何雄浪 姜澤林

(西南民族大學，成都 610041)

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制度創(chuàng)新與經(jīng)濟增長
——一個理論分析框架及實證檢驗

何雄浪 姜澤林

(西南民族大學，成都 610041)

任何經(jīng)濟增長過程都是在一定的制度環(huán)境中進行的，有必要將制度因素納入經(jīng)濟增長理論當中。在新古典經(jīng)濟學框架下，本文通過理論模型分析，認為穩(wěn)態(tài)下的經(jīng)濟增長率跟制度創(chuàng)新有著緊密的正向關的關系。在理論分析的基礎上，本文基于1978～2012年的省際面板數(shù)據(jù)，利用半?yún)?shù)估計和線性回歸估計方法，實證分析結(jié)果表明：國家財政干預的增強、國有經(jīng)濟的強化和壟斷作用加強從整體上抑制了我國以及不同地區(qū)的經(jīng)濟增長，提高市場開放度和對產(chǎn)權(quán)的保護程度則對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了積極的正向促進作用，制度差異是引起我國區(qū)域經(jīng)濟增長差異的重要因素之一，制度創(chuàng)新仍是當前我國經(jīng)濟增長的關鍵。

制度創(chuàng)新 經(jīng)濟增長 半?yún)?shù)估計 線性回歸估計

引 言

幾個世紀以來，經(jīng)濟學家們一直致力于尋找經(jīng)濟增長的源泉，從哈羅德——多馬模型到新古典模型，再到羅默和盧卡斯的內(nèi)生經(jīng)濟增長模型，都對經(jīng)濟增長的機制與源泉進行了探索。但這些理論的研究重點都放在生產(chǎn)要素上，把制度因素排除在外，認為制度是給定的外生變量。實踐證明，制度本身是處于不斷變化之中的，而任何經(jīng)濟增長過程都是在一定的制度環(huán)境中進行的，因此有必要將制度因素納入經(jīng)濟增長理論當中。新制度學派認為經(jīng)濟增長的根本原因在于制度變遷，一種能夠提供適當個人刺激的有效的產(chǎn)權(quán)制度是促進一國經(jīng)濟增長的關鍵。

中國經(jīng)濟的持續(xù)高速增長己經(jīng)引起了國內(nèi)外學者的廣泛關注，人們從不同的角度來解釋這個問題。沈坤榮、孫文杰(2003)、郭建平、何建敏(2008)等的研究表明資本積累水平與經(jīng)濟增長之間具有相關關系，蔡窻(2010)、楊琦、李玲玲(2011)等認為勞動投入是中國經(jīng)濟增長的源泉，勞動供給結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變必然意味著經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變。趙志耘等(2007)、呂冰洋、于永達(2008)認為技術(shù)進步是中國經(jīng)濟增長的重要源泉。當然大部分學者都認同這樣一種理念，即中國的經(jīng)濟增長并非一種因素造成的，而是由各種因素交織在一起共同起作用的結(jié)果。

新制度學派認為，生產(chǎn)要素積累、技術(shù)進步等因素與其說是經(jīng)濟增長的原因，倒不如說是經(jīng)濟增長本身，經(jīng)濟增長的根本原因在于制度創(chuàng)新，一個國家的基礎制度、制度結(jié)構(gòu)、制度框架、制度環(huán)境和制度走向決定了它的經(jīng)濟績效。中國自改革開放以來的經(jīng)濟高速增長明顯與制度變遷密切相關，要想成功解釋中國的經(jīng)濟增長，制度因素顯然是一個不能忽略的重要因素。目前，中國經(jīng)濟仍處在轉(zhuǎn)型時期，各種制度還處在不斷完善和演變的過程中，改革仍是最大的紅利，新常態(tài)下中國經(jīng)濟的增長仍依賴于制度創(chuàng)新，怎樣通過制度創(chuàng)新促進中國經(jīng)濟的進一步增長是值得研究的。

1 理論模型的建立及分析

1.1 基本理論模型分析

我們假定一個經(jīng)濟系統(tǒng)由工業(yè)部門、創(chuàng)新部門兩個部門構(gòu)成。設工業(yè)部門的生產(chǎn)函數(shù)：

(1)

上式中，下角標t表示時間，yt表示產(chǎn)量，At表示創(chuàng)新的程度(本文特指制度方面的創(chuàng)新)，xt表示勞動投入量，α表示彈性系數(shù)，0<α<1。由此可見，在這個生產(chǎn)函數(shù)里面不存在資本、土地等要素，只有勞動和技術(shù)因素影響產(chǎn)量。假設社會勞動力向兩個部門流動、分配，即工業(yè)部門M與創(chuàng)新部門D，設勞動力的總量為l，流向工業(yè)部門的勞動力的數(shù)量為x，流向研發(fā)部門的勞動力的數(shù)量為n。如果n變大，意味著創(chuàng)新部門的投入加大，從而A變大。顯然有以下式子：

l=x+n

(2)

我們假設創(chuàng)新事件被一個泊松過程控制著，這個泊松過程具有特定的“抵達率”。假設隨機變量T在時間t發(fā)生的創(chuàng)新服從指數(shù)分布，即有F(t)=1-e-μt，不難得到事件在t和t+1之間發(fā)生的概率約為μe-μt，μ為流動概率，即創(chuàng)新事件在單位時間內(nèi)發(fā)生的概率。當勞動者流向創(chuàng)新部門時，創(chuàng)新會以一個泊松抵達率為λ的概率隨機出現(xiàn)，這里的λ即為μ。n單位的勞動力流向創(chuàng)新部門，則勞動力在創(chuàng)新部門的集聚會導致創(chuàng)新以一個泊松抵達率為λn的概率隨機出現(xiàn)。

假設創(chuàng)新部門進行制度創(chuàng)新的成本可以忽略，設vt為t時期創(chuàng)新所獲得的預期貼現(xiàn)回報，wt為t期工業(yè)部門的工人工資，wt與創(chuàng)新部門的創(chuàng)新輸入關聯(lián)關系為：

wt=λvt

(3)

由此可見，研發(fā)部門所創(chuàng)造的收益以λ這個比率流動到工業(yè)部門。t時期工業(yè)品會被更新的工業(yè)品所代替時的預期資本損失為λntvt，其中λnt表示預期損失的概率，假設新的工業(yè)品出現(xiàn)是由制度創(chuàng)新引起的，制度創(chuàng)新所產(chǎn)生的預期收益為rvt，其中r表示制度創(chuàng)新的邊際收益，則可以得到下面的式子：

rvt=πt-λntvt

(4)

上式中，πt表示t時期生產(chǎn)工業(yè)品所產(chǎn)生的利潤，因此，預期制度創(chuàng)新所得的收益即為生產(chǎn)工業(yè)品所產(chǎn)生的利潤減去預期的資本損失。在工業(yè)部門，設產(chǎn)品的出售價格為pt，則產(chǎn)品的銷售收入為ptyt，則πt為：

πt=ptyt-wtx

(5)

根據(jù)(3)、(4)、(5)式可以整理得到t時期制度創(chuàng)新的邊際收益為：

(6)

1.2 穩(wěn)態(tài)時的制度創(chuàng)新規(guī)模和增長率的比較靜態(tài)分析

(7)

(8)

(9)

(10)

將(7)、(10)式代入(5)式，我們有：

(11)

同時根據(jù)(3)和(4)式，可以得到穩(wěn)態(tài)利潤的另一表達式：

(12)

將(11)、(12)式結(jié)合起來，可以得到均衡時工業(yè)部門的勞動力投入量：

(13)

則穩(wěn)態(tài)時最優(yōu)創(chuàng)新規(guī)模為：

(14)

根據(jù)(14)式，即有：

(15)

設制度創(chuàng)新的增長幅度為g，假設g為一定值，則有：

At+1=(1+g)At

(16)

這在穩(wěn)態(tài)時意味著：

yt+1=(1+g)yt

(17)

取τ與τ+1的單位時間間隔，我們有：

lny(τ+1)=lny(τ)+ε(τ)ln(1+g)

(18)

其中ε(τ)表示是τ與τ+1的單位時間間隔創(chuàng)新的數(shù)目，其服從泊松分布?？梢酝茖С觯?/p>

(19)

從而，穩(wěn)定狀態(tài)下的平均增長率為：

(20)

由此可見，穩(wěn)態(tài)下的經(jīng)濟增長率跟制度創(chuàng)新有著緊密的關系，制度創(chuàng)新部門勞動力投入越多，創(chuàng)新概率越大，制度創(chuàng)新的增長幅度越大，則經(jīng)濟增長率越高。

1.3 計量方程的設立

根據(jù)經(jīng)濟增長與制度創(chuàng)新的正相關關系，我們將計量方程設計如下：

lnyi，t=c+a1lnki，t+a2lnli，t+a3lnfsi，t+a4lnfii，t+a5lnnsi，t+a6lnpai，t+εi，t

(21)

為了考慮解釋變量與被解釋變量增長率的變動關系，因此，我們對解釋變量與被解釋變量取自然對數(shù)進入計量方程中。在該計量方程中，各符號的含義如下：下標i表示地區(qū)，t表示年份，y表示產(chǎn)出，制度變量用4個變量來衡量，即fs、fi、ns與pa4個變量，其中fs表示市場分配資源度，fi表示市場開放度，ns表示產(chǎn)權(quán)多元化程度，pa表示產(chǎn)權(quán)保護度。k與l分別表示資本與勞動，是控制變量，即在資本與勞動一定的情況下，制度變量對人均GDP的影響效果。a1～a6表示解釋變量對應的系數(shù)，c是常數(shù)，ε表示隨機誤差項。

2 實證分析

2.1 數(shù)據(jù)的來源

本文選取我國大陸31個省、市、自治區(qū)樣本作為研究對象(為了統(tǒng)計的方便，本文將重慶、四川合并為一個地區(qū)進行研究)，以1978～2012年為樣本區(qū)間，文章中的各種數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《新中國60統(tǒng)計資料匯編》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、中國及地方政府統(tǒng)計局網(wǎng)站。

2.2 變量說明

2.2.1 產(chǎn)出y，勞動l，資本存量k的選取

產(chǎn)出y用各地區(qū)GDP來表示(單位為億元)，以1978年的價格作為基期價格。勞動l用歷年年末就業(yè)人數(shù)來衡量(單位為萬人)，資本存量k用永續(xù)存盤法計算(單位為億元)，2010～2012用指數(shù)平滑法補齊。

2.2.2 市場分配資源度(fs)

財政支出很大程度上體現(xiàn)的是國家對整個經(jīng)濟社會的關注度和扶持力度，同時也表現(xiàn)了市場資源分配程度，這一指標的選取并無太大爭議，很多學者(樊綱，2001；康繼軍，2006；等)將其作為制度變遷的代理變量，本文以各地區(qū)財政支出占GDP的比重來衡量財政制度對本地經(jīng)濟發(fā)展的影響，該指標值越高，市場分配資源的程度就越低。

2.2.3 市場開放度(fi)

一個地區(qū)外商投資水平的高低在一定程度上反應了該市場的開放度，反應了其市場環(huán)境的優(yōu)劣和成熟程度，本文以外商投資占GDP的比重來衡量市場開放度。

2.2.4 產(chǎn)權(quán)多元化程度(ns)

通常，產(chǎn)權(quán)多樣化程度最好的指標是國有經(jīng)濟或者非國有經(jīng)濟的變化程度，非國有經(jīng)濟的產(chǎn)值水平整體上呈現(xiàn)東部高于西部的態(tài)勢，肯定非國有經(jīng)濟并不是意味著否認國有經(jīng)濟的主導地位，非國有制經(jīng)濟的比率并不是越高越好，而是要放在一定的時間和區(qū)域整體考慮?，F(xiàn)有的許多研究大都采用國有經(jīng)濟占工業(yè)總產(chǎn)值的比重作為衡量產(chǎn)權(quán)多元化的代理指標，但是這方面的數(shù)據(jù)存在統(tǒng)計口徑不一致的情況，本文由此選取城鎮(zhèn)國有單位職工數(shù)與城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)的比值作為產(chǎn)權(quán)多元化程度的衡量指標，該指標值越高則產(chǎn)權(quán)多元化程度低，反之亦然。

2.2.5 產(chǎn)權(quán)保護度(pa)

產(chǎn)權(quán)保護涉及到知識產(chǎn)權(quán)、土地產(chǎn)權(quán)，專利和著作權(quán)等方面，由于相關數(shù)據(jù)不易獲得，本文以專利權(quán)作為產(chǎn)權(quán)的代表，以3種專利的授權(quán)量(單位為個)作為產(chǎn)權(quán)保護度的代理變量。

2.3 變量的描述性統(tǒng)計分析

各個變量在取自然對數(shù)之后的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 相關變量取對數(shù)的描述性統(tǒng)計

2.4 制度因素與經(jīng)濟增長的非參數(shù)相關性分析

假設制度I對產(chǎn)出的影響用G(It)函數(shù)來表示，則產(chǎn)出函數(shù)的對數(shù)形式可寫為：

lnyt=lnA+αlnkt+βlnlt+lnG(It)+ε

(22)

由于lnG(It)為產(chǎn)出函數(shù)中非參數(shù)部分，我們用羅賓遜差分估計量進行半?yún)?shù)估計，分析制度變量和產(chǎn)出的相關關系，四次半?yún)?shù)回歸估計的結(jié)果如圖1～圖4所示：

圖1 lny對lnfs的核回歸圖示

圖2 lny對lnfi的核回歸圖示

圖3 lny對lnns的核回歸圖示

圖4 lny對lnpa的核回歸圖示

圖1～圖4分別展現(xiàn)了市場資源分配度、開放度、產(chǎn)權(quán)多元化程度、產(chǎn)權(quán)保護程度與產(chǎn)出之間的關系，觀察該4圖可知大多數(shù)點都分布在曲線上或者緊靠曲線，這表明估計的效果良好。由圖1與圖3可以得出lnfs和lny、lnns與lny總體上之間的負相關關系，由圖2與圖4可得lnfi、lnpa與lny總體上之間的正相關關系。由此可以判斷，國家財政干預的增強、國有經(jīng)濟的強化和壟斷作用加強從整體上抑制了我國的經(jīng)濟增長，提高市場開放度和對產(chǎn)權(quán)的保護程度則整體上促進了我國經(jīng)濟的持續(xù)增長。

2.5 制度因素與經(jīng)濟增長的線性相關性分析

在初步判斷各個制度變量與GDP之間關系的基礎上，為了進一步說明問題，本文將1978～2012年劃分成2個區(qū)間(即1978～1992年和1993～2012年2個時間段)以分析不同階段制度變量與經(jīng)濟增長的關系，并且將全國劃分為沿海和內(nèi)陸兩個地區(qū)進行實證檢驗，比較不同區(qū)域的制度供給與經(jīng)濟增長的關系。為了得到制度變量和產(chǎn)出之間的確定的數(shù)量關系，在此棄用半?yún)?shù)估計換用常規(guī)的線性方法予以估計。

2.5.1 1978～1992年和1993～2012年兩階段的實證分析

中國自1978年改革開放以來，我國的經(jīng)濟、政治、文化、科技等領域發(fā)生了深刻的變化，計劃經(jīng)濟體制逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)槭袌鼋?jīng)濟體制，但是直到1992年黨的十四大會議的召開，我國才明確建立社會主義市場經(jīng)濟體制的改革目標。因此，1992年后我國改革開放站在了新的起點上再度出發(fā)，我國的體制制度進一步發(fā)生了深刻的變化。1978～1992年期間和1992年后的時期體現(xiàn)了中國社會變革的兩種特色，基于此本文將1978～2012年劃分為兩個期間進行比較研究，以期進一步闡述制度的創(chuàng)新性供給對于中國經(jīng)濟增長的影響。

單位根檢驗lny、lnk與lnl都是同階單整，制度變量lnfs、lnfi、lnns與lnpa均平穩(wěn)，經(jīng)過協(xié)整分析知lny與lnk、lnk與lnl之間存在長期的均衡關系，格蘭杰因果檢驗顯示制度變量和被解釋變量之間雖然是單向的因果關系，但是被解釋變量與各經(jīng)濟變量之間均存在穩(wěn)健的相關關系，因此可以進行回歸。我們通過對面板數(shù)據(jù)的不同模型即混合回歸模型、固定效應模型和隨機效應模型3種模型估計結(jié)果的優(yōu)良性進行比較，我們采用混合回歸模型進行回歸，估計結(jié)果如表2所示。

表2 兩時期的混合回歸結(jié)果

注：解釋變量括號外數(shù)字表示系數(shù)，括號內(nèi)數(shù)字表示t檢驗統(tǒng)計量，**表示通過5%的顯著性檢驗。

由此可見，模型的估計效果很好，總體上顯著性檢驗水平很高，系數(shù)符號均符合理論預期。1978～1992年和1993～2012年期間資本和勞動力的增加均有效促進了經(jīng)濟增長。兩段時期制度變遷對經(jīng)濟增長影響的比較分析結(jié)果如下：

(1)1978～1992年lnfs的系數(shù)為-0.594，1993～2012年lnfs的系數(shù)為-0.0316，1992年之后的lnfs系數(shù)的絕對值降低，說明1992年后市場配置資源的能力得到進一步加強，市場的活力得到了深層次的激發(fā)，有力地促進了我國經(jīng)濟的增長。

(2)1978～1992年lnns的系數(shù)為-1.159，1993～2012年lnns的系數(shù)為-0.294，后者的絕對值低于前者，這表明產(chǎn)權(quán)多元化的發(fā)展，非國有經(jīng)濟成分的增加對國民經(jīng)濟產(chǎn)生了顯著影響。兩段時期lnns的系數(shù)都是負值，這表明產(chǎn)權(quán)問題在一定程度上制約了我國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。

(3)兩個階段lnfi的系數(shù)均為正，1978～1992年時間段內(nèi)lnfi的系數(shù)為0.031，1993～2012年時間段內(nèi)為0.038，二者相差不大，這與我國一直執(zhí)行改革開放的基本國策有關，這種政策具有持續(xù)性，使中國市場一直以來成為國際外商投資的集結(jié)地和沃土。

(4)1978～1992年時間段內(nèi)lnpa的系數(shù)為0.028，1993～2012年時間段內(nèi)為0.113，系數(shù)均為正值，可見提高產(chǎn)權(quán)保護質(zhì)量對于經(jīng)濟增長具有正向推動作用，并且1993～2012年時間段內(nèi)lnpa的系數(shù)高于1978～1992年時間段內(nèi)lnpa的系數(shù)，從中可推斷1992年后我國相關部門企業(yè)甚至個體的產(chǎn)權(quán)意識增強和國家對產(chǎn)權(quán)保護力度的加強，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了正能量。

2.5.2 沿海地區(qū)和內(nèi)陸地區(qū)的實證分析

改革開放的兩個大局包括兼顧沿海和內(nèi)陸的協(xié)調(diào)發(fā)展，有必要探討制度差異對區(qū)域發(fā)展的影響問題。本文根據(jù)習慣的劃分方法，將北京、天津、河北、遼寧、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、廣西、海南等12個省、市、自治區(qū)歸入沿海地區(qū)，將余下的青海、西藏、甘肅、寧夏、新疆、陜西、河南、湖北、山西、河北、內(nèi)蒙、安徽、江西、湖北、湖南、貴州、四川、重慶、云南等19個省、市、自治區(qū)歸入內(nèi)陸地區(qū)，由此將整體樣本劃分為兩個部分進行實證分析。樣本數(shù)據(jù)為長面板數(shù)據(jù)，檢驗其組內(nèi)或者組間的相關性和異方差，F(xiàn)檢驗和半?yún)?shù)檢驗的P值為0，表明存在組內(nèi)和組間異方差，此時使用最小可行廣義最小二乘法進行估計。估計的結(jié)果如表3所示：

表3 兩地區(qū)的回歸結(jié)果

注：解釋變量括號外數(shù)字表示系數(shù)，括號內(nèi)數(shù)字表示z檢驗統(tǒng)計量，**表示通過5%的顯著性檢驗。

從表3可以直觀地看到兩個不同的區(qū)域的回歸結(jié)果，可以得出各個變量的系數(shù)，以及系數(shù)的z值和顯著性等，并且可以得到如下一些較重要的結(jié)論。

(1)1978～2012年期間沿海地區(qū)lnfs的系數(shù)為-0.069，內(nèi)陸地區(qū)的lnfs的系數(shù)為-0.103，均為負值表明財政干預并沒有有效促進兩個區(qū)域的經(jīng)濟的增長，財政干預造成了市場分配資源的能力降低。沿海地區(qū)的市場分配度對數(shù)的系數(shù)的絕對值小于內(nèi)陸地區(qū)的市場分配度對數(shù)的系數(shù)，這充分說明我國的財政政策尚需調(diào)整，因為這些年財政支出(尤其是內(nèi)陸地區(qū))，降低了市場配置資源的能力，沒有達到促進內(nèi)陸地區(qū)經(jīng)濟增長的目的，反而在一定程度上抑制了區(qū)域經(jīng)濟增長。

(2)1978～2012年期間沿海地區(qū)lnns的系數(shù)為-0.113，內(nèi)陸地區(qū)lnns的系數(shù)為-0.223，二者均為負值，這表明國有經(jīng)濟成分的增長、國有化程度的提高降低了產(chǎn)權(quán)多樣化程度，從而對沿海和內(nèi)地的經(jīng)濟增長產(chǎn)生了抑制作用，內(nèi)陸地區(qū)系數(shù)的絕對值大于沿海地區(qū)，這表明內(nèi)陸地區(qū)產(chǎn)權(quán)多元化的發(fā)育程度較低，影響了經(jīng)濟效率。

(3)1978～2012年期間沿海地區(qū)lnfi系數(shù)為0.018，表明1978年以來沿海地區(qū)利用外商投資直接投資、提高開放度有效地促進了沿海地區(qū)的經(jīng)濟增長，而模型對1978～2012年內(nèi)陸地區(qū)數(shù)據(jù)分析時顯示的是lnfi的系數(shù)為負值，但是顯著性不高，其原因可能是部分內(nèi)陸地區(qū)的外商投資的環(huán)境不夠優(yōu)越、制度體系不夠健全，削弱了內(nèi)陸地區(qū)的改革紅利。

(4)1978～2012年期間沿海地區(qū)的lnpa系數(shù)為0.007，內(nèi)陸地區(qū)為0.041，二者系數(shù)都為正且均通過了顯著性檢驗，這表明無論是沿海地區(qū)還是內(nèi)陸地區(qū)進行產(chǎn)權(quán)保護均有利于本地區(qū)經(jīng)濟的持續(xù)增長。

3 簡要結(jié)論與政策建議

為什么資本主義和現(xiàn)代科學起源于西歐而不是中國或李約瑟其他文明？這就是著名的“李約瑟之謎”。“李約瑟之謎”實際上就是“中國近代經(jīng)濟落后之謎”，同樣在中國的土地上，還有另外一個“謎”，那就是“中國當代經(jīng)濟增長之謎”，即從1949年新中國成立以來，尤其從1978年實行改革開放政策以來，中國經(jīng)濟何以出現(xiàn)持續(xù)罕見的高速增長，目前，中國已步入中等收入國家的行列，中國在本世紀中葉成為中等發(fā)達國家，經(jīng)濟總量居世界各國之首已不再是夢想。如果說歷史的塵埃阻止了我們破解“中國近代經(jīng)濟落后之謎”，而對“中國當代經(jīng)濟增長之謎”的破解，我們正處在最好的時機，這不僅具有深遠的現(xiàn)實意義，而且也具有重要的理論意義。制度變遷不僅改變了我國的資源配置方式，提高了資源配置效率，也相應的改變了我國的經(jīng)濟增長方式，理解中國經(jīng)濟的持續(xù)快速增長必然離不開背后深層次的制度因素。當前，隨著我國經(jīng)濟發(fā)展步入新常態(tài)，我國長期區(qū)域發(fā)展不平衡、不協(xié)調(diào)、不可持續(xù)的深層次矛盾必須得到解決，本文從基于制度創(chuàng)新的角度提出以下一些解決措施和思路：(1)政府在對落后地區(qū)進行財政支持時應該綜合其他條件和因素予以考慮，不能單一性地增加對該區(qū)域的財政供給，避免造成過多的市場干預，在可承受范圍內(nèi)要讓其放開手腳，使資源在市場當中得到優(yōu)化配置。政府在財政扶持的時候要注意對財政結(jié)構(gòu)進行優(yōu)化，要在適度范圍內(nèi)提高市場分配資源的能力；(2)政府應出臺更多優(yōu)惠的政策，留住外商企業(yè)，優(yōu)化投資環(huán)境，改善欠發(fā)達地區(qū)無力投資和無效投資問題，在落后地區(qū)實施引進外資和金融扶持的區(qū)域優(yōu)惠政策；(3)積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟，進一步促進公有制經(jīng)濟發(fā)展。發(fā)展混合所有制經(jīng)濟有利于國有企業(yè)轉(zhuǎn)換經(jīng)營機制，改變國有企業(yè)僵化的體制和機制，促進國有企業(yè)效率的提高，同時，混合所有制經(jīng)濟不僅要求投資主體多元化，而且也要求投資主體的所有制屬性也是多元化的，因此，混合所有制經(jīng)濟的發(fā)展必然也能促進非公有制經(jīng)濟的健康發(fā)展。當前，我們應積極培育多元化產(chǎn)權(quán)，使各類產(chǎn)權(quán)主體發(fā)揮自身優(yōu)勢和潛能，觸類旁通，使各類經(jīng)濟成分在混合所有制經(jīng)濟的發(fā)展中抓住機遇，實現(xiàn)共同發(fā)展；(4)建立產(chǎn)權(quán)保護制度體系是我國鏖戰(zhàn)世界各大經(jīng)濟體的必然之舉。中國的產(chǎn)權(quán)保護體系建立的時間晚且不完善，建立和完善產(chǎn)權(quán)保護體系能有效激勵企業(yè)提高績效和生產(chǎn)效率。對內(nèi)陸地區(qū)進行而言，產(chǎn)權(quán)保護對區(qū)域經(jīng)濟增長所產(chǎn)生的影響很大，甚至高于沿海地區(qū)，但是內(nèi)陸地區(qū)的產(chǎn)權(quán)保護意識較為淡薄，故必須大力普及產(chǎn)權(quán)保護知識，激發(fā)產(chǎn)權(quán)主體的生產(chǎn)和創(chuàng)造的積極性。

[1]沈坤榮，孫文杰．投資效率、資本形成與宏觀經(jīng)濟波動[J]．中國社會科學，2004，(6)：52～63，205

[2]郭建平，何建敏．我國經(jīng)濟增長與資本形成關系的實證研究[J]．管理工程學報，2008，(4)：134～136

[4]楊琦、李玲玲．新生代農(nóng)民工的勞動供給與經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變[J]．中國人口科學，2011，(1)：45～53，111

[5]趙志耘，呂冰洋，郭慶旺，等．本積累與技術(shù)進步的動態(tài)融合：中國經(jīng)濟增長的一個典型事實[J]．經(jīng)濟研究，2007，(11)：18～31

[6]呂冰洋，于永達．要素積累、效率提高還是技術(shù)進步？[J]．經(jīng)濟科學，2008，(1):16～27

(責任編輯：史 琳)

Institutional Innovation and Economic Growth ——A Theoretical Analysis Framework and Empirical Test

He Xionglang Jiang Zelin

(Southwestern University for Nationalities，Chengdu 610041，China)

All the economic growth process is carried out in a certain institutional environment,so it is necessary to bring the institutional factor into the analysis of economic growth theory.So the paper attempts to model the institutional factor in the framework of neoclassical economics and holds the view that the steady economic growth rate has a close positive relationship with the institution innovation.Besides,on the basis of theoretical analysis,this paper employs the provincial panel data from 1978 to 2012 to establish the semi-parameter estimation and the linear regression estimation and the empirical analysis shows that the strengthening of the national fiscal intervention and the enforcements of the monopoly of state-owned economy have suppressed the economic growth of China and internal different regions,on the other hand,the enhancement of market openness and the protection degree of property rights plays positive role in the economic growth and so institutional difference is one of the most important reasons that lead to the disparity of regional economic growth in China and institutional innovation is still the key to Chinese current economic growth.

institutional innovation;economic growth;semi-parametric regression;linear regression

2016—01—03

教育部人文社會科學研究一般項目(項目編號：14YJA850001)。

何雄浪，西南民族大學經(jīng)濟學院教授，經(jīng)濟學博士。研究方向：區(qū)域經(jīng)濟。姜澤林，西南民族大學經(jīng)濟學院碩士研究生。研究方向：區(qū)域經(jīng)濟。

10．3969/j．issn．1004-910X．2016．05．017

F061.5

A