經(jīng)濟(jì)制度變遷對中國經(jīng)濟(jì)增長的影響
——基于VECM的實(shí)證分析

林 毅，何代欣

(1.西南交通大學(xué) 公共管理學(xué)院，四川 成都 610031;2.中國社會科學(xué)院 財(cái)經(jīng)戰(zhàn)略研究院，北京 100836)

一、文獻(xiàn)述評

自新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)派指出產(chǎn)權(quán)明晰是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵制度因素后，產(chǎn)權(quán)首先引起了國外研究者的關(guān)注。Knack和Keefer最先以ICRG和BERI中的指標(biāo)來代表產(chǎn)權(quán)，對97個(gè)樣本國家的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果證實(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)程度會顯著影響經(jīng)濟(jì)增長，特別是ICRG指數(shù)每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)化單位，經(jīng)濟(jì)增長率每年將會以超過1.2%的速度增加［1］。Esfahani和 Ramirez則用ICRG指數(shù)來衡量與產(chǎn)權(quán)密切相關(guān)的合同執(zhí)行力大小，通過75個(gè)樣本國家的實(shí)證結(jié)果表明，合同執(zhí)行力每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，人均GDP增長率將會5.8%［2］。Clague等則認(rèn)為CIM(合同密集型貨幣，用“一國非貨幣資金/總貨幣供給量”表示)是對產(chǎn)權(quán)安全程度更為合理的度量，其客觀性及精確度都要優(yōu)于ICRG等主觀性指標(biāo)。基于7個(gè)國家的案例分析及95個(gè)樣本國家的計(jì)量，他們發(fā)現(xiàn)CIM每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，人均收入年均增長率將增加0.95%(使用IV估計(jì)后，該系數(shù)增至 1.74%)［3］。Acemoglu和 Johnson使用前殖民地國家的“定居者死亡率”及“當(dāng)?shù)厝丝诿芏取弊鳛楫a(chǎn)權(quán)的工具變量來處理可能出現(xiàn)的內(nèi)生問題，結(jié)果發(fā)現(xiàn)即使控制了其它因素(宗教、地理等)，產(chǎn)權(quán)制度的影響依然十分顯著［4］。

國內(nèi)相關(guān)實(shí)證研究中以金玉國［5］的成果最具代表性。結(jié)合中國的實(shí)際，他將改革開放以來宏觀經(jīng)濟(jì)制度的變遷劃分為產(chǎn)權(quán)制度變遷、市場化程度提高、分配格局變化及對外開放擴(kuò)大四個(gè)方面，對應(yīng)的制度變量則分別是非國有化率、市場化程度、國家財(cái)政收入占GDP比重及對外開放程度;估算了四個(gè)制度變量各自對經(jīng)濟(jì)增長的邊際影響及彈性，并發(fā)現(xiàn)市場化程度與產(chǎn)權(quán)制度變遷對這一時(shí)期中國經(jīng)濟(jì)增長的影響力最大。之后的學(xué)者大都是在此基礎(chǔ)上 (個(gè)別指標(biāo)或權(quán)重上有所改動(dòng))，采用不同的樣本或模型以進(jìn)一步佐證。如王文博等用主成分分析法對中國經(jīng)濟(jì)制度變遷進(jìn)行了指數(shù)合成，估算了該指數(shù)對經(jīng)濟(jì)增長的彈性及貢獻(xiàn)率［6］。傅曉霞和吳利學(xué)運(yùn)用CD函數(shù)推算出1982—1999年經(jīng)濟(jì)制度變遷對中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率約為35%［7］。劉文革等則將產(chǎn)權(quán)多元化、對外開放程度及國家控制資金因素三個(gè)分指標(biāo)進(jìn)行了合成，比較了改革開放前后經(jīng)濟(jì)制度變遷對中國經(jīng)濟(jì)增長作用的大小［8］。李富強(qiáng)等以及董直慶和王林輝都進(jìn)行了經(jīng)濟(jì)增長根源的對比檢驗(yàn)，結(jié)果均表明產(chǎn)權(quán)制度的發(fā)展是中國現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿Γ?－10］。李國璋和劉津汝則基于1978—2007年的宏觀數(shù)據(jù)，證實(shí)了產(chǎn)權(quán)制度及對外開放對中國TFP的增長具有明顯的推動(dòng)作用［11］。

總之，現(xiàn)有實(shí)證結(jié)論大都支持產(chǎn)權(quán)、貿(mào)易等經(jīng)濟(jì)制度變遷促進(jìn)一國經(jīng)濟(jì)增長的假說，尤其對中國而言，經(jīng)濟(jì)制度變遷對經(jīng)濟(jì)增長具有重要影響更是達(dá)成了基本共識，指標(biāo)選取也無太大差異。其中，產(chǎn)權(quán)多元化程度被認(rèn)為是中國經(jīng)濟(jì)制度變遷中最有影響力的一個(gè)方面，此外，對外開放程度、分配格局變化和市場發(fā)育程度等也是經(jīng)濟(jì)制度變遷的主要表現(xiàn)。但國內(nèi)現(xiàn)有研究依然存在一定的問題:首先，受計(jì)量方法所限，上述文獻(xiàn)多采用簡單的OLS回歸，而宏觀經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域中的大多數(shù)時(shí)間序列數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)的，直接建立模型將極有可能出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，導(dǎo)致結(jié)果的不可靠。其次，已有國內(nèi)研究主要關(guān)注改革開放以后，時(shí)間跨度通常在二三十年左右，過短的時(shí)間段在長期關(guān)系的衡量精度上也會有所欠缺。有鑒于此，本文試圖在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上，運(yùn)用更為科學(xué)的協(xié)整理論及向量誤差修正模型等方法，選取1952—2010年的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，測度經(jīng)濟(jì)制度變遷對中國經(jīng)濟(jì)增長的影響。

二、實(shí)證過程

(一)實(shí)證思路及基本模型

本文首先是變量及數(shù)據(jù)的選取;其次是對計(jì)量中各變量時(shí)間序列平穩(wěn)性的判斷，即ADF單位根檢驗(yàn);然后通過Johansen協(xié)整檢驗(yàn)確定各變量之間是否存在長期均衡關(guān)系，并建立VECM考察變量間的長、短期關(guān)系;最后進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

本文擬采用兩個(gè)實(shí)證模型。第一個(gè)模型是在C－D函數(shù)基礎(chǔ)上加入制度變遷因素，即:

其中，Yt、Kt、Lt和Iet分別代表歷年GDP產(chǎn)出、資本存量、勞動(dòng)力和經(jīng)濟(jì)制度變遷，t為時(shí)間，A代表索洛剩余，即未進(jìn)入模型的其它影響增長的因素 (如技術(shù)進(jìn)步、人力資本等)，作為常數(shù)項(xiàng)處理，這也是制度變遷影響經(jīng)濟(jì)增長這一研究領(lǐng)域最常用的模型形式。為避免總量估計(jì)可能出現(xiàn)的多重共線性，假設(shè)資本和勞動(dòng)規(guī)模報(bào)酬不變 (即α+β=1)，對上式兩邊同時(shí)除以Lt并取對數(shù)以消除異方差，引入白噪聲后變?yōu)?

yt、kt分別是歷年人均GDP產(chǎn)出和人均資本存量。式 (1)也是本文的基本模型估計(jì)式。

進(jìn)一步地，第二個(gè)模型考慮將技術(shù)進(jìn)步(A)從索洛剩余中剝離出來，生產(chǎn)函數(shù)即為:

采用如式 (1)的處理方法，則上式化為:

式 (2)中，At代表技術(shù)進(jìn)步，θ代表索洛剩余，其它各項(xiàng)意義不變。

(二)變量選取與數(shù)據(jù)處理

1.產(chǎn)出、勞動(dòng)力、技術(shù)及資本存量指標(biāo)

產(chǎn)出Y用歷年GDP表示，勞動(dòng)力L用歷年年末就業(yè)人數(shù)表示，技術(shù)進(jìn)步A用歷年國家財(cái)政中用于科學(xué)研究和教育支出之和表示。原始數(shù)據(jù)均來自《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》及歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。產(chǎn)出及技術(shù)進(jìn)步數(shù)據(jù)均已用GDP平減指數(shù)處理為1978年價(jià)格。資本存量K(1978年價(jià))來自王小魯?shù)?(2009)的估計(jì)，2007年后數(shù)據(jù)用指數(shù)平滑法補(bǔ)齊。各變量時(shí)間跨度均為1952—2010年。

2.經(jīng)濟(jì)制度變遷指標(biāo)

指標(biāo)選取需要充分考慮其代表性、準(zhǔn)確性及數(shù)據(jù)可得性。因樣本區(qū)間較長，市場發(fā)育程度指標(biāo)在改革開放前并無相關(guān)統(tǒng)計(jì)資料，因此本文最終用三個(gè)指標(biāo)來衡量經(jīng)濟(jì)制度變遷。

(1)產(chǎn)權(quán)多元化程度。用非國有經(jīng)濟(jì)工業(yè)總產(chǎn)值在全部工業(yè)總產(chǎn)值中的比重來度量。

(2)對外開放程度。由于樣本長度限制，已有研究中涉及的對外投資及對外金融在改革開放前并無相關(guān)統(tǒng)計(jì)資料，因此本文最終從對外貿(mào)易開放程度的角度，用歷年出口貿(mào)易總額占GDP的比重來度量。

(3)分配格局變化。用非國家財(cái)政支出占GDP的比重來度量。

為保證統(tǒng)計(jì)口徑一致，產(chǎn)權(quán)多元化程度1998年后的數(shù)據(jù)依據(jù)相應(yīng)年份的統(tǒng)計(jì)公報(bào)及指數(shù)平滑法進(jìn)行了處理;分配格局變化2000—2010年的數(shù)據(jù)則是財(cái)政支出減去對應(yīng)年份國內(nèi)外債務(wù)付息支出后所得的數(shù)據(jù) (2000年前財(cái)政支出不包括國內(nèi)外債務(wù)付息支出)。

在這里，需要對三個(gè)分指標(biāo)做簡要說明。首先，由于各指標(biāo)均以比例形式出現(xiàn)，因此不存在價(jià)格調(diào)整問題。其次，三個(gè)分指標(biāo)中，產(chǎn)權(quán)多元化程度反映了非國有經(jīng)濟(jì)的重要性，但這并非否定國有經(jīng)濟(jì)存在的必要性，國有經(jīng)濟(jì)在中國的存在及主導(dǎo)地位始終是不能動(dòng)搖的，只是在目前階段，非國有經(jīng)濟(jì)比重可能還未達(dá)到一個(gè)合理上限，因此仍可以采用這一指標(biāo);而新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)一直強(qiáng)調(diào)出口更能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，加之中國長期奉行“出口導(dǎo)向型”貿(mào)易政策，不少研究也表明出口對中國經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用要遠(yuǎn)大于進(jìn)口，進(jìn)口在短期內(nèi)對經(jīng)濟(jì)增長甚至有一定的抑制作用［12－13］。因此，本文認(rèn)為用出口貿(mào)易總額(而非進(jìn)出口貿(mào)易總額)占GDP的比重來代表對外開放程度更為適合;①本文在前期工作中對兩種指標(biāo)進(jìn)行了實(shí)證比對，發(fā)現(xiàn)前者的結(jié)果更為合理。至于分配格局變化的度量并無太大爭議，但需要指出國家財(cái)政支出占GDP的比重如果低到無法維持政府必要的公共職能時(shí)，社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制也必將無法正常運(yùn)轉(zhuǎn)。只是考慮到政府還掌握不少“非預(yù)算收入”的事實(shí)及中國現(xiàn)行發(fā)展階段，因此這一假定仍可采用［14］。但在今后情況發(fā)生變化或統(tǒng)計(jì)資料更加完善時(shí)，我們也要考慮對經(jīng)濟(jì)制度變遷指標(biāo)的構(gòu)成進(jìn)行相應(yīng)的調(diào)整或改變。

接下來本文進(jìn)行經(jīng)濟(jì)制度變遷總指標(biāo)的合成。指標(biāo)合成一般有賦值法與主成分分析法兩種。其中，主成分分析法因相對客觀而在近些年的研究中備受青睞，但其原則是按照樣本期內(nèi)指標(biāo)變異程度的大小來分配權(quán)重，并未考慮指標(biāo)本身的相對重要性，因此權(quán)重結(jié)果往往與實(shí)際情況有所偏差，尤其當(dāng)各指標(biāo)變動(dòng)趨于一致時(shí)，該方法往往會賦予各指標(biāo)近乎相同的權(quán)重。此外，主成分分析法一般適用于一次性評價(jià)，無益于統(tǒng)計(jì)資料的積累，尤其當(dāng)權(quán)重為負(fù)時(shí)，會給實(shí)際應(yīng)用造成極大不便。有鑒于此，本文參照金玉國［12］、劉文革等［8］的研究成果，采用更為成熟的賦值法進(jìn)行指標(biāo)合成，即分別賦予產(chǎn)權(quán)多元化程度70%、對外開放程度20%、分配格局變化10%的權(quán)重。②本文也嘗試用主成分分析法確定權(quán)重，結(jié)果各指標(biāo)權(quán)重都在0.33左右，但數(shù)值大小次序與本文使用的賦值法次序一致。實(shí)際上，在本文研究范圍內(nèi)，使用何種權(quán)重賦予方法對最終的實(shí)證結(jié)果影響并不是很大。之所以將產(chǎn)權(quán)多元化賦予較大權(quán)重，是因?yàn)楫a(chǎn)權(quán)是最能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的制度因素;并且中國經(jīng)濟(jì)制度的變遷也恰恰是以產(chǎn)權(quán)制度為主而展開的 (如建國初期的土地改革，改革開放初期的聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制及20世紀(jì)90年代的國企改革)，因此該指標(biāo)在中國的經(jīng)濟(jì)制度變遷中最具代表性。這樣，經(jīng)濟(jì)制度變遷總指標(biāo)就可以寫成:

計(jì)量中各變量的變化趨勢如圖1所示，計(jì)量中各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

圖1 各變量時(shí)間趨勢圖 (1952—2010年)

表1 各變量描述性統(tǒng)計(jì)

相應(yīng)的，本文待檢驗(yàn)的基本假說即為:經(jīng)濟(jì)制度變遷對中國經(jīng)濟(jì)增長具有正效應(yīng)。

(三)計(jì)量結(jié)果

1.時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文首先用式 (1)計(jì)量，故模型中包含的變量為Lny、Lnk和LnIe。采用ADF單位根檢驗(yàn)對各變量水平序列及一階差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

表2 各變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表2可知，各變量水平序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果在5%的顯著性水平下均無法拒絕存在單位根的原假設(shè)，都是非平穩(wěn)的;但它們一階差分序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果均表明在5%的顯著性水平下不存在單位根，都是平穩(wěn)的。因此，各變量均為一階單整。

2.Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

由于各變量均為一階單整，因此可能存在長期協(xié)整關(guān)系。多個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系一般采用基于回歸系數(shù)的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，但首先需確定最優(yōu)滯后階數(shù)。本文逐一對從0—5的滯后階數(shù)所對應(yīng)的各準(zhǔn)則值進(jìn)行了比較，最終確定在5%的顯著水平下，Lny、Lnk和LnIe組合而成的無約束VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)為2。而Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的滯后期是無約束VAR模型一階差分的滯后期，故確定為1。

在Johansen協(xié)整檢驗(yàn)中，最為關(guān)鍵的是對協(xié)整分析中截距和趨勢的形式選擇。Eviews軟件提供了5種形式，即:①序列無線性趨勢，協(xié)整方程無截距;②序列無線性趨勢，協(xié)整方程有截距;③序列有線性趨勢，但協(xié)整方程只有截距;④序列及協(xié)整方程均含有線性趨勢和截距;⑤序列有二次趨勢。已有文獻(xiàn)大多直接選用軟件中的默認(rèn)項(xiàng) (形式3)，但相關(guān)研究表明，大多數(shù)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列 (尤其是中國的數(shù)據(jù))實(shí)際上符合的是形式2或形式4的情況，直接采用默認(rèn)項(xiàng)會造成結(jié)果的偏差［15－16］。由于圖1中各變量時(shí)間序列均呈現(xiàn)出較為明顯的確定性時(shí)間趨勢特點(diǎn)，因此應(yīng)選擇形式4進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。1期滯后的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可知，λ－trace(特征值跡檢驗(yàn))及λ－max(最大特征值檢驗(yàn))結(jié)果均表明，Lny、Lnk和LnIe之間在5%的顯著水平下存在長期協(xié)整關(guān)系。標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程則意味著Lnk、LnIe對Lny的長期影響是正向的。本文將在后面對這一結(jié)果進(jìn)一步分析。

3.向量誤差修正模型

如果多個(gè)變量均為一階單整，且彼此之間存在協(xié)整關(guān)系，則可以構(gòu)造向量誤差修正模型(VECM)。由于VECM包含了水平值和差分值，將各變量之間的長期均衡關(guān)系及短期波動(dòng)關(guān)系相結(jié)合起來，因此具有諸多優(yōu)點(diǎn):一階差分項(xiàng)的引入避免了虛假回歸、多重共線及序列相關(guān)等問題;誤差修正項(xiàng)則保證了變量水平值的信息沒有丟失;而其從“一般到特殊”的建模思想又使得差分項(xiàng)可以用t檢驗(yàn)與F檢驗(yàn)來進(jìn)行選取。VECM 的 基本形 式為:△yt=aecmt－1+lagged(△y，△x)+ut。其中，ecmt－1為誤差修正項(xiàng)，在形式上與協(xié)整方程一致，是各變量之間長期均衡關(guān)系的反映;系數(shù)a是短期調(diào)整參數(shù)，理論上應(yīng)為負(fù)值，代表短期波動(dòng)對長期關(guān)系出現(xiàn)偏離時(shí)，誤差修正項(xiàng)在下一期的調(diào)整速度;差分項(xiàng)系數(shù)則反映了各解釋變量的短期波動(dòng)對因變量的短期影響。

由于本文中各變量之間協(xié)整關(guān)系成立，因此可以構(gòu)建VECM。VECM滯后期同樣為1(因其是含有協(xié)整約束的VAR模型，故滯后期與Johansen協(xié)整一致)，結(jié)果如式 (3)所示。

式 (3)中，部分解釋變量的差分滯后項(xiàng)不顯著，因此對該模型進(jìn)一步修正。依據(jù)從“一般到特殊”的建模思想，逐步剔除不顯著的差分滯后項(xiàng)。修正后的VECM結(jié)果如式 (4)所示。

4.Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)及 VECM結(jié)果已經(jīng)表明，Lny、Lnk和LnIe之間存在長期均衡關(guān)系，并且Lnk和LnIe對Lny具有正向影響。本文通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)進(jìn)一步確定該影響的方向是否成立及其穩(wěn)定性。根據(jù)研究需要，檢驗(yàn)滯后期設(shè)定為2—5期，并定義當(dāng)相伴概率P＜0.1時(shí)即拒絕原假設(shè)，表明單向因果關(guān)系成立。檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

由表4可知，在10%顯著水平下，滯后期為2、4、5時(shí)，Lny與Lnk之間存在雙向Granger因果關(guān)系;而Lny與LnIe之間則在所有檢驗(yàn)滯后期內(nèi)都存在雙向Granger因果關(guān)系，并且隨著時(shí)間的推移，LnIe是Lny的Granger原因表現(xiàn)得更為明顯。因此，長期來看，Lnk、LnIe各自都是Lny的Granger原因，并且十分穩(wěn)定，這與之前的計(jì)量結(jié)果是一致的。

三、結(jié)果分析及模型檢驗(yàn)

(一)經(jīng)濟(jì)制度變遷對經(jīng)濟(jì)增長的長期趨勢分析

VECM的誤差修正項(xiàng)ECMt－1(即協(xié)整方程)反映了各變量之間的長期均衡關(guān)系。長期來看，資本及經(jīng)濟(jì)制度變遷各自都與經(jīng)濟(jì)增長正相關(guān):人均資本每增加1%，人均產(chǎn)出增加0.592%(勞動(dòng)彈性則為0.408%);經(jīng)濟(jì)制度變遷每增加1%，人均產(chǎn)出則增加0.266%。這表明，一方面，經(jīng)濟(jì)制度變遷的確顯著促進(jìn)了中國的經(jīng)濟(jì)增長;另一方面，資本、勞動(dòng)等因素依然是中國經(jīng)濟(jì)增長的主要源泉，制度因素所帶來的增長效應(yīng)有可能尚未完全發(fā)揮出來。

(二)經(jīng)濟(jì)制度變遷對經(jīng)濟(jì)增長的短期效應(yīng)分析

VECM中的滯后差分項(xiàng)反映了各變量之間的短期波動(dòng)關(guān)系，這是已有研究較少涉及的。從式(3)中可以看出，短期中經(jīng)濟(jì)制度變遷的變動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增加的變動(dòng)具有不顯著的正向影響，每增加1%，人均產(chǎn)出的變動(dòng)僅增加0.037%(修正后剔除)，人均資本的短期影響同樣不顯著，這意味著各變量對經(jīng)濟(jì)增長的短期影響要小于長期影響;修正后的VECM，即式 (4)表明，短期內(nèi)人均產(chǎn)出的變動(dòng)顯著受其自身滯后一期的影響(0.704%)。誤差修正項(xiàng)的調(diào)整系數(shù)為負(fù)(－0.565)，表明反向修正機(jī)制成立，即當(dāng)短期內(nèi)人均產(chǎn)出偏離長期均衡水平時(shí)，誤差修正項(xiàng)會將其拉回長期穩(wěn)定水平。總之，VECM結(jié)果再次證實(shí)經(jīng)濟(jì)制度變遷對中國經(jīng)濟(jì)增長的影響是一個(gè)正向顯著的長期過程，而短期影響則十分有限。本文的基本假說也同時(shí)得到驗(yàn)證。

(三)模型檢驗(yàn)

1.VECM效果檢驗(yàn)

由式 (4)可知，VECM中各變量系數(shù)的t值基本都通過了1%的顯著性水平 (常數(shù)項(xiàng)通過了15%的顯著性水平)，特別是誤差修正項(xiàng)在1%的水平下顯著。AIC和SC的值較小，F(xiàn)值顯著，擬合度也較好，修正后的VECM在這幾個(gè)值上均有明顯改善。VECM有兩個(gè)根為1，落在單位圓上，其它根均在單位圓內(nèi)，滿足穩(wěn)定性要求。模型殘差序列滿足正態(tài)性;相關(guān)圖和Q統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)中，相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)的直方圖均落在±0.5之內(nèi);Breush－Godfrey LM自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié) 果 為:LM (1)= 0.174(p =0.689)，LM(2)=0.495(p=0.797)，ARCH自回歸條件異方差檢驗(yàn)結(jié)果為:ARCH(1)=0.007(p=0.935)，ARCH(2)=1.169(p=0.572)，均小于臨界值χ20.05(2)=5.991，故模型在5%顯著性水平下不存在自相關(guān)及異方差。因此VECM整體效果良好，計(jì)量結(jié)果的準(zhǔn)確性及合理性也有所保證，表明本文的模型較好地解釋了經(jīng)濟(jì)制度變遷對新中國成立以來中國經(jīng)濟(jì)增長的影響。

2.加入技術(shù)進(jìn)步的模型

進(jìn)一步地，引入技術(shù)進(jìn)步因素，此時(shí)模型變?yōu)槭?(2)。對技術(shù)進(jìn)步LnA進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果表明其水平時(shí)間序列非平穩(wěn) (ADF統(tǒng)計(jì)值－1.560＞5%臨界值－3.499)，但一階差分序列平穩(wěn) (ADF統(tǒng)計(jì)值－6.182＜5%臨界值－2.914)，故LnA也是一階單整。對 Lny、Lnk、LnA和LnIe進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)長期均衡中 LnA的系數(shù)較小且不顯著 (系數(shù)值為0.083，t統(tǒng)計(jì)量為1.183)，而LnIe的系數(shù)大小及顯著性與未加技術(shù)進(jìn)步因素時(shí)的模型結(jié)果并無太大差異 (系數(shù)值為 0.251，t統(tǒng)計(jì)量為7.843)，因此刪去 LnA，模型退化為式 (1)。這表明在本文的研究范圍內(nèi)，經(jīng)濟(jì)制度變遷已經(jīng)內(nèi)涵了技術(shù)進(jìn)步對中國經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，技術(shù)進(jìn)步只不過是增長的表現(xiàn)和結(jié)果，只有制度變遷才是經(jīng)濟(jì)長期增長的源泉。而中國作為典型的轉(zhuǎn)型國家與發(fā)展中國家，制度變遷對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用就體現(xiàn)得更為明顯，甚至恰恰是制度變遷的實(shí)現(xiàn)才帶動(dòng)了技術(shù)進(jìn)步的產(chǎn)生。比如中國的產(chǎn)權(quán)改革，就是由于帶來了全新的激勵(lì)機(jī)制，才促成了企業(yè)技術(shù)的快速提升并進(jìn)而推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長，因此，我們認(rèn)為這一結(jié)果是與新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)理論及中國實(shí)情相符的。

3.經(jīng)濟(jì)制度變遷階段影響檢驗(yàn)

進(jìn)一步地，本文以改革開放為分界點(diǎn)，以觀察1978年前后經(jīng)濟(jì)制度變遷對中國經(jīng)濟(jì)增長是否有顯著的不同影響。根據(jù)式 (1)分別對1952—1978年及1978—2010年做Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn):1952—1978年間，經(jīng)濟(jì)制度變遷對經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)作用十分有限 (系數(shù)值為0.005，t統(tǒng)計(jì)量為0.063);而1978—2010年間，經(jīng)濟(jì)制度變遷則顯著影響了中國的經(jīng)濟(jì)增長(系數(shù)值為0.324，t統(tǒng)計(jì)量為5.708)。事實(shí)也證明了這一結(jié)果的合理性:1978年起始的改革開放，標(biāo)志著中國拉開了計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制向市場經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)變的大幕，經(jīng)濟(jì)制度變遷也由此全面展開，并最終調(diào)動(dòng)了人們的生產(chǎn)積極性，解放了生產(chǎn)力并推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長。

四、結(jié)論與建議

通過協(xié)整理論及VECM等方法，本文對1952—2010年經(jīng)濟(jì)制度變遷影響中國經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，得出以下主要結(jié)論:第一，人均資本、經(jīng)濟(jì)制度變遷及人均產(chǎn)出之間存在長期均衡關(guān)系，且這種關(guān)系十分穩(wěn)定。第二，長期來看，人均資本、經(jīng)濟(jì)制度變遷都與人均產(chǎn)出正相關(guān)。人均資本、經(jīng)濟(jì)制度變遷每增加1%，人均產(chǎn)出則分別增加0.592%和0.266%;短期來看，經(jīng)濟(jì)制度變遷對經(jīng)濟(jì)增長的影響則十分有限，人均產(chǎn)出主要受其自身滯后一期的影響。第三，人均資本、經(jīng)濟(jì)制度變遷各自與人均產(chǎn)出都具有穩(wěn)定的雙向Granger因果關(guān)系，并且隨著時(shí)間的推移，經(jīng)濟(jì)制度變遷是人均產(chǎn)出的Granger原因表現(xiàn)得更為明顯。第四，技術(shù)進(jìn)步因素在模型中的作用不顯著，表明其對經(jīng)濟(jì)增長的作用已被經(jīng)濟(jì)制度變遷所涵蓋。第五，經(jīng)濟(jì)制度變遷對中國改革開放后的影響遠(yuǎn)大于改革開放前。因此，總體來看，經(jīng)濟(jì)制度變遷對中國的經(jīng)濟(jì)增長具有舉足輕重的作用。

由此本文提出相應(yīng)的對策建議。首先，由于中國尚處在社會主義初級階段，改革也在繼續(xù)深化和不斷完善之中，因此相信經(jīng)濟(jì)制度變遷對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用仍然存在進(jìn)一步提升的空間。這就需要政府繼續(xù)堅(jiān)定經(jīng)濟(jì)制度改革的決心，堅(jiān)定不移地進(jìn)行經(jīng)濟(jì)制度的變遷及創(chuàng)新，逐步推進(jìn)社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制的建設(shè)與完善。其次，計(jì)量結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)制度變遷在短期對經(jīng)濟(jì)增長的影響十分有限，之所以會這樣，主要是由于已有舊制度在向新制度轉(zhuǎn)化的過程中，兩者之間存在一定的利益沖突，進(jìn)而引起摩擦造成制度變遷成本的上升及效率的損失，因此其對經(jīng)濟(jì)增長的作用往往在短期體現(xiàn)不明顯。這就需要政府在大方向不變的前提下，結(jié)合現(xiàn)實(shí)情況積極實(shí)施靈活的、有效的短期經(jīng)濟(jì)政策，力求降低經(jīng)濟(jì)制度變遷的摩擦成本，將經(jīng)濟(jì)制度變遷對中國經(jīng)濟(jì)增長的短期調(diào)整作用發(fā)揮出來。最后，加快完善其它類型制度的步伐。有各種制度彼此之間共同均衡、耦合發(fā)展，才會實(shí)現(xiàn)更多潛在的制度變遷收益，才會不斷接近帕累托最優(yōu)狀態(tài)，并最終促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)更快更好地增長。

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