郭蘇文，黃漢民

(1.西南政法大學，重慶 401120；2中南財經(jīng)政法大學,武漢 430074)

0 引言

我國自1978年開始實施市場化和產(chǎn)權制度改革發(fā)展戰(zhàn)略以來，經(jīng)濟獲得了高速增長。1979～2007年，中國國內生產(chǎn)總值(GDP)年均實際增長9.8%，受金融危機的影響，2008年和2009年我國GDP增長率雖有所下降，但仍高達9.0%和8.7%。在我國總的經(jīng)濟水平不斷提高的同時，各省之間經(jīng)濟增長差距卻在不斷拉大。以浙江和貴州兩省為例：1978年貴州省地區(qū)生產(chǎn)總值為46.62億元，浙江省地區(qū)生產(chǎn)總值為123.72元，是貴州省的2.65倍。2008年，貴州省地區(qū)生產(chǎn)總值為3333.4元，而浙江省地區(qū)生產(chǎn)總值卻高達21486.92元，是貴州省GDP的6.5倍。是什么因素導致各?。ㄊ?、自治區(qū)）之間的經(jīng)濟水平差距越來越大呢？除了傳統(tǒng)經(jīng)濟增長理論所強調的勞動力投入、資本投入、技術進步等因素之外，制度上的差異是否是另外一個重要的原因呢?己有的文獻主要是從國家層面使用跨國面板數(shù)據(jù)對制度質量和經(jīng)濟增長進行國家層面的研究，而從省際層面來研究我國制度質量和經(jīng)濟增長關系的文獻還比較少見。本文在借鑒相關文獻的基礎上，利用我國30個省（市、自治區(qū)）2000～2007年8年的面板數(shù)據(jù)，設定跨省面板模型，檢驗了制度質量對我國地區(qū)經(jīng)濟增長不平衡的影響，給出了我國地區(qū)經(jīng)濟增長不平衡的制度質量解釋。

1 變量說明與數(shù)據(jù)來源

1.1 制度變量

目前國際上對制度質量的測度主要有國際風險指標數(shù)據(jù)ICRG、The Fraster機構發(fā)布的經(jīng)濟自由化指數(shù)、美國the Heritage Fundation發(fā)布的經(jīng)濟自由度指數(shù)以及The World Bank提供的全球治理指標等。然而這些指標都是對國家層面的制度質量的測量，并沒有對我國國內各?。ㄊ?、自治區(qū)）的制度質量進行測評。但另一方面，我國已有一些學者在此領域作出了貢獻。盧中原、胡鞍鋼(1993)提出了市場化指數(shù)概念，以測度我國市場化改革的程度；樊綱、王小魯?shù)?2003)通過構建市場化指數(shù)對我國各地區(qū)的市場化進程進行測評。李羽中（1998）提出了對外開放比率的概念，衡量了我國的對外開放程度。金玉國(2001)]在前人的基礎上提出了一個衡量制度變遷因素的綜合指標。鐘昌標、李富強等(2006)使用政府管制指標、非國有經(jīng)濟發(fā)展水平、經(jīng)濟體的治理結構城市化率以及各地區(qū)的市場化指數(shù)等來反映我國的制度質量。劉文革(2008)通過糾正了金玉國、傅曉霞文中的重復性指標，使用產(chǎn)權多元化、對外開放程度和國家控制資金因素三個指標來測度我國的制度質量。本文主要借鑒鐘昌標等人的研究成果，用以下指標來衡量我國各?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的制度質量：

1.1.1 為非國有經(jīng)濟發(fā)展水平（NL）

自改革開放以來，隨著城鄉(xiāng)集體經(jīng)濟、聯(lián)營經(jīng)濟等的非國有經(jīng)濟的不斷發(fā)展，由國有經(jīng)濟一統(tǒng)天下的局面己經(jīng)被打破，我國非國有經(jīng)濟取得了重大發(fā)展，市場調節(jié)在整個經(jīng)濟中的比重快速提高。但是，在不同的地區(qū)，非國有化進展存在明顯的差異。因此，衡量某一地區(qū)的非國有經(jīng)濟發(fā)展程度對于刻畫當?shù)氐闹贫荣|量有著重要意義。我們用國有企業(yè)單位職工人數(shù)與社會職工總人數(shù)的比重來近似表示國有經(jīng)濟的發(fā)展水平。進而NL=（1－（國有企業(yè)單位職工人數(shù)/總職工人數(shù)））×100%。NL的值越大，表明制度質量越高。

1.1.2 政府管制水平（GRG）

本文使用各?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）政府財政收入和國有經(jīng)濟產(chǎn)出份額來體現(xiàn)各?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的政府管制指標。公式如下：GRG＝地區(qū)財政收入/地區(qū)生產(chǎn)總值×100%。改革開放前，各省（市、自治區(qū)）政府財政是經(jīng)濟體資源分配的主要渠道，改革開放后，各?。ㄊ?、自治區(qū)）財政收入在地區(qū)生產(chǎn)總值中所占比重在總體上是下降的，體現(xiàn)了市場化的改革取向，因此本文采用財政收入占GDP比重作為政府管制指標。GRG的值越大，表明制度質量越低。

1.1.3 市場化程度（ML）

目前衡量我國市場化程度的方法很多，我們選取投資的市場化指數(shù)來表示，即用全社會固定資產(chǎn)投資中除國有經(jīng)濟投資以外的投資額占總投資的比重來表示，公式如下：ML=（1－國有經(jīng)濟投資/全社會固定資產(chǎn)總投資）×100%。ML的值越大，表明制度質量越高。

1.1.4 對外開放程度（TRA)

反映經(jīng)濟外向型的程度，本文采用進出口總額占GDP的比重來表示，公式如下：TRA=地區(qū)進出口總額/地區(qū)生產(chǎn)總值GDP×100%。TRA的值越大，表明制度質量越高。

1.1.5 城市化率（UID）

城市化是由農(nóng)村傳統(tǒng)的自然經(jīng)濟轉化為城市社會化大生產(chǎn)的過程。城市化一方面是人口由農(nóng)村向城市遷移聚集的過程，同時又表現(xiàn)為地域景觀的變化、產(chǎn)業(yè)結構的轉變、生產(chǎn)生活方式的變革，是人口、地域、社會經(jīng)濟組織形式和生產(chǎn)生活方式由傳統(tǒng)落后的鄉(xiāng)村型社會向現(xiàn)代城市社會轉化的多方面內容綜合統(tǒng)一的過程，是一個國家或地區(qū)社會發(fā)展進步的主要反映和重要標志。地區(qū)的城市化率集中反映了各地的城市化水平，最準確的數(shù)據(jù)應是城鎮(zhèn)人口占總人口的比重來表示，或者可以利用經(jīng)濟體非農(nóng)人口與總人口的來表示(陸銘等，2004)。在這里我們使用公式：UID＝地區(qū)非農(nóng)業(yè)人口/地區(qū)總人口×100%來反映各?。ㄊ?、自治區(qū)）的城市化水平。UID的值越大，表明制度質量越高。

1.1.6 金融深化程度（FIA）

在發(fā)展經(jīng)濟學文獻中，一般認為金融深化通過兩種途徑成為經(jīng)濟增長的“發(fā)動機”:首先，金融深化增加資源的流動性，減少了金融投資的交易成本，從而導致投資增加；其次，金融深化提高金融資源的配置效率以及回報率，從而提高生產(chǎn)率。雖然多數(shù)國家的經(jīng)驗證實了金融深度的發(fā)展通常提高了投資率和生產(chǎn)率，但是一個基于中國29個省1991～2001年數(shù)據(jù)的實證研究卻發(fā)現(xiàn)金融深化對增長沒有統(tǒng)計上顯著的影響(盧峰和姚洋，2004)；或者金融深化對增長的促進，僅表現(xiàn)在沿海地區(qū)(Liang,2005)。后者暗示了金融深化和增長的關系在中國存在巨大的地區(qū)差異。本文使用FIA＝地區(qū)信貸總額/地區(qū)GDP×100%來測度各?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的金融深化程度。盡管這一指標測度趨向于過高估計金融深度(張軍，2005)，但由于目前尚無更好的、更直接的金融深化測度方法，因此這一指標仍在被許多學者使用。FIA的值越大，表明制度質量越高。

1.2 數(shù)據(jù)來源

本文選取了我國30個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）2000～2007年的面板數(shù)據(jù)。除金融深化程度（FIA）的指標的原始數(shù)據(jù)來自2001～2008《中國金融年鑒》外，其他各制度質量指標以及控制變量指標的原始數(shù)據(jù)均來源于2001～2008年各（市、自治區(qū)）的統(tǒng)計年鑒。具體相應的指標值，由作者根據(jù)原始數(shù)據(jù)計算獲得。

除了臺灣、香港和澳門外，我國共有31個?。ㄊ?、自治區(qū)）。由于西藏的個別數(shù)據(jù)缺失，而且西藏的經(jīng)濟總量很小，相對其它地區(qū)，對全國的影響不大，因此本文的研究不包括西藏在內。由于重慶早在1997年就被劃為了直轄市，因此本文將重慶作為獨立的直轄市而不是象其他學者一樣將重慶并入四川進行研究，最終選取了2000～2007年30個省份的樣本數(shù)據(jù)進行實證分析。在實際研究中，對各變量取其對數(shù)值，在不改變數(shù)據(jù)本身性質的同時，減少數(shù)據(jù)的波動性和異方差性。

2 模型設定與估計結果分析

2.1 模型形式選擇

用面板數(shù)據(jù)建立的靜態(tài)模型通常有3種，即混合模型、固定效應模型和隨機效應模型。

由于混合估計模型“抹煞”了不同個體的特征性，因此本文主要在隨機模型和固定效應模型之間進行選擇。究竟應該將模型中的個體影響設定為固定效應還是隨機效應，通過使用Hausman檢驗，發(fā)現(xiàn)檢驗結果不能拒絕模型中個體效應與解釋變量無關的原假設，因此固定效應和隨機效應模型兩相比較，應該建立隨機效應模型。

2.2 模型設定

由于本文只關注經(jīng)濟增長和制度之間的相互關系，并不是對增長的全部影響因子進行分析，所以借鑒Rodrik，subranmanian and Trebbi(2002)的方法，在回歸方程中省去新古典增長模型中的資本、人力資本、勞動力、技術等直接因素，僅包含增長率、制度變量，考察制度對增長影響效果。另外在回歸方程中加入時間趨勢項T和T2，來考慮經(jīng)濟增長隨時間自然演變的過程?；貧w的基本模型如下：

其中Institution為各制度質量指標，GDPit為經(jīng)濟增長，作為被解釋變量；β1為估計系數(shù)；假定，ξi～ i.i.d（0，σξ2）,μit～ i.i.d（0，σμ2），E(ξiμit)=0 ，i和t分別表示地區(qū)和時間下標。i＝1、2、…、30；t=1、…、8。根據(jù)以上對各制度質量指標的解釋，除了政府管制水平（GRG）外，我們預期各制度質量變量在模型中的系數(shù)為正。

2.3 模型估計

使用可行的廣義最小二乘（FGLS）方法對隨機效應模型（1）進行估計，估計結果見表1。

2.4 模型估計結果分析

（1）在估計結果第一列和以后各列，我們發(fā)現(xiàn)LnNL的系數(shù)值在1.056～1.804之間波動，但始終為正，并在1%的水平上顯著。即非國有經(jīng)濟的發(fā)展對我國經(jīng)濟增長存在顯著的正的影響。這說明非國有經(jīng)濟在整個經(jīng)濟中比重的上升，市場調節(jié)在整個經(jīng)濟中作用的顯著增強，對經(jīng)濟增長有拉的作用。

表1 對方程（1）進行FGLS估計的結果

（2）在估計結果的第二列以及其后各列，我們發(fā)現(xiàn)Ln-GRG的系數(shù)值在0.433～0.679之間波動，但始終為正，且在1%的水平上顯著。這說明政府管制水平對經(jīng)濟增長有顯著影響。兩者呈同向變化關系，這與我們的預期相反。我們思考的結果是：這可能是由于從改革開放至今，我國各?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的地區(qū)政府管制水平雖然整體上呈下降趨勢，但在不同時段，又有所不同，呈反J型。改革開放至20世紀末，我國各?。ㄊ?、自治區(qū)）的政府財政收入與地區(qū)GDP比重呈逐漸下降趨勢，而進入到21世紀，這一比重又有上升跡象。

（3）在估計結果的第三列以及其后各列LnTRA的系數(shù)均為正，且在1%的水平上顯著。這說明對外開放程度對經(jīng)濟增長有顯著的促進作用。一國/地區(qū)對外開放程度越大，該國/地區(qū)與國際市場聯(lián)系就越為緊密，獲取國際市場信和開展國際貿易就會越便利，進而通過各種渠道來促進經(jīng)濟增長，例如通過根據(jù)比較優(yōu)勢而進行的專業(yè)化分工，通過更大市場的規(guī)模報酬遞增，通過因通信和旅游而進行的思想的交換，通過因投資或新產(chǎn)品的出現(xiàn)而帶來的技術的蔓延等等。

（4）在估計結果的第四列以及其后各列LnUID的系數(shù)均為正，且在1%的水平上顯著。反映了城市化率與經(jīng)濟增長呈顯著的正相關關系。這表明農(nóng)村勞動力向城市的不斷轉移，為我國經(jīng)濟增長提供了豐富的勞動力資源。

（5）在估計結果的第五、六列LnFIA的系數(shù)均為負且在1%的水平上顯著。這表明金融深化對我國經(jīng)濟發(fā)展不僅沒有促進作用，反而還有阻礙作用。盧峰(2004)研究發(fā)現(xiàn)金融深化對增長沒有統(tǒng)計上顯著的影響，Liang(2005)則發(fā)現(xiàn)金融深化對增長的促進，僅表現(xiàn)在沿海地區(qū)。而我們又得出了另外的結論，究其原因，除了我們所使用LNFIA的測量方法可能存在一定的問題之外，我們暫時還無法給出其他的解釋。

（6）在估計結果第六列LnML的系數(shù)為0.158且在1%的水平上顯著。反映了市場化進程與經(jīng)濟增長存在顯著的正相關關系。這說明市場化進程發(fā)展的越快，經(jīng)濟發(fā)展的越快，市場化進程對經(jīng)濟增長有明顯的推動作用。

3 結論與政策建議

我國自1978年開始實施市場化和產(chǎn)權制度改革發(fā)展戰(zhàn)略以來，經(jīng)濟獲得了高速增長。特別是在短期內，經(jīng)濟制度發(fā)生了重大變化。然而，不同地區(qū)的不同歷史經(jīng)歷、不同發(fā)展軌跡以及我國梯度型推進的改革開放戰(zhàn)略導致了我國內部各省市之間的制度質量存在差異。我國內部各省市之間的制度質量存在差異，這為我們研究制度因素對我國經(jīng)濟增長的影響提供了便利。本文使用我國30個?。ㄊ?、自治區(qū)）2000～2007年的面板數(shù)據(jù)，建立個體隨機效應模型，估計了我國制度質量對經(jīng)濟增長的影響。研究結果表明，制度因素對我國經(jīng)濟增長的影響是顯著的，體現(xiàn)制度質量的非國有經(jīng)濟發(fā)展水平、對外開放程度、城市化率以及市場化程度在各省之間的差異化是地區(qū)經(jīng)濟增長不平衡的主要原因。各?。ㄊ?、自治區(qū)）的非國有經(jīng)濟發(fā)展水平、對外開放程度、城市化率以及市場化程度的提升都對當?shù)氐慕?jīng)濟增長有顯著的促進作用。資本積累、技術進步和創(chuàng)新以及經(jīng)濟增長所需的各種要素投資都需要制度保護，某一地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展落后的原因不僅在于資本等要素享賦差異，還在于各種內生經(jīng)濟增長要素利用低效率，而低效率的原因往往是制度的約束差異。因此，只有提高了制度質量，實現(xiàn)了合理的制度安排，新古典增長理論中的各種生產(chǎn)要素的效率才能得到有效的發(fā)揮。

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