2可以看出，1952—1977年中第一主成分的特征值是1.785，它解釋了3個原變量總方差的59.488%，第二主成分的特征值是0.954，它解釋了3個原變量總方差的31.791%，前兩個特征值的累積貢獻率為91.279%，因為前兩個主成分的特征值接近1以上，所以應選取2個主成分。1978—2008年中第一主成分的特征值是2.385，它解釋了3個原變量的總方差的79.513%，已接近80%，第二主成分的特征值是0.553，雖然前兩個主成分的累積貢獻率達到了97.939%，但第二主成分特征值顯著小于1，所以我們只選取1個主成分。這樣我們以表3中的因子得分矩陣，來合成新的制度變量。

表3 因子得分系數矩陣

1952—1977年時段，通過前兩個主成分的因子得分系數得到無量綱的制度代理變量M1（注：istd為無量綱化的制度變量）。即M1=0.169istdGYH+1.217istdYXGJ+0.235istdEYDB。

由M1可知三個原始制度變量的權重為：W（GYH）=0.104；W（YXGJ）=0.751；W（EYDB）=0.145。

最終，我們得到1952—1977年用于計量檢驗的制度代理變量 I1，I1=0.104GYH+0.751YXGJ+0.145EYDB。

1978—2008年時段，通過第一主成分的因子得分系數得到無量綱的制度代理變量為M2，其中：M2=0.560istdCQ+0.540istdDWKF+0.162istdEYDB。

由M2可知三個原始制度變量的權重為：W（CQ）=0.444；W（DWKF）=0.428；W（EYDB）=0.128。

最終，我們得到1978—2008年用于計量檢驗的制度代理變量 I2，I2=0.444CQ+0.428DWKF+0.128EYDB。

利用制度因素序列數據，本文算出了1952—2008年的制度代理變量I1與I2。

四、經濟長期增長中制度因素的計量檢驗及結論

在測算出建國以來制度指標序列數據的基礎上，本文采用C—D形式的生產函數對我國1952—2008年經濟增長情況分兩個時段分別進行計量檢驗，估算出制度變遷對其的貢獻度。回歸模型采用對數形式，將勞動力、資本、技術、制度等影響經濟發展的因素納入模型進行分析，具體的回歸方程如下：

其中 Yt表示實際 GDP，Lt表示勞動，Kt表示資本，At表示技術進步，It表示制度變量，εt表示隨機變量。

1、數據的獲得

我們選取了實際GDP指標作為衡量經濟長期發展的指標Yt，而且為了使得數據具有一致性，本文通過GDP平減指數調整換算成了1990年不變價。資本數據Kt本文采用了王瑞澤（2006）《制度變遷下的中國經濟增長研究》的數據，2004年以后的數據通過指數平滑法得到，為了數據一致性，換算成了1990年不變價。勞動力數據Lt本文使用歷年就業人數。描述技術進步的數據，根據我國的實際情況（大部分的R&D支出主要來自國家財政收入），用國家財政支出中用于科學研究的部分表示，為了數據一致性，換算成了1990年不變價。制度變量It已經通過前兩部分的分析測算得到。

2、對1952—1977年數據的分析

對1952—1977年的實際GDP與各變量關系的分析中，本文并沒有得到比較良好的結果。這可能是由于在傳統的計劃經濟體制下，以及當時的政治經濟情況，技術進步的作用被我們錯誤地估算了，或者是C—D形式的生產函數可能并不適用于當時的環境等。但有一點我們是確信無疑的，即在傳統的計劃經濟下，趕超型的工業化戰略、國家經濟利益分配格局以及較為固化的二元經濟現象等在很大程度上影響著當時的經濟增長，這在本文的第一部分已經得到了充分的驗證。

3、1978—2008年的計量分析及結果

本文使用Eviews3.1，首先通過ADF檢驗對各時間序列變量及其差分序列進行單位根檢驗，結果如表4所示。

表4 各變量的ADF單位根檢驗結果

從表4可看出，各變量的二階差分均是平穩的，因此可以進行協整關系檢驗，以判斷變量間是否存在長期穩定的關系。為了分析實際GDP與各變量間是否存在協整關系，本文采用EG兩步法進行檢驗。通過對上述變量進行回歸，發現計量模型的截距項是不顯著的，這樣我們對剔除掉截距項的模型重新進行回歸分析，詳見表4（其中R2=0.993），提取殘差項，得出殘差項在5%水平上顯著。

表4中的數據說明了中國的經濟發展確實與各變量（尤其是制度因素）存在長期穩定的關系。

表5 計量回歸結果

將顯著不為0的系數帶入本文所設定的回歸模型中，標準化后為：

通過對1978—2008年數據的回歸分析，可以看出改革開放以來，制度在經濟增長中起著重要作用。回歸模型中制度因素的擬合系數為0.544，僅次于資本因素，制度對經濟增長的彈性很大。相反，技術進步和勞動力對經濟增長的貢獻遠不如制度，這與我國實際的經濟增長相一致，也反映出了中國現在應該改變以往的外延型經濟增長，轉變經濟增長方式。在這一轉型過程中，逐步明晰產權、擴大對外開放、進行二元結構轉型又是實現經濟長期增長的關鍵。

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