劉 璐

（中國人民銀行長春中心支行，吉林長春 130051）

一、引言

自改革開放至今，我國經(jīng)濟一直保持著平穩(wěn)較快的發(fā)展勢頭，特別是十五大提出建設(shè)中國特色社會主義市場經(jīng)濟之后，我國經(jīng)濟持續(xù)快速增長，現(xiàn)已發(fā)展成為全球第二大經(jīng)濟體。2015年1月，國家統(tǒng)計局發(fā)布了初步核算的2014年GDP增長率為7.4%，這一增速為1990年之后最低；同時，2014年全國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)利潤總額同比增長3.3%，較2013年回落8.9%。

2014年12月，習(xí)近平總書記在中央經(jīng)濟工作會議上指出，我國經(jīng)濟正在向形態(tài)更高級、分工更復(fù)雜、結(jié)構(gòu)更合理的階段演化，經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)，正從高速增長轉(zhuǎn)向中高速增長，經(jīng)濟發(fā)展方式正從規(guī)模速度型粗放增長轉(zhuǎn)向質(zhì)量效率型集約增長，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)正從增量擴能為主轉(zhuǎn)向調(diào)整存量、做優(yōu)增量并存的深度調(diào)整，經(jīng)濟發(fā)展動力正從傳統(tǒng)增長點轉(zhuǎn)向新的增長點。認識新常態(tài)，適應(yīng)新常態(tài)，引領(lǐng)新常態(tài)，是當(dāng)前和今后一個時期我國經(jīng)濟發(fā)展的大邏輯。

因此，新常態(tài)下的經(jīng)濟增速、發(fā)展方式、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)以及增長動力均面臨著的轉(zhuǎn)變與轉(zhuǎn)型。本文認為，市場化改革仍將是新常態(tài)下實現(xiàn)這一發(fā)展目標(biāo)的有效途徑。當(dāng)然，手段相同，但內(nèi)容將會有所不同，目標(biāo)也不同。那么，本文將要研究的主題即為市場化進程與新常態(tài)下的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型。

接下來本文安排如下。首先對相關(guān)文獻進行梳理，其次就本文所用數(shù)據(jù)及指標(biāo)進行說明，然后是實證分析部分，最后為本文結(jié)論。

二、相關(guān)文獻綜述

關(guān)于中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的研究文獻頗多，本文將側(cè)重市場化進程對經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的相關(guān)文獻進行梳理。

衛(wèi)興華和侯為民（2007）總結(jié)出經(jīng)濟增長過程的四個階段，即要素驅(qū)動階段、投資驅(qū)動階段、創(chuàng)新驅(qū)動階段和財富驅(qū)動階段，并認為我國目前處于投資驅(qū)動階段，且正處于重要的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期，還提出應(yīng)從科技創(chuàng)新和體制創(chuàng)新兩方面入手解決經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的問題。樊綱等（2011）利用1997年到2007年中國省際市場化進程相對指數(shù)研究了市場化對全要素生產(chǎn)率增長和經(jīng)濟增長的貢獻，結(jié)果表明，市場化改革對經(jīng)濟增長的年平均貢獻率為1.45%，對全要素生產(chǎn)率增長的貢獻達到了39.23%。趙文軍等（2014）將全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長率的貢獻度作為衡量經(jīng)濟增長方式的指標(biāo)，同時在對樊綱等（2011）市場化指標(biāo)體系調(diào)整變動的基礎(chǔ)上從全國和分地區(qū)兩個層面研究了市場化進程與經(jīng)濟增長方式之間的關(guān)系。還有一些相對較早的文獻也從不同角度研究了市場化與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。張明海（2002）用要素替代彈性作為衡量市場化程度的指標(biāo)，通過實證分析驗證了1990年代以后市場化程度的加深以及由此推動的經(jīng)濟增長；黃怡勝（2005）通過世界經(jīng)濟史的梳理和利用加拿大弗雷澤研究所提出的經(jīng)濟自由度指標(biāo)數(shù)據(jù)的截面分析得出市場化對經(jīng)濟增長具有顯著的推動作用。此外，還有部分學(xué)者從其他方面研究了市場化與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。武鵬等（2010）通過主成分分析法將一系列能夠反映市場化程度的指標(biāo)合稱為一個指標(biāo)來衡量市場化程度，通過我國省際面板數(shù)據(jù)計量模型得出結(jié)論，認為市場化對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D全要素生產(chǎn)率的增長有明顯的促進作用，而政府的介入程度則有顯著負向影響；周業(yè)安等（2008）利用樊綱等（2011）的市場化指數(shù)，從財政分權(quán)視角出發(fā)研究市場化與經(jīng)濟增長的關(guān)系并得出結(jié)論，認為市場化有利于我國地區(qū)經(jīng)濟增長，但這一促進作用依賴于各地區(qū)財政分權(quán)的水平，市場化與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系在財政分權(quán)水平高的地區(qū)為負；文東偉（2013）認為貿(mào)易對中國的非國有經(jīng)濟發(fā)展提供了動力和機會，推動了中國市場化進程，非國有經(jīng)濟的發(fā)展和資源配置的市場化等領(lǐng)域的制度變遷則是推動中國經(jīng)濟增長的重要力量。

上述文獻都是研究市場化對經(jīng)濟增長的直接促進作用，揭示了市場化在經(jīng)濟增長與轉(zhuǎn)型中的作用機制。但從衛(wèi)興華等（2007）提到的經(jīng)濟增長的四個階段來看，每一個階段的經(jīng)濟增長方式和動力均不同，所謂經(jīng)濟轉(zhuǎn)型就是指從當(dāng)前的經(jīng)濟增長階段跨越至下一階段，即經(jīng)濟增長方式和動力的轉(zhuǎn)變，這體現(xiàn)了經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的非線性特征。因此，本文擬從市場化進程角度出發(fā)，研究經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的非線性特征，這與以往直接研究市場化與經(jīng)濟增長和轉(zhuǎn)型的文獻有所不同，也即本文的研究主題和貢獻。

三、數(shù)據(jù)的選取與核心指標(biāo)的設(shè)計

本文所用市場化數(shù)據(jù)來源于《中國市場化指數(shù)—各地區(qū)市場化相對進程2011年報告》，這一報告包含從1997年到2009年的數(shù)據(jù)。由樊綱等建立的這一市場化指標(biāo)體系主要分為三個層級，即市場化總指數(shù)、分項指數(shù)和二級分項指數(shù)，合計23個基礎(chǔ)指標(biāo)。本文主要針對市場化總指數(shù)和分項指數(shù)進行分析，其中分項指數(shù)包括五個方面即政府與市場的關(guān)系、非國有經(jīng)濟的發(fā)展、產(chǎn)品市場的發(fā)育程度、要素市場的發(fā)育程度和市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境①由樊綱等建立的這一衡量中國省際市場化進程的指標(biāo)體系主要目的為，將各地區(qū)的市場化程度進行橫向比較，做出排序。同時，也盡可能地反映各個地區(qū)沿時間順序的市場化程度的變化，對它們的進步或退步做出評價。因此，市場化指數(shù)并不表示市場化的絕對程度，而只是表示某一地區(qū)在市場化進程的一定時點上同市場化程度最高和最低的省區(qū)相比的相對位置。同時，指標(biāo)的設(shè)計也照顧到了跨年度可比問題。關(guān)于市場化指標(biāo)體系的計算方法、指標(biāo)解釋說明和詳細數(shù)據(jù)可參見樊綱等（2011）和樊綱等（2003）。。

本文另一核心變量即為能夠反映經(jīng)濟增長方式的指標(biāo)。首先，我們計算出第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻度，然后將第三產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟增長貢獻度除以第二產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟增長貢獻度，所得結(jié)果即為本文設(shè)計的能夠代表經(jīng)濟增長方式的指標(biāo)②各個產(chǎn)業(yè)貢獻度計算公式：，其中X表示產(chǎn)業(yè)貢獻度，Y表示產(chǎn)業(yè)增加值，i為產(chǎn)業(yè)角標(biāo)分別取1，2，3，t表示年份。。

本文選取的其他數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局國家數(shù)據(jù)庫分地區(qū)年度數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間為1997年至2009年。

四、基于省際的描述性分析

接下來本文將就我國當(dāng)前經(jīng)濟增長方式的績效進行分析，即通過本文設(shè)計的反映經(jīng)濟增長方式的指標(biāo)與經(jīng)濟增長率之間的線性關(guān)系進行初步的描述。

圖1即為反映經(jīng)濟增長方式與經(jīng)濟增長績效之間關(guān)系的散點擬合圖。先看圖1中左上圖，該圖反映了是全部樣本數(shù)據(jù)的經(jīng)濟增長方式與經(jīng)濟增長率之間的關(guān)系，二者呈現(xiàn)出負相關(guān)性，當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)的增長貢獻份額相對第二產(chǎn)業(yè)增長貢獻份額越大，經(jīng)濟增長率則越低。這可理解為，當(dāng)經(jīng)濟增長的動力逐漸由第二產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)榈谌a(chǎn)業(yè)時，經(jīng)濟增長率會逐漸降低。從全部樣本數(shù)據(jù)結(jié)果來看，經(jīng)濟增長方式的變動與經(jīng)濟增長率的這一負相關(guān)性關(guān)系是線性的。再看來圖1中右上圖，該圖反映的是不同區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟增長方式與經(jīng)濟增長率之間的關(guān)系，從左至友、從上至下依次是華北、東北、華東、中南、西南、西北。從圖可知，各個區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟增長方式與經(jīng)濟增長率之間均為負向相關(guān)關(guān)系，但相關(guān)程度有顯著差異，華東和中南兩個區(qū)域的負相關(guān)程度大于其他四個區(qū)域，這表明華東和中南兩個區(qū)域的經(jīng)濟增長率對經(jīng)濟增長方式的變動較其他四個區(qū)域敏感。換言之，當(dāng)經(jīng)濟增長方式發(fā)生轉(zhuǎn)變，華東和中南兩個區(qū)域的經(jīng)濟增長率降低的程度大于其他區(qū)域。最后看圖1中的下圖，即反映了省際經(jīng)濟增長方式與經(jīng)濟增長率之間關(guān)系，31個省級區(qū)域從上到下、從左到右的順序與圖1的注中相符。從該圖中可看到，各省之間的經(jīng)濟增長方式與經(jīng)濟增長率之間關(guān)系的差異較區(qū)域間的差異更為明顯，大部分省份表現(xiàn)出負向相關(guān)關(guān)系，其中內(nèi)蒙古、吉林、江蘇、福建、江西、山東、湖北、湖南、廣東、四川和陜西等11個省份的負相關(guān)程度相對較高，內(nèi)蒙古則表現(xiàn)出最強的負相關(guān)關(guān)系，而北京和西藏兩地區(qū)的負相關(guān)關(guān)系較弱，貴州則表現(xiàn)出正向相關(guān)關(guān)系。

圖1 經(jīng)濟增長方式與經(jīng)濟增長率

圖2 中國省際市場化進程與省際人均GDP對比圖

從以上圖1的分析中可得，我國經(jīng)濟增長方式與經(jīng)濟增長率之間的線性擬合關(guān)系為負相關(guān)關(guān)系，但區(qū)域間或省際間的這一關(guān)系差異較大，特別是省際間的差異更為顯著。這表明，經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變將會導(dǎo)致經(jīng)濟增長率的降低，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的成本將是經(jīng)濟增長減速；與此同時，區(qū)域間與省際間的轉(zhuǎn)型成本存在明顯的差異或說明，經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變與經(jīng)濟增長率之間的這一關(guān)系并非線性的，而是具有非線性特征。

圖2或可能對經(jīng)濟增長方式與經(jīng)濟增長率之間可能存在的非線性特征進行揭示。圖2-1是2009年中國各省人均GDP，圖2-2是2009年中國各省市場化相對進程①圖中橫軸為31個省市，依次是北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、海南、重慶、四川、貴州、云南、西藏自治區(qū)、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。。對比圖2-1和圖2-2可知，市場化相對程度越高，人均GDP也越高即經(jīng)濟發(fā)展水平越高②這里需要說明的是，個別省份可能不符合這一規(guī)律，比如內(nèi)蒙古，因資源豐富而獲得較高的人均GDP，故其市場化相對程度較低。但絕大多數(shù)省份符合這一規(guī)律，特別是市場化相對程度最高的區(qū)域。，這一規(guī)律驗證了市場化改革在我國經(jīng)濟發(fā)展過程中起到了顯著的推動作用。同時，從圖2-2中可知，我國省際間的市場化相對程度差異較大，東部、中部和西部之間差異顯著，由此也產(chǎn)生了不同的經(jīng)濟發(fā)展結(jié)果。

由此引發(fā)我們思考這樣一個問題，市場化已成為我國經(jīng)濟發(fā)展的推動力量，那么經(jīng)濟增長方式的變動與經(jīng)濟增長率之間關(guān)系的非線性特征是否因省際間的市場化程度差異而導(dǎo)致？接下來，本文將就這一問題進行實證檢驗。

五、實證檢驗

本文將通過運用面板門檻計量模型進行實證檢驗，選取GDP增長率作為模型的被解釋變量，選取前文提到的經(jīng)濟增長方式作為核心解釋變量，分別選取市場化總指數(shù)和五個市場化分項指數(shù)作為門檻參數(shù)③本文不就模型的具體形式進行贅述，若需要可向作者索取。。

實證檢驗部分主要包括門檻估計值和置信區(qū)間結(jié)果、門檻效果自抽樣檢驗、門檻圖以及模型估計結(jié)果四部分內(nèi)容。下文首先就不同門檻參數(shù)的門檻估計值、門檻效果自抽樣檢驗和門檻圖依次進行介紹和分析，最后將模型參數(shù)的估計結(jié)果匯總于表1和表2。

模型1是市場化進程總指數(shù)為門檻參數(shù)的模型。從門檻效果自抽樣檢驗結(jié)果看，單一門檻模型的F值和P值分別為11.812和0.018，雙重門檻模型的F值和P值分別為3.395和0.140，三重門檻的F值和P值分別為5.244和0.030。因此可知，經(jīng)過自抽樣檢驗，拒絕模型1不存在單一門檻的概率為95%以上，拒絕模型1不存在雙重門檻的概率為86%，拒絕模型1不存在三重門檻的概率為95%以上。同時，結(jié)合單一門檻模型和三重門檻模型的門檻估計值以及模型的估計結(jié)果，本文舍棄三重門檻模型，認為模型1存在單一門檻。從門檻估計值和門檻效應(yīng)圖可得，這一單一門檻值為5.11。

模型1：市場化進程總指數(shù)

圖3 模型1門檻效應(yīng)圖①圖中虛線以下部門即為置信區(qū)間。

模型2是市場化進程分指數(shù)1為門檻參數(shù)的模型②市場化分指數(shù)1是政府與市場的關(guān)系。。從門檻效果自抽樣檢驗結(jié)果看，單一門檻模型的F值和P值分別為4.695和0.210，雙重門檻模型的F值和P值分別為22.593和0.000，三重門檻的F值和P值分別為2.077和0.153。因此可知，三個模型分別經(jīng)過500次、500次和300次的自抽樣檢驗，拒絕模型2不存在單一門檻的概率為79%，拒絕模型2不存在雙重門檻的概率為100%，拒絕模型2不存在三重門檻的概率為85%。由此可得，模型2存在雙重門檻。從門檻估計值和門檻效應(yīng)圖可得，雙重門檻分別為5.4和9.97。

模型2：市場化進程分指數(shù)1

圖4 模型2門檻效應(yīng)圖

模型3是市場化進程分指數(shù)2為門檻參數(shù)的模型①市場化分指數(shù)2是非國有經(jīng)濟的發(fā)展。。從門檻效果自抽樣檢驗結(jié)果看，單一門檻模型的F值和P值分別為5.981和0.106，雙重門檻模型的F值和P值分別為9.825和0.098，三重門檻的F值和P值分別為4.505和0.107。因此可知，三個模型分別經(jīng)過500次、500次和300次的自抽樣檢驗，拒絕模型3不存在單一門檻、拒絕模型3不存在雙重門檻、拒絕模型3不存在三重門檻的概率均小于95%。由此可得，模型2不存在顯著的門檻效應(yīng)。

模型3：市場化進程分指數(shù)2

模型4是市場化進程分指數(shù)3為門檻參數(shù)的模型②市場化分指數(shù)3是產(chǎn)品市場的發(fā)育程度。。從門檻效果自抽樣檢驗結(jié)果看，單一門檻模型的F值和P值分別為50.835和0.004，雙重門檻模型的F值和P值分別為17.009和0.000，三重門檻的F值和P值分別為4.496和0.063。因此可知，三個模型分別經(jīng)過500次、500次和300次的自抽樣檢驗，拒絕模型2不存在單一門檻的概率為99%，拒絕模型2不存在雙重門檻的概率為100%，拒絕模型2不存在三重門檻的概率小于95%。由此我們可判斷，模型2存在雙重門檻。從門檻估計值和門檻效應(yīng)圖可得，雙重門檻分別為9.1和7.79。

模型4：市場化進程分指數(shù)3

模型5是市場化進程分指數(shù)4為門檻參數(shù)的模型③市場化分指數(shù)4是要素市場的發(fā)育程度。。從門檻效果自抽樣檢驗結(jié)果看，單一門檻模型的F值和P值分別為3.731和0.104，雙重門檻模型的F值和P值分別為9.912和0.030，三重門檻的F值和P值分別為0.416和0.720。因此可知，三個模型分別經(jīng)過500次、500次和300次的自抽樣檢驗，拒絕模型2不存在單一門檻的概率小于90%，拒絕模型2不存在雙重門檻的概率為1大于95%，拒絕模型2不存在三重門檻的概率僅有38%。由此可得，模型2存在雙重門檻。從門檻估計值和門檻效應(yīng)圖可得，雙重門檻分別為6.83和11.42。

圖5 模型4門檻效應(yīng)圖①圖中虛線以下部門即為置信區(qū)間。

模型5：市場化進程分指數(shù)4

模型6是市場化進程分指數(shù)5為門檻參數(shù)的模型②市場化分指數(shù)5是市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境。。從門檻效果自抽樣檢驗結(jié)果看，單一門檻模型的F值和P值分別為16.145和0.012，雙重門檻模型的F值和P值分別為0.049和0.862，三重門檻的F值和P值分別為0.432和0.593。因此可知，三個模型分別經(jīng)過500次、500次和300次的自抽樣檢驗，拒絕模型2不存在單一門檻的概率為95%以上，拒絕模型2不存在雙重門檻的概率僅為14%，拒絕模型2不存在三重門檻的概率為40%。由此可得，模型2存在單一門檻。從門檻估計值和門檻效應(yīng)圖可得，單一門檻為3.74。

圖6 模型5門檻效應(yīng)圖③圖中虛線以下部門即為置信區(qū)間。

綜上所述，除表示非國有經(jīng)濟發(fā)展的市場化分指數(shù)2不存在顯著的門檻效應(yīng)外，其他指數(shù)均存在顯著的門檻效應(yīng)。市場化總指數(shù)存在單一門檻效應(yīng)，分指數(shù)1、分指數(shù)3和分指數(shù)4均存在雙重門檻效應(yīng)，分指數(shù)5存在單一門檻效應(yīng)。以上結(jié)果反映了市場化進程對我國經(jīng)濟增長存在明顯的門檻效應(yīng)，我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型具有顯著的非線性特征。換言之，經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變對經(jīng)濟增長的促進作用因不同的市場化相對程度而不同。本文將門檻參數(shù)估計值代入原模型中得到分段的模型估計結(jié)果，結(jié)果分別匯總于表1和表2。

模型6：市場化進程分指數(shù)5

圖7 模型6門檻效應(yīng)圖①圖中虛線以下部門即為置信區(qū)間。

表1中所列為市場化進程總指數(shù)、分指數(shù)1和分指數(shù)2的模型估計結(jié)果。從前兩列估計結(jié)果可知，當(dāng)市場化相對程度小于或等于5.11時，經(jīng)濟增長方式與經(jīng)濟增長率之間表現(xiàn)出顯著穩(wěn)健的負向相關(guān)關(guān)系，即經(jīng)濟轉(zhuǎn)型將會導(dǎo)致經(jīng)濟增長減速；而當(dāng)市場化相對程度大于5.11時，二者之間的這一負向相關(guān)關(guān)系則既不顯著也不穩(wěn)健。從中間兩列為分指數(shù)1模型的估計結(jié)果可得，當(dāng)政府與市場的關(guān)系相對程度小于或等于5.4時，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型會導(dǎo)致經(jīng)濟增長減速，估計結(jié)果顯著并穩(wěn)健，且這一變化與市場化相對程度的總指數(shù)基本相同；當(dāng)政府與市場的關(guān)系相對程度大于5.4且小于或等于9.97時，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型也會導(dǎo)致經(jīng)濟增長減速，這一結(jié)果雖顯著但不穩(wěn)健，且經(jīng)濟轉(zhuǎn)型對經(jīng)濟增長的減速效應(yīng)相對較??；當(dāng)政府與市場的關(guān)系相對程度大于9.97時，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型將會推動經(jīng)濟增長加速，并且這一影響具有穩(wěn)健性。表1最后兩列因分指數(shù)2模型不存在門檻效應(yīng)而未列結(jié)果。

再看表2中的估計結(jié)果。前兩列為分指數(shù)3模型的估計結(jié)果，由結(jié)果可得，當(dāng)產(chǎn)品市場的相對發(fā)育程度小于或等于7.79時，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型將會導(dǎo)致經(jīng)濟增長減速，但這一減速效應(yīng)小于總指數(shù)減速效應(yīng)，且這一結(jié)果是穩(wěn)健的；當(dāng)產(chǎn)品市場相對發(fā)育程度大于7.79且小于或等于9.1時，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型將會帶來經(jīng)濟增長加速，但這一結(jié)果不穩(wěn)健；而當(dāng)產(chǎn)品市場相對發(fā)育程度大于9.1時，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型對經(jīng)濟增長的加速效應(yīng)穩(wěn)健且顯著。中間兩列為分指數(shù)4模型的估計結(jié)果，當(dāng)要素市場相對發(fā)育程度小于或等于6.83時，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型對經(jīng)濟增長產(chǎn)生減速效應(yīng)，且這一減速效應(yīng)與產(chǎn)品市場相對發(fā)育程度的減速效應(yīng)基本相同；當(dāng)要素市場相對發(fā)育程度大于6.83且小于或等于11.42時，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型仍然對經(jīng)濟增長有減速效應(yīng)，且這一結(jié)果穩(wěn)健，這與產(chǎn)品市場相對發(fā)育程度的結(jié)果截然相反；當(dāng)要素市場相對發(fā)育程度大于11.42時，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型則會對經(jīng)濟增長有加速效應(yīng)。最后兩列為分指數(shù)5模型的估計結(jié)果，市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境的相對程度小于或等于3.74時，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型會產(chǎn)生經(jīng)濟增長減速，并且這一減速效應(yīng)大于市場總指數(shù)和其他分指數(shù)的減速效應(yīng)；而當(dāng)市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境的相對程度大于3.74時，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型對經(jīng)濟增長的減速效應(yīng)影響既不顯著也不穩(wěn)健。

總結(jié)以上對表1和表2的分析可得：1）經(jīng)濟增長方式的變動產(chǎn)生的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系存在明顯的非線性特征，市場化相對程度是這一非線性特征產(chǎn)生的重要來源；2）無論是市場化進程總指數(shù)還是各分指數(shù)，當(dāng)市場化相對程度較低時，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型會導(dǎo)致經(jīng)濟增長減速，即經(jīng)濟轉(zhuǎn)型帶來“陣痛”；當(dāng)市場化相對程度較高時，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型能夠?qū)?jīng)濟增長產(chǎn)生加速效應(yīng)，即經(jīng)濟轉(zhuǎn)型能夠產(chǎn)生“紅利”；3）就五個分指數(shù)而言，非國有經(jīng)濟發(fā)展的相對程度對經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟增長之間沒有明顯的非線性影響，產(chǎn)品市場和要素市場發(fā)育的相對程度產(chǎn)生的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的“陣痛”效應(yīng)小于政府與市場關(guān)系和市場中介組織培育及法律制度環(huán)境相對程度所產(chǎn)生的“陣痛”效應(yīng)，產(chǎn)品市場發(fā)育相對程度所帶來的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的“紅利”效應(yīng)最大。

表1 模型估計結(jié)果匯總1①本文表1和表2中僅列出核心解釋變量估計結(jié)果，其他結(jié)果如需要可向作者索取。

表2 模型估計結(jié)果匯總2

再結(jié)合2009年市場化相對進程數(shù)據(jù)，就市場化總指數(shù)而言，絕大多數(shù)省份市場化進程均已跨越門檻值，即進入經(jīng)濟轉(zhuǎn)型“陣痛”效應(yīng)不穩(wěn)健期，也可理解為經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的過渡期，即當(dāng)前我們所面臨的階段；絕大多數(shù)省份的政府與市場關(guān)系發(fā)展相對程度、產(chǎn)品市場和要素市場相對培育程度指數(shù)均未能跨越第二個門檻，表明出我國還沒有進入經(jīng)濟轉(zhuǎn)型“紅利”效應(yīng)階段，這也反映出當(dāng)前我國所面臨的這一階段的特征，即轉(zhuǎn)型調(diào)整過渡期的特征。

六、結(jié)論與政策建議

本文利用樊綱等（2011）提出的市場化指數(shù)，在構(gòu)建經(jīng)濟增長方式衡量指標(biāo)的基礎(chǔ)上，運用面板門檻計量模型對我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型與經(jīng)濟增長之間的非線性特征進行了研究，得到以下結(jié)論：1）經(jīng)濟轉(zhuǎn)型與經(jīng)濟增長之間存在非線性關(guān)系，市場化程度的差異對這一非線性關(guān)系有顯著門檻效應(yīng)；2）經(jīng)濟轉(zhuǎn)型是帶來“陣痛”效應(yīng)還是“紅利”效應(yīng)，這取決于市場化水平的高低；3）市場化相對程度越高，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型越有可能產(chǎn)生“紅利”效應(yīng)，當(dāng)市場化程度跨越門檻水平時，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型就能夠產(chǎn)生“紅利”而非“陣痛”。

這一研究結(jié)論對當(dāng)前我國新常態(tài)下的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型具有一定的指導(dǎo)意義。首先，我們應(yīng)理性看待并接受經(jīng)濟轉(zhuǎn)型所產(chǎn)生減速效應(yīng)，這是實現(xiàn)經(jīng)濟增長方式和動力轉(zhuǎn)變的機會成本，只有這樣才能夠推動經(jīng)濟增長進入到下一個階段，實現(xiàn)經(jīng)濟的持續(xù)增長。其次，我們在理解經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的意義和背景下，重視市場化對經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟增長作用的同時，還應(yīng)注意到這一過程的非線性特征，只有這樣才能深刻認識減速效應(yīng)，只有這樣才能夠看到未來的紅利效應(yīng)。最后，改善政府和市場之間的關(guān)系，充分發(fā)揮市場主導(dǎo)作用，加快市場中介組織的培育以及法律制度環(huán)境的完事，這將有利于減緩經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的減速效應(yīng)；同時建立合理的產(chǎn)品和要素價格體系，推動產(chǎn)品市場和要素市場的市場化進程，這將有利于增強經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的加速效應(yīng)。

當(dāng)前，我國正處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的新常態(tài)時期。今后，隨著市場化的深入和經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的推進，我國將會進入創(chuàng)新驅(qū)動的新的增長階段，屆時我國將會進入下一個經(jīng)濟持續(xù)增長的新階段。