我國制度變遷與經(jīng)濟增長的實證研究

王運通

（首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，北京 100000）

一、引言

在我國60 余年的發(fā)展歷程中，經(jīng)濟發(fā)生了巨大變化，尤其改革開放以來我國平均每年GDP 增長率達到了9.8%，引起了國內(nèi)外學(xué)者對我國經(jīng)濟增長的研究，但大多利用傳統(tǒng)經(jīng)濟理論，將制度作為不影響經(jīng)濟增長的外生變量看待。隨著新制度經(jīng)濟學(xué)的興起，利用制度變遷解釋國家內(nèi)和國家間經(jīng)濟發(fā)展的研究日益增多，如諾斯認為創(chuàng)新、教育、資本積累等并不是經(jīng)濟增長的原因，制度才是決定長期經(jīng)濟績效的基本因素。Stiglitz(2004)認為經(jīng)濟增長動力問題研究應(yīng)建立在一國特定經(jīng)濟環(huán)境和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)上。我國建國以來，制度背景發(fā)生了重大變化，經(jīng)歷了計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟的過度。因此，研究我國經(jīng)濟增長與發(fā)展，便不能脫離我國的制度變遷?；谝陨峡紤]，本文試圖分析制度變遷背景下制度對經(jīng)濟增長的影響，同時為了考察制度變遷的長短期效應(yīng)，本文利用向量誤差修正模型進行了分析。

二、文獻回顧

自諾斯開創(chuàng)性研究以來,新制度經(jīng)濟學(xué)派尤其關(guān)注制度對經(jīng)濟增長的重要作用，諾斯一反傳統(tǒng)觀點，認為只有實施有效制度、實現(xiàn)執(zhí)政者約束和產(chǎn)權(quán)保護，刺激民間投資和技術(shù)進步，經(jīng)濟才可能實現(xiàn)持續(xù)增長。政治制度和產(chǎn)權(quán)制度先于經(jīng)濟發(fā)展并決定經(jīng)濟增長，資本和勞動只是經(jīng)濟實現(xiàn)增長的手段，是經(jīng)濟增長的結(jié)果。然而Acemoglu (2008) 指出，制度與經(jīng)濟增長的關(guān)系并不確定；Barro(1990)和Glaeser et al.(2004)更強調(diào)，政治制度是技術(shù)進步、教育發(fā)展和經(jīng)濟增長到一定階段的產(chǎn)物。

此外，我國學(xué)者對制度變遷和經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系也進行了廣泛的討論。劉紅等（2001）和吳潔等（2003）分別在索洛和Rasmey 模型框架中引入制度因素，以研究制度變遷對經(jīng)濟增長的影響。潘慧峰、楊立巖（2006）將制度變遷加入內(nèi)生增長模型，刻畫了制度影響經(jīng)濟增長的內(nèi)在機制；李富強等（2008）將制度引入理論增長模型詮釋要素發(fā)展和經(jīng)濟增長的關(guān)系，分析表明制度越完善，經(jīng)濟增長就越表現(xiàn)為人力資本和技術(shù)進步的發(fā)展。制度不僅直接作用于經(jīng)濟增長，而且還通過影響生產(chǎn)要素投入和配置效率促進經(jīng)濟增長。

雖然制度與經(jīng)濟增長的影響引起了學(xué)者的大量關(guān)注，但是對制度因素進行量化卻一直是難點（車士義和郭林，2011）。我國學(xué)者分別從制度變遷的不同方面，并利用不同統(tǒng)計方法對制度變遷進行衡量（劉文革等，2008），但結(jié)果存在一定差異。并且，針對我國制度變遷與經(jīng)濟增長關(guān)系的諸多研究也存在許多不足，對制度指標(biāo)的選擇較少考慮非正式制度變遷。因此本文試圖在綜合正式制度和非正式制度的基礎(chǔ)上，利用向量誤差修正模型以考察制度變遷與經(jīng)濟增長的長短期關(guān)系。

三、模型設(shè)計及變量選取

傳統(tǒng)C-D 生產(chǎn)函數(shù)假定Y＝ALαKβ，其中Y 為實際產(chǎn)出、A表示技術(shù)進步、L 為勞動投入、K 為資本投入。α 和β 分別表示勞動投入產(chǎn)出彈性和資本投入產(chǎn)出彈性，同時假定技術(shù)是中性的，此時α+β=1。本文在此基礎(chǔ)上引入了綜合制度變量I，即。方程兩邊同時除以L 并取對數(shù)，得出計量模型(1)：Inyt=lnAt+βlnkt+rlnIt+μ。其中，yt表示第t 期的人均產(chǎn)出，kt表示第t 期的人均資本，It表示第t 期的綜合制度指標(biāo)，而lnAt作為常數(shù)項處理。

本文選取1952～2011 年相關(guān)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)均來自于中國統(tǒng)計年鑒。其中人均產(chǎn)出y 用人均國民生產(chǎn)總值表示，并且以1978 年作為基期。人均資本存量k 采用王小魯?shù)龋?007）的數(shù)據(jù)，并將2007 年后缺失的進行指數(shù)平滑至2011 年。

North(1990)認為制度不僅包括法律法規(guī)、契約合同等正規(guī)約束，還有文化習(xí)俗傳統(tǒng)規(guī)范等非正規(guī)約束。本文對綜合制度變量做了相應(yīng)劃分，分為正式制度及非正式制度，正式制度的衡量參照林毅（2012）的劃分標(biāo)準(zhǔn)，包括產(chǎn)權(quán)多元化IP、對外開放程度I0及分配格局變化Id，而對于非正式制度則參照雷韻等（2012），將人力資本作為衡量非正式制度的主要指標(biāo)。因此，綜合制度變量用函數(shù)表述為I=F(IP,I0,Id,Ii)。隨后，采用能夠很好避免指標(biāo)之間的高度相關(guān)性的主成分分析對各項制度變遷指標(biāo)進行綜合。結(jié)果顯示綜合制度變量為I=0.250IP+0.262I0+0.225Id+0.263Ii。

四、模型實證檢驗

本文首先對模型中各變量進行ADF 平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果表明在5%水平內(nèi)，Lny、Lnk 及LnI 均不平穩(wěn)，但均一階單整。由于同階單整變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系，本文采用Johnson 協(xié)整檢驗以判別。依照SIC 準(zhǔn)則，Johnson 檢驗的最優(yōu)滯后變量選為1。結(jié)果顯示，在5%顯著水平下三者存在協(xié)整關(guān)系，即lnyt=1.235lnIt+0.596lnkt+0.855。且人均資本存量及制度變遷在長期內(nèi)均對經(jīng)濟發(fā)展有促進作用。

隨后，本文構(gòu)建向量誤差修正模型以研究長期均衡及短期波動關(guān)系。在協(xié)整檢驗基礎(chǔ)上，將VEC 模型的最優(yōu)滯后階數(shù)選為1，得到初始向量誤差修正模型。隨后對初始模型中不顯著的變量進行了剔除，得出修正后的向量誤差修正模型如下所示：

其中：

由誤差項可知，在長期內(nèi)，人均產(chǎn)出與人均資本存量、制度變遷存在正相關(guān)關(guān)系。長期內(nèi)，資本存量積累和制度改革均有利于我國長期經(jīng)濟增長。同時，經(jīng)濟增長對制度變遷的敏感性遠大于經(jīng)濟增長對資本存量的敏感性，其可能的原因在于我國在過去60 年中由計劃經(jīng)濟向社會主義市場經(jīng)濟進行轉(zhuǎn)變，市場制度逐漸發(fā)展，因此制度變遷所體現(xiàn)出來的邊際作用較為明顯。進一步結(jié)合林毅等（2012）針對正式制度對經(jīng)濟增長的研究結(jié)果，本文的研究也在一定程度上說明了非正式制度變遷對長期經(jīng)濟增長的作用有著更為積極的作用。正如North(1990)所說，正式規(guī)則能夠補充和強化非正式約束的有效性，也可能修改、修正或替代非正式約束，兩者間的相互作用將產(chǎn)生出對于不同交換制度框架的有效需求，而其成敗，則取決于非正式約束。

此外，模型(2)中ECMt-1的系數(shù)顯著為負，即當(dāng)短期內(nèi)人均產(chǎn)出偏離長期均衡水平時，誤差修正項會將其拉回到長期均衡水平；Δlnyt-1的系數(shù)顯著為正，表明當(dāng)期的人均產(chǎn)出正向地受滯后一期產(chǎn)出的影響。因此，修正后的向量誤差修正模型證明了制度變遷和人均資本存量都對經(jīng)濟的增長有促進作用，同時當(dāng)期的產(chǎn)出變動還受上期產(chǎn)出變動的影響。

五、結(jié)論

本文利用我國1952 年至2011 年的宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，研究了長期和短期內(nèi)制度變遷對經(jīng)濟增長的作用。首先，本文按照North 對制度的定義，將制度變遷分為正式制度變遷和非正式制度變遷，通過將制度引入傳統(tǒng)的C-D 生產(chǎn)函數(shù)，并利用Johnson 協(xié)整檢驗及向量誤差修正模型進行了分析研究。結(jié)果表明，我國的制度變遷和資本存量與經(jīng)濟發(fā)展存在長期協(xié)整關(guān)系，制度改革和逐步完善將有助于我國經(jīng)濟長期發(fā)展；而短期內(nèi)當(dāng)期的產(chǎn)出變動還受到上期產(chǎn)出變動正向的影響。因此，實現(xiàn)我國長期均衡發(fā)展，離不開各項制度的逐步完善，必須堅定不移推進經(jīng)濟、政治、文化各領(lǐng)域的改革，同時不斷提高國民教育水平，這將在長期內(nèi)為非正式制度對經(jīng)濟增長的促進作用提供條件。

[1]North，D.C.，1990，Institutions，Institutional Change and Economic Performance[M].Cambridge:Cambridge University Press.

[2]Acemoglu D，Robinson J.The role of institutions in growth and development[J].World Bank，Washington DC，2008.

[3]Glaeser E L，La Porta R，Lopez-de-Silanes F，et al.Do institutions cause growth?[J].Journal of economic Growth，2004.

[4]潘慧峰，楊立巖.制度變遷與內(nèi)生經(jīng)濟增長[J].南開經(jīng)濟研究，2006，(2).

[5]李富強，董直慶，王林輝.制度主導(dǎo)、要素貢獻和我國經(jīng)濟增長動力的分類檢驗[J].經(jīng)濟研究，2008，（4）.

[6]雷韻，謝里，羅能生.制度變遷與經(jīng)濟增長：基于中國數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究[J].統(tǒng)計與決策，2012，（16）.

[7]林毅.經(jīng)濟制度變遷與中國經(jīng)濟增長—基于1952-2010年數(shù)據(jù)的分類檢驗[J].經(jīng)濟與管理研究，2012，（7）.