宋尚恒

（中南財經(jīng)政法大學財政稅務(wù)學院，武漢430073）

制度變遷、結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與經(jīng)濟增長關(guān)系研究

宋尚恒

（中南財經(jīng)政法大學財政稅務(wù)學院，武漢430073）

制度因素作為一國或地區(qū)經(jīng)濟增長的重要影響變量，其不斷的演進和變遷必然深深影響到一個國家或地區(qū)的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型及經(jīng)濟增長。文章運用我國1998—2014年30個省區(qū)的面板數(shù)據(jù)，就制度變遷對結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型及其經(jīng)濟增長效應(yīng)分別進行實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：產(chǎn)權(quán)制度、開放制度等制度變遷構(gòu)造變量通過有利于結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型而對地區(qū)經(jīng)濟增長具有顯著的正向作用；制度變遷及其構(gòu)造變量的這種影響呈現(xiàn)了明顯的地區(qū)差異，其中東部地區(qū)的產(chǎn)權(quán)制度變遷對結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的邊際效應(yīng)遠大于中西部，但其結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的“中間效應(yīng)”太小，導致產(chǎn)權(quán)制度變遷影響地區(qū)經(jīng)濟增長的作用并不明顯。

產(chǎn)權(quán)制度；開放制度；中間效應(yīng)

0　引言

在我國改革開放以來所實施制度變遷過程中，各種層面的創(chuàng)新性制度安排極大的優(yōu)化了城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、貿(mào)易結(jié)構(gòu)等，并在空間上重新配置生產(chǎn)要素，而這種結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和優(yōu)化則能夠顯著加速地區(qū)經(jīng)濟增長。本文將從實證角度分析制度變遷以及伴隨制度變遷過程中的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和優(yōu)化對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響，試圖驗證以下兩個問題：第一，我國各種不同類別的創(chuàng)新性制度安排如何作用于地區(qū)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型及優(yōu)化？第二，制度變遷通過優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)進而促進經(jīng)濟增長在我國不同地區(qū)及不同時期是否具有可復(fù)制性？

對此，已有研究成果關(guān)于制度變遷與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系的研究不勝枚舉，但是筆者認為對于制度的經(jīng)濟增長效應(yīng)的研究需要將其置于“制度變遷-結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型-經(jīng)濟增長”的分析框架中，即考察結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型中所體現(xiàn)的制度變遷對經(jīng)濟增長的作用機制。因此，本文將通過構(gòu)建反映三者之間互動關(guān)系的計量模型，以期探索我國經(jīng)濟的內(nèi)涵式增長路徑。

1　模型、變量與數(shù)據(jù)

1.1模型設(shè)定

為了描述制度變遷對結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的影響，我國構(gòu)建了方程一如下：

其中，i為地區(qū)，t代表時期，JGZXit為被解釋變量結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，ZDBQit為解釋變量制度變遷，εit為隨機擾動誤差項。事實上，我國改革開放以來的制度變遷主要體現(xiàn)在資源配置方式、產(chǎn)權(quán)制度、市場化改革和發(fā)展戰(zhàn)略調(diào)整四個方面?；诖?，本文將借鑒國內(nèi)學者車士義（2011）等學者的觀點，將制度變遷理解為產(chǎn)權(quán)制度（cqzd）、分配制度（fpzd）、市場經(jīng)濟制度（schzd）和對外開放制度（kfzd）的變遷，并且將變量βZDBQit拆分為以上四個部分之和，即

為了分析結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型對經(jīng)濟增長的影響，這里構(gòu)建第二個方程如下所示：

其中Yit為被解釋變量地區(qū)經(jīng)濟增長，為影響經(jīng)濟增長的其他控制變量，μit為隨機誤差項。本文選擇的其他控制變量資本積累（zbjl）、人力資本存量（rlzb）、技術(shù)水平（jssp）、基礎(chǔ)設(shè)施（jcss）。μit為隨機誤差擾動項。

考慮到變量遺漏和反向因果性問題可能造成有估計結(jié)果出現(xiàn)偏誤，我們在上述方程中分別引入被解釋變量的滯后一期，將方程一和方程二擴展為動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。且為了消除截面異方差的影響而對所以變量進行對數(shù)化處理。因此，本文的實證分別以下列方程三和方程四為分析模型：

1.2變量選取與數(shù)據(jù)說明

1.2.1被解釋變量

其中被解釋變量結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型（JGZXit），陳平、李廣眾（2000）指出目前主要采用的指標主要有兩種，一是克拉克（Clark）結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換系數(shù)，即第一產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員占勞動力總數(shù)比重；第二種方法是國內(nèi)學者常用的用第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重來表征。事實上，結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級作為一國或地區(qū)工業(yè)化和現(xiàn)代化的重要結(jié)果（車士義、郭琳，2011），更多的體現(xiàn)了社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)由不平衡向平衡狀態(tài)演進的過程，這種新舊平衡替代中離不開產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)、需求結(jié)構(gòu)等方面的重大轉(zhuǎn)變，但這一系列的轉(zhuǎn)變最終會映射到經(jīng)濟增長。因此，本文將選擇用二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重來衡量結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的程度和水平。

對于被解釋變量經(jīng)濟增長（Yit）通常用國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、GDP增長率以及人際GDP等指標來度量。為了體現(xiàn)經(jīng)濟增長的質(zhì)量，本文選擇以1998年為基期的消費者物價指數(shù)（CPI）對地區(qū)人際GDP進行平滑處理，得到地區(qū)人際實際GDP并作為被解釋變量的度量指標。

1.2.2解釋變量

制度變遷（ZDBQit）按照上文的解釋分為產(chǎn)權(quán)制度、分配制度、市場經(jīng)濟制度和對外開放制度的四個子要素。借鑒其他學者如車士義（2011）等學者等在度量制度變遷過程中的做法，其中產(chǎn)權(quán)制度（cqzd）采用以所有制中非國有及非國有控股企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值占當年工業(yè)總產(chǎn)值的比例來度量；分配制度（fpzd）為市場化收入占總收入的比重；市場經(jīng)濟制度（sch zd）用非國有單位職工占職工總數(shù)比重表示。對外開放制度（kfzd）以地區(qū)進出口貿(mào)易總額占GDP比重作為其代理指標。

1.2.3其他控制變量

對于其他控制變量，資本積累（zbjl）的衡量在多數(shù)的文獻中普遍使用總儲蓄率，但是本文采用資本積累率來替代，具體用地區(qū)資本形成總額除以國內(nèi)生產(chǎn)總值得到；人力資本存量（rlzb）的處理方法為從業(yè)人員數(shù)量（L）與平均受教育年限（H）的乘積；技術(shù)水平（jssp），目前已有的研究對于地區(qū)技術(shù)水平的測度并沒有形成統(tǒng)一的觀點，比如用地區(qū)技術(shù)市場成交額、人均科研經(jīng)費支出等指標表示，本文采用地區(qū)R＆D經(jīng)費投入占GDP比重表示；基礎(chǔ)設(shè)施（jcss）變量用公里里程數(shù)/萬平方公里計算得到。

本文采用我國1998—2014年30個省區(qū)的面板數(shù)據(jù)就制度變遷的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型機制以及對農(nóng)村經(jīng)濟增長的影響進行實證分析。相關(guān)構(gòu)造變量的數(shù)據(jù)均來自于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《新中國六十周年統(tǒng)計資料匯編》，部分數(shù)據(jù)源于各省區(qū)年度統(tǒng)計公報。

2　實證檢驗結(jié)果及分析

2.1全國數(shù)據(jù)回歸結(jié)果及分析

本文在建立模型過程中為了考察被解釋變量的動態(tài)變化特征而引入了被解釋變量滯后一期項作為解釋變量，進而模型固有的內(nèi)生性導致傳統(tǒng)的參數(shù)估計方法出現(xiàn)有偏性和非一致性。因此，本文將采用系統(tǒng)廣義矩估計(SYS-GMM)方法對構(gòu)建的模型進行估計。

利用全國樣本數(shù)據(jù)就制度變遷通過結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型進而影響經(jīng)濟增長的兩步模型進行檢驗，回歸結(jié)果如表1所示。

表1　動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型全國樣本的SYS-GMM估計結(jié)果

由表1方程三和方程四的估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，過度識別Sargan檢驗值均大于0.86，不能拒絕工具變量過度識別的原假設(shè)，即模型工具變量滿足有效性。AR（1）、AR（2）統(tǒng)計量的值表明差分后的殘差既不存在一階自相關(guān)也不存在二階相關(guān)，說明原模型中殘差無自相關(guān)性的假設(shè)不能拒絕。

方程三的回歸結(jié)果顯示，產(chǎn)權(quán)制度、開放制度等制度變遷構(gòu)造變量對地區(qū)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的影響呈顯著性正相關(guān)，其中影響最為明顯的是市場化制度變遷程度每提高1%，分別使結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型水平提高0.081%。另外，對外貿(mào)易開放也對結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型形成一定程度的正向促進作用。說明改革開放以來，我國在市場化進程中所推行的相關(guān)改革促進了經(jīng)濟增長的同時卻也促進了經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。然而，分配制度變遷程度提高一個百分點，卻給結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級帶來的負面效應(yīng)為-0.043%。事實上如同周天勇（2006）指出的那樣，分配體制的不公產(chǎn)生更加尖銳的社會矛盾和沖突，進一步阻礙了結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。此外，結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型滯后一期的估計系數(shù)顯著為正。理解這一結(jié)果并不困難，二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)下我國城鄉(xiāng)經(jīng)濟長期非均衡發(fā)展并導致了結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型陷入惡性路徑依賴，從而形成了“自我強化”的演化機制。在方程四的估計結(jié)果中，結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型對地區(qū)經(jīng)濟增長呈現(xiàn)明顯的正向效應(yīng)，且隨著其他控制變量的不斷加入，估計系數(shù)的顯著性也不斷增強。如在模型（5）中，結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型水平上升一個百分點，將導致地區(qū)經(jīng)濟增長水平上升0.066%。事實上不同的學者研究對于這一問題也給出不同結(jié)論，如高彥彥（2010）指出結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型對農(nóng)業(yè)具有顯著的資源轉(zhuǎn)移效應(yīng)而不利于地區(qū)經(jīng)濟增長。

因此，從全國樣本數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，發(fā)生于我國市場化進程中的制度變遷能夠通過作用結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型而影響地區(qū)經(jīng)濟增長。具體究竟是促進地區(qū)經(jīng)濟增長還是阻礙了經(jīng)濟增長卻不能夠一概而論。如通過計算可以知道，分配制度改革程度每提高一個百分點將導致地區(qū)經(jīng)濟增長下降0.0028%，不難理解市場化收入改革為代表的分配制度變遷擴大了收入差距則而最終有損地區(qū)經(jīng)濟增長。產(chǎn)權(quán)制度變遷程度每提高1%，能帶動地區(qū)經(jīng)濟增長提高0.0015%。而市場化制度和對外開放制度變遷程度每上升一個百分點，卻能夠帶來地區(qū)經(jīng)濟增長水平上升0.0053%和0.0019%。

2.2東、中、西三大區(qū)域回歸結(jié)果及比較分析

前文選擇了四個制度因素作為制度變遷的構(gòu)造變量，為了進一步從整體上考察制度變遷，這里借鑒車士義（2011）的做法，將產(chǎn)權(quán)制度、開放制度、分配制度和市場制度四個子因素進行主成分分析，分別提出上述四個子因素的主成分函數(shù)并以各因子的方差貢獻率Wj為權(quán)重，按照該式計算出地區(qū)i不同年份的制度因素綜合值計算結(jié)果如圖1所示。

圖1　我國東、中、西三大區(qū)域制度變遷變化趨勢

由圖1可以發(fā)現(xiàn)，我國三大經(jīng)濟板塊制度變遷的程度及變化趨勢極不對稱，東部沿海地區(qū)11個省份1998—2014年制度變遷綜合平均值為0.748，中西部欠發(fā)達區(qū)域則分別為-0.096和-0.711。考慮到我國制度變遷地區(qū)間的極不平衡這一現(xiàn)實，本文將全國樣本數(shù)據(jù)分為東部、中部、西部三個子樣本，分別進行估計,結(jié)果見表2所示。

從方程三的估計結(jié)果可以看出，制度變遷對結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的影響呈明顯的地區(qū)差異。產(chǎn)權(quán)制度變遷對結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的影響在中西區(qū)域均呈顯著負相關(guān)，但東部地區(qū)產(chǎn)權(quán)制度變量提升一個百分點會帶來結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型程度上升0.097%。而市場化制度改革的回歸系數(shù)在三大區(qū)域均為正，但是東部地區(qū)估計系數(shù)并沒有通過顯著性檢驗。分配制度與對外開放制度對結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的影響在三大區(qū)域則明顯不同，其中，東部地區(qū)分配制度變遷提升1%，導致結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型水平擴大0.048%，但是中西地區(qū)分配制度改革程度提升1%卻帶來結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型水平分別下降0.011%(不顯著)和0.019%，說明競爭性收入分配制度在東部地區(qū)實施的更有效率。而就對外開放制度而言，僅西部地區(qū)的對外開放能夠有助于縮小地區(qū)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型。方程四的估計結(jié)果同樣表現(xiàn)出結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的經(jīng)濟增長效應(yīng)存在明顯地區(qū)差異。如中西部地區(qū)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型水平提高一個百分點會導致地區(qū)經(jīng)濟增長水平上升0.055%和0.047%，而東部地區(qū)這一系數(shù)僅為0.0004%，這也從另一個角度表明廣大中西部通過結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級促進地區(qū)經(jīng)濟增長更具有優(yōu)越性。

比較方程三與方程四可知，東部地區(qū)產(chǎn)權(quán)制度回歸系數(shù)絕對值為0.391，說明東部地區(qū)的產(chǎn)權(quán)制度變遷對結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的邊際效應(yīng)遠遠大于中西部，但其結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的“中間效應(yīng)”太小，或者說相比較其他形式的制度變遷，產(chǎn)權(quán)制度變遷無法顯著改善本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入水平，最終導致產(chǎn)權(quán)制度變遷通過各種內(nèi)在機制影響地區(qū)經(jīng)濟增長的作用并不明顯。相反，中西部地區(qū)產(chǎn)權(quán)制度變遷的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型效應(yīng)很小，但是其結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的“中間效應(yīng)”大，這樣制度變遷對地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用通過這種“中間效應(yīng)”逐漸放大。

比較方程三和方程四，東、中、西三大經(jīng)濟區(qū)域的回歸結(jié)果可以得到以下幾點：（1）無論是東部沿海發(fā)達省份還是中西部欠發(fā)達地區(qū)，結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的不斷縮小均能夠在一定程度上促進本地區(qū)經(jīng)濟增長。（2）同樣的制度變遷在不同的地區(qū)對結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型及經(jīng)濟增長的影響有明顯的差異。具體產(chǎn)權(quán)制度變遷和市場化制度改革能夠通過改善經(jīng)濟結(jié)構(gòu)運行的效率而促進地區(qū)經(jīng)濟增長，分配制度改革及對外開放制度變遷的影響在東中西區(qū)域則不盡相同?？傮w看來，一方面由于制度變遷在我國不同地區(qū)實施的時間、程度和內(nèi)容存在一定差異，進而對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的影響也不同。如東部沿海發(fā)達省份地處改革開放前沿地帶，無論是產(chǎn)權(quán)制度變遷還是市場化制度改革均實施的早，而相對落后的中西部省份的制度變遷無論是“深度”還是“力度”都難以令人滿意。因此，任何寄希望于通過某一制度變遷而助推經(jīng)濟社會發(fā)展的做法不能一味的推而廣之。

表2　分地區(qū)回歸結(jié)果

3　結(jié)論

制度因素作為一國或地區(qū)經(jīng)濟增長的重要影響變量，其不斷的演進和變遷必然深深的影響到相關(guān)國家或地區(qū)經(jīng)濟、社會結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型，但是關(guān)于制度變遷對結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型乃至經(jīng)濟增長的影響及作用機制尚未在學界達成共識。因而本文在前人研究的基礎(chǔ)上，將制度變遷理解為產(chǎn)權(quán)制度、分配制度、市場經(jīng)濟制度和對外開放制度綜合演進的結(jié)果。并采用我國1998—2014年30個省區(qū)的面板數(shù)據(jù)，就中國制度變遷對結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型及其經(jīng)濟增長效應(yīng)分別進行實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：（1）產(chǎn)權(quán)制度、開放制度等制度變遷構(gòu)造變量對地區(qū)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的影響呈顯著性正相關(guān)，其中影響最為明顯的是市場化制度變遷程度每提高1%，分別使結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型水平提高0.081%。制度變遷能夠通過作用結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型究竟是促進地區(qū)經(jīng)濟增長還是阻礙了經(jīng)濟增長卻不能夠一概而論，如分配制度改革程度每提高一個百分點將導致地區(qū)經(jīng)濟增長下降0.0028%。（2）分地區(qū)的回歸結(jié)果表明，同樣的制度變遷在不同的地區(qū)對結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型及經(jīng)濟增長的影響有明顯的差異，如東部地區(qū)的產(chǎn)權(quán)制度變遷對結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的邊際效應(yīng)遠遠大于中西部，但其結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的“中間效應(yīng)”太小，最終導致產(chǎn)權(quán)制度變遷通過各種內(nèi)在機制影響地區(qū)經(jīng)濟增長的作用并不明顯。

[1]Baum M A,Lake D A.The Political Economy of Growth：Democracy and Human Capital[J].American Journal of Political Science，2003，47(2).

[2]Wacziarg R.Trade Liberalization and Growth:New Evidence[J]. World Bank Economic Review,2008,22(2).

[3]李國璋，周彩云，江金榮.區(qū)域全要素生產(chǎn)率的估算及其對地區(qū)差距的貢獻[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2010，（5）.

[4]孫寧華，曾磊.間歇式制度創(chuàng)新與中國經(jīng)濟波動：校準模型與動態(tài)分析[J].管理世界，2013，（12）.

[5]冀?？?，焦斌龍.轉(zhuǎn)型期中國經(jīng)濟增長產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)的制度原因分析[J].經(jīng)濟問題探索，2014，（10）.

[6]李強，魏巍.制度變遷對中國經(jīng)濟增長質(zhì)量的非線性效應(yīng)分析[J].經(jīng)濟與管理研究，2015，（12）.

[7]車士義，郭琳.結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變、制度變遷下的人口紅利與經(jīng)濟增長[J].人口研究，2011，（3）.

[8]周南南，畢于崗.轉(zhuǎn)型時期制度變遷對我國經(jīng)濟增長影響的實證分析[J].物流工程與管理，2013，（1）.

[9]高彥彥.從城市偏向到城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的政治經(jīng)濟邏輯[J].當代經(jīng)濟科學，2010，（5）.

（責任編輯/浩天）

F061.2

A

1002-6487（2016）19-0130-03

宋尚恒（1985—），男，河南新鄉(xiāng)人，博士研究生，研究方向：公共經(jīng)濟學、財稅理論與實務(wù)。