市场化改革如何影响长期经济增长？——基于市场潜力视角的分析，本文主要内容关键词为：经济增长论文,视角论文,市场潜力论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
20世纪90年代东欧剧变以来，市场化转型成为许多东欧国家政治经济制度改革的最重要目标。纵观这些国家的市场化进程不难发现，经济增长似乎与市场化改革“并不相关”(Merlevede，2003；Deliktas and Balcilar，2005；Iradian，2009)。那么，到底市场化改革是否会带来经济增长呢？如果市场化改革能够促进经济增长，那么其作用机制又是什么？对于这些问题，以往理论往往侧重于对市场化改革的改善“资源配置效率”功能进行考察(Sachs and Woo，1994；Naughton，2006)，鲜有文献注意到市场化改革的“市场发展功能”(Coase and Wang，2012)。相关的经验研究则停留在对市场化与经济增长关系的检验上(Fischer et al.，1996；Selowsky and Martin，1997；Iradian，2009)，忽视了其具体作用渠道(Coase and Wang，2012)。自1978年改革开放以来，中国政府始终坚持以建立现代市场经济制度为核心的改革开放路线，到目前为止，已经初步建立起一套比较完整的社会主义市场经济体制(习近平，2013)①，当然也付出了巨大的改革成本(Coase and Wang，2012)。尽管许多著名经济学家通过从不同的角度对市场化改革与中国经济增长之间的关系进行考查(Stiglitz，1994，2014；Sachs and Woo，1994；Naughton，2006；Chow，2007)，已经认识到市场化作为一种从计划经济向市场经济过渡的、可以充分发挥一国包括市场潜力在内的市场力量的制度安排，是除物质资本与人力资本之外决定转型国家技术进步和经济增长的主要因素之一。然而，既有的文献大都以经验总结形式或改革历程陈述形式出现(Dollar，1990；Stiglitz，1994，2014；Sachs and Woo，1994；Tian，2001；樊纲等，2003，2011；孙铮等，2005；Naughton，2006；Chow，2007)，对于市场化对中国经济增长的影响机制缺乏深入的认识，尤其是缺乏对“资源配置效率”之外的作用渠道的检验。本文试图从市场潜力的角度探讨市场化改革对中国经济增长的影响及其机制，并弥补已有研究在这方面的不足。 实际上，市场潜力的引入对于探讨市场化改革对经济增长的影响问题具有较为重要的意义。“市场最为关键的优势在于信息的自由流动”(Hayek，1937)，市场化改革作为一种制度安排，重要功能是通过信息自由流动，使企业观察到价格信号机制所反映的、行业发展真正的市场潜力与机会，降低中国企业所面临的“高得可怕”的信息成本(Coase and Wang，2012)，增进市场交易、提高生产效率，促进社会生产发展。以往有关市场潜力的文献也指出在相同外部环境条件下，市场潜力提高可以降低企业交易成本、增加其受到正外部性影响的可能性(Fujita et al.，1999；Hanson，2005)，进而会影响企业的选址与投资(Head and Mayer，2004)、扩大生产专业化与技术创新，促进该行业的增长。在计划到市场经济制度转型过程中，市场化改革的市场发展功能得以发挥，此时拥有自主经营权的私营企业会大量涌现(Bennett et al.，2007)，相比作为计划经济主体的国有企业，这些企业能够比较容易地捕捉市场需求变动趋势，“先发制人”地将生产集中在高市场潜力行业或产品上(Coase and Wang，2012)，促进生产专业化，提高生产效率(Alesina et al.，2000；Clemente et al.，2009)，降低其所面临的长期交易成本、增加经济利润，进一步促进其技术创新与经济增长。因此，市场化改革可以通过扩大市场潜力对经济增长率的影响效应作用于经济增长。深刻地理清这一机制，对于我们了解中国市场化改革的经济绩效是至关重要的。 本文将在Acemoglu等(2007)提出的不完全契约理论基础上，从市场潜力的角度提出一个关于市场化改革对经济增长影响机制的理论假说，并且尝试构建一个引入市场化与市场潜力的内生增长模型来概括这一思想，从而进一步理清市场化改革对经济增长的影响机制。近年来，经济学家非常关注在不完全契约框架基础上，采用经济模型来说明一些制度因素对技术选择与扩散的影响，如Antràs(2005)、Acemoglu等(2007，2009)，后者已被普遍认为是一个国家经济增长的重要驱动因素(Romer，1990; Smith，1999；Brandt，2007)。事实上，计划与市场经济体制会对包括契约制度在内的市场交易安排产生差异性影响(王永钦，2009)，因而，进一步约束了由市场交易所决定的市场规模对经济增长的影响效应(王永钦，2009; Coase and Wang，2012)，利用这一约束差别可以在一定程度上理清市场化对市场潜力与经济增长关系的影响及其机制。因此，从理论上看，在不完全契约框架上从市场潜力的角度构建起市场化与增长的关系具有合理的逻辑基础。而如何将作为转型国家的最重要制度安排之一的市场化引入这一框架自然成为学术界的研究热点。 新经济增长理论与转轨经济学的发展，进一步带动了从经验上考察经济转型对经济增长影响的文献发展，其中一个重要的研究方向是考察市场化改革对经济增长的影响及其机制。Fischer等(1996)、Selowsky和Martin(1997)等利用跨国数据考察了市场化进程对经济增长的影响；Iradian(2009)等考察了市场化改革对跨国TFP的影响。当然，由于计量方法、解释变量多少等要素的差异，这些学者得到的结论差别很大。例如，Fischer等(1996)根据20个转轨国家1992-1994年间的数据检验发现，市场化改革对经济增长具有显著的正影响；然而，Selowsky和Martin(1997)检验发现，市场化进程对经济增长的影响具有显著的阶段性特征；Merlevede(2003)通过对东欧的转轨国家与未转型国家的比较分析发现，市场化转型并没有为转轨国家带来生产效率的提高；Deliktas和Balcilar(2005)、Iradian(2009)则发现市场化进程对转型国家的经济增长绩效并没有直接的影响，而对TFP具有促进效应，市场化改革越深化，对这些国家TFP的正影响越大；Sǔjan和Redek(2008)通过对东欧23个转型国家1995-2002年间的数据检验，进一步提出市场化改革对经济增长的负效应可能来自于转轨过程的不确定性对经济增长的负冲击。上述学者的研究为我们理解市场化改革与经济增长的内在关系提供了重要的线索，但是普遍存在着两个问题：其一，上述文献大都采用跨国数据为研究对象，没有考虑到中国等转型国家在体制转换的过程中地区市场化改革的不平衡性，尤其是各地区在市场化进程层面上可能存在的差异性；其二，市场化改革的内生性问题。近年来，国际学术界发现包括市场化进程在内的经济自由化与经济增长具有相互影响特征，即内生性问题，如Berggren和Jordahl(2006)、Chow(2007)、Justesen(2008)等。市场化的内生性会造成估计偏倚(有偏且不一致)，导致估计结果失效。由于难以找到适当的工具变量控制内生性，以往的研究通常求助于法律起源变量，如Berggren和Jordahl(2006)等，然而，由于法律制度起源与发展中国家现有的法律制度如契约制度之间相关，从而无法区分究竟是市场化程度还是法律制度决定了经济增长(La Porta et al.，1998；Nunn，2007)。本文的另一个贡献就是从一国内部地区的角度，采用新颖的工具变量来清晰地控制中国地区市场化程度的内生性问题。 近年来，国内外一些学者开始更多地从实证角度考察我国市场化改革对经济增长的影响，从而对我国市场化改革政策在“中国奇迹”中所扮演的作用有了初步的认识，并利用作为典型的渐近式转型国家——中国的数据对市场化改革与经济增长的关系做进一步验证。Dollar(1990)通过对1978-1982年间20个国有企业样本的考察发现，私有化显著地促进这些企业的TFP增长，而改革过程中所实行的物质激励政策发挥了重要作用；Tian(2001)利用1985-1997年间省际数据检验，发现私有化是中国高速增长的重要影响因素，其主要是通过影响TFP的增长而发挥重要作用的；Hou和Wang(2013)以中国金融市场化改革为研究对象，并利用2002-2011年间的微观数据进行了实证研究，检验发现银行业市场化改革主要是通过货币政策传导途径而影响中国经济增长的；樊纲等(2003，2011)在详细地测度中国省份市场化进程的基础上，通过对1997-2007年间30个省份的数据检验，发现市场化进程对经济增长的贡献达到年均1.45%，其主要是通过提高资源配置效率方式而发挥作用的；孙铮等(2005)通过将市场化进程与政府干预相结合，发现市场化进程会改善企业的资产结构，影响企业经济效率，其主要通过政府对企业干预程度差异产生作用；王永进和盛丹(2011)利用2000-2007年间30个省份22个工业行业数据，结合产业的技术复杂特征予以考察，发现市场化对省份行业经济增长率具有显著的正向影响，但影响效应是比较小的。然而，上述文献大都以地区样本为研究对象，还没有文献同时利用行业的市场潜力特征与地区的市场化样本来验证这一关系，不能从市场化改革的“市场发展功能”角度考查其对经济增长的影响机制。 本文以概括我们主要思想的、简单的理论模型作为基础，将进一步检验市场化改革是否通过扩大市场潜力对经济增长的正向影响而作用于经济增长率，从而理清市场化进程对我国经济增长的影响渠道或机制。国内市场潜力不断扩大被普遍认为是中国改革开放以来高速增长的重要引擎，同时，统计表明中国市场潜力度(均值)由1978年的0.49，上升到2010年的60.8，年均增长率达到17%。如果市场化改革能够扩大市场潜力的增长绩效，那么市场化改革对中国高速增长的一部分影响作用可能体现在市场潜力的经济增长绩效之中，市场化改革在“中国奇迹”中就可能扮演了重要的角色，但是经典的线性回归模型无法准确计量。与此同时，本文利用2003年中国工业行业样本估算，发现中国各行业间的市场潜力存在着巨大差异，市场潜力度最小的行业是废弃资源和废旧材料回收加工业，其市场潜力值仅为0.01；最大的行业是纺织业，其值达到0.85。如此巨大的行业差异，为我们的研究提供了天然的研究样本。利用这些样本，本文参考Rajan和Zingales(1998)的思路、采用交互作用模型来捕获市场化改革对市场潜力与经济增长关系的影响，对如下的问题进行了检验：一国内部各地区间的市场化程度差异是否会对市场潜力与经济增长的关系产生重要影响？本文的又一个贡献就是结合行业的市场潜力特征，考察各省份市场化进程对其行业经济增长的影响机制，这有利于更加全面地分析我国市场化改革对经济增长的影响。 本文余下部分的结构安排如下：第二部分在内生增长模型基础上探讨了市场化影响长期增长的微观机制；第三部分建立计量模型，并就变量选取、来源进行解释和说明；第四部分对理论分析的核心结论进行计量检验；第五部分总结全文并提出政策建议。 二、模型的构建 我们在参考Acemoglu等(2007)的分析框架基础上，构建一个简单的、引入市场化与市场潜力的内生增长模型，从市场潜力的角度考察市场化对长期经济增长的影响，并提出待检验的主要命题。针对生产函数设定，本文参考Antràs(2005)的研究，采用拓展的C-D函数；针对总人口的变动特征，参考Guerrini(2010)，采用Verhulst方程来予以刻画。 (一)居民 假设在一个社会中，每一个人都无弹性地提供1单位劳动以获得收入，最大化效用：
其中，
表示消费者在t时期的总量消费，σ和ρ分别表示跨时消费替代弹性和时间贴现率。在满足个人的预算约束和非蓬齐条件下，可得其最优消费增长率为：
其中l(
)表示第t期的人口增长率，
表示总人口。考虑到人口增长会受到资源、环境等方面的限制(Cohen，1995，2003)，本文参考Guerrini(2010)，给定总人口服从：
其中ω和b均是外生的常数，满足ω＞b＞0。式(3)是Verhulst方程，表明总人口增长率随着人口增加而下降。由于经济增长率与总人口正相关，后者呈倒S型演化，因此这一模型能够克服规模递增缺陷、呈现出收敛特征(Guerrini，2010)。 (二)最终产品生产 参考Acemoglu等(2007)，给定在生产部门中，生产函数满足：
其中
为第i个厂商的劳动力投入；A为外生常数；α∈(0，1)为资本弹性，表明资本品的边际生产率是递减的；η∈(0，1)，构成中间品之间的替代弹性系数，其替代弹性为1/(1-η)。本文给定部门内部专用性投资间的可替代程度大于部门间产品的，由此假设η＞α。同时，我们参考Acemoglu等(2007)，假定每一个中间品都是由无数的专用性投资所生产的，生产函数为：
其中
是企业i的第j个设备所投入的第s个专用性投资，且均由中间品供应商投资。为了刻画企业在生产过程中面临的契约完善程度特征，本文参考Acemoglu等(2007)，假设专用性投资
，s∈[0，μ]可观察与证实，因此可以签订完全契约，其投资成本为
；相反，
，s∈(μ，1]不可观察与证实，在生产过程中面临着契约不完全、需要事后讨价还价来确定收益，其投资成本为
。同时，采用夏普利值(Shapley Value)来计算企业家和第一个供应商从讨价还价(Bargaining)中划分总收益。为了刻画市场化程度的影响，本文借鉴Acemoglu等(2007)的思路，在引入市场变量的基础上，推导出参与人数量为无穷大情况下制造商和供应商的收益划分方式。夏普利值计算的基本思路是：根据第j(j∈[0，N])个参与人对总收益的贡献来划分总收益。假定供应商的数目为Θ，则每个供应商控制ε=N/Θ部分的中间投入。如果某个供应商退出合同，那么企业家将会重新寻找新的供应商为其提供替代性的中间产品。在此过程中，中间投入的价值下降的比例为1-
，
为企业家成功找到新供应商的概率，其与市场化程度存在密切联系(王永进、盛丹，2011)。接下来，将探讨制造商与供应商之间的讨价还价及求解模型均衡。
接下来，我们将探讨满足上述4个阶段均衡的SSPE均衡(对称子博弈完美均衡)。
式(15)表明虽然完全市场中的
是可签约的，但与标准的边际成本定价公式相比，在市场不完全条件下，该资产品的边际价格与完全市场中的并不相同。式(17)表明市场化程度提高，将会提高技术的实际价格，厂商将选择更加复杂的生产技术，促进新的、复杂的技术推广。
另外，假设在市场竞争条件下，企业在均衡处将利润以红利形式平均分配给证券持有者，即：
以上模型的SSPE均衡解加上分配的红利
，则是这一模型的完整厂商均衡解。 (三)中间品生产与创新 本文参考Tsoukis和Miller(2008)的研究，在均衡处，企业选择的技术等于R&D创新者所发明的技术
，进一步地，假设技术N的R&D创新者拥有技术方案的垄断权。从而可得，发明者对于一单位技术创新的期望净现值为：
其中
代表该国在技术水平
条件下的市场潜力。式(20)表明市场化可以通过提高制造商的技术需求而扩大R&D创新者的收益，促进社会的技术创新。我们参考Tsoukis和Miller(2008)的研究，进一步假设发明者是自由进入的，所以任何人可以支付R&D成本Γ而获得式(20)的期望净现值。由此在均衡的条件下，可得：
结合式(21)，对式(3)求偏导数我们不难得出如下结论。 命题1：
，即市场潜力
越大，经济增长率越高。 上述命题表明市场潜力较高的行业将增长越快。基本含义是：市场潜力大的行业可以扩大R&D企业技术创新收益，促进该行业的技术创新与扩散，从而推动其技术进步、提高其长期增长率。 命题2：
，即市场化程度
越高，市场潜力对经济增长率的影响越大。 命题2表明市场潜力高的行业不仅经济增长率更高，而且从地区层面来看，这些行业将在市场发达地区拥有增长优势。该命题背后的经济学解释是：一个地区的市场越发达，行业技术创新后可获得的收益越大(Clemente et al.，2009)、技术创新动力越强，市场潜力对该行业发展的促进效应发挥也越充分。 三、计量模型与变量的设定 在上面的理论分析中，我们从市场潜力的角度考察了市场化与地区经济增长率之间的关系，得出了如下的结论：行业市场潜力扩大会提高经济增长率，而市场潜力度高的行业会在市场化程度高的地区具有较高增长率。接下来，我们将通过计量分析进一步从市场潜力的角度检验地区市场化改革与经济增长率之间的关系。 (一)计量模型的确定 正如在前文中所指出的，我们必须注意到本文模型的结论涉及属于地区性指标的市场化程度与属于行业性指标的市场潜力度两个变量(Musso and Francioni，2012)，这使得经典的线性估计方法无法实现。为此，本文将参考Rajan和Zingales(1998)的研究思路，采用产业特征和地区特征的交互项(即乘积项)作为关键解释变量。该文献的方法已经被广泛应用于跨国金融发展和产业增长的研究(Beck，2008)。近年来，这一模型框架在更多领域得到了应用，如Nunn(2007)将模型框架应用于跨国契约质量与行业出口贸易之间关系的研究；Ciccone和Papaioannou(2009)、Eichengreen等(2011)分别使用这一框架研究了跨国人力资本与产业增长、金融开放与产业增长之间的关系。由此，将计量模型设定如下：
市场化程度与市场潜力度的交互项(
)的估计系数
是本文关注焦点。若该系数显著为正，则表示市场发达地区在市场潜力行业上增长相对更快，并通过地区市场化程度差异，行业市场潜力度差异转化为地区产业增长率差异，市场潜力具有“增长效应”，市场化程度则通过扩大市场潜力对增长率的正影响，而作用于长期增长率。这就同时验证了本文的两个主要结论③。 针对市场化程度
，本文采用樊纲等(2003)的各省(市)相对市场化排名作为测度指标。建立在其构建的相对市场化指数基础上的相对市场化排名，可以更好地克服具体市场化指数的测度偏差。针对市场潜力度
，本文参考Root(1994)及新经济地理学，对其测度公式如下：
为考察估计结果的稳健性，我们加入如下包含交互项和独立项的控制变量。 (1)ln(
)为期初GDP产出
对数。其揭示了考察期内产业发展的基本趋势。 (2)人力资本
与人力资本密集度
交叉项(
)、自然资源
(对数)与资本密集度
交叉项(
)。人力资本可以提高生产率而推动长期增长(Romer，1990)，且通过行业的人力资本投入差异，地区间人力资本禀赋差异转化为产业增长率差异(Ciccone and Papaioannou，2009)。相对应地，本文认为地区自然资源禀赋差异同样可以通过行业在其投入上的差异，而影响地区行业的增长率。 本文选用各产业使用的采矿业投入占该产业工业增加值的比重来测度自然资源密集度
；选用各行业R&D科技人员与全行业从业人员的比率(万分比)来测度产业的人力资本密集度
。同时，选用各地区采矿业年末总产值占地区年末总产值的比重表示自然资源禀赋
；选用地区劳动力的平均受教育年限来测度人力资本禀赋
，具体计算方法为：(小学受教育人数×6+中学受教育人数×9+高中受教育人数×12+高等教育受教育人数×16)/劳动力总量。 (3)外商直接投资(
)。承载着世界前沿技术与先进管理经验的FDI在促进先进技术的国际扩散、推动东道国技术进步上发挥着重要作用，因此应该考虑FDI对我国经济增长的影响。 (4)专业化程度(
)、多样化程度(
)和竞争度(
)。前者可以降低企业的生产成本和促进技术扩散(Jabbour，2005)；多样化有助于减少经济波动和衰退风险(Baldwin and Brown，2004)；后者则是激励企业创新的重要因素，进而对地区行业增长产生影响。
(二)数据说明 我国各省份的市场化程度来源于樊纲等(2003)。各省份各行业1999-2009年间的工业总产值来自于《中国工业企业数据库》④。同时，参考Rajan和Zingales(1998)的方法，删除了产出的10分位数以下、90分位数以上的极值样本，从而避免了生产的极值样本可能对行业整体样本产生的有偏影响⑤。另外，根据会计原则，还删除了流动资产大于总资产以及固定资产大于总资产的样本。 中国省份各行业的FDI、期初GDP，也来自于这一数据库，并且利用其估算各省份各行业的专业化、多样化和竞争度指数。为了统计方便，将后两个指数统一除以100亿元(人民币)。教育年限数据来源于2009年《中国人口统计年鉴》，各行业R&D科技人员和全产业从业人员来源于2009年《中国工业经济统计年鉴》。针对省份的选择，由于西藏存在数据缺失，本文选择除西藏以外的30个省份数据作为样本；针对行业的选择，本文根据工业行业划分标准，选取除其他采矿业之外的38个工业行业作为研究对象⑥。 利用1999-2009年各省份工业行业增长率与市场化程度的数据，先做一下初步观察，从直观上对市场化程度与经济增长的关系有一个了解，为接下来计量分析奠定基础。图1给出了地区市场潜力与行业增长率的变动关系；图2给出了各地区的高与低市场潜力型行业增长率之差，与市场化程度的直观关系。不难看出：市场潜力与行业增长率，地区市场化程度与高与低市场潜力行业增长率之差呈正相关趋势，这与本文模型的两个结论相一致。表1报告了各个变量的描述性统计量。 四、计量结果 在这一部分里，我们首先汇报分析主要的计量回归结果，此后讨论如何解决可能存在的市场化内生性问题。最后，梳理分析各种稳健性回归结果。 (一)初步回归结果 表2-Ⅰ报告了回归方程(22)的面板最小二乘估计(Pooled Least Square)结果。本文参考Rajan和Zingales(1998)，采用固定效应模型方法进行了估计，以控制各地区和行业的个体差异性；并对估计系数进行了White跨截面标准差和协方差调整，以克服各省份行业间可能存在而又无法识别的异方差。同时，为了考察市场化与市场潜力对增长率作用的稳健性，并克服增加控制变量可能导致的多重共线性问题，本文采用逐步回归法来考察市场潜力和市场化程度的交互项对地区行业的经济增长率的影响。由于篇幅限制，本文将只报告未加入控制变量以及加入所有控制变量的估计结果。 组合(1)是在不加入其他控制变量的情况下，地区行业的经济增长率与市场潜力度和市场化程度的交互项单独进行回归的结果。结果显示市场化程度的交互项显著为正，这与理论的预期是一致的。表明给定地区的市场化水平，行业市场潜力越大，企业利润越高，R&D研发的创新价值越大，企业创新动力和技术创新水平越高，从而增进地区的长期经济增长；给定行业的市场潜力，工业企业在高市场化程度地区由于投资的专用性而遭受到的“敲竹杠”成本较低，利润增加，R&D创新的技术价值也会较高，企业创新动力和地区技术创新水平提高，进而促进了这些地区的经济增长率，市场化程度对省份经济具有“增长效应”。由此，我们发现市场化程度的差异是我国地区经济增长差异的重要原因；市场化改革通过扩大市场潜力对经济增长的正影响，而作用于经济增长。这是之前的研究所忽略的。
图1 市场潜力度与行业产值增长率之间的关系图 注：图1中各行业编号对应的相应行业请参见中国统计局编著的《国民经济行业分类(2011)》。同时，本文根据行业的市场潜力度进行排序，选择排名前50%的19个行业作为高市场潜力度行业。
图2 市场化程度与高、低市场潜力行业增长率差距的关系图
此外，市场化程度和市场潜力的交互项显著为正(且假设不存在反向因果关系，对于是否存在双向因果关系问题将在下一个部分进行详细讨论)，还具有重要的经济意义。即如果新疆在市场化进程上能够达到广东省的水平，那么它的“纺织业”的经济增长率将会从当前的-0.055，提高到0.115，大约会提高3.08倍；但是其在“水的生产和供应业”的增长率只会从当前的0.028，提高到0.035，大约只会提高0.25倍。 在组合(2)中，我们控制了初始产出，自然资源禀赋与自然资源密集度、人力资本禀赋与人力资本密集度的交互项，FDI，专业化，多样化与市场竞争的差异。在此组合中，市场潜力度和市场化程度的交互项的解释力仍然非常显著，这表明市场化程度与地区经济增长率之间关系是相当稳健的。此外，相对于其他控制变量，市场化程度交互项对地区行业增长率差异有较强的解释力。 此外，人力资本禀赋交互项、FDI以及专业化均显著为正，多样化、市场竞争显著为负，表明这些均是导致地区工业行业增长率差异的因素；而自然资源禀赋交互项则不显著，表明地区自然资源禀赋差异并没有成为导致地区增长率差异的一个重要因素。
(二)内生性问题及处理 跨国研究的文献广泛关注各经济体市场化程度的内生性问题：经济发展与市场化程度之间可能存在双向因果关系，即经济增长可能会进一步推动市场化改革，促进市场化程度提高，如Berggren和Jordahl(2006)等。严重的内生性会导致估计会偏倚(有偏与不一致性)。为了尽可能降低估计偏倚，我们尝试采用各省份社会主义改造完成之前新民主主义经济时期的地区私营商业发展水平(PB[，c])、2000年我国各省份人均无偿献血量(Blood Donation Without Payment，BD[，c])，并采用工具变量两阶段最小二乘法(TSLS)来估计。之所以选择以上两个工具变量，主要是基于以下两点考虑。 (1)综观现有的制度文献可见，虽然工具变量的选择有所不同，但有两个共同点：大都认为当前的经济制度会受到历史上曾经拥有过的相似制度的影响，以及现代市场经济制度是建立在社会道德基础上的，如张维迎(2002)等。首先，学术界普遍认可的是中国当今的制度变迁与新中国成立初期曾实行的新民主主义经济有内在的联系。从我国60多年来对经济发展模式的选择和转化看，新中国经济发展明显呈现出1949-1956年、1957-1977年、1978年以后3个发展阶段(赵德馨，2000)。其中在第1个与第3个阶段中，市场经济制度得到了比较宽泛实施。但在第1个阶段，相比国营经济的国家计划执行者角色，个体和私人资本主义经济作为独立的商品生产者和经营者，基本上由市场调节，市场经济制度对其经营的影响明显。在拥有良好市场经济制度的地区，个体和私人资本主义经济交易越活跃，经营绩效越好，发展越快。因此，各省份在新民主主义经济时期私营商业的发展情况反映了各自曾拥有的良好的市场经济制度的软环境。进一步地，鉴于私营商业在这一时期呈现出了明显的“倒U型”特征，为了准确地测度这一软环境，我们用1949-1956年间私营商业的最大实际总产值(对数)来予以测度⑦。 其次，学术界还普遍认可的是，现代市场经济制度是建立在社会道德基础上的，较高社会道德水平是市场良性运转的一个重要基础设施。故而，可以将反映各省份社会公德水平的无偿献血率作为市场化水平的工具变量(Guiso et al.，2004)。Smith在《道德情操论》中指出：经济活动是基于社会习惯和道德之上的，如果离开这些，人们之间的交易活动就会受到重大影响，交易就会动摇。市场经济制度水平就会受到影响，甚至难以建立，对于转轨国家，市场化进程自然也会受到影响。因此，中国各省份的社会公德水平反映了各自拥有的、可以促进市场化进程的基础环境。为了准确地测度这一环境，我们引用“中国输血协会”公布的各省份无偿献血数据，并采用人均量对数来予以测度。 (2)新民主主义经济时期私营工业发展水平是历史上的数据，社会公德水平则是一种历史遗产⑧，与当前经济增长率的数量关系甚小。可见，选择上述变量作为市场化程度的工具变量具有合理性和可行性。由此，本文选择这两个指标同时作为市场化程度的工具变量。 对市场化程度的Durbin-Wu-Hausman检验拒绝该变量是外生的这一判断。表2-Ⅱ报告了使用前文选取的两个工具变量进行两阶段最小二乘估计结果。当然，工具变量的有效性还有待严格计量检验。为此，我们也对工具变量进行了弱识别(Weak Identification Test)、识别不足(Under Identification Test)和过度识别检验(Over Identification Test)，并在表2-Ⅱ中报告了相应的Kleibergen and Paaprk rk LM、Kleibergen and Paaprk Wald F、Hansen J统计量的统计值及其相伴概率。其中，弱识别检验的原假设是工具变量与内生变量弱相关，若拒绝原假设，则表明工具变量与内生变量具有强相关性，是强工具变量；不足识别检验和过度识别检验都是为了检验工具变量的外生性，其中若拒绝不足识别检验的原假设，并接受过度识别检验的原假设，则表明工具变量是外生的。表2-Ⅱ的检验结果表明，我们所选用的工具变量不仅是严格外生的，而且与内生变量高度相关，是强工具变量。 与表2-Ⅰ的结果相比，市场化程度的交互项在各回归组中都有较大幅度提高。这表明，对于市场化程度而言，市场化程度的内生性使得最小二乘估计产生向下偏移，从而倾向于低估市场化程度对行业增长率的作用。同时，各组合中市场化程度交互项的估计系数在显著性上也有较大幅度的提高。此外，各组合的拟合优度并没有明显下降。这些都表明本文选取的两个工具变量在一定程度上能够较为有效地处理回归模型中的内生性问题，提高了本文模型对中国各地区各行业的经济增长率的解释力。 同时，利用克服反向因果关系的TSLS回归模型(组合(1))中市场化程度和市场潜力的交互项系数的估计结果，还能更加准确地考察市场化改革的经济增长绩效。即如果新疆在市场化进程上能达到广东省的水平，那么它的“纺织业”的经济增长率将会从当前的-0.055，提高到0.212，大约会提高4.82倍；其在“水的生产和供应业”的增长率则会从当前的0.028，提高到0.039，大约只会提高0.40倍，其所提高的倍数均是OLS回归结果的1.57倍。 (三)更多的稳健性分析 为了检验前文模型估计结果是否可靠，本文将考察市场化程度测度指标的不同选择、市场化程度与契约执行效率的相关性、实际产出折算指标的不同选择、市场化改革对内地与沿海经济增长率的影响差异等情形，对回归方程(22)重新做回归检验，以确认结果的稳定性(Robustness)。 首先是市场化程度的测度指标选择问题以及与契约实施的相关性问题。对于前者，本文采用1999年、2000年各省份市场化指数(对数)直接作为市场化程度指标⑨；对于后者，则参考Nunn(2007)，引入契约实施的诉讼成本占标的物价值百分比的倒数，以增加市场潜力与契约实施的交互项(
)，重新对本文模型进行估计⑩。表2-Ⅲ、2-Ⅳ报告了这些指标进行工具变量TSLS估计的结果。可见各组合中市场化交互项的系数仍显著为正，ln(Y)显著为负，
、FDI、Spec的系数显著为正，Div、Com的显著为负，而
依然不显著。由此可得，中国各省份1999年市场化相对排名与具体市场化指数具有相同趋势，因而市场化指标的选择问题不会对本文模型的计量结果产生显著影响；市场化与契约实施的关系也没有对模型的主要结论产生显著影响，我们模型的主要结论是稳健的。 其次是折算指标以及样本选择问题。对于前者，我们用各省份的工业总产值折算指数作为折算指标，来计算其行业工业增长率；对于后者，将采用未删除的完整样本进行重新估计(11)。TSLS估计的结果见表2-Ⅴ。观察可见，主要系数的符号和解释力与表2-Ⅱ几乎相同，我们的样本选择方法并未影响到文中模型估计结果的有效性。因此，本文的基本结论是稳健的。 最后是市场化影响的地区差异性问题。我们在式(22)基础上加入代表内地与沿海地区的虚拟变量(In)，工具变量TSLS估计结果见表2-Ⅵ。相比表2-Ⅱ，可知：(1)市场化程度交互项显著为正，并在各组合中有一定幅度提高，表明控制沿海与内地地区差异没有对本文模型的估计结果产生显著影响。(2)各组合中市场潜力度、市场化与内地地区的交叉项系数为正，但显著性混合，说明市场化对市场潜力增长绩效的影响是否存在内地与沿海地区差异，还需做进一步考查。(3)各组合中In的系数符号混合，总体看，是否处于内地地区，对各省份行业增长率的影响是不确定的。此外，其他变量的估计结果与表2-Ⅱ基本一致。由此可见，模型的主要结论是稳健的。 市场化改革作为一种从计划经济向市场经济过渡的、可以充分发挥一国包括市场潜力在内的市场力量的制度安排，是否通过发挥市场潜力的经济增长绩效而影响经济增长，在现有文献缺乏关于市场化改革对经济增长影响机制研究的条件下，我们对此知之甚少。本文发展了一个引入市场化、市场潜力与不完全契约的内生增长模型，从市场潜力的角度来考察市场化对长期经济增长的影响机制，并提出了一个关于市场化改革对经济增长影响机制的理论假说，即市场潜力扩大将提高经济的长期增长率，市场化程度的提高则通过扩大市场潜力对增长率的正向影响，而提高经济增长率。以此为基础，我们使用1999-2009年间中国省份的38个工业行业数据，应用当前国际上较为流行的交互作用模型，对理论假说进行了检验；通过使用新民主主义经济时期私营商业发展水平、作为历史遗产的社会公德水平作为地区市场化程度的工具变量，从而清晰地控制了变量的内生性问题。检验证实，市场潜力是中国省份行业增长率的一个决定因素，并且市场化程度通过扩大市场潜力对经济增长率的正向影响，而提高经济增长率；在控制其他变量、内生性问题以及沿海内地间的地域差异之后，这一结果依然稳健。上述结果充分表明，市场化改革是通过扩大市场潜力的经济增长绩效而作用于经济增长的。 本文的政策涵义是显然的。市场化改革作为一种制度安排，是决定市场潜力经济增长绩效的重要因素。因此，要充分发挥旨在统一大市场、消除地区市场分割、扩大市场潜力方面的市场建设增长促进效应，我国政府必须进一步着力推进我国市场经济制度改革、切实提高地区的市场化水平，以此促进地区经济的快速稳定协调发展。目前，中国经济转型还在进一步进行，以市场为中心的市场经济制度也得以确立，市场在消费品、生产资料价格的确定过程中占据了决定地位。但是我们也应该看到，中国的市场转型过程还远远没有完成，许多市场经济必需的制度还没有发育成熟，如金融体制仍然由国有银行主导、中央与地方政府的财政关系仍然未能很好地明确界定、地区间市场化改革推进力度差异性较大、监督机构的独立性仍然有待提高等(Naughton，2006)，进一步的市场改革和制度化仍然是非常必要的。 需要指出的是，尽管本文侧重从市场潜力的角度考察市场化改革与长期经济增长之间的关系，然而也可以用这一理论来说明契约实施范围对经济增长的影响，从而构建起契约实施与经济增长的理论联系。但是，我们认为前者与市场化之间的相关性可能是内生的，究其原因主要在于市场化改革可以为契约执行提供一个良好的宏观环境，降低契约执行成本、促进契约实施。因此，本文认为相比契约执行效率而言，市场化成为影响转轨国家经济增长绩效的一个深层次因素。还必须指出的是：实际上，这一深层次因素对经济增长的促进作用，也会受很多当地经济结构、文化等因素的影响，其对一国或地区经济增长的影响及其传导机制仍需要更深入的研究。 ①2013年11月，党中央在十八届三中全会上提出，我国还要全面深化市场化改革、进一步完善社会主义市场经济体制。 ②根据Gao(2004)等人的研究，包括总人口、基础设施等因素在内的地区特定变量对产业增长有重要影响。从计量经济学的角度，任一地区或产业特定变量都可以表示为虚拟变量的线性组合。而作为行业和地区固定效应参数的β[i]和β[c]，正好可以控制影响地区产业增长的其他产业或地区特征。 ③根据匿名审稿专家的建议，也为了进一步解释文中计量模型设定的合理性，我们利用中国各省份的市场化指数和估算得到的地区市场潜力指数进行了相关性分析。研究发现，当以除西藏地区的30个省份为研究对象时，二者之间的相关系数为0.2；当以全部31个省份为研究对象时，二者之间的相关系数为0.13，表明市场化与市场潜力之间并不具有较强的相关性。在利用市场化指数来解释地区市场潜力指数时，不管采用上述哪一组研究样本，市场化指数的估计系数均不显著。这进一步证实市场化与市场潜力之间并不具有较强的相关性，引入二者交互项的研究方法是合理的。 ④这一数据库是基于企业的微观数据，包含了中国工业总产值95%以上的工业企业，因此，其除了与《中国工业统计年鉴》的覆盖范围一致外，相对于《中国工业统计年鉴》中行业总量统计结果，更能从企业层面准确反映中国工业行业现状与特征，也更便于对极值样本处理(Rajan，Zingales，1998)。我们能够获得数据的最新年份为2009年。 ⑤为了进一步提高估计结果的稳健度，本文将在稳健性检验中报告对完整样本的估计结果。 ⑥根据本文的计算公式，该行业缺少经济增长率的样本。 ⑦各省份新民主主义时期的私营工业数据来自于《中国资本主义工商业的社会主义改造(地区卷)》。同时，由于海南省数据缺失，我们对其进行了估算。本文的估算方法是：由于在1978年建省以前，海南被划入广东省管辖，所以本文将广东省除去广州市以外的其他地区的私营商业发展状况，作为其替代指标，并且以相对的人口比率作为权重，以降低替代指标的偏倚。 ⑧它来自一国长期的文化积淀(Dore，1987)。对于这一问题的详细分析，可参见Dore(1987)编著的《Taking Japan Seriously》。 ⑨由于篇幅限止，本文将省略报告对采用2000年指标的估计结果，其也表明本文模型的主要结果是稳健的。 ⑩我国30个省份的契约执行效率指标选自于世界银行编著的《2008中国营商环境报告》中诉讼费占标物价值百分比的倒数。参考Nunn(2007)，又选取强制执行合同费占标的物价值百分比倒数作为地区的契约执行效率替代指标进行实证研究，结果同样表明本文主要结论是稳健的。由于篇幅限制，省略对这个估计结果的报告。结果备索。 (11)由于篇幅限制，本文将省略采用GDP折算指数作为通胀率替代指标的估计结果。值得一提的是，与采用完整样本的估计结果一样，其结果表明计量模型的主要参数符号、显著性，均未发生明显变化，本文模型主要结果是稳健的。
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