郭蘇文，黃漢民

(1.西南政法大學(xué)，重慶 401120；2中南財經(jīng)政法大學(xué),武漢 430074)

0 引言

我國自1978年開始實施市場化和產(chǎn)權(quán)制度改革發(fā)展戰(zhàn)略以來，經(jīng)濟獲得了高速增長。1979～2007年，中國國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)年均實際增長9.8%，受金融危機的影響，2008年和2009年我國GDP增長率雖有所下降，但仍高達9.0%和8.7%。在我國總的經(jīng)濟水平不斷提高的同時，各省之間經(jīng)濟增長差距卻在不斷拉大。以浙江和貴州兩省為例：1978年貴州省地區(qū)生產(chǎn)總值為46.62億元，浙江省地區(qū)生產(chǎn)總值為123.72元，是貴州省的2.65倍。2008年，貴州省地區(qū)生產(chǎn)總值為3333.4元，而浙江省地區(qū)生產(chǎn)總值卻高達21486.92元，是貴州省GDP的6.5倍。是什么因素導(dǎo)致各?。ㄊ?、自治區(qū)）之間的經(jīng)濟水平差距越來越大呢？除了傳統(tǒng)經(jīng)濟增長理論所強調(diào)的勞動力投入、資本投入、技術(shù)進步等因素之外，制度上的差異是否是另外一個重要的原因呢?己有的文獻主要是從國家層面使用跨國面板數(shù)據(jù)對制度質(zhì)量和經(jīng)濟增長進行國家層面的研究，而從省際層面來研究我國制度質(zhì)量和經(jīng)濟增長關(guān)系的文獻還比較少見。本文在借鑒相關(guān)文獻的基礎(chǔ)上，利用我國30個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）2000～2007年8年的面板數(shù)據(jù)，設(shè)定跨省面板模型，檢驗了制度質(zhì)量對我國地區(qū)經(jīng)濟增長不平衡的影響，給出了我國地區(qū)經(jīng)濟增長不平衡的制度質(zhì)量解釋。

1 變量說明與數(shù)據(jù)來源

1.1 制度變量

目前國際上對制度質(zhì)量的測度主要有國際風(fēng)險指標數(shù)據(jù)ICRG、The Fraster機構(gòu)發(fā)布的經(jīng)濟自由化指數(shù)、美國the Heritage Fundation發(fā)布的經(jīng)濟自由度指數(shù)以及The World Bank提供的全球治理指標等。然而這些指標都是對國家層面的制度質(zhì)量的測量，并沒有對我國國內(nèi)各省（市、自治區(qū)）的制度質(zhì)量進行測評。但另一方面，我國已有一些學(xué)者在此領(lǐng)域作出了貢獻。盧中原、胡鞍鋼(1993)提出了市場化指數(shù)概念，以測度我國市場化改革的程度；樊綱、王小魯?shù)?2003)通過構(gòu)建市場化指數(shù)對我國各地區(qū)的市場化進程進行測評。李羽中（1998）提出了對外開放比率的概念，衡量了我國的對外開放程度。金玉國(2001)]在前人的基礎(chǔ)上提出了一個衡量制度變遷因素的綜合指標。鐘昌標、李富強等(2006)使用政府管制指標、非國有經(jīng)濟發(fā)展水平、經(jīng)濟體的治理結(jié)構(gòu)城市化率以及各地區(qū)的市場化指數(shù)等來反映我國的制度質(zhì)量。劉文革(2008)通過糾正了金玉國、傅曉霞文中的重復(fù)性指標，使用產(chǎn)權(quán)多元化、對外開放程度和國家控制資金因素三個指標來測度我國的制度質(zhì)量。本文主要借鑒鐘昌標等人的研究成果，用以下指標來衡量我國各?。ㄊ?、自治區(qū)）的制度質(zhì)量：

1.1.1 為非國有經(jīng)濟發(fā)展水平（NL）

自改革開放以來，隨著城鄉(xiāng)集體經(jīng)濟、聯(lián)營經(jīng)濟等的非國有經(jīng)濟的不斷發(fā)展，由國有經(jīng)濟一統(tǒng)天下的局面己經(jīng)被打破，我國非國有經(jīng)濟取得了重大發(fā)展，市場調(diào)節(jié)在整個經(jīng)濟中的比重快速提高。但是，在不同的地區(qū)，非國有化進展存在明顯的差異。因此，衡量某一地區(qū)的非國有經(jīng)濟發(fā)展程度對于刻畫當?shù)氐闹贫荣|(zhì)量有著重要意義。我們用國有企業(yè)單位職工人數(shù)與社會職工總?cè)藬?shù)的比重來近似表示國有經(jīng)濟的發(fā)展水平。進而NL=（1－（國有企業(yè)單位職工人數(shù)/總職工人數(shù)））×100%。NL的值越大，表明制度質(zhì)量越高。

1.1.2 政府管制水平（GRG）

本文使用各?。ㄊ?、自治區(qū)）政府財政收入和國有經(jīng)濟產(chǎn)出份額來體現(xiàn)各省（市、自治區(qū)）的政府管制指標。公式如下：GRG＝地區(qū)財政收入/地區(qū)生產(chǎn)總值×100%。改革開放前，各?。ㄊ?、自治區(qū)）政府財政是經(jīng)濟體資源分配的主要渠道，改革開放后，各省（市、自治區(qū)）財政收入在地區(qū)生產(chǎn)總值中所占比重在總體上是下降的，體現(xiàn)了市場化的改革取向，因此本文采用財政收入占GDP比重作為政府管制指標。GRG的值越大，表明制度質(zhì)量越低。

1.1.3 市場化程度（ML）

目前衡量我國市場化程度的方法很多，我們選取投資的市場化指數(shù)來表示，即用全社會固定資產(chǎn)投資中除國有經(jīng)濟投資以外的投資額占總投資的比重來表示，公式如下：ML=（1－國有經(jīng)濟投資/全社會固定資產(chǎn)總投資）×100%。ML的值越大，表明制度質(zhì)量越高。

1.1.4 對外開放程度（TRA)

反映經(jīng)濟外向型的程度，本文采用進出口總額占GDP的比重來表示，公式如下：TRA=地區(qū)進出口總額/地區(qū)生產(chǎn)總值GDP×100%。TRA的值越大，表明制度質(zhì)量越高。

1.1.5 城市化率（UID）

城市化是由農(nóng)村傳統(tǒng)的自然經(jīng)濟轉(zhuǎn)化為城市社會化大生產(chǎn)的過程。城市化一方面是人口由農(nóng)村向城市遷移聚集的過程，同時又表現(xiàn)為地域景觀的變化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變、生產(chǎn)生活方式的變革，是人口、地域、社會經(jīng)濟組織形式和生產(chǎn)生活方式由傳統(tǒng)落后的鄉(xiāng)村型社會向現(xiàn)代城市社會轉(zhuǎn)化的多方面內(nèi)容綜合統(tǒng)一的過程，是一個國家或地區(qū)社會發(fā)展進步的主要反映和重要標志。地區(qū)的城市化率集中反映了各地的城市化水平，最準確的數(shù)據(jù)應(yīng)是城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋肀硎?，或者可以利用?jīng)濟體非農(nóng)人口與總?cè)丝诘膩肀硎?陸銘等，2004)。在這里我們使用公式：UID＝地區(qū)非農(nóng)業(yè)人口/地區(qū)總?cè)丝凇?00%來反映各?。ㄊ?、自治區(qū)）的城市化水平。UID的值越大，表明制度質(zhì)量越高。

1.1.6 金融深化程度（FIA）

在發(fā)展經(jīng)濟學(xué)文獻中，一般認為金融深化通過兩種途徑成為經(jīng)濟增長的“發(fā)動機”:首先，金融深化增加資源的流動性，減少了金融投資的交易成本，從而導(dǎo)致投資增加；其次，金融深化提高金融資源的配置效率以及回報率，從而提高生產(chǎn)率。雖然多數(shù)國家的經(jīng)驗證實了金融深度的發(fā)展通常提高了投資率和生產(chǎn)率，但是一個基于中國29個省1991～2001年數(shù)據(jù)的實證研究卻發(fā)現(xiàn)金融深化對增長沒有統(tǒng)計上顯著的影響(盧峰和姚洋，2004)；或者金融深化對增長的促進，僅表現(xiàn)在沿海地區(qū)(Liang,2005)。后者暗示了金融深化和增長的關(guān)系在中國存在巨大的地區(qū)差異。本文使用FIA＝地區(qū)信貸總額/地區(qū)GDP×100%來測度各?。ㄊ?、自治區(qū)）的金融深化程度。盡管這一指標測度趨向于過高估計金融深度(張軍，2005)，但由于目前尚無更好的、更直接的金融深化測度方法，因此這一指標仍在被許多學(xué)者使用。FIA的值越大，表明制度質(zhì)量越高。

1.2 數(shù)據(jù)來源

本文選取了我國30個?。ㄊ?、自治區(qū)）2000～2007年的面板數(shù)據(jù)。除金融深化程度（FIA）的指標的原始數(shù)據(jù)來自2001～2008《中國金融年鑒》外，其他各制度質(zhì)量指標以及控制變量指標的原始數(shù)據(jù)均來源于2001～2008年各（市、自治區(qū)）的統(tǒng)計年鑒。具體相應(yīng)的指標值，由作者根據(jù)原始數(shù)據(jù)計算獲得。

除了臺灣、香港和澳門外，我國共有31個?。ㄊ?、自治區(qū)）。由于西藏的個別數(shù)據(jù)缺失，而且西藏的經(jīng)濟總量很小，相對其它地區(qū)，對全國的影響不大，因此本文的研究不包括西藏在內(nèi)。由于重慶早在1997年就被劃為了直轄市，因此本文將重慶作為獨立的直轄市而不是象其他學(xué)者一樣將重慶并入四川進行研究，最終選取了2000～2007年30個省份的樣本數(shù)據(jù)進行實證分析。在實際研究中，對各變量取其對數(shù)值，在不改變數(shù)據(jù)本身性質(zhì)的同時，減少數(shù)據(jù)的波動性和異方差性。

2 模型設(shè)定與估計結(jié)果分析

2.1 模型形式選擇

用面板數(shù)據(jù)建立的靜態(tài)模型通常有3種，即混合模型、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型。

由于混合估計模型“抹煞”了不同個體的特征性，因此本文主要在隨機模型和固定效應(yīng)模型之間進行選擇。究竟應(yīng)該將模型中的個體影響設(shè)定為固定效應(yīng)還是隨機效應(yīng)，通過使用Hausman檢驗，發(fā)現(xiàn)檢驗結(jié)果不能拒絕模型中個體效應(yīng)與解釋變量無關(guān)的原假設(shè)，因此固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)模型兩相比較，應(yīng)該建立隨機效應(yīng)模型。

2.2 模型設(shè)定

由于本文只關(guān)注經(jīng)濟增長和制度之間的相互關(guān)系，并不是對增長的全部影響因子進行分析，所以借鑒Rodrik，subranmanian and Trebbi(2002)的方法，在回歸方程中省去新古典增長模型中的資本、人力資本、勞動力、技術(shù)等直接因素，僅包含增長率、制度變量，考察制度對增長影響效果。另外在回歸方程中加入時間趨勢項T和T2，來考慮經(jīng)濟增長隨時間自然演變的過程?；貧w的基本模型如下：

其中Institution為各制度質(zhì)量指標，GDPit為經(jīng)濟增長，作為被解釋變量；β1為估計系數(shù)；假定，ξi～ i.i.d（0，σξ2）,μit～ i.i.d（0，σμ2），E(ξiμit)=0 ，i和t分別表示地區(qū)和時間下標。i＝1、2、…、30；t=1、…、8。根據(jù)以上對各制度質(zhì)量指標的解釋，除了政府管制水平（GRG）外，我們預(yù)期各制度質(zhì)量變量在模型中的系數(shù)為正。

2.3 模型估計

使用可行的廣義最小二乘（FGLS）方法對隨機效應(yīng)模型（1）進行估計，估計結(jié)果見表1。

2.4 模型估計結(jié)果分析

（1）在估計結(jié)果第一列和以后各列，我們發(fā)現(xiàn)LnNL的系數(shù)值在1.056～1.804之間波動，但始終為正，并在1%的水平上顯著。即非國有經(jīng)濟的發(fā)展對我國經(jīng)濟增長存在顯著的正的影響。這說明非國有經(jīng)濟在整個經(jīng)濟中比重的上升，市場調(diào)節(jié)在整個經(jīng)濟中作用的顯著增強，對經(jīng)濟增長有拉的作用。

表1 對方程（1）進行FGLS估計的結(jié)果

（2）在估計結(jié)果的第二列以及其后各列，我們發(fā)現(xiàn)Ln-GRG的系數(shù)值在0.433～0.679之間波動，但始終為正，且在1%的水平上顯著。這說明政府管制水平對經(jīng)濟增長有顯著影響。兩者呈同向變化關(guān)系，這與我們的預(yù)期相反。我們思考的結(jié)果是：這可能是由于從改革開放至今，我國各?。ㄊ?、自治區(qū)）的地區(qū)政府管制水平雖然整體上呈下降趨勢，但在不同時段，又有所不同，呈反J型。改革開放至20世紀末，我國各省（市、自治區(qū)）的政府財政收入與地區(qū)GDP比重呈逐漸下降趨勢，而進入到21世紀，這一比重又有上升跡象。

（3）在估計結(jié)果的第三列以及其后各列LnTRA的系數(shù)均為正，且在1%的水平上顯著。這說明對外開放程度對經(jīng)濟增長有顯著的促進作用。一國/地區(qū)對外開放程度越大，該國/地區(qū)與國際市場聯(lián)系就越為緊密，獲取國際市場信和開展國際貿(mào)易就會越便利，進而通過各種渠道來促進經(jīng)濟增長，例如通過根據(jù)比較優(yōu)勢而進行的專業(yè)化分工，通過更大市場的規(guī)模報酬遞增，通過因通信和旅游而進行的思想的交換，通過因投資或新產(chǎn)品的出現(xiàn)而帶來的技術(shù)的蔓延等等。

（4）在估計結(jié)果的第四列以及其后各列LnUID的系數(shù)均為正，且在1%的水平上顯著。反映了城市化率與經(jīng)濟增長呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。這表明農(nóng)村勞動力向城市的不斷轉(zhuǎn)移，為我國經(jīng)濟增長提供了豐富的勞動力資源。

（5）在估計結(jié)果的第五、六列LnFIA的系數(shù)均為負且在1%的水平上顯著。這表明金融深化對我國經(jīng)濟發(fā)展不僅沒有促進作用，反而還有阻礙作用。盧峰(2004)研究發(fā)現(xiàn)金融深化對增長沒有統(tǒng)計上顯著的影響，Liang(2005)則發(fā)現(xiàn)金融深化對增長的促進，僅表現(xiàn)在沿海地區(qū)。而我們又得出了另外的結(jié)論，究其原因，除了我們所使用LNFIA的測量方法可能存在一定的問題之外，我們暫時還無法給出其他的解釋。

（6）在估計結(jié)果第六列LnML的系數(shù)為0.158且在1%的水平上顯著。反映了市場化進程與經(jīng)濟增長存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。這說明市場化進程發(fā)展的越快，經(jīng)濟發(fā)展的越快，市場化進程對經(jīng)濟增長有明顯的推動作用。

3 結(jié)論與政策建議

我國自1978年開始實施市場化和產(chǎn)權(quán)制度改革發(fā)展戰(zhàn)略以來，經(jīng)濟獲得了高速增長。特別是在短期內(nèi)，經(jīng)濟制度發(fā)生了重大變化。然而，不同地區(qū)的不同歷史經(jīng)歷、不同發(fā)展軌跡以及我國梯度型推進的改革開放戰(zhàn)略導(dǎo)致了我國內(nèi)部各省市之間的制度質(zhì)量存在差異。我國內(nèi)部各省市之間的制度質(zhì)量存在差異，這為我們研究制度因素對我國經(jīng)濟增長的影響提供了便利。本文使用我國30個?。ㄊ?、自治區(qū)）2000～2007年的面板數(shù)據(jù)，建立個體隨機效應(yīng)模型，估計了我國制度質(zhì)量對經(jīng)濟增長的影響。研究結(jié)果表明，制度因素對我國經(jīng)濟增長的影響是顯著的，體現(xiàn)制度質(zhì)量的非國有經(jīng)濟發(fā)展水平、對外開放程度、城市化率以及市場化程度在各省之間的差異化是地區(qū)經(jīng)濟增長不平衡的主要原因。各?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的非國有經(jīng)濟發(fā)展水平、對外開放程度、城市化率以及市場化程度的提升都對當?shù)氐慕?jīng)濟增長有顯著的促進作用。資本積累、技術(shù)進步和創(chuàng)新以及經(jīng)濟增長所需的各種要素投資都需要制度保護，某一地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展落后的原因不僅在于資本等要素享賦差異，還在于各種內(nèi)生經(jīng)濟增長要素利用低效率，而低效率的原因往往是制度的約束差異。因此，只有提高了制度質(zhì)量，實現(xiàn)了合理的制度安排，新古典增長理論中的各種生產(chǎn)要素的效率才能得到有效的發(fā)揮。

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