○馬利軍

（浙江財(cái)經(jīng)學(xué)院經(jīng)貿(mào)學(xué)院 浙江 杭州 310018）

一、引言

經(jīng)濟(jì)的長期增長是經(jīng)濟(jì)學(xué)家和各個(gè)國家始終關(guān)心的問題之一。新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為制度因素是影響經(jīng)濟(jì)長期增長的關(guān)鍵，只有當(dāng)制度在提供有效激勵(lì)的條件下，技術(shù)進(jìn)步和資本積累才能持續(xù)進(jìn)行。由此，大量的經(jīng)濟(jì)學(xué)家從制度安排、制度質(zhì)量、制度變遷角度分別探討了其在經(jīng)濟(jì)長期增長中的作用，碩果累累。

經(jīng)濟(jì)史學(xué)家諾斯認(rèn)為，技術(shù)進(jìn)步是一系列因素的長期發(fā)展變化所帶來的漸進(jìn)性結(jié)果，制度的變遷才是歷史演進(jìn)的源泉，強(qiáng)調(diào)“制度是經(jīng)濟(jì)長期增長的決定因素，其中對經(jīng)濟(jì)活動(dòng)產(chǎn)生動(dòng)力的產(chǎn)權(quán)、界定和實(shí)施產(chǎn)權(quán)的單位——國家、決定個(gè)人觀念轉(zhuǎn)化為行為的道德和倫理的信仰體系——意識形態(tài)，又是制度因素的三塊基石”。其他關(guān)注制度或體制與經(jīng)濟(jì)增長的國內(nèi)外學(xué)者則通過包含制度的數(shù)理模型的構(gòu)建或?qū)嵶C分析來論證制度的重要性。

已有的研究成果為進(jìn)一步研究制度與經(jīng)濟(jì)長期增長的關(guān)系奠定了基礎(chǔ)，但仍存在以下幾個(gè)方面的不足。

首先，制度對經(jīng)濟(jì)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(cè)重于簡單的計(jì)量回歸，對制度變量的考察存在一定的主觀性，且考察的數(shù)據(jù)序列較短，或是沒有對不同量綱和統(tǒng)計(jì)口徑的數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，缺乏說服力。

其次，較少對影響經(jīng)濟(jì)長期增長的各種制度因素進(jìn)行系統(tǒng)研究。學(xué)者們要么單純考慮其中一方面，比如產(chǎn)權(quán)因素等，來論述其對經(jīng)濟(jì)長期增長的影響，要么想囊括一切制度因素，結(jié)果每一方面都只是做了初步解釋，而對于在不同的發(fā)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(tǒng)一，不同學(xué)者依據(jù)制度對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的不同理解而選取了不同的代理變量，主觀性強(qiáng)。雖然有學(xué)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(shù)據(jù)時(shí)間跨度太短，對經(jīng)濟(jì)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(xué)者嘗試運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)度分析法，得出了對經(jīng)濟(jì)增長有顯著影響的制度變量，但沒有進(jìn)行生產(chǎn)函數(shù)下的計(jì)量檢驗(yàn)。而且，理論上在不同的時(shí)段，影響經(jīng)濟(jì)增長的制度因素是不同的，用相同制度變量對不同時(shí)段經(jīng)濟(jì)增長的影響度進(jìn)行測算，有失科學(xué)性。

本文以中國1952—2008年的相關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，將針對以上不足做更客觀的細(xì)致研究。首先結(jié)合前人研究成果，將影響經(jīng)濟(jì)增長的不同制度因素進(jìn)行歸納整理。然后采用灰色系統(tǒng)的關(guān)聯(lián)度分析方法，得出對經(jīng)濟(jì)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(chǔ)上，采用主成分分析方法，對其分別賦予權(quán)重，得出新的制度代理變量。最后以C—D形式的生產(chǎn)函數(shù)，將制度因素納入計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

二、重要制度因素的選取

進(jìn)行制度影響經(jīng)濟(jì)長期增長的定量研究中，宋德勇（1999）將工業(yè)化、市場化、國際化納入了計(jì)量模型進(jìn)行檢驗(yàn)，得出上述三個(gè)指標(biāo)是影響我國經(jīng)濟(jì)長期增長的重要因素。王文博（2002）將勞動(dòng)力、資本、制度因素均納入了計(jì)量模型，在構(gòu)成制度代理變量時(shí)，采用主成分分析法選取以下幾類制度因素進(jìn)行了合成：產(chǎn)權(quán)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(yè)績效變動(dòng)進(jìn)行了量化測度。從數(shù)量上證明了它與制度因素存在因果關(guān)系。沈坤榮（2002）對非國有化水平、經(jīng)濟(jì)開發(fā)度、市場化程度、經(jīng)濟(jì)利益分配格局進(jìn)行了分析，得出其對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。傅曉霞、吳利學(xué)（2003）的實(shí)證分析認(rèn)為市場化、對外開放對經(jīng)濟(jì)長期增長有巨大的影響。劉元春（2003）認(rèn)為二元經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型對中國的經(jīng)濟(jì)長期增長有非常重要的作用。

上述學(xué)者認(rèn)為重要的制度變量中，產(chǎn)權(quán)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(jīng)濟(jì)的份額變化，可以將其整合為產(chǎn)權(quán)因素。另外，1978年以前，中國是典型的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制，根據(jù)樊綱對市場化程度的定義，1978年以前，市場化指標(biāo)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(jù)王文博（2002）對經(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型對中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，本文采用二元對比系數(shù)這一指標(biāo)進(jìn)行解釋。這樣我們總結(jié)出前人所考察的制度因素主要是以下五類：產(chǎn)權(quán)、對外開放度、國家的有效性、工業(yè)化、二元對比系數(shù)。

產(chǎn)權(quán)指標(biāo)（CQ）：本文以非國有化率來表示，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，以非國有產(chǎn)值占全部工業(yè)產(chǎn)值的比重來反映，公式為：CQ=非國有工業(yè)總產(chǎn)值/全部工業(yè)總產(chǎn)值。

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

國家的有效性指標(biāo)（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(lì)機(jī)制及利益分配格局的調(diào)整對經(jīng)濟(jì)長期發(fā)展的影響程度，公式為：YXGJ=（GDP-國家財(cái)政收入）/GDP。

工業(yè)化指標(biāo)（GYH）：本文將非農(nóng)業(yè)產(chǎn)值與非農(nóng)業(yè)人口考慮進(jìn)來，用非農(nóng)業(yè)產(chǎn)值在GDP中的比重，與非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力占總勞動(dòng)力比重的兩者平均值表示，公式為：GYH=[（GDP-第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值）/GDP+（總勞動(dòng)力人數(shù)-第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)）/總勞動(dòng)力人數(shù)]/2。

二元對比系數(shù)指標(biāo)（EYDB）：本文以傳統(tǒng)勞動(dòng)部門比較勞動(dòng)生產(chǎn)率與現(xiàn)代勞動(dòng)部門比較勞動(dòng)生產(chǎn)率的比值來表示，公式為：EYDB=（第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重/第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)占比）/（第二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重/第二三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)占比）。

由于我們不能確定上述制度因素之間的相關(guān)性如何，而且鑒于我國統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)十分有限，現(xiàn)有數(shù)據(jù)灰度較大，再加上人為的原因，許多數(shù)據(jù)都出現(xiàn)過幾次大起大落，所以我們將采用對相關(guān)性要求不高的灰色系統(tǒng)分析的關(guān)聯(lián)度分析對上述五類制度因素進(jìn)行分析。

在進(jìn)行關(guān)聯(lián)度分析時(shí)，系統(tǒng)特征序列采用人均GDP指標(biāo)（Y），為了數(shù)據(jù)的一致性，通過GDP平減指數(shù)換算為1990年不變價(jià)，系統(tǒng)因素序列即上述五類因素：產(chǎn)權(quán)指標(biāo)（CQ）、對外開放度指標(biāo)（DWKF）、國家有效性指標(biāo)（YXGJ）、工業(yè)化指標(biāo)（GYH）、二元對比系數(shù)指標(biāo)（EYDB）。宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)選取1952—2008年以來57年的數(shù)據(jù)進(jìn)行測算，數(shù)據(jù)來源于《新中國五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》及2000—2009年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》?？紤]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(gè)時(shí)段進(jìn)行分析，得出相應(yīng)的人均GDP與各制度變量的灰色絕對關(guān)聯(lián)度、相對關(guān)聯(lián)度、綜合關(guān)聯(lián)度（見表1）。

表1 人均GDP與各制度變量的關(guān)聯(lián)度

根據(jù)表1我們可以清晰地看出，在不同的時(shí)段，尤其是改革開放前后，各制度變量對經(jīng)濟(jì)長期增長的影響是不同的。1952—1977年，國家的工業(yè)化、國家有效性（可認(rèn)為是經(jīng)濟(jì)利益分配格局）、二元經(jīng)濟(jì)對經(jīng)濟(jì)的增長是相對比較重要的制度因素。1978—2008年，產(chǎn)權(quán)、對外開放、二元經(jīng)濟(jì)是影響經(jīng)濟(jì)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(yè)化是與經(jīng)濟(jì)長期增長關(guān)聯(lián)度較大的制度因素，產(chǎn)權(quán)、國家的有效性、二元經(jīng)濟(jì)對經(jīng)濟(jì)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(jié)果，與中國的發(fā)展經(jīng)驗(yàn)是吻合的。1978年改革開放以前，在傳統(tǒng)的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下，中國采取了趕超型的經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略，短期內(nèi)實(shí)現(xiàn)工業(yè)化的不現(xiàn)實(shí)目標(biāo)，雖然導(dǎo)致了很多問題，而且有些還是比較嚴(yán)重的，但這種戰(zhàn)略加上中央與地方利益格局的不斷調(diào)整，確實(shí)在一定時(shí)間內(nèi)促進(jìn)了中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。傳統(tǒng)計(jì)劃體制下，固化的二元經(jīng)濟(jì)為當(dāng)時(shí)的工業(yè)化積累了大量的工業(yè)原料品，這在相對封閉、外資不足的背景下，很大程度地促進(jìn)了當(dāng)時(shí)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。1978年改革開放以來，隨著產(chǎn)權(quán)制度的改革，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)等過渡性制度安排的實(shí)施，以及經(jīng)濟(jì)特區(qū)的建立，對外開放度的不斷提高，使得產(chǎn)權(quán)、對外開放度成為了支撐經(jīng)濟(jì)長期增長的關(guān)鍵因素；而二元經(jīng)濟(jì)這種現(xiàn)象在改革開放初期，仍是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素，但90年代中期以后，由于城鄉(xiāng)差距的逐步擴(kuò)大，在一定程度上阻礙了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，因而也是影響中國經(jīng)濟(jì)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(guān)聯(lián)度的測算分析得出：建國以來，制度對經(jīng)濟(jì)長期增長的影響是顯著的，而且在不同的時(shí)段，相同制度變量的影響力是不同的。為了通過C—D函數(shù)實(shí)證分析制度對經(jīng)濟(jì)長期發(fā)展的貢獻(xiàn)度，我們需要合成制度代理變量。本文采用對樣本沒有太嚴(yán)格要求的主成分分析方法進(jìn)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(shí)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(gè)時(shí)段進(jìn)行制度代理變量的合成。

結(jié)合第二部分的結(jié)論，以灰色綜合關(guān)聯(lián)度為標(biāo)準(zhǔn)，1952—1977年，我們重點(diǎn)考慮工業(yè)化、國家有效性、二元對比系數(shù)三個(gè)具有相關(guān)性的制度指標(biāo)；1977—2008年，我們則考慮產(chǎn)權(quán)、對外開放度、二元對比系數(shù)三個(gè)指標(biāo)。

首先無量綱化人均GDP與各制度指標(biāo)時(shí)間序列，然后利用無量綱數(shù)據(jù)分時(shí)段對不同的制度變量進(jìn)行主成分分析。

表2 主成分的統(tǒng)計(jì)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(gè)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(gè)原變量總方差的31.791%，前兩個(gè)特征值的累積貢獻(xiàn)率為91.279%，因?yàn)榍皟蓚€(gè)主成分的特征值接近1以上，所以應(yīng)選取2個(gè)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(gè)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(gè)主成分的累積貢獻(xiàn)率達(dá)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(gè)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(shù)矩陣

1952—1977年時(shí)段，通過前兩個(gè)主成分的因子得分系數(shù)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(gè)原始制度變量的權(quán)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(jì)量檢驗(yàn)的制度代理變量 I1，I1=0.104GYH+0.751YXGJ+0.145EYDB。

1978—2008年時(shí)段，通過第一主成分的因子得分系數(shù)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(gè)原始制度變量的權(quán)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(jì)量檢驗(yàn)的制度代理變量 I2，I2=0.444CQ+0.428DWKF+0.128EYDB。

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

四、經(jīng)濟(jì)長期增長中制度因素的計(jì)量檢驗(yàn)及結(jié)論

在測算出建國以來制度指標(biāo)序列數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，本文采用C—D形式的生產(chǎn)函數(shù)對我國1952—2008年經(jīng)濟(jì)增長情況分兩個(gè)時(shí)段分別進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)，估算出制度變遷對其的貢獻(xiàn)度。回歸模型采用對數(shù)形式，將勞動(dòng)力、資本、技術(shù)、制度等影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因素納入模型進(jìn)行分析，具體的回歸方程如下：

其中 Yt表示實(shí)際 GDP，Lt表示勞動(dòng)，Kt表示資本，At表示技術(shù)進(jìn)步，It表示制度變量，εt表示隨機(jī)變量。

1、數(shù)據(jù)的獲得

我們選取了實(shí)際GDP指標(biāo)作為衡量經(jīng)濟(jì)長期發(fā)展的指標(biāo)Yt，而且為了使得數(shù)據(jù)具有一致性，本文通過GDP平減指數(shù)調(diào)整換算成了1990年不變價(jià)。資本數(shù)據(jù)Kt本文采用了王瑞澤（2006）《制度變遷下的中國經(jīng)濟(jì)增長研究》的數(shù)據(jù)，2004年以后的數(shù)據(jù)通過指數(shù)平滑法得到，為了數(shù)據(jù)一致性，換算成了1990年不變價(jià)。勞動(dòng)力數(shù)據(jù)Lt本文使用歷年就業(yè)人數(shù)。描述技術(shù)進(jìn)步的數(shù)據(jù)，根據(jù)我國的實(shí)際情況（大部分的R&D支出主要來自國家財(cái)政收入），用國家財(cái)政支出中用于科學(xué)研究的部分表示，為了數(shù)據(jù)一致性，換算成了1990年不變價(jià)。制度變量It已經(jīng)通過前兩部分的分析測算得到。

2、對1952—1977年數(shù)據(jù)的分析

對1952—1977年的實(shí)際GDP與各變量關(guān)系的分析中，本文并沒有得到比較良好的結(jié)果。這可能是由于在傳統(tǒng)的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下，以及當(dāng)時(shí)的政治經(jīng)濟(jì)情況，技術(shù)進(jìn)步的作用被我們錯(cuò)誤地估算了，或者是C—D形式的生產(chǎn)函數(shù)可能并不適用于當(dāng)時(shí)的環(huán)境等。但有一點(diǎn)我們是確信無疑的，即在傳統(tǒng)的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)下，趕超型的工業(yè)化戰(zhàn)略、國家經(jīng)濟(jì)利益分配格局以及較為固化的二元經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象等在很大程度上影響著當(dāng)時(shí)的經(jīng)濟(jì)增長，這在本文的第一部分已經(jīng)得到了充分的驗(yàn)證。

3、1978—2008年的計(jì)量分析及結(jié)果

本文使用Eviews3.1，首先通過ADF檢驗(yàn)對各時(shí)間序列變量及其差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。

表4 各變量的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表4可看出，各變量的二階差分均是平穩(wěn)的，因此可以進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，以判斷變量間是否存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。為了分析實(shí)際GDP與各變量間是否存在協(xié)整關(guān)系，本文采用EG兩步法進(jìn)行檢驗(yàn)。通過對上述變量進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)計(jì)量模型的截距項(xiàng)是不顯著的，這樣我們對剔除掉截距項(xiàng)的模型重新進(jìn)行回歸分析，詳見表4（其中R2=0.993），提取殘差項(xiàng)，得出殘差項(xiàng)在5%水平上顯著。

表4中的數(shù)據(jù)說明了中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展確實(shí)與各變量（尤其是制度因素）存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。

表5 計(jì)量回歸結(jié)果

將顯著不為0的系數(shù)帶入本文所設(shè)定的回歸模型中，標(biāo)準(zhǔn)化后為：

通過對1978—2008年數(shù)據(jù)的回歸分析，可以看出改革開放以來，制度在經(jīng)濟(jì)增長中起著重要作用?；貧w模型中制度因素的擬合系數(shù)為0.544，僅次于資本因素，制度對經(jīng)濟(jì)增長的彈性很大。相反，技術(shù)進(jìn)步和勞動(dòng)力對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)遠(yuǎn)不如制度，這與我國實(shí)際的經(jīng)濟(jì)增長相一致，也反映出了中國現(xiàn)在應(yīng)該改變以往的外延型經(jīng)濟(jì)增長，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式。在這一轉(zhuǎn)型過程中，逐步明晰產(chǎn)權(quán)、擴(kuò)大對外開放、進(jìn)行二元結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型又是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)長期增長的關(guān)鍵。

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