王俊華, 李慶楊

(沈陽大學(xué) a. 經(jīng)濟(jì)學(xué)院; b. 政法學(xué)院, 遼寧 沈陽　110041)

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制度創(chuàng)新與沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展實證分析

王俊華a, 李慶楊b

(沈陽大學(xué) a. 經(jīng)濟(jì)學(xué)院; b. 政法學(xué)院, 遼寧 沈陽110041)

摘要:選取產(chǎn)權(quán)非國有化率、勞動力市場流動性、對外開放度、資金市場化水平、政府與市場關(guān)系五個分指標(biāo)衡量制度創(chuàng)新,并在主成分分析的基礎(chǔ)上合成制度創(chuàng)新指標(biāo)。在此基礎(chǔ)上,構(gòu)建包括制度創(chuàng)新在內(nèi)的廣義生產(chǎn)函數(shù)模型,以考察制度創(chuàng)新對沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。結(jié)果表明,制度創(chuàng)新對沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用超過勞動投入,但同時也存在不少問題。因此,解決制度創(chuàng)新中的問題,深化制度創(chuàng)新是沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)進(jìn)一步發(fā)展的關(guān)鍵。

關(guān)鍵詞:制度創(chuàng)新; 沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū); 經(jīng)濟(jì)發(fā)展

一、 文獻(xiàn)綜述

楊瑞龍較早地認(rèn)識到制度對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要性。他認(rèn)為制度創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的源泉,對經(jīng)濟(jì)發(fā)展起決定作用的是制度性因素而非技術(shù)性因素。他在實證分析的基礎(chǔ)上,得出了制度供給短缺是制約我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要瓶頸的結(jié)論[1]。王小魯評價了改革20多年來經(jīng)濟(jì)發(fā)展的整體狀況,認(rèn)為資本形成加速對過去的經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展作出了很大貢獻(xiàn),但更重要的貢獻(xiàn)來自制度變革引起的資源重新配置[2]。傅曉霞等通過分析市場化和開放型改革對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響程度,指出體制改革仍能在很大程度上促進(jìn)中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展[3]。班玲認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最終源泉是制度和技術(shù)的創(chuàng)新。技術(shù)創(chuàng)新為許多國家所接受,但技術(shù)創(chuàng)新如果沒有制度創(chuàng)新的支持,即使經(jīng)濟(jì)一開始有所發(fā)展,也是難以為繼的。因此,為了促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展,制度創(chuàng)新非常必要[4]。 聶艷暉以索洛-納爾遜同期模型為基礎(chǔ),建立包含資本、勞動體現(xiàn)型技術(shù)進(jìn)步的生產(chǎn)函數(shù)模型,進(jìn)而對制度創(chuàng)新在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的貢獻(xiàn)進(jìn)行了測度[5]。薛宏雨以所有權(quán)、交易費(fèi)用和市場化程度作為制度的評價指標(biāo)體系,構(gòu)建了包含制度要素在內(nèi)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模型,考察了1978—2002年中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展與制度之間的關(guān)系,定量測算了制度在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用。最后得出市場化對經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要作用的結(jié)論[6]。張新杰在研究經(jīng)濟(jì)發(fā)展與制度創(chuàng)新之間的關(guān)系時,主要考慮到了地區(qū)間的差異性,因此他對我國東、中、西部不同地區(qū)的制度創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系分別進(jìn)行了實證分析。結(jié)果顯示,東部地區(qū)制度創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)度最大,中部地區(qū)次之,西部地區(qū)最小[7]。

綜合現(xiàn)有的文獻(xiàn)來看,目前國內(nèi)學(xué)者對制度創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究大多是描述性的論述和理論性的總結(jié),對于沈陽經(jīng)濟(jì)這樣一個有著特殊歷史背景又上升為國家綜合配套改革試驗區(qū)的老工業(yè)基地,還沒有基于大量事實和數(shù)據(jù)的較為嚴(yán)格的實證分析。因此,本文對C-D生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行改進(jìn),引入制度因素,構(gòu)建廣義C-D生產(chǎn)函數(shù)模型,利用多元回歸分析方法分析制度創(chuàng)新對沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。

二、 構(gòu)建模型

1. 變量和數(shù)據(jù)的選取

(1) 經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出(Y)。本文用區(qū)域生產(chǎn)總值來衡量沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。由于統(tǒng)計年鑒中統(tǒng)計的GDP都是當(dāng)年價,為了剔除價格因素對模型結(jié)果的影響,文章以1999年為基期,用國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)進(jìn)行平減處理,得到每年實際的區(qū)域生產(chǎn)總值。

(2) 勞動力投入(L)。勞動投入量應(yīng)該是指實際有效的勞動量,其投入量的大小不僅與勞動人數(shù)相關(guān),還與勞動工具、勞動效率和勞動者的素質(zhì)密切相關(guān)。目前,大多以就業(yè)人數(shù)來衡量勞動投入指標(biāo),考慮到指標(biāo)的可獲得性,本文以按三次產(chǎn)業(yè)劃分的年末從業(yè)人員數(shù)量來表示勞動投入量。

(3) 資本投入(K)。對資本存量的計算,最常用的方法是戈登·史密斯在1957年創(chuàng)立的永續(xù)盤存法,涉及4個變量,但基期資本存量、投資品價格指數(shù)、折舊率都沒有明確的官方統(tǒng)計。考慮到沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)缺少統(tǒng)計資料,本文以歷年的全社會固定資產(chǎn)投資額代替資本投入量。為了剔除價格因素的影響,利用固定資產(chǎn)投資額指數(shù)將所有年份的固定資產(chǎn)投資額換算為1999年為基期的實際固定資產(chǎn)投資額。

(4) 制度創(chuàng)新(I)。本文在總結(jié)前人成果的基礎(chǔ)上,選取了產(chǎn)權(quán)非國有化率、勞動力市場流動性、對外開放度、資金市場化水平、政府與市場關(guān)系來衡量制度創(chuàng)新。為了使制度指數(shù)更加符合沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)的實際情況,在原始數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上,通過主成分分析法來計算各個制度指標(biāo)的權(quán)重,進(jìn)而合成制度創(chuàng)新指標(biāo)。

以上數(shù)據(jù)主要來自《遼寧統(tǒng)計年鑒2000—2013》和《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒2000—2012》。下文的指標(biāo)變量分別用以下數(shù)學(xué)符號表示:X1代表產(chǎn)權(quán)非國有化率,X2 代表勞動力市場流動性,X3 代表對外開放度,X4 代表資金市場化水平,X5 代表政府與市場的關(guān)系,Y代表GDP,L代表勞動力投入,K代表資本投入,I代表制度創(chuàng)新。

2. 建立模型

古典經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為,產(chǎn)出主要是資本和勞動要素貢獻(xiàn)的結(jié)果。1928年美國數(shù)學(xué)家柯布(Charles W Cobo) 和經(jīng)濟(jì)學(xué)家道格拉斯(Paul Howard Douglas )在分析勞動和資本投入對產(chǎn)出的影響時,提出了著名的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)。該函數(shù)對生產(chǎn)函數(shù)的一般形式進(jìn)行了改進(jìn),在分析過程中引入了技術(shù)因素,即綜合技術(shù)因素A。這種分析方法在當(dāng)時的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下是合理的。但實踐證明,隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和時代的變遷,傳統(tǒng)的C-D生產(chǎn)函數(shù)已不能很好地解釋當(dāng)前復(fù)雜的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。勞動和資本投入對經(jīng)濟(jì)增長的影響是毋庸置疑的。現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長理論已經(jīng)證實了制度因素對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的巨大影響,而傳統(tǒng)的C-D生產(chǎn)函數(shù)完全忽略了制度因素對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用,這與當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢和實際情況是不符的。在考慮現(xiàn)實情況的基礎(chǔ)上, 本文決定對傳統(tǒng)的C-D生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行擴(kuò)展,引入制度因素,構(gòu)建廣義的C-D生產(chǎn)函數(shù)。其模型為

式中,A表示綜合技術(shù)水平,α、β、γ分別表示各經(jīng)濟(jì)變量的產(chǎn)出彈性系數(shù),其余同上,α>0,β>0,γ>0。這樣把制度因素分離出來,和勞動、資本投入要素放在一起來研究其對經(jīng)濟(jì)增長的影響,能更好地看出制度創(chuàng)新對沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的作用。為了便于求解,本文對模型兩邊同時取對數(shù),得到下面線性模型

lnYt=lnA+αlnLt+βlnKt+γlnIt。

式中,Yt、Lt、Kt、It分別表示沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)第t年的區(qū)域生產(chǎn)總值、勞動力投入、資本投入、制度創(chuàng)新因素。

三、 計量分析

1. 制度指標(biāo)合成

在衡量制度創(chuàng)新指標(biāo)時,選取產(chǎn)權(quán)非國有化率、勞動力市場流動性、對外開放度、資金市場化水平、政府與市場關(guān)系5個變量。為了更好地測算各個指標(biāo)占制度創(chuàng)新的權(quán)重,本文采用了主成分分析法進(jìn)行分析,測算出X1、X2、X3、X4、X5的權(quán)重分別為0.187 1、0.365 9、0.236 3、-0.069 8、0.140 9,進(jìn)而合成制度指標(biāo)值如表1所示。

2. 模型分析

在進(jìn)行回歸分析之前,為避免“偽回歸”的出現(xiàn),本文使用ADF檢驗方法對變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗,結(jié)果如表2所示。由表2可以看出,雖然各變量都是非平穩(wěn)的,但經(jīng)過二階差分后得到的ADF統(tǒng)計值都小于5%顯著水平下對應(yīng)的臨界值,拒絕原假設(shè),表示已經(jīng)不存在單位根,時間序列是平穩(wěn)的。

在進(jìn)行回歸分析時,還應(yīng)考慮經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在著長期的穩(wěn)定關(guān)系,因此需要進(jìn)行協(xié)整檢驗。如果通過協(xié)整檢驗,則可采用經(jīng)典回歸分析方法建立方程進(jìn)行分析。由于各變量都是二階單整,所以本文采用E-G兩步法來檢驗變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。建立等于殘差的新的序列,并對該序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。經(jīng)檢驗可知ADF統(tǒng)計量為-2.131 296,小于5%顯著水平下的臨界值-1.974 028。這意味著在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè),即不存在單位根,殘差序列是平穩(wěn)的。因此,可以認(rèn)為自變量lnL、lnK、lnI與因變量lnY之間存在著長期的穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表1　制度合成指數(shù)(權(quán)重加權(quán)估計法)

表2　平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

為了檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诙嘀毓簿€性,計算出各變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣如表3所示。從表3中可以看出,各變量之間的相關(guān)系數(shù)最小的也在0.98以上,最大的甚至達(dá)到了0.996,非常接近1,說明各解釋變量之間的影響很大,該模型存在多重共線性。為了消除模型的多重共線性,利用Spss 19.0和Eviews 6.0軟件,運(yùn)用主成分回歸分析方法消除多重共線性。

表3　各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣

運(yùn)用主成分分析法,提取兩個主成分Z1和Z2,包含了原有3個指標(biāo)的99.672%的信息,以lnY為因變量,以新生成的變量Z1和Z2為自變量,帶入Eviews 6.0軟件進(jìn)行回歸分析,回歸分析的相關(guān)結(jié)果見表4。由表4看出,F-statistic的P值為0,判定系數(shù)為0.993,方程整體顯著;Z1和Z2的P值都是0,也很顯著;但D-W值為0.480 9,存在序列相關(guān),所以應(yīng)對模型作出修正,應(yīng)用廣義差分法消除序列相關(guān)性。

表4　主成分回歸結(jié)果

模型經(jīng)過廣義差分法修正后,判定系數(shù)變?yōu)?.998,調(diào)整后的判定系數(shù)為0.996,方程的整體顯著性水平較之前提高,D-W值為2.255,方程已消除了序列相關(guān)性,模型擬合優(yōu)度非常高。為了檢驗?zāi)Ｐ褪欠襁€存在異方差性,用Eviews 6.0軟件繼續(xù)對方程進(jìn)行White檢驗,檢驗結(jié)果如表5所示。Obs*R-squared值是white檢驗的檢驗統(tǒng)計量,可以通過其相伴概率來判斷是否拒絕無異方差的零假設(shè)。從表5中看出,檢驗的相伴概率是0.168 0,不能拒絕零假設(shè),所以模型不存在異方差。

表5　懷特檢驗

最終得出的回歸模型為

lnY=-1.323+0.284lnL+0.487lnK+

0.362lnI。

3. 回歸結(jié)果分析

從回歸結(jié)果來看,所選取的各個變量經(jīng)過數(shù)據(jù)處理后,均通過了平穩(wěn)性檢驗與協(xié)整檢驗,變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。消除多重共線、序列相關(guān)等問題后,方程整體和各個指標(biāo)變量顯著,符合各自的經(jīng)濟(jì)意義。這說明本文選取的變量比較合適,能夠較好地反映所研究的經(jīng)濟(jì)問題。從回歸方程可以看出,資本投入對沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用最大,產(chǎn)出彈性為0.487,即資本投入每變動1個百分點(diǎn),GDP變動0.487個百分點(diǎn)。這說明當(dāng)前沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展主要還是靠投資驅(qū)動的。2012年沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)的全社會固定資產(chǎn)投資為10 199.6億元,比1999年的576.85億元增長了近18倍,年均增長率約22.77%,遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于GDP的增速。投資拉動了沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長,也可能導(dǎo)致投資過熱現(xiàn)象出現(xiàn)。制度創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用已經(jīng)超過勞動投入,這說明隨著市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)市場化程度有了明顯提高。制度創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長的彈性系數(shù)為0.362,與資本投入彈性相比還有一定差距,因此沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)應(yīng)進(jìn)一步推動制度創(chuàng)新。勞動力投入的彈性最小,說明沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)依靠勞動力投入促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的道路已行不通。隨著我國步入老齡化時代,沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)的人口紅利已消失殆盡。沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)的新型工業(yè)化道路必須依靠高素質(zhì)的創(chuàng)新型人才和技術(shù)人才。

四、 結(jié)論

與傳統(tǒng)的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)相比,構(gòu)建包括制度因素在內(nèi)的廣義生產(chǎn)函數(shù)能夠更好地解釋經(jīng)濟(jì)增長的影響因素。從回歸結(jié)果可以看出制度創(chuàng)新對沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響是比較顯著的。這說明改革開放以來,尤其是沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)的設(shè)立和振興東北老工業(yè)基地戰(zhàn)略實施以來,沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)市場化程度逐步提高,制度創(chuàng)新對沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)越來越大。但同時也應(yīng)看到,在制度創(chuàng)新方面還存在許多問題。①沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)非公有制經(jīng)濟(jì)的發(fā)展不足。雖然中小企業(yè)在企業(yè)數(shù)量和工業(yè)總產(chǎn)值、固定資產(chǎn)投資等方面都取得了巨大的成就,但其創(chuàng)新能力和競爭力仍需提高,特別是技術(shù)創(chuàng)新能力明顯不足;②沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)與沿海經(jīng)濟(jì)帶相比,在吸引外資、人才等方面競爭力不強(qiáng);③政府角色還沒有向“服務(wù)型政府”真正轉(zhuǎn)變,市場機(jī)制還不完善;④區(qū)域內(nèi)人才流動存在障礙,社會保障體系還不健全。因此,沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)應(yīng)繼續(xù)加強(qiáng)制度創(chuàng)新,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

參考文獻(xiàn):

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【責(zé)任編輯劉曉鷗】

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Empirical Analysis of Institution Innovation and Economic Development of Shenyang Economic Zone

WangJunhuaa,LiQingyangb

(a. School of Economics; b. School of Politics and Law, Shenyang University, Shenyang 110041, China)

Abstract:The institution innovation is measured by the denationalization rate of property rights, the liquidity of labor market, the economic opening degree, the marketization rate of capital and the relationship between government and the market. Institution innovation index is formed on the basis of the principal component analysis. The generalized production function model is constructed, including institution innovation, to examine institution innovation’s impact on the economic development of Shenyang economic zone. The results show that institutional innovation has a more important role than labor input in promoting the economic development of Shenyang economic zone, but there are also some problems. Therefore, to solve the problems in institution innovation and deepen institution innovation are the key to the further development of Shenyang economic zone.

Key words:institution innovation; Shenyang economic zone; economic development

文章編號:2095-5464(2015)01-0009-04

作者簡介:賈真真(1988-),女,山東煙臺人,沈陽大學(xué)碩士研究生。

基金項目:遼寧省社會科學(xué)聯(lián)合會項目(2014slktzdian-24); 遼寧省財政基金資助項目(13b004)。

收稿日期:2014-07-04

中圖分類號:F 061.3

文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A