張同龍

（1.中國科學院 地理科學與資源研究所農(nóng)業(yè)政策研究中心，北京100101；2.天津師范大學 經(jīng)濟學院，天津300387）

一、引 言

Shleifer（2009）在一篇名為“弗里德曼的時代”的文章中，從全球視角總結了一些典型事實，他以1978年鄧小平開始啟動改革與隨后的撒切爾夫人和里根總統(tǒng)上臺為標志，把1980－2005年這段時間稱為“弗里德曼的時代”。這一時期的特征是幾乎世界各國都在推行市場化政策（包括政府管制減少、稅率降低、關稅降低、匯率控制減弱等）和與之伴隨的經(jīng)濟全面繁榮（包括人均GDP大幅提高、嬰兒死亡率顯著降低、預期壽命大幅提高、平均教育水平和民主水平都顯著提高等）（Shleifer，2009）。

市場機制相對于行政指令能更好地配置資源，提高經(jīng)濟體的運行效率，因此市場化能帶來持久的經(jīng)濟增長，這可能是經(jīng)濟學中最重要的共識之一。①過去30多年的中國經(jīng)濟高速增長已成為人們經(jīng)常引證來支持這一共識的典型事實（Balcerowicz和 Fischer，2006；宋立剛，2007；Brant和 Rawski，2008；張維迎，2008；王小魯?shù)龋?009；Shleifer，2009）。從統(tǒng)計數(shù)據(jù)上看，市場化和經(jīng)濟發(fā)展水平之間的正相關關系也是明顯的。以2007年中國各省市層面數(shù)據(jù)為例，如圖1所示，東部沿海地區(qū)的市場化程度較高，其經(jīng)濟發(fā)展水平也較高；而在中西部地區(qū)的市場化程度較低，相應的經(jīng)濟發(fā)展水平也較低。②從時間層面看，在計劃經(jīng)濟體制下，中國各省市市場化程度接近于零，隨著改革開放的深入，幾乎所有省市的市場化程度都有大幅提高，人均收入水平也有了數(shù)倍的增長。圖2部分展現(xiàn)了這一變化，各省市的人均實際GDP在1997年都處在一個相對較低的水平，同時其市場化程度也較低；而到2007年，兩項指標都有了大幅飛躍。③

圖1和圖2展示的統(tǒng)計關系是影響廣泛的市場化理論④的重要支持證據(jù)，很多時候也被視為中國經(jīng)濟的成功經(jīng)驗總結。⑤市場化理論所蘊含的是市場化水平和經(jīng)濟發(fā)展水平之間存在因果聯(lián)系，即市場化程度的加深是經(jīng)濟發(fā)展水平提高的原因。本文將以“苛刻”的眼光重新檢驗這一理論。我們的出發(fā)點是，現(xiàn)有的研究展現(xiàn)的是二者之間的正相關關系，并沒有建立起因果聯(lián)系。首先，現(xiàn)有研究中很可能存在遺漏重要控制變量的問題，而其所帶來的偏誤導致了二者的正相關。這是因為一些沒有觀察到的因素，如政府政策、人力資本、歷史文化和自然資源狀況等，有可能同時影響經(jīng)濟發(fā)展和市場化水平。圖3展示了這種可能，各省1997年的市場化水平對經(jīng)濟增長沒有預測力。其次，二者可能存在反向因果關系，即觀察到的正相關是經(jīng)濟增長促使市場化程度提高的結果而不是相反。圖4也展示了這種可能，各省1997年的經(jīng)濟發(fā)展水平對市場化水平的提高反而有預測力。國內(nèi)有很多實證研究（張明海，2002；王立平和龍志和，2004；周業(yè)安等，2004；汪鋒等，2005；周業(yè)安和章泉，2008；陳彥斌和姚一旻，2010）試圖識別二者的因果關系，得到的結論大多是支持市場化理論的，但由于使用的方法或數(shù)據(jù)存在不同程度的缺陷，仍需要進一步的實證檢驗。

為識別二者的因果關系，本文沿著以往文獻的思路，主要采取兩種計量策略。

首先，我們加入省市維度的固定效應，以消除一些可能被遺漏的但同時影響市場化和經(jīng)濟發(fā)展的省市特征變量的影響。雖然固定效應模型并不能解決所有遺漏變量問題，但當回歸模型中遺漏的主要是工業(yè)基礎、歷史文化和自然資源狀況等不隨時間變化的變量時，它能夠起到很好的作用。舉例來說，廣東省市場化和經(jīng)濟發(fā)展水平都很高，而青海省正相反。這時，如果用整個橫截面數(shù)據(jù)做簡單回歸分析，很容易得到類似于現(xiàn)有研究的結果，即更高的市場化水平帶來了更高的經(jīng)濟發(fā)展水平。固定效應模型的思路是超越此種比較來考察“省內(nèi)變化”，即探尋青海省市場化水平的提高是否會導致其經(jīng)濟發(fā)展水平“相對”提高。這種考察也更符合市場化理論的實質，因為市場化理論意味著市場化水平的提高能帶來經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，而不僅僅是市場化水平較高的省市擁有較高的經(jīng)濟發(fā)展水平。

引入固定效應后，二者之間的正相關關系大大減弱。圖5展示了這一變化，市場化水平提高程度與經(jīng)濟發(fā)展水平提升程度之間的正相關關系已很微弱。這就使我們對市場化理論所推斷的因果關系產(chǎn)生了懷疑。

圖5 市場化指數(shù)變化（差分）與對數(shù)人均GDP變化（差分）

由于固定效應只能控制那些不隨時間變化的、反映各省市自身固有特征的遺漏變量，如果被遺漏的變量隨時間發(fā)生改變，固定效應模型同樣會產(chǎn)生偏誤。圖2中也展現(xiàn)了從時間維度上看各省市同時經(jīng)歷了市場化程度加深的過程，而這個共同趨勢背后很可能是國家政策、宏觀經(jīng)濟環(huán)境等隨時間變化的因素在起作用。因此，在模型中加入時間虛擬變量來解決這類遺漏變量也是很必要的。

其次，固定效應與時間虛擬變量可以解決遺漏變量問題，但對解決其他內(nèi)生性問題（如反向因果）并沒有幫助。因此，我們還將在此基礎上使用動態(tài)面板的廣義矩估計（GMM）方法來進一步估計模型。

后文計量模型的估計結果加強了我們基于圖5得出的判斷，即市場化理論所蘊含的因果關系不存在。而且進一步的穩(wěn)健性檢驗也證實，這一結論對于不同的模型設定、估計方法和子樣本數(shù)據(jù)都是穩(wěn)健的。

二、研究數(shù)據(jù)和研究方法

本文使用的測度市場化水平的指標是樊綱等（2010）所構造的市場化指數(shù)。⑥該指數(shù)使用了一個包括5個方面、25個基礎指標的度量體系，對中國各省市的市場化相對進程進行度量和比較。⑦其基礎指標評分是以2001年為基期，在0－10之間取值（基期單項基礎指標市場化程度最高的省份該項的基期得分為10分，最低的省份基期得分為0分；但根據(jù)年度變化，某些省份的得分可能超過10或小于0），然后使用算術平均法，最終得到各省市分年度的市場化指數(shù)。指數(shù)值越高表示市場化程度越高；反之，市場化程度較低。根據(jù)這項研究，中國產(chǎn)品市場發(fā)育程度相對較好，但要素市場發(fā)育不理想；非國有經(jīng)濟的發(fā)展在各地非常不均衡，特別在西部地區(qū)發(fā)展不足，影響了西部地區(qū)的市場化程度；在政府與市場的關系以及市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境方面，各地差異也較大，總的進展還不夠理想。其主要結論與相關研究類似，比較符合中國實際情況，可信度較高。該數(shù)據(jù)集始于1997年，最新到2007年，從而制約了本研究的數(shù)據(jù)樣本只能采用這一時間段。

按照研究慣例，本文測度經(jīng)濟發(fā)展水平采用的是人均實際GDP。數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》（1998－2010）所報告的人均GDP，并用相應省市分年度的CPI調(diào)整為1997年不變價的人均實際GDP。與其他研究一樣，本文對其進行取對數(shù)處理。表1報告了樣本的基本統(tǒng)計量。

表1 描述性統(tǒng)計量

沿著以往文獻的思路，本文的基礎計量模型設定為：

其中，yit表示第i個省市第t年的對數(shù)人均實際GDP，yit－1用來控制經(jīng)濟發(fā)展本身所具有的持久性和潛在的自身穩(wěn)定性（同一省市不同年度的經(jīng)濟發(fā)展會有波動，但有向一個均衡路徑收斂的趨勢）。mit－1是我們最感興趣的變量，表示滯后一期的市場化指數(shù)，所以γ可以識別市場化水平對經(jīng)濟發(fā)展水平的因果效應。其他的控制變量都包括在Χit－1中。此外，δi表示所有省市的虛擬變量，可以捕獲所有不隨時間變化的固定效應；μt表示各年度的時間虛擬變量，可以捕獲各省市共同的時間趨勢；uit是殘差項，包括了其他遺漏因素，并且對于所有i和t，E（uit）＝0。

當然，只是加入時間虛擬變量和固定效應不能解決全部問題，但卻是非常必要且很有價值的。一方面，從計量理論上講，對于一些s＜t來說，yit－1可能會和uis相關。這時，我們的模型依然是有偏的，但可以證明隨著數(shù)據(jù)時間維度的增加（即T→∞），模型估計結果是一致的（Wooldridge，2002）。另外，我們還會使用GMM方法來進一步估計基礎模型。另一方面，反向因果關系或其他原因（如存在一個同時影響兩者并隨時間在不同省市變化的因素）仍然可能導致Cov（mit－1，uit）≠0，此時基礎模型的估計仍然可能有偏。但值得注意的是，幾乎所有的理論假說都暗示Cov（mit－1，uit）≥0，即二者是正相關關系。此時，即使基礎模型仍不能得到一致的估計結果，我們也可以證明它對市場化和經(jīng)濟發(fā)展關系的估計是向上偏的。也就是說，我們的估計結果是這二者因果關系估計的上限。

三、實證結果和穩(wěn)健性檢驗

由于年度樣本存在較強的序列相關，我們主要使用隔年樣本來估計模型。⑧在所有估計中，標準差都使用集群在省市層次的異方差穩(wěn)健標準差。

表2第1列使用混合數(shù)據(jù)進行OLS回歸，展示了以前文獻所強調(diào)的市場化與經(jīng)濟發(fā)展正相關，市場化效應在統(tǒng)計上非常顯著且從數(shù)值上看也很大（市場化指數(shù)每提高1個單位，人均實際GDP增長25.8個百分點。以2009年為例，青海省如果能夠額外多提高1個單位的市場化水平，在其他條件不變的情況下，4年后其人均實際GDP將趕上福建?。?。表2第2列是加入年度虛擬變量來控制時間趨勢后的結果，和我們預期的一樣，市場化效應減小了但在統(tǒng)計上仍然顯著（標準差增大了，顯著性降低了）。表2第3列是我們一直重視的固定效應模型的結果。此時市場化效應消失了，系數(shù)竟然出現(xiàn)“錯誤的”負號，變?yōu)椋?.0276，標準差為0.019，在統(tǒng)計上也不顯著了，⑨而且在此時估計的市場化效應的兩倍標準差（－0.0276±2×0.019）將混合OLS回歸結果（0.258）排除在外。[10]這驗證了圖5所暗示的市場化與經(jīng)濟發(fā)展之間的關系是松散的，在我們通過增加控制變量緩解遺漏變量偏誤后，連這種松散的正相關關系也消失了。表2第4列是基礎模型的結果，在這個更精確的估計結果中，“錯誤”的系數(shù)竟然顯著了，而且絕對值更大了。因為此模型中有因變量的滯后項，所以系數(shù)（－0.0338）只代表市場化的短期影響，其長期影響為－0.0338／（1－0.588）＝－0.081，仍然將混合OLS結果排除在兩倍標準差之外。這個系數(shù)的負值還是相當大的，市場化指數(shù)每提高1個單位，兩年后人均GDP增長率下降接近3.4個百分點，并且長期人均GDP增長率累計下降8個百分點。表2第5列在是在基礎模型的基礎上使用GMM方法來處理滯后項所帶來的偏誤的結果。此時，“錯誤”的符號依然存在但不再顯著，也就是說我們在統(tǒng)計上不能拒絕市場化與經(jīng)濟發(fā)展沒關系的原假設。按此系數(shù)計算的長期影響為－0.00114／（1－0.943）＝－0.02，依然可以將混合OLS結果排除在兩倍標準差之外?？傊@些估計結果進一步驗證了我們的猜測：市場化水平與經(jīng)濟發(fā)展之間的正相關關系可能是由遺漏變量所致，二者之間沒有明確的因果關系。

表2 計量結果（隔年數(shù)據(jù)，1997－2009年）

在表3中，我們使用全部樣本（1997－2008年）重新估計了所有模型。估計結果與表2幾乎沒有差別，這表明我們的結論不受增加樣本的影響。此外，使用全部樣本估計模型還有一個更重要的優(yōu)勢，即觀測值大幅增加，而固定效應模型有一個重要的性質——它的估計量隨著觀測值的增加而趨于一致。從表3中也可看出，所估計系數(shù)的標準差幾乎都變小了，這說明估計更加準確了。

表3 計量結果（年度數(shù)據(jù)：1997－2008年）

在表4中，我們進一步檢驗了結果對不同子樣本的穩(wěn)健性。限于篇幅，這里只報告了基礎模型的估計結果。我們對表2中結果的一個擔心是，正相關關系的消失會不會是由非線性原因造成的（比如說，正確的模型應該是添加二次項的，即市場化水平與經(jīng)濟發(fā)展的關系在市場化的不同階段表現(xiàn)不同）。對此，一個檢驗方法就是將樣本分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)三個部分。東部沿海地區(qū)較早試行改革開放政策，再加上優(yōu)越的地理位置，一直在市場化改革方面領先于其他地區(qū)，在表1中也可以清楚地看到這一點。相反，西部地區(qū)無論是自然條件還是歷史文化積淀都決定了其市場化水平較低。而中部地區(qū)處于兩者之間。我們分別使用東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)子樣本進行估計，表4中估計結果顯示從三個地區(qū)看，我們依然找不到市場化水平提高能帶來經(jīng)濟增長的證據(jù)。

表4 穩(wěn)健性檢驗（隔年數(shù)據(jù)，1997－2009年）

除此之外，我們還檢驗了估計結果對于一些異常值的敏感性。從經(jīng)濟發(fā)展水平看，上海、北京和天津都處于全國前列，同時它們的市場化水平也是最高的。另外，直轄市無論從一些政策層面還是一些要素稟賦方面（如城市化水平、人力資本積累以及工業(yè)基礎等）都與其他省市有所不同。在表4第5列，我們使用剔除4個直轄市的樣本，進行重新估計，結果依然與以前得到的結論相似。[11]類似地，少數(shù)民族自治區(qū)也有不同于其他省市的特質，表4第6列是我們使用剔除它們之后的樣本進行估計的結果。

四、對實證結果的一些討論

以上僅是對基于樣本數(shù)據(jù)所得的實證結果的客觀描述。更通俗地講，它只是表明在樣本期內(nèi)，市場化水平的差異不能解釋相同時點上不同省市之間的經(jīng)濟增長差異。同時，它也不能解釋同一省市不同年度的經(jīng)濟表現(xiàn)差異。既然如此，我們不禁要追問這種差異的來源。正如實證模型所預期的那樣，去除遺漏變量后，市場化與經(jīng)濟表現(xiàn)不再存在正相關關系。那么有一個可能的解釋是，這些遺漏變量包括人力資本存量、地理稟賦、制度慣性等導致了后來的經(jīng)濟表現(xiàn)差異。影響現(xiàn)今經(jīng)濟表現(xiàn)的可能是很多年前發(fā)生的可觀察的和不可觀察的歷史因素，這也是為何甘陽（2007）、姚洋和鄭東雅（2008）呼吁要從60年甚至更長時間段看待改革開放。從這個角度看，市場化可能只是經(jīng)濟增長的一個中間過程，有一些更本質的東西導致了經(jīng)濟增長，而它同時也帶來了市場化水平的提升。所以作為內(nèi)生變量的市場化水平只不過是恰好和經(jīng)濟增長由同一個開關控制而同時出現(xiàn)，但二者本質上并沒有因果聯(lián)系。

另外，從研究方法看，仍有一些需要討論的問題。本文通過固定效應模型控制了各地區(qū)和年度的不變差異，實際是加入了很多虛擬變量，這時解釋變量變得不顯著是可以理解的（即存在過度控制問題），以此尋求因果效應有點過分嚴格了。在這種條件下得到的結論只能說是沒有證據(jù)顯示市場化和經(jīng)濟增長有因果關系，但也不能說兩者一定就沒有因果關系。沿著這一思路，后續(xù)的研究者應該更細致地探索識別二者的因果關系。比如Bobba等（2007）在對Acemoglu等人研究其回應中指出Acemoglu等（2005）存在著弱工具變量問題，糾正這一偏差后，其結果肯定教育和民主之間存在著因果關系。遺憾的是，我們的數(shù)據(jù)時間段還太短，不足以讓我們使用Bobba等（2007）的方法來進一步檢驗。另外一條路徑是Castello－Climent（2008）提出的通過更細致的數(shù)據(jù)、自變量的分布情況（該文使用的是個人層面的教育數(shù)據(jù)）來更準確地估計二者關系。這應該是一種可行的方法，未來我們可以使用地市級和縣級的甚至更微觀層次的數(shù)據(jù)以期得到一個更準確的結果。

五、結 論

以往經(jīng)濟學文獻總在引證的市場化理論認為，市場化水平對經(jīng)濟發(fā)展有因果效應，即提高市場化水平能帶來經(jīng)濟增長。在本文中，我們發(fā)現(xiàn)雖然這二者之間存在顯著的正相關關系，但沒有證據(jù)表明它們之間有因果關系。而遺漏變量可能是造成這一正相關關系的主要原因。由此，我們有理由懷疑這個無論在理論界還是在大眾傳媒中都大受追捧的市場化理論，以及使用提高市場化水平的方式來促進經(jīng)濟發(fā)展的藥方。

盡管如此，在解釋本文結果時仍有幾點值得注意：（1）盡管我們沒發(fā)現(xiàn)因果關系，但我們的結果有可能依賴于我們的樣本。如果樣本時間再長些或使用其他國家和地區(qū)的樣本，我們有可能得到不同的結論——這更能說明研究中國問題的特殊性。沒有更長時間維度的數(shù)據(jù)也是本文的一個缺憾。（2）本文只是一個從數(shù)據(jù)出發(fā)的實證研究，并沒有從理論上考察市場化的作用機制，而二者的因果關系有可能依賴于一些特定的條件——這就涉及經(jīng)濟增長得以實現(xiàn)和持續(xù)的充分必要條件的研究。當然，這也是以后值得探尋的方向。（3）我們的結果并不能表明市場化對經(jīng)濟增長沒有任何作用，而只是證明沒有直接的因果關系。它也不能用來反對市場化的改革——市場化在一定條件下會對經(jīng)濟增長有促進作用；此外，正如Shileifer（2009）所說，市場化還可能帶來許多除經(jīng)濟發(fā)展之外的好處。

注釋：

①不同意見多數(shù)來自其他學科，如歷史學家黃宗智（2000a，2000b）的過密化理論，他用中國20世紀30年代的資料論述了當時的市場化并沒有帶來真正的經(jīng)濟增長。

②經(jīng)濟發(fā)展水平用對數(shù)人均實際GDP來測度，市場化程度用市場化指數(shù)來測度，數(shù)據(jù)來源和描述細節(jié)見文章第二部分。圖1的橫軸是各省2007年的市場化指數(shù)，縱軸是對數(shù)人均實際GDP，回歸線的系數(shù)為0.21，標準差為0.03，N＝31，R2＝0.67。

③也有學者使用跨國數(shù)據(jù)得到了類似的統(tǒng)計關系，見黃怡勝 （2005）。另外，使用跨國數(shù)據(jù)總難以避免DeLong（1988）所批評的樣本選擇問題，即統(tǒng)計數(shù)據(jù)在發(fā)達國家才容易獲得，而很多不發(fā)達國家被自動忽略掉了。

④市場化能帶來經(jīng)濟增長的洞見最早可見于斯密的著作，被后人總結為市場規(guī)模決定專業(yè)化和分工的程度，而專業(yè)化和分工的程度決定經(jīng)濟增長的“斯密定理”。新近將經(jīng)濟增長和市場制度聯(lián)系起來的重要經(jīng)濟學家以奧爾森和諾斯為代表，他們認為經(jīng)濟增長取決于保護市場起作用的制度，其中最重要的是政府對產(chǎn)權的保護。

⑤值得注意的是也有少數(shù)研究對此有不同意見，如Stiglitz等（2006）。

⑥構造市場化指數(shù)來測度市場化程度的工作，有若干個版本。但大多數(shù)研究在方法或數(shù)據(jù)來源方面存在一些問題（張曙光和趙農(nóng)，2000），而樊綱等（2010）是目前其中質量最高的，也廣為學術界所接受，并在類似研究中被普遍采用。

⑦這5個方面包括非國有經(jīng)濟的發(fā)展、政府與市場的關系、產(chǎn)品市場的發(fā)育程度、要素市場的發(fā)育程度以及市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境。這5個方面包括了斯密所強調(diào)的市場規(guī)模，也包括了諾斯和奧爾森等強調(diào)的產(chǎn)權保護、正式制度和非正式制度等要素，可以視作是對文獻中所論及的市場化程度的一個很好的概括。其基礎數(shù)據(jù)主要來自國家統(tǒng)計局各類統(tǒng)計年鑒，物價、工商管理、法院、消協(xié)等機構的統(tǒng)計資料，各地政府、銀行統(tǒng)計資料，企業(yè)家調(diào)查系統(tǒng)調(diào)查資料以及統(tǒng)計局農(nóng)村住戶調(diào)查資料。

⑧相關研究大都使用3年或5年數(shù)據(jù)，由于數(shù)據(jù)限制，本文采用2年數(shù)據(jù)，即1997年、1999年、2001年、2003年、2005年、2007年和2009年。以往的研究證明直接使用這些數(shù)據(jù)比采用兩年平均值的效果更好。

⑨其不顯著不是由于標準差變大所致，事實上標準差變小了，估計更加準確了。

[10]這是Acemoglu等（2005，2008，2009）采用的表述，已為越來越多類似研究所采用。

[11]由于直轄市的經(jīng)濟發(fā)展水平和市場化水平都居全國前列，所以它們會加大市場化和經(jīng)濟發(fā)展的正相關關系。估計結果也驗證了我們的猜測，剔除直轄市后，系數(shù)的負值減小了。

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