制度主导、要素贡献和我国经济增长动力的分类检验，本文主要内容关键词为：我国经济论文,要素论文,主导论文,贡献论文,动力论文，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。
一、引言
自1978年改革开放以来，中国经济快速增长已经持续近30年，也是世界11个高速发展的经济体中唯一一个至今还保持高增长的国家(刘树成、张晓晶，2007)。中国经济持续高增长引起了国内外学者的普遍关注。虽然内生经济增长理论研究已经有了较大进展，但经济增长动力问题并未形成共识。从一国生产过程来看，经济增长直接原因主要是技术进步、物质资本和人力资本投入，但制度决定论认为，制度才是经济增长的根本原因。自North et al.(1973)开创性研究以来，新制度经济学派尤其关注制度对经济增长的重要作用(North，1990，1994；Delong and Shleifer，1993)，认为只有实施有效制度、实现执政者约束和产权保护，刺激民间投资和技术进步，经济才可能实现持续增长。政治制度和产权制度先于经济发展并决定经济增长(Acemoglu et a1.，2004)，资本和劳动只是经济实现增长的手段，是经济增长的结果(Grossman et a1.，1991；North et al.，1973；North et al.，1989)。为提高制度决定论对经济增长的解释力，现代制度理论转向有效制度分析(Knack andKeefer，1995)。Hall and Jones(1999)、Acemoglu et al.(2001，2004)、Levine(2004)、Dollar and Kraay(2003)和Rodrik et al.(2004)通过构建制度决定论框架，将政体形态、产权保护和制度内生化，强化了经济增长依赖“有限”政府和制度约束的结论。这类观点得到国内学者的普遍认同，认为比较优势和发展战略(林毅夫等，2004，2006)、竞争和产权制度(刘小玄，2003)、市场化和经济体制改革(樊纲等，2003)对我国经济增长具有决定性影响。
Rajan and Zingales(2003)置疑，若经济增长由制度所决定，为什么20世纪制度较为完善的欧美国家，金融发展和经济增长还会出现剧烈波动？Mulligan，Sala-i-Martin and Gil(2004)发现，民主和非民主政体下的政府对公共政策偏好并没有差异。Acemoglu(2007)指出，制度与经济增长的作用关系并不确定。为深化对长期经济增长动力问题的认识，新古典内生增长理论在AK模型(Romer，1986；Lucas，1988；Barro，1991)和R&D模型(Romer，1990；Aghion and Howitt，1992)中将技术进步内生化，认为制度虽然可以影响技术进步、资本和劳动投入，但制度贡献最终需要通过资本和劳动来实现。技术进步和人力资本既是经济增长的直接原因，也是制度变迁和民主更替的根本促进因素。Barro(1990)和Glaeser et a1.(2004)强调，政治制度并非在人类社会的初始阶段就存在，而是技术进步、教育发展和经济增长到一定阶段的产物。世界众多国家普遍在经济自由化后才发生民主转轨，经济发展更多表现为政府自愿投资和政策实施的结果。针对Acemoglu et al.(2001，2004，2005a)的观点——物质资本投资和人力资本积累需要建立在民主和法制的基础上，只有实现有效产权保护才能促进经济持续增长，Djankov et al.(2003)对比欧洲殖民地和南北韩经济增长后指出，Acemoglu et al的制度决定论观点依赖特定的工具变量，但以死亡率、人口密度和被殖民经历等作为工具变量，内涵丰富，无法直接界定制度，而完全可能测度的正是人力资本。在现代市场经济发展过程中，金融发展对经济增长的贡献逐步增大。金融决定论更是强调，经济发展根源在于金融发展而不是资本、制度或技术进步。对于非金融要素诸如资本和技术进步，只有通过金融渠道才能最终被经济体有效吸收和利用，技术进步、资本积累和制度也只是金融发展促进经济增长的手段。金融决定论思想可以表述为：市场摩擦→金融发展→资本积累和技术进步→经济增长(Levine，1997，2004；Levine et al.，2000)。此外，要素决定论的争论还表现在地域能否对经济增长产生决定性影响。地域决定论认为，一国或地区的地理位置决定其资源丰裕程度、气候优劣、交通和区位优势，将直接影响物质资本投资、人力资本质量和技术进步。在控制政策和制度影响后，Sachs(2001)发现，地域往往通过交易成本、交通卫生状况和农业生产率等途径影响经济产出。诸如沿海地区利用便利的交通条件、低廉的运输成本和参与国际贸易的潜在优势，更易于快速实现经济增长。而不利区位以及炎热气候将导致热带地区过快的人口增长和过重的医疗负担，进而抑制经济发展。因此认为地域不仅影响内生要素发展，更是直接作用于生产并决定经济增长(Sachs，2003；Acemoglu etal.，2001；Easterly and Levine，2002)。由于约束条件的多样性、环境的不确定性、要素的内生性、经济增长的综合性以及计量方法的局限性，经济增长动力问题的争论还将持续下去。
Rodrik et al.(2004)认为，深化经济增长动力问题研究不应局限于某一要素和经济增长的因果关系论证，更应开展综合和横向的对比分析。Stiglitz(2004)强调，经济增长动力问题研究更应建立在一国特定经济环境和经济结构的基础上。经济体如同生物体，有着复杂的个性特征，需要对每一个体逐一进行分析(Sachs，2005)。不难发现，国内外分析经济增长动力的文献不胜枚举，但针对一国范围内的要素发展和经济增长关系的分类对比却鲜有出现。同时，20世纪80年代以来我国开展了一系列经济制度改革，虽然“摸着石头过河”的改革模式，决定了我国要素发展和经济增长关系的短期性和多变性，但也为经济增长实施了一场“制度实验”。基于此，本文在Rodrik et al.(2004)研究框架的基础上，利用中国经济时序和面板数据分类检验要素发展和经济增长关系，深化对我国经济增长动力问题的解释。本文与Rodrik et al.(2004)的区别在于：(1)以一国数据为样本即集中关注我国经济增长的动力问题；(2)关注产权制度而非政治制度与经济增长的关系问题。本文剩余结构安排如下：第二部分分析经济增长动力，即基于制度内生化模型的解释；第三部分为计量模型选择和变量设计；第四部分为分类检验结果与评价；第五部分是基本结论。
二、经济增长动力：基于制度内生化模型的解释
根据我国市场化和产权制度改革特征，结合罗默(1999)和巴罗等(2000)的模型和演绎逻辑，将制度引入增长模型，以数理分析不同要素的发展和经济增长关系。
，服从：
为了求解消费者最优化效用问题，建立汉密尔顿方程：
根据库恩-塔克定理可知：
等价于：
从联立方程组中消除库恩-塔克乘子λ后，化简可得：
若制度生产过程收敛于一平衡增长路径，即满足约束条件v+w<1，则：
上式表明，在不同发展阶段或不同资源禀赋下，要素发展和经济增长关系具有如下特征：
(1)当制度发展较为完善时，制度生产的贡献因子v和w保持不变，诸如在西方国家成熟市场经济体内，资本积累和经济增长就主要依赖于技术进步和人力资本的发展，技术进步和人力资本发展的速度越快，经济增长率就越高。
(2)当制度发展较不完善时，随着制度的发展和完善，制度生产的贡献因子v和w不断提高。若技术进步和人力资本的增长速度较慢，经济增长率将随着v和w的不断提高而增大，经济增长就主要依赖于制度的发展。制度发展越快，资本积累和经济增长的速度也越快。若技术进步和人力资本也快速发展，经济发展就不仅依赖于制度发展，而且伴随技术进步和人力资本的发展而增长。
综合上述，资本、技术进步和制度等都可能解释经济增长。在不同经济发展阶段下，经济增长动力将存在差异。即制度越完善，经济增长就越表现为技术进步和人力资本的发展。制度越不完善，经济增长就越受限于制度的发展。
三、计量模型选择和变量设计
变量设计如下：(1)人均物质资本k。人均物质资本一般使用人均全社会固定资产存量指标。固定资产存量度量比较复杂，常用方法包括资本租赁价格法和永续盘存法(王小鲁等，2000)。本文对全社会固定资产存量估计采用Yao and Zhang(2001)的递推方法
，ρ为固定资产投资F的资本形成率并令其等于0.95，即在资本形成过程中存在5％的损耗。初始年份1952年的数据直接选用Chow(1993)的估计结果，即以不变价格计算的1952年固定资产存量大约为1750亿元。(2)单位人力资本h。人力资本测度一般有劳动力成本法、教育年限法、在校学生比例法和教育经费法等，各类方法都存在一定的优缺点(沈坤荣、李剑，2003)。由于我国人力资本发展更多依赖政府投入，因此人力资本指标h在此选用教育经费法进行估计，即h=年度实际教育经费支出/全社会总就业人口。(3)技术进步rd。技术进步估计的主要方法包括全要素生产率法、R&D经费投入法和科研经费支出法等(易纲等，2003)。由于我国R&D支出主要来自于国家财政投入，民间投资较低，因此技术进步指标选择财政支出中用于科学研究的人均经费支出rd(科研经费/全社会总就业人口)来表示。(4)产权制度INS。产权制度指标通常使用工业增加值中非国有工业增加值占比、市场化进程指数(樊纲等，2003；康继军等，2007)和综合指数等(傅晓霞、吴利学，2006)。本文选用当前文献普遍使用的工业增加值中非国有工业增加值比重，即INS=工业行业中非国有工业增加值/工业增加值。同时，物质资本和人力资本投入和配置效率受制于产权制度，因此我们除考虑产权制度对经济增长的直接作用外，还引入产权制度与物质资本及人力资本相结合形式，对比测度产权制度和经济增长的作用关系。不过，康继军等(2007)认为，制度以何种形式加入增长方程，学术界尚无统一结论。(5)金融发展FD。在一个成熟的市场经济体中，衡量金融发展的指标主要包括金融机构存贷款占GDP比率、证券市场市值比率、证券市场流动性比率(Levine，1997，2004)。我国证券市场发展于20世纪90年代初，发展时间较短而且对经济增长的影响较弱，故在此暂不考虑证券市场对经济增长的作用效应。同时，在金融不发达的国家或地区，金融中介的功能主要体现为信贷活动即资金的运用程度，而以存款/GDP来确定金融发展水平可能是不恰当的(王晋斌，2007)，故本文采用金融机构年末贷款总额/GDP来表示金融发展。(6)对外贸易TRADE。对外贸易通过两个指标来刻画：
=年度进出口贸易总额/GDP；
=外商直接投资额/国内外投资总额。其中外商直接投资使用我国实际利用外资额，由于在1978年以前很少甚至没有外商投资，为实现有效对比，以指数平滑法补齐特定历史阶段缺失的数据。
四、分类检验结果与评价
纵观我国经济发展，从体制外到体制内及增量到存量的阶段性改革特征显著(吴敬琏等，1996)，根据人均产出自回归模型、事件分析法和Chow's断点检验方法，结果发现在1952-2005年的54个样本数据中，我国经济发展多次出现断点(傅晓霞、吴利学，2006)，Chow's断点检验结果见表1。
表1Chow's断点检验
时间 F
相伴 对数 相伴 时间
F
相伴 对数相伴
断点统计量概率似然比概率 断点 统计量概率似然比
概率
1965年
3.5810.00918.465
0.0021979年2.2920.06312.547
0.028
1966年
3.0550.01916.131
0.0061989年2.2000.07212.094
0.034
1977年
2.3410.05812.783
0.0261990年2.3830.05412.986
0.024
1978年
2.5230.04413.656
0.0181991年2.1960.07312.077
0.034
从Chow's断点检验结果来看，在1952—2005年间，主要发生了三次显著的阶段性变化。一是1965年前后，对数似然比为18.465，相伴概率为0.002，在1％的显著性水平下拒绝原假设，即经济产出在1965年前后发生较大的结构性变化；二是在1978年前后，对数似然比为13.656，相伴概率为0.018，在5％的显著性水平下拒绝原假设，显示1978年前后人均经济产出变化较大；三是在1991年前后，对数似然比为12.077，相伴概率为0.034，在5％的显著性水平下拒绝原假设，表明经济发展在1991年前后也有较大改变。断点检验结果与我国1966年前后的文化大革命、1978年的改革开放、1992年的邓小平南巡事件相吻合。为剔除断点影响并分析宏观经济政策对我国经济增长的作用，实证检验分别加入如下三个虚拟变量：虚拟变量
，1952-1965取1，其他时间取0；虚拟变量
，1966-1977取1，其他时间取0；虚拟变量
，1978-1991取1，其他时间取0。
首先利用OLS方法对模型进行估计，结果见表2所示。
方程(1)为新古典内生增长模型，结果显示，物质资本和人力资本与经济产出呈现正向相关性，显著性水平为1％，吻合我国自上个世纪50年代以来的经济增长基本依赖于物质资本和人力资本投资的事实(江曙霞等，2006)。当我们在新古典内生增长模型中逐步引入其他影响要素，结果发现提高了方程的拟合程度，这表明对外贸易、制度和金融都影响经济增长。方程(2)和(3)引入对外贸易对经济增长的作用。可以看出，进出口贸易对经济增长的作用并不显著，而外商直接投资对经济增长的作用也只有10％的显著性水平。但和方程(1)对比，重要的解释变量人均资本和人力资本的系数明显下降，其显著性水平虽保持不变但其T值却有所下降。而方程(2)和(3)的拟合优度R[2]和调整后的Ad-R[2]在(1)—(7)的7个方程中最高，显示对外贸易和方程中其他解释变量可能存在高度多重共线性。变量间相关系数检验结果发现，进出口贸易和物质资本及人力资本的相关系数分别高达0.932和0.929，而外商直接投资与物质资本和人力资本的相关系数分别为0.903和0.871。这表明，对外贸易对经济增长并非不起作用，原因可能在于物质资本和人力资本等要素对经济增长的作用包含了贸易的贡献，贸易模型的OLS检验结果与当前文献对贸易作用的描述相一致(沈坤荣、李剑，2003)。
方程(4)—(6)在新古典内生增长模型中引入制度因素。可以看出，产权制度对经济增长的直接效应并不显著，但制度和物质资本及人力资本组合的作用系数在5％的水平上显著，说明制度可以通过物质资本和人力资本促进经济增长。这暗示着改革开放以来，我国经济持续稳定快速增长的确受益于民营经济的发展、市场化和产权制度改革。在新古典内生增长模型中引入金融因素即方程(7)，金融发展对经济增长的作用系数为负且不显著，表明我国金融发展对经济增长的作用有限。综合方程(8)和(9)中物质资本、人力资本和技术进步都显著，方程(8)中产权制度直接作用系数比制度模型(4)增加了近3倍且显著性水平提高到10％，方程(9)中产权制度与资本的组合也保持5％的显著性水平。方程(8)和(9)表明，产权制度对经济增长存在直接和间接效应。两类贸易指标在综合模型中都不显著，而金融系数还为负数，印证了我国金融发展对经济增长的跟随特征。
由于GMM估计方法放宽对随机扰动项的要求，允许随机误差项存在异方差和序列相关，所得到的参数估计量不仅比较稳健，而且也比其他参数估计方法更合乎实际(林毅夫等，2006)。同时，为避免工具变量涵盖多重经济含义以及与其他解释变量的共线性，本文直接选择滞后变量作为其本身的工具变量①，利用GMM方法对模型重新进行估计，结果见表3。
可以看出，在所有的模型中，物质资本和人力资本都保持OLS估计中的显著性水平，印证了物质资本和人力资本投入对经济增长的突出作用。在方程(4)—(6)以及方程(8)和(9)中，技术进步的显著性水平较高，而在其他方程中却不显著，表明技术进步与经济增长的作用关系并不具有稳定性。与OLS估计形成明显区别的是，对外贸易两个变量的直接作用效应都在10％的水平上显著，在综合模型中也表现出相同的显著性水平，表明进出口贸易和外商直接投资对我国经济增长都有较大影响，吻合改革开放后对外贸易对我国经济增长的实际贡献特征。在引入产权制度的模型中，以工业增加值中非国有工业增加值占比刻画的产权制度直接作用效应显著(显著性水平为1％)，制度与物质资本和人力资本组合的系数也显著(显著性水平分别为1％和5％)。这表明，制度不仅直接作用于经济增长，而且还通过影响物质资本和人力资本投入和配置效率促进经济增长。金融变量在GMM估计下，对经济增长作用仍然不显著，再次印证金融发展滞后于经济增长的特征。也就是说在当前发展阶段下，我国金融发展更多还是表现为经济增长的结果而非原因。若虚拟变量在某种程度上能够描述宏观经济政策对经济增长的作用，我们发现，在OLS估计中虚拟变量大部分都显著，在GMM估计下虚拟变量系数的显著性水平虽有所下降，但虚拟变量D3在所有模型估计中都表现出1％左右的显著性水平。这表明改革开放政策对我国经济增长作用不容忽视，当然这在无形中也强化了制度因素对我国经济增长的解释力②。综合上述，在GMM估计下，物质资本、人力资本和产权制度在所有模型中都保持显著性。可以说，物质资本、人力资本和产权制度对我国经济增长更具有解释力。
为了考察上述要素与经济增长关系是否具有稳健性，利用30个省市地区的面板数据进一步加以印证。样本区间选择1995—2005年，并引入地域变量检验区位对我国经济增长的影响情况。在此，为细化区位差异，结合跨国实证检验中地域变量的设计思想，本文不再局限于以虚拟变量对其进行测度，而是采用省会城市间相对经度来表示不同地区的地理位置，即省会城市与最东部城市经度再除以90度(去除角度量纲影响同时得到地区相对位置)，基点选择最东部城市上海，并设上海地域值为0.001以保证其对数值有意义。根据研究的目的和F检验结果选择混合回归模型进行估计，相关结果见表4。
表4数据显示，(物质和人力)资本和制度都保持高显著性，这与表2和表3的结论相一致。金融发展与经济增长也没有表现出显著的正向关系，吻合本文所有模型的估计结果。这可能是国有经济主导型所有制结构和国有银行控制型金融结构作用的结果，反映出我国金融行业国有垄断性和行政管制的低效率特征。贸易对经济增长的作用显著性提高，显著性水平都保持在5％以上，充分说明贸易对我国经济增长有着较为明显的影响。在所有模型中，技术进步与经济增长的作用系数都不显著，这可能归因于样本区间选择的差异，但也说明中性技术进步对当前我国经济增长的作用有限。地域变量在所有模型中都表现出1％的显著性水平，高显著性水平和负向作用关系表明，越靠近东部地区，地域对经济产出的作用就越大。③
考察变量间交叉相关系数，并进行Granger因果关系检验，我们还发现制度和其他要素间不仅存在相关关系，而且制度还是其他要素发展的Granger原因。④同时，制度在产出模型中又表现出较高的显著性和较强的作用力。结合我国市场化和产权制度改革特征，将制度对其他要素的作用关系进行检验，结果见表5。
方程(1)—(6)因变量为新古典内生要素，通过制度和其他要素间作用关系的对比检验，结果发现，在两类样本中物质资本和人力资本都能被制度所解释，而1978—2005年的样本区间内，制度对资本的解释系数增加并保持5％以上的显著性水平。方程(7)—(8)反映制度与金融及贸易的作用关系，数据显示制度对金融和贸易的作用系数也显著(1％的显著性水平)，表明市场化和产权制度改革的确有效地促进了贸易和金融的发展。当然，也正是产权制度改革和非国有经济的发展才最终实现了我国经济快速增长。
五、基本结论
本文结合罗默(1999)和巴罗等(2000)的模型及演绎逻辑将制度引入增长模型，诠释要素发展和经济增长关系。经济增长制度内生化模型的稳态性质表明，经济增长在不同国家、不同资源禀赋和在不同经济发展阶段下，经济增长动力将存在差异。制度越完善，经济增长就越体现为技术进步和人力资本的发展。制度越不完善，经济增长就越受限于制度的发展。
针对当前文献缺乏一国范围内要素发展和经济增长关系的分类检验，本文在Rodrik et al.(2004)研究框架的基础上，利用中国经济时序和面板数据，分类检验不同要素对我国经济增长的解释力。OLS和GMM估计结果均显示，物质资本、人力资本和产权制度与经济增长的作用系数保持高显著性和稳健性，体现资本和制度对我国经济增长的突出作用，基于省际面板数据的稳健性检验结果印证上述结论。但在所有的估计模型中，金融发展对经济增长都没有起到显著的正向作用，金融发展更多体现的是市场化、产权制度改革和经济增长的结果。我们认为，只有当经济发展达到一定水平和产权保护发展到一定程度时，我国金融发展才可能促进经济增长。此外，制度还能有效地解释物质资本、人力资本、金融和贸易等要素的发展，因此我国持续稳定快速增长，更是得益于市场化、产权制度改革和非国有经济的发展，检验结果吻合我国转轨经济改革和现阶段经济发展特征。
制度和其他要素作用关系检验结果进一步表明，物质资本和人力资本作用包含制度贡献，制度对经济增长不仅存在直接效应，而且还通过约束要素投入和要素配置效率来影响经济增长，因此制度因素对我国经济增长的解释更具效力。同时也充分证明，在转轨经济体内特别是制度发展并不完善的我国，经济增长更是取决于制度发展，制度有效性程度越高，资本积累和经济增长越快，这明显有别于西方发达国家的经济增长主要依靠技术进步和人力资本发展。需要说明的是，本文只是通过数理演绎和要素决定论分类检验，判定不同要素对我国经济增长的解释力，以期抛砖引玉。我国经济增长动力问题的进一步研究，尚需利用不同指标体系和不同计量方法进行对比分析。
感谢匿名审稿人中肯和建设性的修改意见，当然文责自负。
JEL Classification:011,017,047
注释：
①在跨国实证检验中，研究文献往往以两国首都距离和贸易的预测值(Frankel and Romer，1999)、以居住地人口的死亡率和被殖民经历(Acemoglu et al.，2004)，或以英语人口和其他语言人口比例(Rodrik et al.，2004)作为制度的工具变量。
②若认为政策是制度流量，则制度INS和政策p间关系用模型表示为：INS=∑a[,i]p[,i]-ηINS(Rodrik et al.，2004)。
③地域作用系数虽为负，但根据地域指标的设计原则，负向关系正好显示距离东部越近，经济增长越快。
④受篇幅限制，要素间相关系数矩阵和Granger因果关系检验结果从略。
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