制度变迁对中国经济增长贡献的实证分析

1、制度变迁对中国经济增长贡献的实证分析一、经济增长理论与经济增长因素分析的简要评述经济增长是世界各国经济的关键问题之一，在发展中国家，经济增长更是特别为人们所关注。因此，现代经济学对经济增长进行了大量的研究，如新古典增长理论、新增长理论及制度变迁理论，都对经济增长的源泉及内生机制进行了分析。20世纪40年代哈罗德和多马的长期经济增长模型被视为现代经济增长理论出现的标志。但是，由于哈罗德一多马模型假定资本报酬率是常数，这就间接地假定了资本和劳动在增长过程中不能相互替代，从而使均衡增长的条件（有保证的增长率自然增长率实际增长率）难以满足。美国经济学家索洛在仔细研究哈罗德经济增长理论之后，放松了资本与

2、劳动不可替代的假定，从而创立了新古典经济增长理论。新古典经济增长理论的模型是封闭的，仅研究某一国家的经济增长，以资本边际收益递减、完全竞争经济和外生技术及其收益不变为其理论假设。该模型认为，技术进步是经济增长的主要动力，从长期看可称之为唯一的动力。另外，新古典经济增长理论还假定各个国家有相同的机会得到同样的技术，因而各国间没有技术水平的区别。该模型由此得出结论：各个相互独立的国家有很强的使经济发展水平和增长率趋于一致的倾向，在各国间要素可自由流动的情况下将增强这一趋势。新古典增长理论的局限性在于它假设技术进步是外生的，它不能解释为什么发生技术进步，同样它也无法解释世界各国人均收入水平的差异和实

3、际人均GDP  增长率的差异。以美国经济学家罗默和卢卡斯为代表的“新增长理论”充分吸纳了经济增长研究的最新成果，克服了在增长理论中占主导地位的新古典经济增长模型的局限性，为经济增长理论带来了生机和活力。罗默认为，生产要素的收益问题是经济增长的一个重要因素，新古典增长理论关于边际收益递减的假设是导致其失败的原因。因此，在他提出的增长模型中放弃了这个假设。在罗默的增长模型中，特殊的知识和专业化的人力资本不仅进入了生产函数，而且成为经济增长的主要因素。它们不仅能形成自身递增的收益，而且能使资本和劳动等要素投入也产生递增收益，从而使整个经济的规模收益递增，递增的收益保证着长期经济增长（罗默，

4、1986）。卢卡斯的建模思想和罗默稍有不同。他的增长模型以人力资本为核心，把资本划分为物质资本和人力资本两种。卢卡斯认为正是各国在人力资本方面的差异，导致了各国在收入和经济增长率方面的差异，扩大经济的开放度可以使发展中国家吸收新技术和人力资本，从而更快地实现经济发展，缩小与发达国家的收入差距（卢卡斯，1988）。制度学派对经济增长则提出了全新的观点，认为资本积累、技术进步等因素与其说是经济增长的原因，倒不如说是经济增长的本身；经济增长的根本原因是制度的变迁，一种提供适当个人刺激的有效产权制度体系是促进经济增长的决定性因素（诺斯，1994）。他们认为经济增长的根本原因是交易费用的降低，而降低交易

5、费用的关键在于制度变迁。现代经济增长中的许多新问题，如公共政策对经济增长的影响、国际贸易对经济增长的影响和经济市场化对经济增长的作用等等，都在制度经济学理论中找到了解释。因此，应当承认新制度经济学关于经济增长的理论有很大的现实意义。事实上，如果生产纯粹是一种投入与产出之间的工程关系，那么产出的任何变化，除了那些随机扰动导致的外，都将是投入变化的结果。然而，可观察的生产函数一般是一种经济关系，而不是一种纯工程关系，因为每一种可观察资源的使用密集度，取决于劳动者和管理者的经济决策，这些决策是他们对制度安排、获利机会等等的反应（林毅夫，1990）。基于这一理由，经济制度对经济增长不会没有影响，我们必

6、须将制度作为解释变量引入生产函数才能更完善的进行增长的因素分析。经济增长的因素分析是伴随着新古典经济增长理论而发展起来的，经济增长因素分析法中最为主流、传统的方法就是新古典增长理论的主要代表人物索洛提出的索洛法，此方法将把经济增长的重要因素，如资本和劳动等，显示的引入生产函数，估计其对经济增长的贡献，将结果中不能被劳动、资本投入解释的部分称为“索洛剩余”，并认为“索洛剩余”是技术进步的结果（索洛，1957）。此后乔根森、丹尼森等人对索洛法进行了改进：一方面是提出了一些测算收入和资本、劳动等投入的新方法；一方面是根据增长理论的进展引入了一些新的解释变量，如人力资本等。在本文中，我们将制度作为一种

7、增长要素引入生产函数，估计其对经济增长的贡献。二、制度变迁在中国经济增长中所起的作用改革开放所带来的市场化和国际化为中国经济注入了强大的活力，对中国经济增长起了巨大的推动作用。首先，改革开放使我国经济成分从单一走向多元。在计划体制下，我国长期以国有经济为主，在许多领域甚至是国有经济一统天下。改革开放以来，特别是20世纪80年代中期城市改革以来，上述格局开始发生变化，非国有经济日益发展壮大。以工业为例，1978年非国有工业产值只占全国工业产值的22.8，1988年增至43.9，1998年更增至71.9，20年间国有经济和非国有经济的对比正好倒了过来。同时，改革开放期间我国经济体制从“计划经济”一

8、“有计划的商品经济”一“市场经济”这一决定性的转变表明了经济运行的市场化过程，我国改革的本质实际上就是市场化的改革。经济运行的市场化体现在市场在配置资源中的作用越来越大，经济活动对市场机制的依赖程度不断增强。以固定资产投资为例，1978年国家预算内投资占全社会固定资产投资的近一半，1988年这一比例降至10左右，1998年进一步降至不足5。其他领域如劳动就业、物资流通、  价格决定等也有大体类似的变化。此外，改革开放还带来了利益分配机制和格局的演化。在高度集中的计划经济体制下，经济利益的分配是以国家为本位的。但是随着经济体制的市场化改革，经济利益的分配逐渐向企业本位和个人本位倾斜，利

9、益分配机制不再是国家行政命令一统天下，而是越来越多的依靠市场经济原则来决定利益分配。国家在利益分配中的份额有所下降，居民和企业的份额上升，比如1978年国家财政收入占GDP的比重近13，1988年降至15.8，1998年则只有12.8。最后，改革开放政策使得中国在贸易、金融、投资领域全面对外开放，对外开放程度在稳定地和大幅度地提高。从1984年到1995年，我国的对外贸易比率从17提高到40，对外金融比率从1.6提高到25.6，对外投资比率从0.45提高到5.4，对外开放比率从7.4提高到25.3。去年我国成功的加入WTO则更使得中国的对外开放达到了新的层次，  中国已经从一个封闭的

10、国家逐步成为世界经济的重要组成部分和参与力量。一般认为，影响经济增长的直接原因主要有三个：第一是人们从事经济活动的努力；第二是知识的增长及应用；第三是人均资本和其他资源量的增加。但新制度经济学派认为制度是更深层次的原因，制度变迁可以促使以上三方面原因发挥作用。他们认为：制度是至关重要的，对经济增长起决定性作用；制度的最基本的功能是节约，即让一个或更多的经济人增进自身的福利而不使其他人的福利减少，或让经济人造他们的预算约束下达到更高的目标水平，具体表现为利用潜在的规模经济、专业化和外部经济，或者提供更丰富的信息、良好的预期等等。具体到中国的改革开放，我们认为：对外开放可以看成是中国逐渐参与和学习

11、世界经济的过程，这一变迁使得中国参与到世界经济的分工与合作中来，从而中国可以获得比开放前更丰富的技术、制度和资源，或者说中国经济的生产可能集增大了许多，这当然非常有利于中国的经济增长。同时参与国际分工与合作对经济增长的贡献，还表现为分工和专业化带来了经济效率的提高，而且分工与专业化本身具有“自我繁殖”的能力，它又将带来新的分工与专业化，从而使经济增长成为一种长期趋势（杨小凯，1989）。对外开放对我国经济的促进作用除了增大生产可能集和重新分工以外，影响更为深远的是为微观经济发展提供了一个全新的参照系，有助于冲击长期闭关锁国给企业和国民带来的落后的思维方式，使我国逐步回归到国际社会中去，从而更深

12、层次更大程度的对外开放。而市场化的改革，使得资源配置的主体和机制都发生了转变。非国有经济成分的增加，使一部分产权明晰化，使得部分经济成分在一定程度上成为真正的产权；同时非国有经济的发展，打破了国有经济的垄断，有利于竞争机制发挥作用。总之，产权制度多元化既有助于全社会经济效率的提高，又为现代企业制度的建立提供了良好的外部环境。经济运行的市场化体现在市场在配置资源中的作用越来越大，经济事务对市场机制的依赖程度不断增强。而在现有的经济条件下，市场经济是最为有效的资源配置手段，它提供了更为有效的激励和约束方式，使得经济主体的主观努力程度得到提高。利益分配格局的改变从根本上解决了从事经济活动的动力问题，

13、使经济增长建立在一个合乎人类理性的基础之上，这样就为产权制度提供了保障，为激励机制提供了基础。综上所述，从理论上讲中国制度变迁必然对中国产生巨大影响，必然会促进和推动经济增长，下文将对这一制度变迁与经济增长进行实证分析，以期从经验数据中发现制度变迁对经济增长的贡献具体有多大。三、制度变迁对中国经济增长作用的实证分析从现有文献看，要对中国经济增长的增长因素作实证分析并对各项因素进行精确和详细的分解尚有一定困难，因为这不仅涉及到理论问题，同时也面临统计数据的可靠性和可获得性等等因素。当然，方法论和统计数据等方面的困难，并没有令经济学者放弃这方面研究努力。早在80年代初，就有学者对中国经济增长因素进

14、行研究，其中也包括西方学者和研究机构（如世界银行，提德克（Tidrick，1986）。  但由于我国经济数据结构不能直接满足生产函数的需要和某些假设，所以大多数研究人员只是根据自己能够收集到的资料和对数据的判断作相应分析，或仅进行一些局部性的研究，结果不同机构或学者的研究结果差异很大。其中比较有影响的研究有：陈宽、谢千里、罗斯基、王宏昌、郑玉歆（1989，1993年）对中国独立核算工业企业19531985年间生产率进行的研究；麦克哥金（Mc  Guekin，1989）等对中国工业19801985年多因素生产率和增长原因进行的研究；李京文、郑友敬等（1989，1990，199

15、2）对生产率与中国经济增长的研究；胡永泰、海闻等（1994，1998）对中国不同所有制企业所作的研究；郭克莎（1993）对中国经济增长因素的研究；支道隆（1992，1994）对中国综合要素生产率的测算；刘小玄、郑京海（1998）对中国国有企业效率决定因素的研究等等。在吸收以上研究成果的基础上，本文试图通过一些指标换算，运用生产函数方程对中国增长源泉进行分解，并就我国经济增长的制度变迁因素进行经济计量检验。本文中我们采用的生产函数是一个包括资本和劳动投入，技术和制度变量的柯布道格拉斯函数。我们的基本方程具体形式如下：YAKaLbIce  （1）其中Y代表产出；A代表技术进步、人力资本等

16、其他未显示的进入生产函数的增长因素，对此我们沿用索洛余值法来处理；C和L分别代表资本投入和劳动投入；I代表制度变量，a，b，c为参数，为随机扰动项。对于收入，我们使用历年中国统计年鉴提供的国内生产总值数据来描述，换算成为1990年不变价，并以1990年为基期进行标准化；对于劳动投入，我们使用从业人数来代表，由于1990年以后统计口径的变化，我们对1990年以后的数据进行了调整，并以1990年为基期进行标准化；对于资本投入我们采用资本形成总额数据，换算成为1990年不变价，并以1990年为基期进行标准化。为了对制度变迁进行量化测度，本文参考金玉国（2001）的研究成果引入四个制度变量分别对制度变

17、迁的几个方面进行描述：1.非国有化率（FGYH），反映经济成份多元化的程度。转型时期经济成份多元化在宏观层面上主要表现非国有化，由于经济成分的非国有化改革集中体现在工业领域，因此非国有化率可以用工业总产值（或增加值）中非国有工业的总产值（或增加值）代表。FGYH非国有工业总产值（或增加值）全部工业总产值（或增加值）2.市场化程度（SCH），  用来反映资源配置经济决策市场化的广度和深度目前我国衡量市场化程度的方法有十余种，金玉国所使用的“市场化程度”指标是在参照卢中原、胡鞍钢提出的“市场化指数”指标的基础上略作改动而成的。因为我国经济运行机制的市场化程度及其变化特征可以从生产要素（资

18、金、劳动力、技术水平等）配置的市场化和经济参数（价格、汇率、利率等）决定的市场化反映出来，所以市场化指数是上述两个方面按其重要性不同加权合成的一个指数。SCH生产要素市场化指数*0.6经济参数市场化指数*0.4式中，“生产要素市场化指数”用投资的市场化代表，它是全社会固定资产投资中“利用外资、自筹投资、其他投资”三项指标的比重，因为这三项投资的规模基本是由市场决定、投资者自主决策的，其比重大小大致可以反映投资领域的市场化程度：“经济参照市场化指数”用价格的市场化代表，它是所有商品价格中不是由国家定价的比重，由于资料的制约，本文使用农产品收购中非国家定价的比重。3.国家财政收入占GDP的比重（C

19、ZSR），即CZSR  国家财政收入当年GDP这一指标主要反映经济利益分配中国家分配份额的大小。其中，国家财政收入不包括债务收入。4.对外开放程度（DWKF），对外开放表现在包括出口的各个方面，因此采用包括国际贸易、国际金融、国际投资三方面内容的对外开放指数（即这三方面指标占GDP  比重的加权平均数）来代表对外开放的程度才能够比较全面的反映对外开放的程度。DWKF进出口总值GDP*0.4对外资产负债总额GDP*0.3利用外资和对外投资总额GDP*0.3根据上述公式，  可以利用中国统计年鉴各年的相应指标计算出19781999年我国各年的经济增长资料以及制度变量如

20、表1所示。表1  19781999年中国经济增长资料及制度变量年份经济增长率（GDP定基指数）非国有化率（FGYH）市场化指标（SCH）财政收入比重（CZSR）对外开放度（DWKF）1978100.022.4  21.8  29.5  5.21979107.521.5  24.9  28.4  7.21980116.038.0  32.1  25.7  6.51981122.025.2  33.7  24.2  6.91982133.325.6  35.8

21、  22.9  7.41983148.226.7  41.6  23.0  7.81984170.930.9  45.8  22.9  7.41985193.535.1  54.0  22.4  12.11986209.937.7  56.1  20.8  13.51987234.140.3  58.1  18.4  14.01988260.543.2  61.3  15.8  13.719892

22、71.543.9  62.4  15.8  13.61990283.045.4  62.0  15.8  16.91991308.847.1  63.6  14.6  20.61992352.251.9  65.2  13.1  22.01993398.456.9  54.8  12.6  22.71994448.759.2  66.2  11.2  29.31995489.156.0  65.4 

23、; 10.7  25.31996536.863.7  67.2  10.9  26.51997582.468.4  67.2  11.6  27.81998627.871.8  70.9  12.4  30.81999672.462.6  69.4  13.3  33.5根据金玉国（2001）的研究结果我们应用主成份分析法对制度变迁进行量化测度，并据此得到各制度变量加权处理公式：I0.254*FGYH0.254SCH0.251*FCZSR0.249*DWKF（），计

24、算结果见表2.从而，我们可以得到产出、资本和劳动力各变量数据（见表3）。表2  19811999年中国经济制度变量及主成分得分值年份非国有化市场化指市场化收入比对外开放制度变率FGYH  数SCH重FCZSR  DWKF  迁I198125.233.775.8  6.9  35.44198225.635.677.1  7.4  36.46198326.741.677.0  7.8  38.29198430.945.877.1  7.4  40.31198535.154.077

25、.6  12.144.68198637.756.179.2  13.546.61198740.358.11.614.048.49198843.261.384.2  13.750.59198943.962.484.2  13.651.01199045.462.084.2  16.952.12199147.163.685.4  20.654.17199251.965.286.9  22.056.51199356.964.887.4  22.757.98199459.266.288.8  29.360.9199

26、566.065.489.3  25.361.56199663.767.289.1  26.561.67199768.467.288.4  27.863.01199871.870.987.6  30.865.3199962.669.486.7  33.568.07资料来源：据表1数据和公式（）计算所得。表3  各变量数据表年份国内生产总值制度变迁测度资本投入（亿元，劳动力（亿元，1990%I1990年不变  （万人）L年不变价）Y  价）K19819123.04  35.44  2966.339&

27、#160; 4372519829749.19536.46  3241.077  45295198310765.0338.29  3637.017  46436198412654.3540.31  4356.023  48197198514534.7844.68  5490.025  49873198615603.8146.61  5882.284  51282198717052.9348.49  6161.149  52783198817953.7250.59  6

28、608.636  54334198917266.6751.01  6223.852  55329199018547.9052.12  6444.000  56740199121010.8454.17  7305.947  58360199224568.0956.51  8887.199  59433199328221.1357.98  12220.81060222199431308.6060.90  12896.28061472199534108.1261.56  13926

29、.57062389199637320.3661.67  14770.56062842199740614.1963.01  15521.65063667199843872.4765.33  16545.39064363199947284.3168.07  17604.45  64791资料来源：表中制度变量测度数据来源于表2，  其他数据来源于中国统计年鉴各相关年份。除了计算出上述数据外，估计的方法还需要简单讨论一下：为了估计的方便，对（1）式两边取自然对数，得：lnYlnAalnKblnLclnI  （2）这就是我们首先要估

30、计的基本方程。但是用最小二乘法对（2  ）式进行估计后，我们发现R平方和F值都很大，而各变量估计参数的统计量都很小，通过检验发现方程（2  ）存在严重多重共线性问题（另外还存在自相关问题），这样建立起来的回归模型稳定性较差，会造成各个解释变量的回归系数估计值的不稳定性，因此不能直接用最小二乘法进行参数估计，必须首先剔除共线性问题。为此，我们采用产出和资本的密集形式（即yYL，kKL）重新构造生产函数：yAKIe  （3）两边取对数得：lnylnAlnklnI  （4）用eviews3.1软件对（4）进行估计（采用了一阶滞后法消除自相关的影响），结果如表4

31、所示。表4  Eviews3.1软件估计结果Dependent  Variable：  lnyMethod：  Least  SquaresDate：  05/04/02Time：  11：59Sample（Adjusted）：  1983  1999Included  Observations：  17  after  Adjusting  EndpointsConvergence  Achieved  after  30I

32、terationsVariableCoefficientStd.  Errort-StatisticProb.lnI0.957044  0.4455202.148148  0.0511lnk0.498902  0.1236784.033892  0.0014lnA  -3.780211  1.985050  -1.904340  0.0792AR（1）0.765874  0.1667904.591857  0.0005R-squared0.991703Mean  Depend

33、ent  Var  -0.974888Adjusted  R-squared  0.989789  S.  D.  Dependent  Var0.354562S.  E.  of  Regression0.035829Akaike  Info  Criterion-3.617803Sum  Squared  Resid0.016688  Schwarz  Criterion  -3.421753Log  Likelihood  34.75133F-statistic  517.9640Durbin-Watson  Stat  1.541218  Prob（F-statistic）0.000000Inverted  AR  R