法治建设与经济发展：基于跨国面板数据的实证分析
阳 李1 ，余 啸2
(1.首都经济贸易大学 法学院，北京 丰台 100070； 2. 西南财经大学 经济学院，四川 成都 611130)
摘 要： 法治建设对经济发展的影响颇受关注，大量的讨论和研究与之相关。然而，对于二者的关系，虽然学术界和实务界的主流声音认为法治建设对于经济发展具有显著的促进作用，但仍然存在诸多不同的见解。本文使用2003—2016年全球142个国家的面板数据，考察法治建设对经济发展的影响作用。经过研究发现：总体而言，法治水平的提高对经济发展具有显著的促进作用；具体而言，法治水平对经济发展的影响效果呈现出门槛特征：当法治水平小于1.725时，法治水平提升0.1个单位，人均GDP将提升323.6402美元；当法治水平介于1.725和1.85之间时，法治水平提升0.1个单位，人均GDP将提升651.502美元；当法治水平超过1.85时，法治水平提升0.1个单位，人均GDP将提升461.5849美元。同时，分组门槛回归的结果表明，与贫穷国家相较，法治对富裕国家的经济发展做出的贡献更为突出。通过对比国际数据，我国法治建设对经济发展的促进作用仍有巨大的潜力。
关键词： 法治建设；经济发展；门槛效应
一、引言与文献述评
法治建设对于经济发展具有举足轻重的推动作用，很大程度已经成为学术界与实务界的共识。早在17世纪，Hobbes(1651)即提出，如果没有优秀的司法制度，大量潜在的交易可能不会发生。因为当事人签订合同时，首先履约的一方不能保证自己完成义务后能够得到对方的对价履行，倘若没有强制力量的潜在威慑，交易安全将无法得到有效保障。[1]Weber(1972)强调理性(rational)法律与经济发展的重要关系，认为法律系统是理性系统，依赖于预先存在的规则以解决社会冲突，这些规则由专业人员使用独特的思维模式精心制作，具有相互一致性、普遍性和精确性，理性的法律体系是促进经济发展的前提条件。[2]North(1990)等通过对部分第三世界国家的实践调查与分析后认为，缺乏有效的产权制度以及低成本的合同执行手段是第三世界在过往历史中停滞不前和当代不发达的最重要原因。North的历史实证研究对法治与经济的正相关关系命题提供了直接的证据，因而得到广泛的传播和认可。[3]Williamson(1995)反向证明了法治与经济之间的关系，他认为较高的经济发展水平以交易中存在大量的长期合同为特征，如果缺乏运作良好的法律制度，那么无法发展出此类商业关系。如果司法机构无法迫使交易方履行合同义务，那么市场将发生不成比例的大量交易，这些交易违约的机会较少；或者，公司通过纵向和集团整合完全规避司法系统，将公平交易转变为公司内部交易。Williamson认为，在任何一种情况下，结果都会导致更高的交易成本和低水平经济。[4]
大量现实证据和实证分析形成法治建设与经济发展正相关关系的有力支撑。根据世界银行在秘鲁的民意调查，几乎三分之一的被调查者表示他们不会从一个值得信赖的供应商转向一个新供应商，即使新供应商可以提供更低的价格，因为担心新供应商无法形成稳定和可执行的交易关系。[5]在厄瓜多尔的一项类似调查发现，由于合同执行的不确定性和可能缺乏及时性，企业对投资犹豫不决。对巴西企业家的深入访谈表明，如果巴西司法部门与发达市场经济体的水准相匹配，国内投资将增加10%。[6]在加纳，企业依靠贸易商的交易网络作为中间人，企业在进行木材交易之前通常会招募一名熟悉木材公司的贸易商，并以这名贸易商的私人关系作为买卖双方交易顺利履行的保障，这并不免费。[7]显然，法治系统的低效运行大幅降低了对交易行为的保驾护航作用，交易方对中间商、人情等非正式机制的依赖增添了经营成本，形成经济发展的强力绊脚石。Barro(2000)曾对上世纪七十年代全球114个国家经济增长与法治的关系进行回归分析，发现法治总体指标与经济增长显著相关。[8]
此外，还有文献对法治与经济发展的正相关关系进行了间接的对比化实证检验。Rodrik(2004)计量估算了法律制度、地理位置和贸易水平在确定全球收入水平方面的各自贡献，回归结果表明，法律制度的贡献率独占鳌头。在控制住法律制度的影响后，地理位置对收入产生的直接影响极为微弱，贸易的影响同样微不足道，并且经常以“错误”(即负面)的标志进入回归模型。[9]Acemoglu(2005)高度评价法律制度的重要性，认为产权制度可以保护公民免受政府和强权精英的侵害，契约制度使得公民之间的私人交易得以实现，利用殖民地历史造就的两种制度的外部变异，通过运用工具变量法，Acemoglu分析了产权制度与殖民策略(定居者死亡率和殖民前人口密度)的关系，以及契约制度与殖民权力的同一性，发现产权制度对长期经济增长、投资和金融发展具有正效应关系。[10]Asoni(2008)讨论了将产权制度与经济发展联系起来的不同理论机制，认为缺乏对财产权的保护可能通过多种不同渠道降低经济增长：如征用私人财富、公务员腐败、过度征税和采用新技术的障碍等等，并详细阐述了有关产权和经济增长正相关关系的实证检验。[11]
然而，对于法治建设与经济发展的关联关系，仍然存在不同的见解。Ginsburg(2000)以来自东亚的证据着手，发现当正式法律制度的保护能力较弱时，交易通常在大家庭中进行，交易中的公司大多也为家族私有。在充满不确定性的时期，家族企业可能具有一定优势，社会关系甚至比商业关系更具弹性，在经济困难时期更具生命力。在传统中国，非正式制度发挥着重要作用，如行会和宗族团体可以有力的协调各类经济交易；目前，关系资本主义仍然是海外华人社区成功的核心。即便在今天，大多数发展中国家仍存在类似的机制来促进资本形成、财产权的建立和保护以及合同的执行。Ginsburg因而认为，法治对经济发展的促进作用似乎并不显著。[12]Clarke(2003)认为，合同是否能够被强制履行并没有太大的重要性，即使司法系统未能合法有效的强制履行交易合同，这也仅仅只会导致少数促进经济增长的合同不能得到履行，并不能做出法治促进经济增长的逻辑推演。[13]Upham认为，即使没有强有力的产权制度和成熟的法律体制，一个国家仍然有可能达到良好的经济发展水平。[14]持有类似观点的学者还有Grief(1993)[15]等。
20世纪60年代，美国和部分欧洲国家发起“法律与发展运动”，试图通过对部分发展中国家进行法律援助，提升其法治现代化程度，进而使得贫穷落后的发展中国家取得较快的经济发展和社会进步。法律与发展运动取得美国国际开发署、福特基金会和洛克菲勒基金等公私团体的大力资助，并由来自美国大学、律师协会等团体的诸多法律精英主导。法律援助在一定程度上改变了被援助国家的法律文本和法律制度的结构，但是在重塑法律观念和法律行为方面却是大大地失败了。[16]被援助国家的经济发展水平亦未能获得预想的提升。法律与发展运动的失败并未击溃人们对于法治与经济之相关关系的信心，由美国主导的“第二次法律与发展运动”于20世纪90年代再度兴起。自1994年以来，世界银行、美洲开发银行和亚洲开发银行已经批准或启动了超过5亿美元的贷款，用于26个国家的司法改革项目；美国国际开发署在过去十年中花费近2亿美元用于类似项目，其他政府和私人团体也在资助使政府司法部门现代化的计划。大多数发展中国家和前社会主义国家接受某种形式的援助，以帮助改革法院，检察院和共同构成司法系统的其他机构。同第一次法律与发展运动相较，“第二次法律与发展运动”投入了更多的人、财、物等资源，取得了一定的现实成果和深远影响。然而，仅就法治水平与经济发展之间的关系，“第二次法律与发展运动”并未提供显著的证据。虽然历史和比较分析支持一种更好的司法制度促进经济增长的观点，但是没有明确的经验证据表明低水平司法系统对于经济发展的确定性影响。目前的通说是，法治水平与经济增长可能存在某种关系。[17]
于是突然，她想要一个充气娃娃。因为她不是充气娃娃。因为她想走出豪宅，放弃豪宅。因为她认为这样隐秘的豪宅只应该属于与世无争的充气娃娃。她在，对充气娃娃的世界，其实是一种玷污。
作为一国宏观环境的重要组成部分，法治建设之于经济发展的作用颇受关注。虽然法治建设对于经济发展具有显著正相关关系的视点已经受到广泛认同，但是二者相关关系的不显著论证亦不少见，不同视角的逻辑推演与实践证据所形成的论点并不统一。至此，关于法治建设与经济发展之关系的谜底并未完全解开。在法治与经济全球化、一体化的时代，仅仅通过单一国家的定量或定性研究或许难以得出法治建设与经济发展之关系的全局化、准确化认知。鉴于此，本文利用2003-2016年全球142个国家的面板数据，考察法治建设对经济发展的影响。与以往的文献相比，本文的贡献如下：一是本文采用的面板数据覆盖全球142个国家，具有较强的代表性；二是本文不仅进行简单的回归分析，还进行了门槛效应分析。
在获得参数的估计值后，需要检验门槛是否具有统计上的显著性，检验的原假设与备择假设分别为β 1=β 2以及β 1≠β 2，相应的似然比检验(LR test)基于如下统计量：
具体推荐阶段：以上为基于受限玻尔兹曼机的学习阶段，可以获得整个网络的全部参数。而在其推荐阶段的过程如下：
二、研究设计与数据
(一)计量模型
为了验证法治建设与经济发展之间的关系，本文在参照现有经济理论成果的前提下，设定基准模型如下:
econ it =α +β 2·law it +γ ·control it +ε it
(1)
其中，下标i表示国家，t表示年份；被解释变量：经济水平采用人均GDP；核心解释变量law为一国的法治水平，control为控制变量；ε 为残差项，α 、β 、γ 均为待估参数。
3.医疗物资准备的局限性：海上医疗保障抽组任务时间紧，医疗物资、耗材都是随人携带上船。医疗物资、耗材的准备、装箱、测试和搬运都是由参加任务的保障人员负责，准备时间短，参加保障人员的不固定性和临时性导致人员易产生推脱和敷衍心理，物资准备易遗漏，尤其个人防护用具比较容易忽视。
(二)变量及描述性统计
获得γ的估计值后，进而，我们可以获得β的估计值、残差向量以及残差方差：
综上所述，原料价格持续走高、环保压力日益增大、冬储如何定价仿佛成为很多厂家共同的“心病”。定高了，自身订单量肯定会减少，定低了则必定要吃亏。明明目前价格走高，经销商却迟迟不敢备货，因为不确定因素实在是太多了。对于一些经销商而言，如此高价对于今年的销售更是雪上加霜，农产品价格低，化肥价格如此之高，农户的种植积极性受到很大的打击，这使得很多经销商叫苦不迭。
按照个人所得税法有关规定，农民进城务工劳务所得、经营所得、工资所得等，收入达到个税起征要求也需要缴纳个人所得税，如月工资、薪金超过5000元需缴纳个税，劳务报酬每次超过800元需缴纳个税等。但是进城务工人员工作相对不易，与城镇居民纳税人又承担相等的纳税义务，税负较重，进城后生活状况改善有限，整体公平性并未实现。
2.核心解释变量。本文采用世界银行提供的法治指数(Rule of Law)，该指数包括暴力和有组织犯罪、合同的强制执行能力、财产的征收与征用、司法进程的公平性和平等性、私有产权的保护、警察服务的可靠性、司法独立、对司法系统的信心等主客观指标，具有较强的代表性，并覆盖了全球绝大多数国家和地区。法治指数取值范围从最劣至最优分别为-2.5至2.5。
3.控制变量：主要包括：国内储蓄总额(saving)；科技水平(articles)，以一国在自然科学和工程等科技领域发表的论文数量作为衡量标准；劳动力(labor)；话语权和问责权(voice)；政治稳定 (stability)；监管质量(regulatory)；腐败管控能力(corruption)。上述控制变量选用世界银行旗下世界治理指数(Worldwide Governance Indicators)的相关数据。被解释变量、核心解释变量以及控制变量的描述性统计(见表1)。
三、实证结果分析
(一)基准回归分析
表2报告了基准回归分析结果。其中，(1)到(5)列分别使用混合OLS、固定效应(聚类稳健标准误)、随机效应(聚类稳健标准误)、固定效应和随机效应进行回归。LSDV检验表明，大量个体虚拟变量在1%的水平上显著，存在明显的个体固定效应，因而固定效应优于混合回归。LM检验在1%的水平上(p值为0.000)拒绝了原假设，即认为在随机效应与混合回归中应当选择随机效应。Hausman检验的p值为0.0000，强烈拒绝原假设“ui与解释变量不相关”，因此在固定效应与随机效应中，应当选择固定效应。同时，稳健的Hausman检验p值亦为0.0000，仍然强烈拒绝随机效应的原假设。因此，本文选择固定效应模型展开分析。
表1 变量的描述性统计
回归结果表明，核心解释变量法治水平与经济发展显著地正相关，符合预期，即有效的法治水平可以显著提高人们行为的预期，使得社会的各类交易行为稳定、有序进行，从而有力促进经济的发展。控制变量中，国内储蓄总额通过了1%水平上的显著性检验，储蓄率可以产生投资，继而形成新的生产能力并促进经济发展；科技水平也通过了1%水平上的显著性检验，表明科技水平对于经济发展具有正向的推动作用；劳动力仅通过10%水平上的显著性检验，且系数较小，意味着劳动力数量虽然与经济发展正相关，但发挥的作用相对并不显著；此外，政治稳定、监管质量以及政治稳定与腐败管控能力的交乘项分别通过了5%、1%、1%的显著性检验，与经济发展均具有正相关关系。
表2 基准回归分析
注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平下显著，括号内为稳健标准误。下表同。
为了进一步优化变量之间可能存在的内生性问题，本文使用法治指数的提前两期项作为工具变量，运用两阶段最小二乘法进行回归。首先，工具变量过度识别的Sargan检验p值为0.0000，表明不存在过度识别问题。其次，工具变量检验的Cragg-Donald Wald F值为233.325，不仅远大于经验临界值10，也大于10%偏误水平下的临界值16.38，不存在弱工具变量问题，因而工具变量的选择是有效的。表2第(6)列报告了此工具变量的二阶段最小二乘法的回归结果，可以看出，在控制了内生性问题后，各个变量的估计系数和显著性与固定效应模型仍然一致，回归结果依然稳健。
(二)进一步讨论
1.门槛效应
全球各个国家的法治与经济水平大相径庭，二者之间的关系可能会呈现出一定的区间效应，试图通过人为的方式对各个不同的区间进行划分难以完全避免主观性所致的偏误，我们采用面板门槛模型，根据数据自身的特征来客观判断不同的区间，进而探究法治水平与经济发展之间的关系。
ɑ表示显著性水平。
y it =u i +x it ′(γ )β +ε it
(2)
令β=(β1′，β2′)′，于是(2)式等价于：
门槛效应基本模型设定为：
(3)
随后通过去除组内平均值的方法去除个体效应，对(3)式取组内平均得到：
(4)
再用(3)式减去(4)式，可得：
y it *=x it *(γ )β +ε it *
(5)
式中，
2) Permanent magnet synchronous electricity generation system
对所有观察值进行累叠，采用矩阵形式将上式表示为：
Y *=X *(γ )β +ε *
(6)
对于γ值，可采用OLS估计得到参数β的一致估计量，即：
(7)
相应的残差向量为：
农村商业银行对于我国农村经济的发展至关重要，为解决农商行发展中出现的股权结构单一、股权高度分散、激励机制缺失等诸多问题，唯有对股权机制进行创新，提出多元化的股权结构，引入全周期监管来预防系统性操作风险，充分维护中小股东的自身权益等，才可以保障农商行在经济新常态的发展中稳步前行。
(8)
残差平方和为：
本文余下的结构如下：第二部分为研究设计与数据，第三部分为实证结果分析，第四部分为结论及启示。
同时教师可以用现代信息技术多媒体设备，如微信、QQ等app延伸课堂内容的教学[4]，可以将上课的相关视频和音频上传到班级微信群，方便学生重复学习，加深理解，改善学习效果。
(9)
通过求取(9)式S1(γ)的最小化可以获得γ的估计值，即：
(10)
1.被解释变量。本文选择人均GDP作为经济水平的衡量指标。数据来源于世界银行，以当前美元计算。
(11)
曹中铭（知名独立财经撰稿人）：上市公司热衷于投资理财，背后不无盘活金融资产、提高资金利用效率、增加投资收益、提振公司业绩等方面的考量。不过，上市公司进行证券投资，虽属于其内部事务，但也不能为所欲为。对于那些投入巨资炒股、炒股出现巨亏，或因炒股影响到日常运营的上市公司，监管部门通过下发问询函的方式表达关注却是必要的。否则，“上海莱士式”的悲剧，今后或还会重演。
(12)
如果得到的p值小于设定的临界值(如1%)，那么拒绝原假设，认为存在门槛效应。紧接着估计门槛值的估计值是否等于真实值，对应的原假设为：γ=γ0，相应的似然比统计量为：
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(13)
当LR1(γ)
c(ɑ)时，接受原假设，即门槛值的估计值等于真实值，其中：
(14)
参照Hansen(1999)发展的面板门槛模型，[17]基本理论推导简介如下。
以上表示存在单个门槛时的模型推导，双重门槛或多重门槛模型的推导可以类推，不再赘述。
2.门槛模型及回归结果
本文采用法治指数为门槛变量，设定单门槛模型(15)和双门槛模型(16)如下：
econ it =α +β 1law it I (law ≤δ 1)+β 2law it I (law >δ 1)+γ ·control it +u i +v t +ε it
(15)
econ it =α +β 1law it I (law ≤τ 1)+β 2law it I (τ 1<law ≤τ 1)+β 2law it I (law >τ 2)+γ ·control it +u i +v t +ε it
(16)
首先，我们对模型是否存在门槛效应进行存在性检验，并使用自抽样法(Bootstrap)进行反复抽样以计算相应的F值、p值及临界值，门槛估计值和置信区间、门槛效果自抽样检验结果分别(见表3和表4)。由表4可知，单一门槛、双重门槛以及三重门槛分别通过了1%、5%、1%的显著性检验，对应的门槛值分别为1.725、1.85、0.63。
其次，我们对门槛值的真实性进行检验，即检验门槛值之间的临界值是否存在显著差异。参考Hansen提出的极大似然估计量(LR)用以检验门槛值，即通过5%显著性水平下的极大似然估计量所对应门槛值的置信区间来判断门槛值的可信性，倘若95%置信水平所对应的置信区间有一个较为宽泛的取值范围，那么对应的门槛估计值可能是无效的，反之，对应的门槛值相对有效。在门槛回归检验中，我们发现单一门槛模型和双重门槛模型的门槛估计值分别为1.725和1.85，相应的95%置信区间分别为[1.710，1.740]和[1.850，1.860]，较为合理；然而，三重门槛模型中的门槛估计值为0.63，相应的95%置信区间却具有较大的取值范围[-0.470，1.950]，甚至已经包含了前两个门槛的置信区间，因而第三个门槛值并非有效门槛值。同时，为了对各个门槛值的真实性和准确性有一个直观的判断，本文根据门槛回归结果分别将各门槛值对应的似然比图形绘制(见图1)。综上，本文选取双重门槛模型进行分析。
采用人工混合矿进行验证试验，人工混合矿的中赤铁矿与石英的比例为1:1，测得混合矿含TFe 34.07%。试验参数如下：取赤铁矿和石英各3.0 g，加入0.021 mol/L的亚铁离子，1.0 mol/L的氨水，温度为60℃，恒温搅拌为8 min，试验结果见表2。
表3 门槛估计值和置信区间
表4 门槛效果自抽样检验
图1 门槛值对应的似然比图形
门槛值和门槛数量确定后，面板门槛模型的参数得以确定。表5汇报了面板门槛模型的参数估计结果。法治水平的两个门槛值将模型划分为三个区间，从中可以看出，法治水平对经济发展的影响呈现出非线性特征。具体而言，当法治水平小于1.725时，法治水平的回归系数为3 236.402，并通过了1%水平上的显著性检验；当法治水平进一步上升，跨过1.725的门槛值并介于1.725和1.85之间时，法治水平的回归系数上升大约一倍，为6 515.02，且通过了1%水平上的显著性检验，表明法治水平对经济发展有了更大的推动作用；当法治水平跨过1.85的门槛值时，法治水平的回归系数下降至4 615.849，也通过了1%水平上的显著性检验，此时，法治水平对经济发展的推动作用有所下滑(但仍处于显著的正向推动水平)。
表5 门槛效应估计结果
(三)分组门槛效应检验
考虑到全球各个国家之间存在的巨大差异，为检验核心解释变量的解释力，本文对国家进行分组门槛效应检验，具体而言，将高收入国家和中高收入国家划分为一组(富裕国家)，中低收入国家和低收入国家划分为另一组(贫穷国家)，采用上述门槛检验方法进行分类研究，得到的门槛自抽样检验结果(见表6)所示。在对门槛效应及其真实性进行检验后，我们得到分类门槛值估计结果(见表7)。其中，富裕国家为单一门槛，门槛估计值为1.225；贫穷国家也为单一门槛，门槛估计值为0.36。
我国北方在建设等过程中不仅加大了对城市建设的力度，同时也加强了对公路交通的重视。北方公路在长期使用过程中极易出现翻浆现象，一旦出现该现象，不仅对公路、路基产生极大破坏，同时也严重影响该路段的正常使用，极易出现翻车等交通事故，是对我国公共财产和驾驶者人身安全产生极大威胁的主要形式之一。据不完全统计，我国北方公路出现的各类病害中，翻浆现象占据其中的70%以上，基于此，为了提升北方公路整体使用效率和安全性，必须及时对翻浆现象基本原理加以掌握，为翻浆现象分析及决策精确度的提升提供理论基础。
表6 分组门槛自抽样检验
表7 分组门槛值估计结果
鉴于各组的门槛值存在较大差距，相应核心解释变量和控制变量的解释力也可能存在差距，现以单门槛模型为基础对各组的参数进行估计，估计结果(见表8和表9)。法治对富裕国家和贫穷国家的经济发展之作用力并不相同。对于富裕国家而言，法治水平的门槛值将模型划分为两个区间：当法治水平小于1.225时，法治水平提升0.1个单位，人均GDP将提升673.6209美元；当法治水平迈过1.225的门槛值时，法治水平提升0.1个单位，人均GDP将提升313.2891美元。法治对富裕国家的经济发展做出了极为重要的贡献。对于贫穷国家而言，当法治水平低于0.36的门槛值时，其系数为-291.9014，没有通过10%的显著性检验，表明法治对经济发展并未做出显著性贡献，当法治水平迈过0.36的门槛值时，法治水平对经济发展的贡献开始显现，表现为法治水平提升0.1个单位，人均GDP将提升145.7684美元。总体而言，同富裕国家相较，法治对贫穷国家的经济发展做出的贡献相对有限。
表8 分组单一门槛模型参数估计结果(富裕国家)
表9 分组单一门槛模型参数估计结果(贫穷国家)
(四)稳健性检验
本文采用三年移动平均取值的方法进行稳健性检验，即将2003年、2004年、2005年的数据求取平均值，再将2004年、2005年、2006年的数据求取平均值，逐次进行。求取移动平均值后的总体数据样本仍然表现为显著的双重门槛模型，相应的门槛值分别为1.22和1.777，与原门槛值基本符合。同时，在分组门槛效应稳健性检验中，富裕国家与贫穷国家亦为单一门槛，门槛估计值为分别为1.233和-1.273，门槛类型和门槛数值均吻合。本文的基本结论仍然成立。
四、结论及启示
本文基于全球142个国家2003-2016年的面板数据，就法治建设对经济发展的作用进行探讨。普通面板回归发现，法治建设对于经济发展具有显著的正向促进作用，具体表现为法治水平提升0.1个单位，人均GDP将提升344.12美元。进一步的门槛回归发现，法治建设对经济发展的影响表现出双重门槛特征：当法治水平小于1.725时，法治水平提升0.1个单位，人均GDP将提升323.6402美元；当法治水平跨过1.725的门槛值并介于1.725和1.85之间时，法治水平提升0.1个单位，人均GDP将提升651.502美元；当法治水平跨过1.85的门槛值时，法治水平对经济发展的贡献有所下滑，表现为法治水平提升0.1个单位，人均GDP将提升461.5849美元，贡献率仍然高于第一个门槛区间。同时，分组的门槛回归结果表明，同贫穷国家相较，法治对富裕国家经济发展做出的贡献更为突出。研究还表明，国内储蓄总额、科技水平、政治稳定、监管质量等对经济发展都有显著的促进作用。
以上述研究结论为基础，我们得出以下几点政策启示：首先，法治建设在总体上显著起到了提升经济水平的积极作用，因此应当认可法治建设的重要性。其次，就我国法治水平而言，从2003至2016年尽管一直在提升，但根据世界银行法治指数数据库，其最高值仅处于-0.33的法治水平，不仅低于世界平均水平，也远远低于本文所得出的两个门槛值，因而法治对于经济的推动还有较大的进步空间，应当继续加大对构建法治社会的宣传和教育，提升民众的法治意识，树立以法律作为行为准则的标尺。
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The Construction of the Rule of Law and Economic Development :An Empirical Analysis Based on Multinational Panel Data
YANG Li1， YU Xiao2
(1.School of Law ,Capital University of Economics and Business ,Fengtai ,Beijing , 100070, China ; 2. School of Economics ,Southwestern University of Finance and Economics ,Chengdu ,Sichuan , 611130, China )
Abstract :The impact of the rule of law on economic development has received much attention with large quantity of discussion and research. However, for the relationship between the two, although the mainstream voices of the academic and practical circles believe that the rule of law construction has a significant role in promoting economic development, there are still many different opinions.. This paper uses panel data from 142 countries around the world from 2003 to 2016 to examine the impact of rule of law on economic development. The study found that, overall, the improvement of the rule of law has a great impact on promoting economic development; specifically, the effect of the rule of law on economic development has a threshold: when the rule of law is less than 1.725, the rule of law increases by 0.1 units, the per capita GDP will increase by $323.6402; when the rule of law level is between 1.725 and 1.85, the rule of law increases by 0.1 units, the per capita GDP will increase by $651.502; when the rule of law exceeds 1.85, the rule of law increases by 0.1 units, the per capita GDP will increase by $461.5849. At the same time, the return of threshold of grouping shows that the rule of law contributes more to the economic development of rich countries than to poor countries. By comparing international data, there is still great potential for the promotion of the rule of law in China to promote economic development.
Key words :rule of law; economic development; threshold effect
中图分类号： D911.01
文献标识码： A
文章编号： 1000-5099( 2019) 05-0066-09
国际 DOI编码： 10.15958/ j.cnki.gdxbshb.2019.05.09
收稿日期： 2019-08-25
基金项目： 国家社科基金一般项目“我国保险领域因果关系认定标准研究”(18BFX134)；首都经济贸易大学2019年研究生科技创新资助项目。
作者简介： 阳 李，男，四川资阳人，博士研究生。研究方向：法律经济学。余 啸，男，四川绵阳人，博士研究生。研究方向：世界经济。
(责任编辑：蒲应秋)
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