经济自由与可持续经济增长：中国的检验（1978-2008），本文主要内容关键词为：可持续论文,经济增长论文,中国论文,自由论文,经济论文，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。
一、问题提出
对于经济自由与经济增长的关系，国内外许多学者都做了有益的研究。较早期的研究主要集中于两者关系的理论研究，North(1971，1990)认为，自由经济制度下的激励制度有利于经济的长期增长。Lucas(1998)通过构建一系列的理论模型，认为自由贸易有利于一国的技术进步，并能通过提高该国的全要素生产率来促进经济的长期增长。Barro(1992)则认为经济开放有助于一国充分吸收其他先进国家的技术，以促进该国的经济增长。对于经济增长与经济自由关系的实证研究则要迟于理论研究。直到1997年，Easton and Walker(1997)在Mankiw，Romer and Weil(1992)的模型基础上进行了经济自由与经济增长关系的实证研究。此后，更多的学者将注意力转向了经济自由对经济增长效应的研究(Nelson and Singh，1998；Aron，2000；Dawson，1998；Vijayaraghavan and Ward，2001；Cole，2003；Gwartney，Lawson and Holcombe，1999)。
以往的研究成果无疑为研究中国转型期的经济自由与经济增长的关系提供了较好的理论基础和研究方法。但是，我们发现，建立在跨国数据基础上的实证研究更容易抹杀不同发展水平国家之间的差异性，从而散失掉许多有价值的信息。正如Stiglitz(2004)所认为的，对经济增长动力问题的研究更应建立在特定的经济环境和经济结构的基础上。因此，将中国这样一个社会利益结构正不断发生着碰撞和激荡的转型国家作为一个研究的样本进行研究，是十分有必要的。
二、经济自由与经济增长的模型、数据及典型事实
1.经济自由与经济增长效应的实证模型
我们假设经济的生产函数形式为：
2.变量、数据说明及典型事实
在对经济自由与经济增长关系的实证分析过程中，最困难的是对经济自由制度性特征的度量。Johnson and Sheehy(1995)对世界100多个国家的经济自由程度进行评估②，在评估中，主要考虑了贸易政策、税收政策、货币政策、政府消费、外国投资、价格控制、产权保护及黑市等因素。本文参考他们的指标设定原则，并结合中国转型期的实际情况，对中国各省份的经济自由指数进行了估算。由于Johnson and Sheehy(1995)采用的是指数评估法，这样做虽然可以将更多的影响因素包括在内，但是其主观臆断的缺点却难以避免。另外，他们对各个分指标在综合指数中的权重设定并没有加以分配，而是采用了相同权重，这也会使得综合指数的可靠性受到怀疑。基于此，本文在对中国各省份的经济自由指数进行测度时体现了以下原则：充分考虑了中国在经济发展过程中的转型特征，并且采用原始数值来计算指数。在权重分配上，采用主成分分析法来对各个分指标在综合指数中的权重加以分配③。
对于各省份经济自由度，本文从7个方面进行衡量：①贸易方面。该指标一般采用关税税率和贸易的非关税壁垒来衡量政府对贸易的管制程度。由于本文测算的是省份指标，因此采用各省份的对外贸易总额占该省份的GDP比重来表示。占比越大，表示经济越自由。②税收方面。该指标采用各省份当年的税收总额占当年GDP的比重来表示，以此来衡量政府将产出进行公有化的程度。数值越低，表示经济越自由。③通货膨胀。该指标主要反映政府维持货币稳定性的能力，一般采用价格稳定来表示，价格越稳定，经济越自由。由于是省份数据，所以本文采用各省份的消费价格指数来近似表示。④地方政府干预。该指标主要刻画地方政府干预经济活动的能力，用各省份当年财政支出占当年GDP的比重来表示。该指标数值越低，表示政府干预越弱，经济越自由。⑤城乡迁移。该指标用来表示农村迁往城市的自由程度。用各省份当年城镇就业人口数占农村就业人口数的比重来表示。数值越大，表示城乡迁移越自由。⑥金融自由。该指标主要考虑了市场经济体获得贷款的便利性。越便利，则表示金融越自由。本文采用各省份当年贷款总额占当年GDP的比重来表示。⑦非国有化。该指标主要用来衡量非国有经济的发展程度以及政府对私有产权的保护水平，主要采用非公有制经济的发展程度来表示。由于国家没有对非公有制经济的产值进行统计，因此，本文采用各省份当年非国有工业产值占当年GDP的比重来表示。
其他变量的说明如下：①经济增长率
。经济增长率为模型中的被解释变量。解释变量与被解释变量间的联合内生性问题，以及两者之间的反向因果关系可能会影响对回归结果的分析(Devarajan，1996)。因此，本文采用经济增长率的3年移动平均数和5年移动平均数作为被解释变量来进行回归。这样处理可以消除经济自由波动引起的短期经济波动的影响。②人均物质资本(k)。大部分研究者都采用人均社会固定资产存量来表示人均物质资本，计算方法主要包括永续盘存法和资本租赁价格法(王小鲁，2000)，本文采用永续盘存法对人均物质资本进行计算，利用公式
，其中，δ为年折旧率，本文设定为5％，
表示当年固定资产投资。初始年份的数据采用Chow(1993)的估算值。③人均人力资本(h)。对人力资本的测度有许多的方法，例如有教育年限计算法、教育经费计算法以及学生占比计算法等。由于我国教育的一个显著特点是政府投入，因此本文采用教育经费计算法来计算人均人力资本，即用各省份当年的每就业人口的教育经费支出来表示。④储蓄率(s)，采用各省份当年的存款总额占当年的GDP的比重来表示。⑤人口增长率(n)。本文采用各省份当年的人口自然增长率来表示。⑥人均物质资本折旧率(δ)。对于物质资本折旧率，不同的学者在选择上有差异④，但大部分学者对与5％的折旧率相对比较认同。因此，本文的折旧率设定为5％。以上各变量均做了对数处理。
本文选取了我国29个省级行政单位1978-2008年的数据⑤，共计812个样本观测值。使用的数据主要来自2000年以来的《中国统计年鉴》和《新中国60年统计资料汇编》。表1列出了主要变量说明和描述性统计。图1和图2列出了经济自由和经济增长之间的线性关系和非线性关系。由图1可见，经济自由与经济增长存在正相关的线性关系，即经济越自由，经济增长速度越快。图2则显示经济自由与经济增长有较为微弱的非线性关系，拟合图形呈凸形，但并不明显。当然，以上只是两者的简单的相关关系，本文将在实证部分作进一步的分析和揭示。
三、实证检验及分析
我们首先考察了中国经济自由对经济的增长效应。同时，我们将全国分为沿海省份和内地省份两个样本⑥，对这两组样本数据的实证结果进行分析比较，以检验经济自由对经济增长率的地区效应；我们检验了经济自由的7个分指标对经济增长的影响，以捕捉各个分指标的经济增长效应；最后，对经济自由和经济增长的因果效应进行检定。
1.经济自由与经济自由增量的增长效应检验
经济自由与经济自由增量的增长效应检验的结果(见表2)。模型1显示，物质资本和人力资本投入均有利于经济增长速度，这符合我国自改革开放以来经济增长速度的保持基本依靠物质资本投入和人力资本投入的情况。从系数上看，物质资本的影响系数要大于人力资本的影响系数，这说明物质资本在保持经济增长速度上的重要性。另外，储蓄率的提高有利于经济增长。这主要是由于高的储蓄意味着有较高的投资可用于生产。人口增长率和资本折旧率的系数为负，这与一般的经济学理论保持一致，因为人口增长率和折旧率的提高会摊薄人均资本存量。模型2—7都引入了经济自由变量，结果发现模型的拟合程度有所提高，这表明经济自由显著地影响经济增长速度。在模型2中，经济自由变量的系数为正，且在1％的水平上显著，说明经济自由有利于经济增长速度提高。模型3加入了经济自由的平方项，虽然回归系数为正，但并不显著。模型4和模型5显示，经济自由对经济增长不仅有直接效应，而且具有间接效应。人均物质资本和经济自由的交互项的系数为正且显著，说明经济自由有利于提高物质资本的效率，进而提高经济增长速度。同时，人均物质资本和经济自由增量的交互项的系数也为正，且在1％的水平上显著。这说明经济自由度的提升也有利于物质资本效率的提高，从而提高经济增长速度。模型6和模型7的结果则表明，经济自由和经济自由的增量也能通过提高人力资本的效率来促进经济增长。通过对物质资本和人力资本(模型4和模型6所示)的对比，我们发现经济自由通过提高人力资本效率进而对经济增长率的正向影响效应要更大。这进一步凸显了人力资本在经济增长中的重要作用。
表3是对中国沿海省份和内地省份的经济自由增长效应的检验的比较结果⑦。从表3中可以看出，沿海省份经济自由的增长效应总体上是稳健的。模型3显示，经济自由变量的非线性效应虽然为正，但并不显著，这与全国的情况一致。同时，模型4和模型6显示经济自由与人均物质资本和人均人力资本的交互项的系数虽然都为正，但并不显著。这说明在中国沿海省份经济自由通过物质资本途径和人力资本途径来提高经济增长率的效果并不明显。而模型5和模型7则显示，经济自由增量可以通过物质资本途径来提高经济增长率。提高沿海省份目前的经济自由程度，有利于提高经济增长率。经济自由和经济自由的增量均可以通过物质资本途径来提高经济增长率。同时，经济自由和经济自由的增量也可同过人力资本的途径来提高经济增长率。
从一般解释变量来看，沿海省份的人均人力资本对经济增长率提高的贡献率要大于人均物质资本，而内地省份的情况却相反。这显示物质资本投资在内地省份的重要作用无可替代，内地省份依然没有走出依靠资本扩张来维持经济增长率的老路。沿海省份的储蓄率对经济增长率的影响为正，但影响并不大。主要原因在于沿海省份的资本来源除了银行贷款外，外商直接投资也是其重要的资本来源，而且外商直接投资更具有效率，对经济增长率的正向影响也大。内地省份的经济增长率对储蓄率的敏感度要高于沿海省份。另外，虽然人口增长率和资本折旧率会摊薄人均资本量，但由于沿海省份整体经济情况比较好，因此对其经济增长率的影响并不大。内地省份人口增长率和资本折旧率给经济增长率的提高带来的压力效应较为显著。
实证结果基本能与沿海省份与内地省份的实际经济增长状况相印证。沿海省份已经从资本扩张型的增长模式逐渐向依靠人力资本的增长模式转型，而内地省份的资本扩张型增长模式并未发生变化。目前，国家对中西部的开发主要把重点放在物质资本投资上，但是增加对人力资本的投资，以及在内地省份建立一个经济更加平等、自由的市场经济竞争环境则更为迫切和重要。
2.经济自由分解指标的增长效应检验
单纯的经济自由综合指数只能反映经济环境的总体状况及其对经济增长的影响，如果要从中捕捉一些有益的政策性结论则显得困难。因此，我们进一步将经济自由指数进行分解，更加细化和深入地分析经济自由的各个组成部分对经济增长的影响，以求获得一些有益的政策建议。表4列出了经济自由的各个分指标对经济增长的影响⑧。
具体来看，贸易自由与经济增长率正相关，系数显著。提高贸易自由有利于中国经济增长率的提升，这个结果符合李嘉图的比较优势理论。城乡人口自由流动能提高经济增长率。系数值平均在0.3左右，且在1％的显著性水平上显著。金融自由与经济增长率正相关，金融自由有利于金融资源的有效配置，从而促进经济增长。非国有化与经济增长率正相关，非国有优化了资本和劳动力的再配置，实证结果符合预期。
3.经济自由与经济增长的因果检验
以上的实证分析显示，我国的经济自由与经济增长率是显著相关的，经济自由的重要作用难以忽视。但是，经济自由与经济增长之间谁为因，谁为果，还是两者互为因果？这需要进一步进行验证。由于本文样本数据的期数等于30(T=30)，根据Judson and Owen(1999)，当样本的时间维度小于或者等于30期时，采用普通的LSDV系数估计将是有偏的。而广义矩估计量则可以克服普通面板回归中的个体效应、解释变量相关性和内生性等问题。因此，为了验证经济自由与经济增长之间的因果关系，本部分基于Granger(1969)因果关系检验思想的基础之上⑨，运用广义矩方法(GMM)进行检验⑩。表5列出了我国经济自由与经济增长的因果关系检验结果。
从表5可以看出，模型中的估计系数都在5％的水平内显著。由此可以断定，经济自由与经济增长互为因果关系。正如前面部分所述，经济自由能为市场交易的参与者提供一个良好的制度环境，有助于提高经济效率，促进经济增长。同时，经济增长也有利于经济自由环境的形成提供有利的条件，更高的经济增长水平必然要求更高的经济自由环境与之相适应。这也说明只有同时考虑经济自由与经济增长，在经济增长中推动经济自由才是更为有效的途径。
四、研究结论与启示
本文在新古典增长理论模型框架内，利用1978-2008年的省级面板数据通过构建我国的经济自由指数并进行实证检验，诠释了中国改革开放以来经济自由与经济增长的关系。
针对目前对一国范围内经济自由与经济增长关系的研究缺乏分类检验的情况，本文分类检验了各经济自由分指标对我国经济增长率的影响。这对我们建设社会主义市场经济提供了一些政策方面的启示：①应当减少税收负担并调整税收政策。税收的不自由主要体现在市场个体没有与政府商讨税率的议价能力，直观表现在税负的不断增长。(11)正如实证的结果，税收不自由将降低经济增长率。例如，企业所得税负担重无助于企业资本存量的增长，企业为了应付短期税负压力，必将减少对劳动力再教育、技术研发以及风险资本方面的投入，这将不利于经济的长期发展。同时，税负增加和税收政策的扭曲将导致资本“居无定所”，追逐短期的利润，从而影响资本在各部门的配置效率。近年来，许多民营资本纷纷撤出制造业，转向房地产和资本市场以博取短期利润，造成产业空心化。应该说，这与我国较高的税负有直接的关系。②减少地方政府对经济的干预。中国地方政府对经济的干预的动机和模式都源于中国式的分权治理模式，这种模式实际上是经济分权和政治垂直管理的紧密结合。行政分权、财政分权(12)以及晋升锦标赛模式的建立，强化了地方粗放式的财政扩张行为，使得地方政府有那么高的热情参与到经济活动中去。中国式的分权治理模式和良好制度约束的缺乏使得地方政府具有重建设，轻人力资本投资和公共服务的倾向。地方政府过度参与市场经济的行为对于长期的经济增长显然是不利的。减少地方政府对经济的干预应该从财政分权制度入手，由于我国各个区域的具体情况各不相同，在纠正与调整地方政府行为上，应该充分考虑不同地区既定的市场经济制度环境和经济发展水平。避免分权制度给地方政府带来过大的压力，进而迫使其不得不对市场经济进行干预的情况发生。同时，应当改革地方政府以GDP为纲的考核体系，将考核重点逐渐转向公共服务的提供上来。加强对地方财政制度的管理，规范地方政府的预算外收入和体制外收入。最后，应当避免地方政府间的恶性竞争，防止地方政府的无效率投资。③促进城乡人口自由流动以及非国有化。农村人口向城市转移，不仅在中国，在其他发展中国家也是一个普遍的现象。同时，劳动力从农村向城市流动，有利于资源的有效再配置，通过人力资源利用范围和深度的扩大，对于中国经济发展和社会转型会产生积极的效应(蔡昉，2004)。因此，必须改革我国现行劳动力市场扭曲的定价机制。另一方面，计划经济时期的户籍制度依然影响深远，这种不平等的制度将农民束缚在缺乏产权保障的小块土地上，阻碍了城市化的进程和农村产业结构的优化。因此，必须对现行的户籍制度进行改革，逐渐加快农村人口的自由流动。同时，城市也要进一步提高吸纳和承载农村人口的能力，使进入城市的农村劳动力能真正的融入城市中来。推动城乡人口自由流动与非国有化政策是相得益彰的，非国有经济承担了农村人口在城市的大部分就业。同时也为中国转型期以来的经济增长增加了动力。然而，也应当看到，如何扶持和培育非国有部门的发展，建立公平竞争的经营环境也是目前亟待解决的问题。④进一步促进金融深化与贸易自由化。麦金农和肖认为，发展中国家的金融被抑制，并不利于经济发展，因此，应当进行金融深化的改革。金融深化通过多个途径来影响经济增长。金融自由化能降低资金成本，提高效率(Bekaert and Harvey，2000)。同时，能使资本从收益低的地区(部门)流到资本收益高的地区(部门)，从而提高资本的配置效率。提高贸易自由有利于中国经济增长率的提升，这个结果符合李嘉图的比较优势理论，即自由贸易政策将会促进经济增长，同时也与近30年来中国经济增长的实际情况相一致。
此外，对经济自由与经济增长因果关系的检验表明，经济自由与经济增长存在互为因果的关系。这意味着推进经济自由并不是单纯的制度建设，经济自由与经济增长两者之间可能存在一种内在耦合的演进逻辑，两者是相存共生的关系。因此，推进经济自由并不是单纯的制度建设，经济自由与经济增长两者之间可能存在一种内在耦合的演进逻辑，两者是相存共生的关系。因此，在推进中国经济自由的过程中，不能陷入为自由而自由的盲区。只有将经济自由与经济增长结合起来考虑才是推动我国经济可持续增长的有效途径。最后需要说明的是，本文采用的是省级面板数据，由于数据可得性的缘故，在经济自由指数的设计上难免会忽略一些其他的变量，以至于在实证过程中可能会产生一些偏差。因此，对于中国转型期的经济自由指数的完善及其影响的研究则需要更多的学者作进一步的努力。
注释：
①一般认为，经济自由促进了社会的竞争程度，同时提升了社会的生产效率。经济自由通过增加社会的物质资本和人力资本的投资来提升全要素生产率。特别是人力资本的投资，最终有利于提高经济增长速度(Barro，1992)，因此可以认为这种假定是比较合理的。
②目前对世界各国的经济自由度进行测度的主要有美国传统经济会、自由之屋以及加拿大的Fraser研究所。三个机构所发布的各国经济自由指数都有较大影响力。
③主成分分析法有利于保留原有变量的信息，对于差异较大的变量赋予较大的权重，而对于差异较小的变量赋予较小的权重。采用主成分分析法计算出来的综合指数更能反映现实情况，从而减少了主观随意性。
④众多的学者对于折旧率的选择都有不同的看法，胡永泰(1998)、王小鲁(2000)和Wang and Yao(2003)假定折旧率为5％；Young(2000)则设定为6％；宋海岩等(2003)假定折旧率为全国的折旧率加上各省份的当年的经济增长率等。
⑤西藏自治区由于数据不全，因此不包含在我们的统计样本内，重庆并入四川省计算。中国香港、澳门、台湾省没有包括在我们的数据库中。
⑥在文献中，一般所指的沿海省份和直辖市包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南。内地省份包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、广西、安徽、江西、河南、湖北、湖南、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。
⑦限于篇幅，本文只列出了沿海省份与内地省份回归模型的变量系数值及其显著性，有兴趣的读者可向我们索取完整的回归结果。
⑧我们只列出了经济自由7个分指标的回归系数的详细情况，而对于模型中其他一般变量的回归系数则省略。在实证分析中，我们分别将经济增长率的当期值、三年移动平均值和五年移动平均值作为被解释变量进行回归，以减少短期经济波动的影响，进而更好的捕捉经济自由对经济增长的长期效应。
⑨Granger因果检验主要看当期的y能够在多大程度上被其滞后期y[，t-1]所解释，然后，再加入x的滞后值x[，t-1]，看其解释程度是否有所提高。在给定的置信水平下，如果t值是显著的，即x在y的预测中有所贡献，则x是y的格兰杰原因。如果不显著，则认为x不是y的格兰杰原因。
⑩为了避免工具变量的选择具备多重含义，以及可能产生的与其他解释变量的共线性问题。本文采用滞后变量作为其本身的工具变量。
(11)近年来，我国的税收收入迅速增长，2010年全国税收总收入达到73202亿元，比上年增长23％。然而，我国同期的GDP增长率仅为9％左右。
(12)行政分权是指中央政府从20世纪80年代初就把许多行政权力下放给地方政府。财政分权是指1985年实施的财政包干政策和1994年开始实施的分税制。
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