制度變遷、政府作用與民營經濟發展
——基于非線性面板門限模型的分析

張慧一，張友祥

(1.東北師范大學 經濟與管理學院，吉林 長春 130117；2.吉林農業大學，吉林 長春 130118；3.濰坊科技學院，山東 濰坊 262700)

一、引 言

當前，民營經濟發展問題受到了高度重視。2018年11月1日，習近平總書記主持召開民營企業座談會，強調了民營經濟的重要作用和地位，闡明了民營經濟發展遇到的困難，表達了幫助民營企業解決實際困難、創造更好條件的堅定決心。圍繞解決民營經濟發展困境、推動民營經濟發展等相關主題，各界人士展開了充分討論。

民營經濟發展主要面臨著兩大困難：一是金融、稅收、市場準入等制度性障礙；二是政府政策落實不到位、效果不彰，這也恰恰是影響民營經濟發展的重要因素。關于制度對民營經濟發展的影響，學者早有共識，學術界肯定了制度變遷對民營經濟發展的正向動力作用。然而，政府作為強制性制度變遷的供給者，政府作用必然是影響制度變遷與民營經濟發展關系的一個重要因素。由此引出的一個重要研究問題是：制度變遷對我國民營經濟發展的正向動力作用是否會受到政府作用的影響？即：我國的民營經濟發展與制度變遷之間是否存在政府作用門限效應？導致在不同的政府作用水平下，制度變遷與民營經濟發展之間的關系有所不同？嘗試回答這一問題是本文的主要研究目的。

在制度變遷、政府作用與民營經濟發展關系的研究中，學術界展開了多視角的討論。在理論研究中，史晉川、錢滔論證了制度變遷推動民營經濟發展過程中政府的作用機制[1]，民營經濟發展過程就是政府不斷增加制度供給，制度供給的擴大引發了民營經濟的跨越式發展[2]。民營經濟發展與我國區域制度變遷是在不斷創新中向前演進的[3]，科學合理的制度創新為民營經濟的發展壯大提供了制度紅利[4]。上述學者均肯定了制度變遷給我國民營經濟發展帶來的重要影響。然而，盡管我國民營經濟的制度環境得到了較大的改善，但隨著我國經濟社會進入新的轉型期，制度環境方面的缺失仍是民營經濟發展面臨的最大困境[5]，民營經濟到了迫切需要突破“制度瓶頸”的階段，企業準入制度、融資制度等政府宏觀制度層面對民營企業發展的障礙尤為突出[6]。不可否認，地方政府作為制度變遷的重要主體之一，由政府力量主導的強制性制度變遷極大地促進了民營經濟的發展[7]。然而，由于地方政府具有追求經濟增長和自身利益最大化等意識形態偏好而阻礙了民營經濟發展，民營經濟發展及其制度變遷是伴隨著政府政策的不斷調整而推進的，因而，地方政府行為在制度變遷推動民營經濟發展過程中占據著主導地位。我國民營經濟發展完全是在政府政策主導下[8]，地方政府在驅動民營經濟發展過程中發揮了重要作用[9]，其行為的優化能夠提升制度績效[10]。要想推動民營經濟的持續健康發展，政府政策支持應當適應民營經濟的制度需求，有效化解阻礙民營經濟發展的制度障礙。

關于制度變遷、政府作用與民營經濟發展關系的實證研究較為少見：鄧宏圖構造了有關政府和企業的數理模型，指出了地方政府意識形態偏好在民營經濟演進路徑中的關鍵作用，地方政府政策會影響民營企業對未來的預期[11]；楊天宇構建了政府目標函數，處于轉型期的政府由于受到經濟增長、降低失業、追求自身效用最大化等目標的影響，將內生出一系列阻礙民營經濟發展的制度性障礙[12]；程俊杰通過實證研究發現，制度變遷、企業家精神對民營經濟發展存在顯著影響，且制度變遷對企業家精神存在顯著的促進作用[13]。

縱觀現有文獻，目前學術界均認可了制度變遷和政府作用對民營經濟發展的重要影響，但大多是針對制度、政府作用與民營經濟發展的單獨研究，忽略了政府作用對制度變遷與民營經濟發展之間的關系考察。研究方法上，部分學者運用了傳統線性分析方法，鮮有文獻考察非線性特征。受政府作用水平影響的不同，制度變遷對民營經濟發展的作用方向和程度可能不同。因而，本文基于我國30個省市2002—2016年的面板數據，以政府作用為門限變量，構建靜態面板數據門限模型，考察我國制度變遷與民營經濟發展之間是否存在非線性的政府作用門限效應。

二、模型設定與變量選取

(一)面板門限回歸模型的設定

為分析制度變遷對民營經濟發展的影響，且考慮到政府作用水平不同，其對民營經濟發展產生的影響不同，即制度變遷對民營經濟的影響可能存在基于政府作用的門檻效應，本文采用Hansen[14]的門檻分析方法，以政府作用作為門檻變量，構建門檻回歸模型。模型具體形式如下：

(1)

此模型含義為，當政府作用小于等于門檻值γ時，制度變遷對民營經濟的影響系數為β′1；當政府作用大于門檻值γ時，制度變遷對民營經濟的影響系數變為β′2，這種影響可增可減。模型中，PEit表示民營經濟規模，POLit代表政府作用，INSit表示制度變遷，εit代表影響民營經濟的其他變量，其中下標it表示第i省第t年的數據。

方程(1)為存在單一門檻值的面板門檻模型，如存在雙重門檻，則模型擴展為：

(2)

由方程(2)可知，若存在兩個門檻值γ1和γ2，制度變遷對民營經濟的影響效應可分為3個區間，且對應三個影響系數β′1，β′2以及β′3。

(二)變量選取和數據說明

由于同一省轄范圍內的制度質量、政府政策同質性較高且省級層面數據容易獲取，具有較高可靠性，故本文選取我國內地30個省、市、自治區(西藏自治區除外)2002—2016年面板數據。本文選用的數據來自各年份《中國統計年鑒》、各省(市、區)的統計年鑒和統計公報，數據涵蓋2002—2016年間中國大陸30個省份，共計450個樣本觀測量，其中西藏由于缺失大量數據而沒有被包括，變量選取如下：

1.被解釋變量：民營經濟發展(PE)，選取各省(市、區)民營經濟增加值占GDP的比重來表示。

2.解釋變量：制度變遷(INS)，本文主要考察與民營經濟發展密切相關的經濟運行制度。樊綱等人公布的中國市場化指數構建了涵蓋五大方面、囊括25個指標的評價體系，能夠較好地反映中國市場化程度，在實證研究中被廣泛用作經濟運行制度的代理變量。本文市場化指數數據來源于《中國市場化指數——各地區市場化相對進程2011年報告》[15]和《中國分省份市場化指數報告2016》[16]。由于兩份報告公布的市場化指數數據統計口徑不一致，本文以兩次報告數據為依據，通過計算不同年份、地區增長率進而得到具有可比性的市場化指數數據。

3.門限變量：政府作用(POL)，政府作用往往通過政策設計來實現，故采用政府政策作為考察政府作用的變量。本文參考韓永輝等[17]的做法，篩選有關推進民營經濟發展的地方性政策法規數量予以研究說明。

4.控制變量：民營經濟發展會受到多方面因素的影響，地區的創新能力、要素稟賦、區位條件、開放程度、教育水平等都是影響民營經濟發展的重要因素。基于此，借鑒相關文獻的處理方法，選擇以下控制變量：創新能力(INNO)采用研究與試驗發展經費支出額來度量；資源稟賦(RES)用單位國土面積的煤炭、石油儲量代表；基礎設施水平(INFRA)用單位國土面積所擁有的鐵路和公路里程數來衡量；地區經濟的開放水平(OPEN)用進出口總額占GDP的比重即外貿依存度來表示；教育水平(EDU)用每十萬人口高等學校平均在校生數來度量。

(三)相關變量描述性統計

表1 變量的描述性統計(2002—2016)

為準確分析制度變遷與民營經濟發展之間的關系，本文采用局部加權散點圖修均法(LOWESS)進行曲線擬合(如圖1)，發現制度變遷與民營經濟發展之間可能存在非線性關系。圖1所示，曲線斜率(影響系數)不斷減小，即制度變遷對民營經濟發展的影響不斷減弱，這與后文的檢驗結果相符。

圖1 制度變遷與民營經濟的線性擬合

三、實證結果與分析

(一)門檻變量內生性檢驗

依據Caner和Hansen[18]的研究，門限變量應當是外生變量，故在估計面板門限模型之前先進行門限變量的內生性檢驗。運用Stata12.0軟件，檢驗結果如下表2：

表2 門檻變量的內生性檢驗

表2結果顯示，P=0.001，門檻變量內生性檢驗結果在99%的置信水平下顯著，即門檻變量通過了內生性檢驗，與被解釋變量之間嚴格外生。

(二)面板門檻回歸模型估計

運用Stata12.0軟件進行回歸，通過bootstrap抽樣500次得到的門檻效應檢驗結果如表3所示，這里依次在不存在門限、存在一個門限和存在兩個門限的設定下對模型進行估計。其中，門限變量政府作用的單一門限和雙重門限在5%的顯著性水平下顯著，相應的抽樣值分別是0.031和0.042，而三重門限效果在10%的顯著性水平下不顯著，P值為0.320。因而，以政府作用為門限變量的制度變遷影響民營經濟發展的模型將基于雙重門限模型進行分析。

表3 政府作用門限效應檢驗結果

表4顯示了政府作用門限的估計值和99%的置信區間，由于兩個門限估計值是當似然比檢驗統計量等于零時的取值，即可得出雙重門限的估計值分別為0.050和3.015，進而可將政府作用水平分為三個區間，相應的門限回歸方程可以表示為：

(3)

表4 政府作用門限效應估計值域置信區間

在門限效應檢驗結果確定政府作用存在雙重門限后，本文運用面板門限估計法分析制度變遷對民營經濟發展的非線性影響，實證結果如表5所示：

表5 制度變遷對民營經濟發展的政府作用面板門限估計結果

從政府作用的門限估計結果來看，制度變遷與民營經濟發展呈現正向相關關系，隨著政府作用的擴大，這種正向影響逐漸減弱。具體而言，當一地區的政府作用水平小于第一個門檻值0.050時，制度變遷對民營經濟發展的回歸系數最大(2.433)，在1%的統計水平上顯著。說明在這個區間內，政府作用水平每提高一個百分點，制度變遷對民營經濟發展的正向影響提高2.433個百分點。當政府作用水平超過0.050且小于3.015時，回歸系數下降至2.153，在1%的統計水平上顯著。說明在這個區間內，政府作用水平每提高一個百分點，制度變遷對民營經濟發展的正向影響提高2.153個百分點，但這種正向影響比第一個門檻值的影響系數低了0.28個百分點。當政府作用水平大于3.015時，回歸系數繼續下降至1.717，在1%的統計水平上顯著。此時政府作用水平每提高一個百分點，將導致制度變遷對民營經濟發展的正向影響提高1.717個百分點，而此時的正向影響比第一個門檻值的影響系數低了0.716個百分點，比第二門限值的影響系數低了0.436個百分點。

從控制變量估計結果看，地區創新能力對民營經濟發展具有顯著的正向作用，科技研發投入有助于提升創新能力，而創新能力對于民營經濟發展至關重要。基礎設施對民營經濟發展具有顯著的正向作用，這一觀點也已被國內外學者從理論和經驗兩個層面得到證實。作為一種生產要素，基礎設施建設直接推動了民營經濟發展，并且通過降低交易成本間接推動了民營經濟發展。教育水平對民營經濟發展具有顯著的正向影響，教育水平越高，創新能力越強，進而推動民營經濟發展。此外，開放水平對民營經濟發展的影響結果并不顯著，表明尚不能確定地區對外開放程度與民營經濟發展二者之間的關系，一個可能的解釋是：不同類型的民營企業會對要素的依賴程度有所區別[19]，外向型經濟對民營經濟發展起到促進作用還是抑制作用與民營企業的類型高度相關。

(三)穩健性分析

參考Huang和Lin[20]的做法，本文通過添加控制變量(RES)就制度變遷與民營經濟發展的非線性關系進行穩健性分析。表6結果表明：添加控制變量(RES)后，制度變遷與民營經濟發展之間的各個解釋變量的影響系數基本上沒有變化，這說明基于面板數據門限模型的制度變遷與民營經濟發展之間的非線性關系基本上是穩健的。

表6 面板門限模型穩健性檢驗

(四)結果分析

由上述實證分析結果可知，我國制度變遷與民營經濟發展之間存在非線性的政府作用雙重門限效應，門限值分別為0.050和3.015。當政府作用水平低于0.050時，制度變遷對民營經濟發展的影響系數較高(2.433)，隨著政府作用水平提高直至跨越第二個門限值(3.015)時，制度變遷對民營經濟發展的影響系數逐漸降低(1.717)。這表明：當政府作用處在低于門限值的低政府作用區間時，制度變遷對民營經濟發展的正向影響作用較強；當政府作用處在高于門限值的高政府作用區間時，制度變遷對民營經濟發展的正向影響作用較弱。關于制度變遷對民營經濟發展的正向作用毋庸置疑，美國經濟學家諾思提出“制度決定論”，將制度看作經濟增長的根本源泉，經濟增長這一結果是由制度變遷引發的，因而，制度可看作是經濟增長的源動力。從制度經濟學的角度來看，我國民營經濟的發展歷史就是一部制度變遷史，有效率的制度變遷是民營經濟發展的源動力。政府對民營經濟發展的作用主要體現在各省市地方政府的政策支持，這些政策涉及市場準入、融資、財稅、法律保障等方面。自2002年以來(即本文實證研究選取的時間起點)，我國民營經濟進入了鞏固與深化發展階段，各地方政府推出了多項有利于民營經濟發展的政策法規，不斷優化的政策環境為民營經濟發展提供了制度保障，理應增強制度變遷對民營經濟的正向動力作用。然而，本文實證結果表明，隨著政府作用的擴大，制度變遷對民營經濟的正向影響減弱。這一點可以從政策供給與民營經濟發展對制度需求的適應性上得到解釋。隨著我國民營經濟的快速發展，對政策性公共產品的需求日益增強，而政府職能轉變滯后，政策落實不到位，相關配套政策措施不夠精準，“玻璃門”“彈簧門”“旋轉門”等硬性政策不公現象，影響了政策的實施效果，進而降低了基于市場化程度不斷提高的制度變遷對民營經濟的正向影響作用[21]。一直以來，盡管政府出臺了多項旨在推動民營經濟發展的政策，收效卻甚微，原因就在于政策目標忽視了民營經濟的切實需求，導致民營經濟微觀主體缺乏自覺作用。想要制度變遷不斷推動民營經濟發展，就必須打破原有的不相適應的政策措施，促使政策供給與民營經濟發展的制度需求之間形成一種間歇性均衡。

四、結論及建議

本文主要結論如下：我國制度變遷與民營經濟發展的關系存在非線性的政府作用雙重門限效應，政府作用門限值分別為0.050和3.015。在低于門限值的低政府作用區制，制度變遷對民營經濟的正向影響較強，隨著政府作用的擴大，這種正向影響減弱。這意味著政府作用是影響我國制度變遷與民營經濟發展關系的一個重要因素。

研究結論表明：在制度變遷促進民營經濟發展的過程中，應當充分考慮政府作用水平的適當調整。依據本文實證結論，想要提升制度變遷對民營經濟發展的正向影響作用，應當適當調整政府作用著力點。據此，提出政策建議如下：從政策的供給側入手，積極回應民營經濟發展對制度環境的新需求，做到“有所為有所不為”，厘清政策邊界。發展民營經濟，政府應當“有所為”，是指政府應當在缺位的領域積極作為；政府應當“有所不為”，是指政府應當在越位的領域約束自身行為，避免直接干預市場。

當前，復雜多變的國際經濟環境給我國經濟和市場預期帶來了諸多不利影響，民營經濟對制度環境的變革產生了更加強烈的需求，這一強烈需要主要表現在對金融制度、稅收制度、產權保護制度、市場準入制度和行政審批制度等方面獲得政策有效支持。

具體而言，在深化金融制度改革中，政府有所為，就是要通過市場價格機制和宏觀調控，提高金融資產的配置效率，疏通金融資產流動的渠道；政府有所不為，就是要取消不符合金融市場規則的政策性安排，消除妨礙民營經濟主體在金融領域公平競爭的制度規定。政府應當加快融資體制改革，放寬金融市場準入，鼓勵區域性中小民營銀行建設試點，取消民營銀行、村鎮銀行等金融機構在市場準入、業務范圍、機構設置、金融監管等方面的歧視性限制；政府應加大信貸扶持力度，建立符合民營企業特點的信貸管理制度、風險控制制度和風險補償制度[22]，組建民營企業信用信息平臺，提高銀行的信用甄別效率，精準支持民營經濟發展。加快組建專門性民營企業政策性銀行，構建民營經濟體系內的金融服務機制，增強民營企業的政策獲得感。

在強化稅收制度改革中，政府應當繼續加大減稅降費幅度，提高財稅政策支持精準度，推進研發費用加計扣除、高新技術企業所得稅優惠、科技型初創企業普惠性稅收免除等減稅降費政策，切實減輕民營企業稅費負擔，激發民營經濟主體的活力。在完善產權保護制度改革中，應當建立歸屬清晰、權責明確的產權界定制度，健全系統平等、嚴格有力的產權保護制度，加大執法力度，提高違法成本，保護民營企業創新成果，為其創設良好環境；政府還應當消除產權保護中的所有制歧視和不平等制度，清理、修改有悖于產權保護制度的政策規定。在市場準入制度改革中，政府“有所為”，應當進一步放寬民營經濟的市場準入，堅持“法無禁止即可入”原則，擴大民間投資空間，打造制度化權利開放秩序和非人際關系化的市場競爭環境[23]，真正擴大民營經濟的市場準入邊界，推進產業政策由差異化、選擇性向普惠化、功能性轉變；政府“有所不為”，應當清理廢除民營經濟市場準入和競爭的隱性制度性壁壘，破除行政壟斷，取消妨礙市場公平競爭的傾斜性保護政策，為民營經濟營造寬松包容、公平競爭的市場環境。在簡化行政審批制度改革中，政府應當由監管者轉向服務者，合理優化職能結構，減少部門職責交叉，建立崗位職責清晰、審批權限明確、工作標準具體、審批流程高效的行政審批運行機制；適時進行專項督促檢查，建立行政審批制度改革的第三方評估機制，避免行政審批出現“明減暗不減”“明放暗不放”“邊增邊減”等現象，減少民營經濟發展阻力。