市场化进程与我国经济增长方式——基于省际面板数据的实证研究，本文主要内容关键词为：我国经济论文,增长方式论文,面板论文,进程论文,实证研究论文，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。
我国早在“八五”规划中就明确提出转变经济增长方式的要求，并在“九五”规划中强调，实现经济增长方式从粗放型向集约型的根本转变，要靠经济体制改革。然而，在经历了三十多年的以市场化为导向的经济体制改革后，我国经济增长仍表现为高度依赖资本、劳动和资源投入的粗放型特征，致使资源短缺和环境污染问题日趋严峻。因此，如何进一步深化市场化改革，充分发挥市场化改革对我国经济增长方式转变的带动作用是当前亟待解决的重大问题。 提升全要素生产率是经济可持续增长的必要前提。我国加快经济增长方式的转变就是从根本上改变高度依赖要素投入的粗放型经济增长方式，使全要素生产率成为经济增长的主导力量。在新制度经济学派看来，有效制度安排会通过影响激励结构、资源配置效率和受益权的归属等渠道，刺激民间投资和技术创新，最终实现经济的可持续增长(North & Thomas，1973；Haber et al.，2003；Acemoglu et al.，2004)。国家创新体系研究则强调在现代国家中，技术进步和经济效率的提升并非仅依靠企业自身就能实现，还有赖于政府、研发机构、中介组织和金融机构等协同作用所形成的创新政策和制度体系(Freeman，1988；Lundvall，1992；Nelson，1993；Edquist & Mckelvey，2000)。基于“钻石”理论，Porter(1990)认为国家应创造良好的支持性制度环境，以促使生产要素被高效地使用和升级换代，刺激企业创新，提升国家竞争优势。当然，也有不少学者认为制度与经济绩效关系复杂，制度变革未必一定会带来全要素生产率或经济增长(Rodrik & Wacziarg，2005；Acemoglu，2007；Chang，2011)。 不同于西方学者倾向于关注制度变革对全要素生产率进而对经济增长的影响，国内学者在考察市场化改革对全要素生产率影响的同时，也直接考察了市场化改革与经济增长方式的关系。较多学者认为我国市场化改革，通过完善激励机制、增强产品市场竞争、改善要素市场、促进技术进步和推进非国有经济发展等渠道提升了全要素生产率(Wei，1997；蔡昉等，1999；王小鲁，2000；李萍等，2002；方军雄，2006；樊纲等，2011)。在市场化改革与经济增长方式的关系方面，国内学者大致从以下几个方面进行了论述：(1)基于经济制度总体视角，认为我国传统经济增长方式的根源在于现行经济制度(吴敬琏，2005；姚先国，2005)，经济改革和制度建设是我国经济增长方式转换的前提(王小鲁，2000；刘国光，2001)。(2)基于市场价格体系视角，认为要转变我国经济增长方式，应进行要素价格体系改革，使企业实际支付的要素价格符合我国的要素禀赋结构(林毅夫，2007)。(3)基于产权视角，提出健全知识产权和私有产权保护制度，有助于转变我国经济增长方式(丁辉侠，2012)。(4)基于政府经济职能视角，指出我国粗放型经济增长方式与政府经济职能转变滞后紧密关联，主张政府自身改革，转换政府职能，建设有限政府(黄晓鹏，2006；卫兴华，2007)。(5)基于经济法律视角，认为我国经济转型的启动与推进都与经济法有着密切的关联性，经济法律制度的建立与实施对于经济转型能否顺利推进和完成、实现效率与公平至关重要(徐秉晖，2009)。与已有研究相比，本文从以下三个方面进行了拓展：(1)系统分析市场化改革对经济增长方式的理论作用机制。已有研究在考察市场化改革对经济增长方式的作用机理时，更多的是将市场化改革的诸多效应割裂开来逐一进行分析，因而缺少系统性。(2)定量研究市场化改革对经济增长方式的影响。已有文献较多地采用定性分析的方法来研究市场化对经济增长方式的影响，而实证研究较少。在定量考察市场化改革与经济增长方式关系的少数研究中，又往往采用少数指标衡量市场化改革进程，难以揭示市场化改革总体与经济增长方式的数量关系。要适应我国市场化改革内容的多面性，就有必要对市场化改革与经济增长方式关系展开系统的定量分析。(3)考察市场化改革与经济增长方式关系的地区差异性。已有研究更多的是基于中国总体视角，而忽略市场化改革对经济增长方式影响的地区差异性，难以揭示市场化改革所产生的地区间经济结构的调整效应。 二、我国经济增长方式的评价 (一)经济增长方式的测度方法 刻画经济增长方式的关键是揭示经济增长的动力机制，经济增长方式转型本质就是提高全要素生产率对经济增长的贡献率(赵文军和于津平，2012)。因此，本文也将全要素生产率对经济增长的贡献率作为经济增长方式的衡量指标。但在测度我国经济增长方式的过程中，我们将能源看成是一项重要的生产要素投入，以反映集约型的经济增长应具有能源节约的特征。为此，假设第i省份第t期的生产函数表示为：
，其中
分别为产出量、全要素生产率、资本存量、劳动力数量和能源投入量，
分别为资本、劳动和能源的产出弹性。根据该函数，各省产出增长率
取决于各自全要素生产率增长率
、资本增长率
、劳动增长率
和能源投入增长率
，并存在如下关系：
式中左边第一项为全要素生产率增长对经济增长的贡献率，第二项为资本、劳动和能源等要素投入增长对经济增长的贡献率，这两项存在此消彼长关系。若全要素生产率增长对经济增长的贡献率上升，表明全要素生产率对经济增长的牵引力增强，经济增长方式趋向内涵和集约型。若全要素生产率对经济增长的贡献率下降，则表明经济增长越发依赖资本、劳动和能源等要素的投入，经济增长方式趋向外延和粗放型。用
表示第i省第t期全要素生产率对经济增长的贡献率，则有：
由该式可知，各省全要素生产率的测算是揭示我国经济增长方式变化规律的关键。 (二)全要素生产率的测算 本文采用DEA-Malmquist指数方法测算我国各省份的全要素生产率。在测算过程中，将各省份作为决策单元，以实际GDP作为产出变量，以实际资本存量、就业人员数和能源消耗量作为投入变量，并假定规模报酬可变。 各省份实际GDP、就业人员数和能源投入量数据来自各省统计年鉴，实际GDP以2000年为基期。由于我国官方至今未提供各省资本存量数据，所以我们采用永续盘存法按不变价格估算各省的资本存量。具体估算方法可写作：
表示第i省份第t期末实际资本存量，
分别表示第i省份第t期的实际固定资本折旧额和固定资本形成额。由于在永续盘存法下，所选择的首年度越早，该年资本存量的估计误差对后续年份的影响越小，所以我们将首年度定在1978年，各省1978年名义资本存量数据直接取自张军等(2004)。为使各年资本存量具有可比性，我们用固定资本形成缩减指数对各年名义资本存量、各年名义固定资本折旧额和固定资本形成额进行了调整。1978-2004年各省固定资本形成缩减指数和名义固定资本折旧额来自《中国国内生产总值核算历史资料：1952-2004》，2005-2010年固定资本形成缩减指数用固定资产投资价格指数替代，固定资本形成缩减指数的基期定在2000年。2005-2010年各省名义固定资本折旧额来自《中国统计年鉴》。1978-2010年各省份名义固定资本形成额来源于各省统计年鉴。 (三)我国经济增长方式的变化特征 根据上述全要素生产率的测算方法和公式(2)，我们计算了除西藏外我国大陆30个省(市、自治区)1995-2010年全要素生产率对经济增长的贡献率。图1显示了我国和各地区全要素生产率对经济增长贡献率的变化趋势，图2描绘了各省(市、自治区)全要素生产率对经济增长贡献率的差异性的变化趋势，发现有如下变化特征。 (1)我国全要素生产率对经济增长的贡献率在较大幅度的波动中趋于下降。1995-1998年间，30个省全要素生产率对经济增长贡献率的均值有较大幅度上升，从3.99%增至30.84%。而1999-2004年间，均值连年下滑，到2004年已降至4.06%。在随后的两年内，均值出现短暂回升。从2007年开始，均值再度逐年走低，2009年已下调至11.42%。2010年我国全要素生产率对经济增长贡献率为14.26%。从总体走势来看，1995-2010年我国全要素生产率对经济增长的贡献率表现出缓慢下降的趋势。这表明近十多年来，我国经济总体的高速增长对资本、劳动和能源的依赖性非但没减轻，反而呈现强化之势。
图1 1995-2010年我国和各地区TFP对GDP增长的贡献率 (2)我国沿海地区全要素生产率对经济增长的贡献率有上升趋势，而内陆地区则表现出相反的趋势①。类似于全国总体，我国沿海地区全要素生产率对经济增长贡献率的均值也有上升与下降交替的特点。不同的是，该地区均值呈现出缓慢上升之势。内陆地区全要素生产率对经济增长贡献率的均值具有比全国更大的波动性，总体走势与全国一致。这说明近十多年来，沿海地区经济增长的集约化程度趋于提升，而内陆地区的经济增长对资本、劳动和资源的依赖性趋于加重，拖累我国经济增长方式的转变步伐。 (3)我国30个省、市、自治区的全要素生产率对经济增长贡献率在多样化变动中趋于收敛。1995-2010年，在30个省份中，河北、江苏、山东、海南、内蒙古、安徽、江西和湖北等8省区全要素生产率对经济增长的贡献率呈现上升之势，吉林、河南和重庆3省市显示出平稳之势，其余19个省市区均有下滑态势。从差异性角度来看，如图2所示，30个省的全要素生产率对经济增长贡献率的标准差分别在1999年、2005年和2008年达到波峰，分别是0.55、0.42和0.33，波峰高度不断下降。这表明，虽然各省全要素生产率对经济增长贡献率有不同的走势，但相互差异性却显现出缩小趋向。
图2 1995-2010年我国各省TFP对GDP增长贡献率的标准差 总之，自上世纪90年代中期以来，我国大部分省份全要素生产率对经济增长贡献率表现为下行之势，我国经济增长方式的粗放和外延型特征不仅没有出现弱化趋势，反而存在加重痕迹。 三、理论机制和研究假设 如前所述，经济增长的动力来源于全要素生产率的增长以及资本、劳动和能源等要素投入的增加，全要素生产率对经济增长的贡献率是评价经济增长方式的关键指标。由式(1)和式(2)可推得：
该式表明，经济增长方式是由全要素生产率增长率、资本增长率、劳动增长率以及能源投入增长率共同决定的。若全要素生产率增长率超过资本、劳动和能源投入增长率的加权平均值，则经济增长趋向集约化；若资本、劳动和能源投入增长率的加权平均值超过全要素生产率增长率，则经济增长趋向粗放化。这也说明，在考虑经济增长方式转型问题时，不应仅关注全要素生产率的增长。因为在全要素生产率增长率提高的同时，资本、劳动和能源投入增长率可能更高，致使经济增长方式反而趋于低端化。 为明晰市场化改革对经济增长方式的理论作用机制，首先应对市场化进程的全要素生产率效应、投资效应、就业效应和能源投入效应展开分析，然后根据(3)式形成相应的理论假设。同时考虑到我国市场化进程涵盖诸多子项进程，不同子项进程的上述各效应不尽一致。参考樊纲等(2011)，我们从经济非国有化、要素市场的发育、产品市场的发育、政府经济干预的减少和市场经济法律制度的健全等五个方面分析市场化进程对经济增长方式的理论作用机制。 (1)经济非国有化与经济增长方式。在转轨经济中，非国有化改革会通过以下两个途径对全要素生产率产生正面影响。一方面，通过非国有化改革，实现改制企业治理、产权结构的优化和生产经营的自主化，强化改制企业监督和激励机制，进而带动全要素生产率的上升。另一方面，在推进非国有化改革中，非国有经济主体的增加会提高市场的竞争程度，在迫使自身提高生产效率的同时，也会导致原有国有企业预算约束的硬化和政府管制的减少，引导国有企业经营目标向利润最大化转变，最终提升全要素生产率。在投资、劳动和能源投入效应方面，由于外源融资的软约束和较多地关注社会和政治目标，转型期的国有企业往往具有过度投资、人员过密和能源消耗过多倾向。但这并非意味着非国有化改革就一定会减缓全社会资本、劳动和能源等生产要素的投入。因为在非国有化改革进程中，非国有经济往往有较快的发展，与之相伴的也可能有投资、劳动和能源投入的快速扩张。由于经济非国有化在提高全要素生产率的同时，也可能带来资本、劳动和能源投入的快速扩张，定性分析无法确定其对经济增长方式的具体影响，我们提出本文第一个理论假设。 假设1：经济非国有化对经济增长方式的影响不确定。 (2)要素市场的发育与经济增长方式。要素市场发育程度的上升会通过降低交易成本和增强要素流动性，提升生产企业对资本、劳动和能源等生产要素的可获得性，从而促使生产企业增加资本、劳动和能源投入。要素市场的发育也会从以下几个方面提升全要素生产率：其一，随着要素市场的发育，要素的流动性不断增强，但要素的流动具有选择性，会流向具有支付价格优势的企业，强化要素使用企业之间的竞争。迫于竞争和使用成本压力，理性的生产企业往往会增进自身技术进步，改进管理方式，以提高要素使用效率。其二，要素市场发育程度的上升并非意味着只有要素使用企业之间形成竞争关系，要素提供者之间也有竞争性，这有助于要素质量的提高，高质量要素的使用有利于企业生产效率的提升。其三，随着要素市场的成长，生产企业不仅会有更多机会从外部购进先进生产技术，还有可能从科技人员和技术成果的流动中获得技术外溢的好处。相比较而言，一般认为，要素市场发育所形成的提高全要素生产率效应强于增加要素投入效应。由此，我们提出本文第二个理论假设。 假设2：要素市场的发育有助于经济增长方式转变。 (3)产品市场的发育与经济增长方式。产品市场化会通过多种渠道影响全要素生产率。产品市场化会激化企业竞争，迫使生产企业转换经营理念和管理方式，提高生产效率。产品市场化使企业产品面对更多的消费者，而消费者的挑剔性和选择性会对产品提出更高要求，促使生产企业通过提升技术水平或改进生产工艺，提高产品质量，完善产品设计。地方产品市场分割的消除将使生产企业面临更广阔市场空间，有助于提升企业的专业化水平，企业在扩大生产规模的同时，可能会获得规模经济效益，引进技术和研发实力随之增强。不可否认，企业资本、劳动和能源投入会随着生产规模的扩张而可能增加，但在激烈的市场竞争中，企业依靠简单重复性投资、追加劳动和能源投入而生存的现象会减少。况且，从长远来看，核心竞争力的培育和形成是生产企业在市场竞争中立于不败之地的根本，而核心竞争力往往表现为技术和人才优势。至此，我们提出本文第三个理论研究假设。 假设3：产品市场的发育有利于经济增长方式转变。 (4)政府经济干预程度的减少与经济增长方式。在政府干预的经济效率方面，西方学者的一般判断是，要激发企业创新和技术进步，必须减少政府干预，推行经济自由(Kirzner，1985；Holcombe，1999)。在我国，较易认为政府干预经济有强化企业技术进步的效应，因为政府部门一直在致力于招商引资，扶持新兴产业发展，鼓励企业创新。事实上，政府在实施经济干预的过程中往往存在扶持范围有限、干预企业行为目标和扶持对象的非合理选择等问题。同时非扶持企业由于政府过度干预，税费负担沉重，行政审批程序繁杂，创新积极性和实力被削弱。这些问题很可能产生政府干预与全要素生产率负相关。在政府干预的投资效应方面，较之于西方国家政府，由于我们的政府更多地承担促进经济发展、维护社会稳定、增加财政收入等政治目标，以及追求个人利益和政治晋升等原因，我国地方政府官员有强烈的干预本地企业投资行为的动机，利用各种方式促使本地企业扩大投资，增加本地GDP和财政收入。政府干预越强，投资增速就越快。在政府干预的就业和能源投入效应方面，伴随企业投资的快速扩张，劳动和能源需求也随之增加。至此，我们提出本文第四个理论研究假设。 假设4：政府经济干预程度的减少对经济增长方式转变有促进作用。 (5)市场经济法律制度的健全与经济增长方式。市场经济法律制度的健全有助于界定市场经济参与主体的利益、权限和责任，形成公平公正、互利互惠、价值创造式的竞争环境，提高资源组合和利用效率。经济法律制度的健全内含促进企业技术进步法律环境的改善，政府科学界定技术创新标准，依法选择引导和扶持对象，依法管理和监督政府技术促进性投资。经济法律体系的健全也意味着政府与私人投资界限的明确化，政府投资决策的科学和民主化，投资管理和监督的法制化，这会对政府主导的过度投资行为构成硬性约束。健全的经济法律制度保障劳动者的合法权益，明晰用工单位的法律责任，将增加生产企业的用人成本、管理成本和应诉成本，也驱动企业根据价值规律调整生产要素的投入结构，减少劳动需求。经济法律制度的健全也关系到能源领域，可减少能源的低成本和肆意开发，促使企业提升用能产品和设备的能源效率标准，加重企业违规用能的责任，企业能源使用成本也就随之增加，对能源投入的过度依赖将减轻。至此，我们提出本文第五个理论研究假设。 假设5：市场经济法律制度的健全对经济增长方式转变有推进作用。 综上所述，由于无法定性判断经济非国有化与经济增长方式的关系，本文提出第六个理论假设。 假设6：市场化进程对经济增长方式的影响不确定。 为明晰市场化进程对我国经济增长方式的实际作用关系，有必要进一步展开实证研究。 四、计量模型和变量说明 (一)计量模型的设定 根据上述理论分析和研究假设，同时考虑到研发投入、人力资本、产业结构、产业集聚和环境规制等影响全要素生产率或要素投入的重要因素(吴延兵，2008；夏良科，2010；刘伟等，2008；朱英明，2009；张成等，2011)，本文设计如下一组计量模型：
其中，下标i和t分别表示省份和时间。CTY是全要素生产率对经济增长贡献率，g为增长率变量，在实证分析中依次取全要素生产率增长率
、资本增长率
、劳动增长率
和能源投入增长率
。EIN表示市场化程度，EPR表示经济非国有化程度，FMA表示要素市场发育程度，PMA表示产品市场发育程度，RGI表示政府干预减少程度，ELP表示经济法律制度健全程度。Z是控制变量向量，由研发投入比率RRD、科技人员比率RPS、产业结构变动ISR、产业集聚程度HHI和环境规制强度RPC等五个变量组成。μ和η均为误差项。为避免伪回归和内生性问题，本文首先对计量模型所涉及的所有变量进行单位根检验，然后检验各主要变量系统是否存在协整关系，最后利用Pedroni(2000)提出的完全修正最小二乘法(FMOLS)对各计量方程展开估计。 (二)变量说明 (1)经济增长方式及相关增长率变量 本文用全要素生产率对经济增长的贡献率CTY作为经济增长方式的衡量指标，其测算方法和数据来源均已在第二节作了详细介绍。 (2)市场化程度变量 为获得1995-2010年各省的市场化程度值，我们首先在樊纲等(2011)研究基础上，建立以市场化程度为一级指标，经济非国有化、要素市场发育程度、产品市场发育程度、政府经济干预减少程度和经济法律健全程度为二级指标，共包括23个基础指标的评价体系(见表1)。然后，基于原始数值，分别对23个基础指标进行极值处理，去量纲化，并赋予新值②，使基础指标新值增加(或减小)反映市场化程度上升(或下降)。最后采用郭亚军(2001)提出的纵横向拉开档次评价法从基础指标开始进行自下而上的逐层合成。较之于樊纲等(2011)研究，本文市场化程度评价方法有如下特点：新增和调整部分基础指标，拓展测度范围，使测算结果更为贴近市场化改革现实；考察期内各基础指标含义一致，其数值具有时间维度上直接可比性；采用纵横向拉开档次评价法进行指标合成，最大程度地突出被评价对象间的整体差异，合成结果具有横向对象间和纵向年度间的直接可比性。各级指标的具体说明如下。
①经济非国有化程度EPR。经济非国有化程度用以下3个基础指标来衡量：工业主营业收入中非国有企业的比重、社会投资中非国有企业的比重和社会就业中非国有企业的比重。 ②要素市场发育程度
。要素市场发育程度用金融市场化程度、劳动流动性、投资开放程度、科技成果市场化程度和土地市场化程度等五个方面来测度。其中金融市场化程度下含3个基础指标，分别是金融业竞争程度、信贷资金配置市场化和股市发育程度，依次用银行存款中非国有银行的比重、银行贷款中非国有企业获贷比重和股市成交额占GDP比重来衡量。劳动流动性用城镇就业增加和减少总人数占就业人数比重来表示，科技成果市场化程度用技术市场成交额与科技人员数之比来衡量。投资开放程度用外资内流与内资外流总和占GDP比重来衡量。对于土地市场化程度，用划拨、协议、挂牌、拍卖、招标和其他方式出让土地宗数与各自权重乘积的和占这六种方式出让土地总宗数的比重来表示，权重依次是0.02、0.2、1、1、1和0.2(曲福田，2004)。 ③产品市场发育程度
。产品市场发育程度是从产品价格由市场决定程度、国内商品市场上的地方保护程度和商品贸易的开放程度等三个方面来测度的。其中产品价格由市场决定的程度用农产品价格、生产资料价格和零售商品价格分别由市场决定的比重的加权平均值来衡量，权重依次为0.2、0.4和0.4(樊纲等，2011)。由于难以获得国内商品市场的地方保护程度数据，我们用当地与周边产品市场一体化程度间接衡量。根据Parsley(2001)，当地与周边产品市场的一体化程度，用当地与周边相邻地区的产品相对价格的方差平均值来反映③。融入国际商品市场的程度用进出口额占其GDP比重表示。 ④政府经济干预减少程度
。政府经济干预减少程度是从政府资源配置比重减少程度、政府规模缩减程度和企业负担减少程度等三个方面来测度的。政府规模缩减程度下含2个基础指标，分别是全社会就业中政府的比重和全社会消费中政府的比重。企业负担减少程度也下含2个基础指标，分别是企业税收负担和企业税外负担指标，企业税收负担用工业企业税收占其营业收入比重表示，企业税外负担直接采用樊纲(2011)的企业负担的收费及分摊占其销售收入比重表示。政府资源配置比重的减少程度用财政预算内、外支出总和与GDP比值表示。 ⑤经济法律健全程度
。本文用知识产权保护强度、消费者权益保护强度和劳动者权益保护强度等3个基础指标来大致反映经济法律健全程度。董学兵(2012)认为知识产权保护强度可由立法强度与执法强度的乘积加以度量，本文沿用了他的测算方法。但由于无法获取版权和商标权立法强度数据，我们仅用专利立法强度大致反映知识产权立法强度。消费者权益保护强度用消费者投诉案件数与GDP的比值衡量(樊纲等，2011)。劳动者权益保护强度用劳动争议案件数与GDP的比值衡量。 除来源于各省统计年鉴和《中国统计年鉴》的数据外，在各省份市场化程度测度中所涉及的原始数据还取自于《中国贸易外经统计年鉴》、《中国对外经济统计年鉴》、《中国对外直接投资统计公报》、《中国劳动统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》、《中国国土资源统计年鉴》、《中国物价年鉴》、《中国财政统计年鉴》、《中国律师统计年鉴》、《中国工商行政统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》、锐思金融统计数据库、国家统计局数据库和《中国地区市场化指数：各地区市场化相对进程》(樊纲，2011)。 (3)控制变量 研发投入比率RRD用研发支出额占GDP比重表示，科技人员比率用科技活动人员数占就业比重表示，产业结构用工业产值占GDP比重衡量。根据张成等(2010)，环境规制强度RPC用污染治理投资占GDP比重来衡量。借鉴Fan和Scott(2003)，我们将
作为评价各省制造业产业集聚总体状况的指标，其中若
是i地区j行业企业数量，
是i地区企业总数量。当i省所有生产活动越集中于一个行业内时，
就越大；反之则越小④。产业结构变动
用第二产业增加值占GDP比重表示。为便于比较分析，我们也根据原始值，采用类似于极值处理方法，为各控制变量赋予新值，新值与原始值有一致的变动方向。各个变量的统计特征描述如表2所示⑤。
五、实证结果与分析 (一)面板单位根和协整检验 在对全国和地区样本的变量间关系展开回归之前，有必要先对各变量进行面板单位根检验和变量间关系的协整检验，以避免伪回归问题。在面板单位根检验中，我们采用了常用的LLC检验法和Fisher-ADF检验法，并根据变量值的变化趋势图选择合适的截距和趋势项，最佳滞后期以SIC信息准则而确定。单位根检验结果显示，对于全国样本
两个变量存在明显的单位根过程。对于各地区样本，沿海地区
四个变量，内陆地区
两个变量都具有明显的单位根过程。在对全国和各地区非平稳变量的一阶差分变量进行单位根检验后，发现一阶差分变量都为I(0)过程。这说明全国和各地区非平稳的原变量都是一阶单整过程。由于在全国和各地区样本中都存在非平稳变量，同时考虑到实证结果的可比性，我们在随后的协整检验和回归估计过程中，使用了所有变量的一阶差分变量。 由于面板数据模型所涉及的变量较多，而时间跨度相对较短，在协整检验过程中，我们仅选择KAO检验法，以判断变量间是否存在协整关系。协整检验结果表明，在10%的显著水平下，无论是全国样本，还是地区样本，计量方程(4)～(7)所涉及的变量系统均存在协整关系，这为接下来的回归估计奠定了基础。 (二)回归结果与分析 为避免内生性问题和简单OLS回归可能导致有偏问题，我们采用FMOLS估计方法对全国和各地区的面板数据进行拟合。全国样本的FMOLS估计结果见表3，从中可得到如下结论。 (1)我国市场化进程对经济增长方式的转变具有推进作用。在关于CTY的回归中，EIN的系数显著为正，且通过5%水平的显著性检验，这说明我国市场化改革有助于转变经济增长方式。从内在作用机制来看，我国市场化进程存在提升全要素生产率增长率效应，在全要素生产率增长率回归中，市场化程度变量的系数为0.04。市场化进程也具有明显促进投资和能源投入效应，在资本和能源投入增长率回归中，该变量系数分别达到0.06和0.20。结合市场化进程对经济增长方式的总影响为正，可知，市场化进程通过提升全要素生产率对经济增长方式发挥的积极作用，强于通过促进投资、就业和能源投入而产生的消极作用。市场化进程对各增长率的影响均为正，也说明我国加快推进市场化进程，有助于保持经济的快速增长。 (2)我国经济非国有化进程对转变经济增长方式具有牵引作用。在关于CTY的回归中，EPR的系数显著为正，统计上高度显著，说明我国经济非国有化改革有助于转变经济增长方式。但这种积极作用相对较弱，该变量系数值仅为0.09，低于其他变量的系数值。之所以经济非国有化改革对经济增长方式的正面影响较弱，我们认为这与我国国有经济主体在国民经济运行中有持续、较强的影响力有关。由于国有经济主体还在相当程度上影响着经济资源尤其是金融资源的流动，非国有经济主体又往往处于被排挤和打击的境地，所以非国有经济主体难以根据利润最大目标调整和优化投入结构，难以依靠自身实力增进技术水平。结果仅有经济主体结构的改善很难有明显的提升全要素生产率增长率效应。正如表2所示，我国经济非国有化程度的提升对经济增长方式的促进作用主要是通过减缓投资和就业增速产生的，而不是通过提高全要素生产率增长率带来的。 (3)我国要素市场发育进程对转变经济增长方式存在促进作用。在关于CTY的回归中，FMA系数显著为正，说明我国要素市场化改革对经济增长方式的转变存在推进作用。从内在作用机制来看，我国要素市场化改革存在优化资源配置效应，对转变经济增长方式产生积极作用。我国要素市场化改革也有提高投资和能源投入增速效应，进而对转变经济增长方式形成阻碍作用。结合要素市场化改革对经济增长方式的总影响为正，可知，要素市场化改革通过提升全要素生产率增长率和减缓就业增速对转变经济增长方式形成的积极作用，大于通过增加投资和能源投入增速对转变经济增长方式产生的阻碍作用。虽然我国要素市场的培育有若干进展，但与目标仍有很大差距，要素市场化进程明显滞后(赵人伟，2008)。这说明为加快我国经济增长方式的转变，迫切需要加快要素市场化改革进程。 (4)我国产品市场发育进程对转变经济增长方式存在带动作用。在关于CTY的回归中，PMA系数显著为正，说明我国产品市场化改革有利于转变经济增长方式。从内在作用机制来看，在全要素生产率增长率回归中，产品市场发育程度变量系数显著为正，在就业增长率和能源投入增长率回归中，产品市场发育程度变量系数显著为负，表明产品市场化改革会通过提升全要素生产率增长率、减缓就业和能源投入增速推进经济增长方式的转变。在资本增长率的回归中，市场发育程度变量的系数显著为正，产品市场化改革也会通过提高资本增速阻碍经济增长方式的转变。相比而言，产品市场化改革对经济增长方式的阻碍作用弱于推进作用，净效应表现为对经济增长方式发挥促进作用。虽然我国产品市场化改革进程相对较快，但省与省之间产品市场仍存在一定程度的分割现象，产品的跨省流动仍会遭遇诸多的显性和隐形障碍，产品市场化改革仍有一定空间。因此，在我国推进经济增长方式转变时，深化产品市场化改革仍是重要的路径。 (5)我国政府减少经济干预进程对转变经济增长方式有推动作用。在关于CTY的回归中，RGI系数显著为正，说明我国政府减少经济干预会促使经济增长方式转变。从内在作用机制来看，我国政府减少经济干预对全要素生产率增长率有较强的增进作用，但也有提升投资、就业和能源投入增长率效应。结合对经济增长方式总效应为正可知，政府减少经济干预通过提升全要素生产率增长率对经济增长方式所发挥的促进作用，大于通过提升投资、就业和能源投入增速对经济增长方式所产生的抑制作用。从减少经济干预的现实情况来看，我国政府在减少企业税外负担方面有明显进展，但在减少资源配置比重和缩减自身规模方面的进展不明显。这意味着，加快转变政府职能，建设有限政府既是我国深化市场化改革的重点领域，也是实现经济增长方式转变的重要的路径。 (6)我国健全经济法律进程对转变经济增长方式有较强拉动作用。在关于CTY的回归中，ELP系数为0.58，在统计上显著不为零，明显高于其他变量系数值，表明我国健全经济法律制度对转变经济增长方式具有较强的促进作用。这就意味着，尽管我国经济法律制度尚不健全，但只要经济法律制度步入快速完善的轨道，则将对经济增长方式的转型产生强劲的引领作用。这也说明，在我国未来市场化改革中，为实现经济增长方式的快速转变，建立健全经济法律体系也是非常关键的环节。从ELP与各增长率变量关系来看，在全要素生产率增长率回归中，ELP系数达到0.1，反映了我国经济法律制度已在一定程度上明确了市场参与主体利益、权限和责任，改善了市场竞争环境，全要素生产率增长率随之提升。在能源投入增长率回归中，ELP系数显著为正，说明我国经济法律对能源消耗尚未形成强硬的约束力，未来需要强化有关能源领域的立法和执法。 (三)地区比较分析 为考察市场化进程对经济增长方式的作用是否存在地区差异，我们分别基于沿海和内陆地区的样本进行了实证检验，回归结果见表4和表5，从中可得如下结论。
(1)沿海和内陆地区的市场化进程均对经济增长方式转变发挥推进作用，其中沿海地区的推进作用相对较强。从内在作用机制来看，沿海地区市场化进程对经济增长方式的积极作用是通过提升全要素生产率增长率和减缓就业增长率实现的，而内陆地区则是通过提高全要素生产率增长率达到的。内陆地区市场化进程对全要素生产率增长率的正面影响稍高于沿海地区，表明虽然内陆地区市场化进程慢于沿海地区，但内陆地区市场化进程的边际效应是高于沿海地区的。 (2)沿海地区经济非国有化进程对经济增长方式的转变有较强的带动作用，而内陆地区尚未显示出这样的积极影响。这与沿海和内陆地区经济非国有化进程及其对经济增长方式的作用机制存在明显差异有关。在考察期内，沿海地区经济非国有化程度的均值是0.86，2010年经济非国有化程度值是1.06，而内陆地区的相应值分别仅有0.53和0.77。内陆地区经济非国有化程度低于沿海地区，市场体系的完善程度逊于沿海地区，这就决定了内陆地区经济非国有化进程难有明显的提升全要素生产率增长率效应，进而无法带动经济增长方式的转变。正如表5所示，内陆地区经济非国有化程度与全要素生产率增长率负相关，而沿海地区则相反。此外，实证结果显示，沿海和内陆地区推行经济非国有化改革均有减缓投资和就业增速的效应，助推经济增长方式的改善。
(3)沿海和内陆地区要素市场发育进程对经济增长方式的转变均有促进作用，其中沿海地区的促进作用相对较强。之所以沿海地区要素市场的发育对经济增长方式的推进作用强于内陆地区，主要原因表现在以下两个方面：一是由于沿海地区要素流动的便利程度相对好于内陆地区，有相对较高的资源配置效率。同时沿海地区吸收了大量外商直接投资，为本地企业实现技术进步提供了较好的学习和模仿机会。致使沿海地区要素市场的发育对全要素生产率增长率形成了相对较强的积极作用。二是沿海地区要素市场发育程度的上升有减缓能源投入增长率效应，有助于经济增长方式转变，而内陆地区则相反。 (4)沿海和内陆地区产品市场发育进程均对经济增长方式的转变产生积极作用，其中沿海地区积极作用稍强。虽然沿海和内陆地区的产品市场发育均对经济增长方式形成正面影响，但内在作用机制明显不同。沿海地区产品市场的发育具有提升全要素生产率增长率和减缓能源投入增长率效应，对经济增长方式的转变发挥带动作用。这种带动作用足以抵消正投资和就业效应对经济增长方式的抑制作用，最终使产品市场发育程度与经济增长方式正相关。而内陆地区产品市场的发育尚无明显提高全要素生产率增长率效应，其对经济增长方式的正向影响主要是通过减缓就业和能源投入增速而实现的。
(5)内陆地区政府减少经济干预对经济增长方式的转变有促进作用，而沿海地区尚无该作用。之所以沿海地区政府减少经济干预未显现促进经济增长方式转变作用，主要原因在于该地区政府经济干预的减少不但没有带来全要素生产率增长率的提升，反而有明显的加快投资和能源投入的速度效应。这说明对于经济规模较大和企业数量众多的沿海地区，需要政府实质性和大幅度减少经济干预才可能形成政府经济干预减少对全要素生产率增长率的促进作用。 (6)沿海和内陆地区健全经济法律均有助于经济增长方式的转变，其中内陆地区促进作用相对较强。从内在作用机制来看，内陆地区经济法律健全进度与经济增长方式的相关程度高于沿海地区，但这并不意味着内陆地区经济法律的健全带来了更高的资源配置和技术效率。实证结果显示，在全要素生产率增长率回归中，沿海地区经济法律健全程度变量的系数值为0.13，而内陆地区为0.08，沿海地区经济法律的健全对该地区资源配置和技术效率的正影响力是大于内陆地区的。究其原因，东部地区经济交易规模和市场竞争强度远超内陆地区，更需要健全的经济法律制度以明确各市场参与主体的权益、责任，维护公平、公正竞争环境，而该地区经济法律健全进程快于内陆地区，在一定程度上迎合这一要求。结果沿海地区经济法律的健全大为降低交易成本、提高资源配置效率，进而对全要素生产率增长率的正作用力强于内陆地区。不过，由于随着经济法律健全程度的提高，沿海地区投资增长率明显超过内陆地区，致使沿海地区经济法律的健全对经济增长方式的正面影响力低于内陆地区。 六、结论与启示 市场化改革和经济增长方式转变是当前我国乃至大多数发展中国家面临的重要问题，正确认识市场化进程与经济增长方式的关系对经济增长方式的有效转变具有显著意义。本文以全要素生产率对经济增长的贡献率作为经济增长方式的衡量指标，利用1995-2010年期间我国省际面板数据，采用面板FMOLS估计方法实证研究了市场化进程与经济增长方式的关系。研究结果表明，自1995年以来，我国大部分省份全要素生产率对经济增长贡献率表现为下行之势，我国经济增长方式的粗放和外延型特征不仅没有出现弱化趋势，反而存在加重痕迹。在全国层面上，我国市场化总进程对粗放型经济增长方式的转变具有促进作用，各市场化分项进程对经济增长方式转变的推进作用，按经济非国有化、产品市场发育、政府减少经济干预、要素市场发育和健全经济法律制度顺序依次增强。在地区层面上，沿海和内陆地区市场化总进程均有助于粗放型经济增长方式的转变，其中沿海地区的驱动力度相对较强。沿海地区经济非国有化、要素和产品市场的发育以及经济法律制度的健全都有利于经济增长方式的转变，其中经济非国有化的正向作用力相对最强。内陆地区要素和产品市场的发育、政府经济干预的减少以及经济法律的健全对经济增长方式的转变有驱动作用，其中健全经济法律制度的驱动力相对最强。 本文的研究结论对进一步推进我国市场化改革提供了重要启示，未来的市场化改革应着重推进以下几个方面：首先，加强规范微观经济主体、保障市场经济秩序、规范政府行为的法律建设，形成一个完整和统一的市场经济法律体系，以法律的权威性、强制性和稳定性功能，确保市场机制的正常运行。其次，加快要素市场的发育进程，力推利率市场化改革，对土地、矿产等稀缺要素实行市场化定价，鼓励科技成果市场化交易，实行户籍制度改革，完善社会保障体系，促进劳动力自由流动。第三，减少政府对经济的过度干预，加快推进政府行政审批制度改革，改进政府绩效考核体系，完善政府决策、执行和监督机制，制止政府行政管理成本和人员规模的过度膨胀，优化政府组织机构，提高政府的工作效率和公共服务水平。第四，继续推进经济非国有化改革，一方面降低垄断性行业的进入门槛，引进市场竞争机制，完善垄断性行业监管体制，另一方面推进国有企业产权多元化，优化国有企业治理结构，完善国有企业激励和退出机制。此外，我国内陆地区市场化进程明显落后于沿海地区，今后在深化我国市场化改革中，应以更大的力度推进内陆地区市场化改革进程，以快速扭转该地区经济增长方式越发粗放的趋势。 ①本文沿海地区包括辽宁、北京、天津、河北、山东、上海、江苏、浙江、福建、广东、广西和海南等12个省市区，其余18个省市区被归类为内陆地区。 ②设第i个基础指标原始值为
，若该指标为正向指标，则其新值为
；若该指标为逆指标，则其新值为
分别为2000年该指标最大和最小原始值。 ③参与计算的产品包括食品、饮料烟酒、服装鞋帽、纺织品、家用电器、文化体育用品、日用品、化妆品、珠宝首饰、中西医疗设备、书报刊物、燃料和建筑材料等13个大类。 ④测算中涉及20个制造业行业，详见朱英明(2009)的文献。 ⑤由于数据规模较大，限于篇幅，本文未在文中列出所有数据，有需要者，可向作者索取。
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