陳丹丹，任保平

(西北大學 經濟管理學院，陜西 西安 710127)

一、引言

經濟增長質量是值得我們關注和思考的一個現(xiàn)實問題。改革開放30年以來，中國經濟持續(xù)高速增長，1978-2007年年均增長率為9.79%。但以克魯格曼（1994）為代表的一些國外經濟學家認為中國的全要素生產率（TFP）很低，經濟增長質量不高，基本屬于投入型的數(shù)量增長。胡鞍鋼（2002）、[1]吳敬璉（2006）[2]等國內學者也日益擔心這種粗放型增長模式，指出中國經濟今后發(fā)展的關鍵不是保持既有的高增長速度，而是提高經濟增長質量。已有的研究大多認識到制度及其所提供的激勵在決定一國經濟增長模式中的關鍵作用，現(xiàn)實中的一些證據(jù)也證明，制度對解釋國際收入差異是十分重要的。①因此，本文試圖從制度變遷的視角理解并解釋經濟增長質量。

二、文獻回顧

從經濟史的角度分析，經濟增長質量屬于一種規(guī)范性的價值判斷，其內涵及測度體系至今尚無嚴謹?shù)目茖W界定。究其原因在于，經濟增長質量盡管十分重要，但并不是現(xiàn)代經濟增長理論關注的主要內容，正如科爾奈（1988）所說，“翻閱一下關于經濟增長理論的浩瀚文獻，我們發(fā)現(xiàn)到處都在用寬泛的數(shù)量指標來描述經濟增長過程，而發(fā)展過程的質量方面幾乎被忽略了”。[3]托馬斯（2000）在《增長的質量》中對經濟增長質量的理解是“作為發(fā)展速度的補充，它是構成增長進程的關鍵性內容，比如機會分配、環(huán)境的可持續(xù)性、全球性風險治理等”。[4]王積業(yè)（2000）則根據(jù)多恩布什、費希爾在其《宏觀經濟學》中對經濟增長的定義，將經濟增長理解為數(shù)量擴張與質量提高兩個方面，并以此確定經濟增長質量的基本內容是經濟增長過程中技術進步的作用和要素使用效率的提高。[5]呂煒（2002）認為收入變化僅是增長的一個方面，GDP增長既可以是高質量的增長，也可以是低質量的增長，高質量的經濟增長應具有人類發(fā)展、收入增長、環(huán)境可持續(xù)等多個方面特征。[6]

由于經濟增長質量的核心內容是效率，TFP盡管受到一些研究者批評，但作為衡量經濟增長質量的工具仍受到青睞。一些有影響的國際機構經常把TFP的變動作為考察經濟增長質量的主要指標，如世界銀行、經合組織（OECD）等有關中國發(fā)展的研究報告都估算了中國全要素生產率的變動趨勢。國內一些研究，如張長征（2005）更是把TFP等同于經濟增長質量。[7]另一類研究則是按照各自對經濟增長質量的理解，建立指標體系，采用主成分分析、因子分析、熵值法等現(xiàn)代統(tǒng)計分析工具綜合評價經濟增長質量。表1列出了近幾年關于這方面的一些代表性文獻。另外沈利生（2006）提出增加值率從總體上度量了一個經濟體投入產出效益，它的變動反映了經濟增長質量的變化。[8]

表1 關于經濟增長質量的代表性文獻

對于經濟增長質量的決定因素，吳敬璉（2006）認為重工業(yè)化模式不能按照比較優(yōu)勢原理揚長避短地配置資源，造成國民經濟效率下降，放松了技術創(chuàng)新和提高效率的努力，造成水、土、煤、電、油等基礎資源的高度緊張，加劇生態(tài)環(huán)境的破壞。中國要提高經濟增長質量需要走新型工業(yè)化道路。[9]劉海英等（2004）則認為人力資本積累是經濟增長的源泉，是高質量經濟增長循環(huán)的基點，并借鑒基尼系數(shù)反映收入差距的理論，量化了人力資本“均化”指標，在實證研究基礎上得出了人力資本“均化”水平與經濟增長質量存在長期因果關系。[10]鈔小靜等（2008）通過實證檢驗，發(fā)現(xiàn)經濟轉型與表示經濟增長質量的TFP的貢獻度之間存在正相關關系，認為中國的經濟轉型在一定程度上促進了中國經濟增長質量的提高。同時，通過對TFP與市場化率、工業(yè)化率、城市化率的相關性程度以及平穩(wěn)性檢驗，發(fā)現(xiàn)這幾個變量之間隨著時間流逝而共同“漂移”，存在均衡關系。[11]

三、制度變遷與經濟增長質量：理論分析

（一）理論假說

制度變遷在經濟增長中的作用雖有爭議，但至少有一點取得一致意見，就是制度必須隨著政治經濟環(huán)境的變化而變遷，這對于經濟發(fā)展至關重要，尤其是對于發(fā)展中大國而言，制度甚至起決定性作用。[12]

對于制度變遷與經濟增長質量之間的關系，目前學術界尚沒有一個清晰的認識，本文根據(jù)上述文獻的梳理及制度變遷與經濟增長質量關系的典型化事實，提出這樣一個假說：有效的制度安排是經濟增長質量變化的重要原因。新古典增長理論認為經濟增長質量的提高應歸于知識或人力資本等內生增長因素，這種判斷可能對于一個市場制度相對穩(wěn)定的經濟體具有重要解釋意義，然而對于轉型經濟來說，制度因素對生產率的影響很大。鄭玉歆（2006）采用2000-2005年的企業(yè)調查數(shù)據(jù)，實證分析認為企業(yè)演化是中國工業(yè)生產率增長的重要途徑，揭示了建立優(yōu)勝劣汰的市場競爭機制及新上投資項目對經濟增長質量的意義。[13]因此，研究經濟增長質量必需關注經濟增長運行的制度環(huán)境。

從目前的研究看，有效的制度變遷（環(huán)境）對經濟增長質量的影響可能不僅具有短期水平效應，而且具有長期增長效應。在短期內，技術水平不變，制度變遷決定了交易費用的高低；交易費用會部分地影響到產權的配置和執(zhí)行的方式、分工的收益和協(xié)調成本，對經濟增長質量具有短期水平效應。如一些經濟學家指出，中國增長最重要的組成部分，是勞動力由低生產率的農業(yè)向高生產率的服務業(yè)和工業(yè)進行轉移帶來的生產率的巨大提升。從長期看，有效的制度變遷對經濟增長質量可能又具有長期增長效應。這種效應表現(xiàn)在制度變遷與技術變遷的互動關聯(lián)上。

（二）作用機理

1．制度的不斷修正與變遷，減少了微觀生產及交易的不確定性，降低了宏觀經濟波動，使經濟增長處于穩(wěn)態(tài)或合意增長區(qū)間，這將提升經濟增長質量。某種經濟變量的變化引起制度變遷（創(chuàng)新）可能獲得潛在利潤，個體或組織對機會集合變化的感知和反應所組成的回饋過程將驅使制度演化出一個與初始狀態(tài)不同的選擇集合，在宏觀上引起總供給與總需求的失衡，最終產生經濟波動。但制度的不斷修正與變遷卻提供了一套透明確定的價格信號和社會反應機制，可以使市場主體據(jù)此在確定的市場規(guī)則下有序地調整自己的決策和行為，從而在宏觀層面上表現(xiàn)為經濟波動的有限性和可恢復性。長期來看呈現(xiàn)出平穩(wěn)態(tài)勢，能夠保障經濟實現(xiàn)穩(wěn)態(tài)增長，從而有助于提升經濟增長質量。

2．制度變遷與技術進步交互作用，有效的制度變遷促進了創(chuàng)新激勵，這將帶來技術進步與經濟增長質量的提高。制度變遷的主體是企業(yè)家，企業(yè)家的主觀認識決定他們的選擇集合。這種能帶來收益的技術和知識的選擇是制度矩陣中內在的激勵結構的函數(shù)。這意味著不同的制度規(guī)則將會對默會的知識產生不同的激勵。如果企業(yè)或其他經濟組織投資于那些能提高有形資本或人力資本投入品的生產能力的知識，或是投資于能增進企業(yè)家默會知識的方面，那么由此而帶來的生產能力提高與經濟增長質量是相一致的。

3．如果收入分配制度變遷能成為一個廣受歡迎的經濟機會，這將提高創(chuàng)新激勵，促進產業(yè)結構升級，增進經濟增長質量。收入分配制度對經濟增長質量的影響主要通過居民消費購買力。如果收入差距不斷拉大，這對居民消費購買力是一個很大的侵蝕。相對于產品性能和質量而言，低收入人群對產品價格更為敏感，這促使企業(yè)通過價格競爭而不是采用技術創(chuàng)新進行競爭，同時由于低收入人群的收入增長滯后于經濟發(fā)展速度，低價值、低價格的消費品將占據(jù)市場，落后產能無法通過自發(fā)的消費升級被淘汰，經濟增長質量難以提高。

4．有效率的制度安排能夠提高經濟發(fā)展的結構效應及技術（減排）效應，降低經濟發(fā)展的環(huán)境代價。經濟增長不是一個孤立的過程，它受到各種社會因素和自然因素的制約，其中自然資源和環(huán)境質量與經濟增長關系密切。在其他條件相同的情況下，經濟增長和工業(yè)化過程中的環(huán)境質量如何變化取決于經濟增長中的規(guī)模效應與結構效應、技術（減排）效應的力量對比。現(xiàn)有的文獻研究表明，有效的制度安排，比如相關環(huán)境保護制度的建立與完善、節(jié)能技術的推廣與應用，一方面能夠抑制經濟增長中可能發(fā)生的污染環(huán)境、生態(tài)破壞等機會主義行為，另一方面也提升經濟增長中的結構效應與技術效應，這為降低經濟發(fā)展的環(huán)境代價提供了條件。

四、制度變遷與經濟增長質量：計量檢驗

把經濟增長質量與制度變遷時間序列聯(lián)系起來進行實證檢驗可以幫助我們弄清制度變遷對經濟增長質量的長期效應。

（一）數(shù)據(jù)說明

本文采用的數(shù)據(jù)時間跨度為1992-2007年，把1992年作為研究的起點有著重要的理由。制度經濟學認為當制度變遷的預期收益大于預期成本，制度變遷才會發(fā)生。中國初期的改革實際是一個完善現(xiàn)有制度的過程，最終在1992年完成了改變制度基礎的任務，明確確立了社會主義市場經濟體制。這一制度創(chuàng)新帶動了其后一系列關于經濟增長方式轉變的內容，由此，經濟增長質量的各個方面才有了集中改善的政策基礎。因此，本文將研究集中在1992年之后。

（二）經濟增長質量的度量

用TFP來度量經濟增長質量盡管得到廣泛應用，但對生產率增長來源識別方面的研究是生產率研究較為薄弱的領域，正如鄭玉歆（2007）指出，TFP的度量不但包括了所有沒有識別的帶來增長的因素，而且還包括了概念上和度量上的全部誤差及差異。[13]因此本文也采用設計指標體系的方法，選取了10個指標來綜合衡量經濟增長質量。各個指標含義具體如下：

X1—經濟波動系數(shù)（倒數(shù)），X2—全要素生產率，X3—增量資本產出率（倒數(shù)），X4—研究與發(fā)展費用占GDP比重，X5—城鄉(xiāng)收入差距比（倒數(shù)），X6—基尼系數(shù)（倒數(shù)），X7—人均GDP變異系數(shù)，X8—單位產值工業(yè)廢水排放量（倒數(shù)），X9—單位產值工業(yè)廢氣排放量（倒數(shù)），X10—單位GDP能耗（倒數(shù)）。其中，X1來自《中國全要素生產率變動的再測算》，X6來自《基尼系數(shù)：城鄉(xiāng)歷史政策的解構》，其余指標作者依據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》 （2008）提供的數(shù)據(jù)計算而得。

由于反映經濟增長質量的指標較多，有些指標可能并不顯著或者指標之間存在相關性。主成分分析是減少指標數(shù)量、綜合反映某一變量變化的重要技術方法。表2給出了基于主成分分析的總方差解釋。由表2可知，提取平方和載入后的前兩個主成分的方差之和占全部方差的91.137%，因此選取y1為第一主成分，y2為第二主成分。表3第2、3列給出了初始因子載荷矩陣，可以看出y1在x1、x4、x7、x8、x10上載荷比較大，y2在x5、x9上載荷比較大。由向量系數(shù)u和因子載荷系數(shù)ρ之間的關系ui=ρi/（λ為對應的特征值），我們可以求出y1和y2的向量系數(shù)，即表3中的4、5兩列。向量系數(shù)乘以標準化的原始數(shù)據(jù)可以得出y1、y2的表達式（見表4），以每個主成分所對應的特征值占所提取的主成分總的特征值之和的比例作為權重計算主成分綜合模型。

表2 解釋的總方差

表3 主成分分析綜合結果

表4 主成分表達式

（三）制度變遷及描述

由于制度本身的復雜性，制度難以直接度量?！爸贫却碜兞俊狈椒ū辉S多學者用來衡量制度變遷的動態(tài)過程。如劉元春（2003）將中國經濟制度變量界定在市場化程度、非國有化水平、開放程度三個方面。[14]從本質上說，中國的經濟體制改革就是市場化取向的改革，因此，可以用市場化指數(shù)的時間序列作為制度變遷的代理變量。由于市場化過程本身就包括產權非國有化、對外開放、國家控制資金減少等方面，因此，本文用市場化指數(shù)來代替制度變遷。表5給出了1992-2007年的中國市場化指數(shù)。②

表5 1992-2007年中國市場化指數(shù)

（四）制度變遷與經濟增長質量之間的Granger因果檢驗

原始的格蘭杰因果性定義并沒有規(guī)定變量必須是平穩(wěn)的。當格蘭杰首先提出他的因果性定義的時候，非平穩(wěn)變量的問題在計量經濟學領域還剛剛起步，但后來的研究發(fā)現(xiàn)，如果兩個變量不平穩(wěn)，那么用來判斷因果性的F值將會出問題。因此，做格蘭杰因果檢驗時，需要進行平穩(wěn)性檢驗。表6給出的是基于擴充迪基-富勒（Dikey-Fuller）檢驗（ADF）的各序列單位根檢驗結果。結果顯示在5%水平上，制度變遷、經濟增長質量均存在單位根，而其一階差分在5%水平上均不存在單位根。因此，制度變遷與經濟增長質量均為一階差分形式。

表6 變量的單位根檢驗結果

格蘭杰因果檢驗對滯后階數(shù)的相關性很大，所以在做格蘭杰因果檢驗時需要確定滯后階數(shù)。本文滯后階數(shù)的確定首先是建立制度變遷與經濟增長質量之間的VAR模型，按照AIC、SC等信息準則確定模型最大滯后階數(shù)為1。

表7給出了格蘭杰因果檢驗結果。對于制度變遷不是經濟增長質量格蘭杰成因，拒絕它犯第一類錯誤的概率為0.0342，表明至少在96%水平認為制度變遷是經濟增長質量提高的原因，而對于經濟增長質量不是制度變遷的原因相伴概率（0.4725）較大，因此，可以認為制度變遷是經濟增長質量提高的原因。

表7 序列institution與quantity格蘭杰因果關系檢驗

（五）對中國經濟增長質量的進一步分析

將以1992年不變價格計算的GDP與調整后的經濟增長質量數(shù)據(jù)放在一個坐標系中（圖1），可以發(fā)現(xiàn)中國經濟質量增長速度快于數(shù)量增長速度，這表明中國經濟增長質量在增長且速度不低，因此認為中國經濟增長質量呈下降趨勢的判斷是錯誤的。當然由于主成分分析只是一個相對評價，并不能反映經濟增長質量的具體值，因此我們不能判斷中國經濟增長質量到底處于一個什么位置。相關的研究表明，中國經濟增長質量可能處于較低水平。在主成分載荷矩陣上可以看出，中國經濟增長質量增速較高主要在于經濟穩(wěn)定性較高（波動較低）、中國的研發(fā)投入增多（技術進步顯著）及資源利用效率的改善。這三個方面的因素使得中國經濟增長質量提高，同時也可以發(fā)現(xiàn)收入差距的擴大降低了經濟增長質量。

圖1 GDP增速與經濟增長質量比較

五、研究結論

從研究結果看，有效的制度變遷是經濟增長質量變化的重要原因，不僅存在短期水平效應，而且也存在長期增長效應。從這個意義上講，提高中國經濟增長質量，不僅需要促進實用技術應用、促進產業(yè)結構升級，也需要完善與市場經濟相適應的制度安排，使經濟體內生出“型塑”提高增長質量的“合意”增長路徑，這對于處于轉型期的中國而言，可能更具有重要的現(xiàn)實意義。同時，為完成向“質量提高”這一路徑演變，非市場的制度建設也很有必要，傳統(tǒng)的發(fā)展戰(zhàn)略強調增加資本和減少經濟扭曲的重要性，但進一步的經濟發(fā)展還需要更為根本的社會轉型，包括“偏好”與態(tài)度的變化，對變化自身的接受以及對眾多傳

統(tǒng)思維方式的摒棄。質量提高是保持經濟長期增長的必要條件，中國經濟要實現(xiàn)數(shù)量與質量同步增長，還有諸多經濟與社會問題有待解決。

注 釋：

①主要證據(jù)是朝鮮和韓國、民主德國和聯(lián)邦德國。1990年德國統(tǒng)一時，聯(lián)邦德國的人均產出約為民主德國的2.5倍；韓國在1980年人均收入是朝鮮的2.1倍。

②具體計算方法系作者前期研究成果：《中國經濟轉型績效分析：1992-2006》，載于《財經科學》，2009年第5期第80-89頁。

[1]胡鞍鋼.經濟增長要靠全要素生產率提高[J].領導決策信息，2002，(3).

[2]吳敬璉.中國應當走一條什么樣的工業(yè)化道路？[J].管理世界，2006，(8).

[3]亞諾什·科爾奈.突進與和諧的增長[M].北京：經濟科學出版社，1988.

[4]托馬斯.增長的質量[M].北京：清華大學出版社，2000.

[5]王積業(yè).關于提高經濟增長質量的宏觀思考[J].宏觀經濟研究，2001，(1).

[6]呂 煒.關注經濟增長質量問題[J].企業(yè)技術進步，2002，(11).

[7]張長征，等.中國教育公平與經濟增長質量關系實證研究：1978-2004[J].經濟理論與經濟管理，2005，(12).

[8]沈利生，等.增加值率下降意味著什么[J].經濟研究，2006，(3).

[9]吳敬璉.增長模式與技術進步[J].決策咨詢通訊，2006，(2).

[10]劉海英，等.人力資本“均化”與中國經濟增長質量關系研究[J].管理世界，2004，(11).

[11]鈔小靜，任保平.中國的經濟轉型與經濟增長質量：基于TFP貢獻的考察[J].當代經濟科學，2008，(4).

[12]涂 紅.貿易開放、制度變遷與經濟增長——基于不同國家規(guī)模和發(fā)展水平的比較分析[J].南開學報（哲學社會科學版），2006，(3).

[13]鄭玉歆.全要素生產率的再認識——用TPF分析經濟增長質量存在的若干局限[J].數(shù)量經濟技術經濟研究，2007，(9).

[14]劉元春.經濟制度改革還是產業(yè)結構升級——論中國經濟增長的核心源泉及其未來改革的重心[J].中國工業(yè)經濟，2003，(9).