林 毅,何代欣
(1.西南交通大學 公共管理學院,四川 成都 610031;2.中國社會科學院 財經(jīng)戰(zhàn)略研究院,北京 100836)
自新制度經(jīng)濟學派指出產(chǎn)權(quán)明晰是推動經(jīng)濟增長的關(guān)鍵制度因素后,產(chǎn)權(quán)首先引起了國外研究者的關(guān)注。Knack和Keefer最先以ICRG和BERI中的指標來代表產(chǎn)權(quán),對97個樣本國家的相關(guān)數(shù)據(jù)進行了檢驗,結(jié)果證實產(chǎn)權(quán)的保護程度會顯著影響經(jīng)濟增長,特別是ICRG指數(shù)每增加1個標準化單位,經(jīng)濟增長率每年將會以超過1.2%的速度增加[1]。Esfahani和 Ramirez則用ICRG指數(shù)來衡量與產(chǎn)權(quán)密切相關(guān)的合同執(zhí)行力大小,通過75個樣本國家的實證結(jié)果表明,合同執(zhí)行力每增加1個標準差,人均GDP增長率將會5.8%[2]。Clague等則認為CIM(合同密集型貨幣,用“一國非貨幣資金/總貨幣供給量”表示)是對產(chǎn)權(quán)安全程度更為合理的度量,其客觀性及精確度都要優(yōu)于ICRG等主觀性指標?;?個國家的案例分析及95個樣本國家的計量,他們發(fā)現(xiàn)CIM每增加1個標準差,人均收入年均增長率將增加0.95%(使用IV估計后,該系數(shù)增至 1.74%)[3]。Acemoglu和 Johnson使用前殖民地國家的“定居者死亡率”及“當?shù)厝丝诿芏取弊鳛楫a(chǎn)權(quán)的工具變量來處理可能出現(xiàn)的內(nèi)生問題,結(jié)果發(fā)現(xiàn)即使控制了其它因素(宗教、地理等),產(chǎn)權(quán)制度的影響依然十分顯著[4]。
國內(nèi)相關(guān)實證研究中以金玉國[5]的成果最具代表性。結(jié)合中國的實際,他將改革開放以來宏觀經(jīng)濟制度的變遷劃分為產(chǎn)權(quán)制度變遷、市場化程度提高、分配格局變化及對外開放擴大四個方面,對應(yīng)的制度變量則分別是非國有化率、市場化程度、國家財政收入占GDP比重及對外開放程度;估算了四個制度變量各自對經(jīng)濟增長的邊際影響及彈性,并發(fā)現(xiàn)市場化程度與產(chǎn)權(quán)制度變遷對這一時期中國經(jīng)濟增長的影響力最大。之后的學者大都是在此基礎(chǔ)上 (個別指標或權(quán)重上有所改動),采用不同的樣本或模型以進一步佐證。如王文博等用主成分分析法對中國經(jīng)濟制度變遷進行了指數(shù)合成,估算了該指數(shù)對經(jīng)濟增長的彈性及貢獻率[6]。傅曉霞和吳利學運用CD函數(shù)推算出1982—1999年經(jīng)濟制度變遷對中國經(jīng)濟增長的貢獻率約為35%[7]。劉文革等則將產(chǎn)權(quán)多元化、對外開放程度及國家控制資金因素三個分指標進行了合成,比較了改革開放前后經(jīng)濟制度變遷對中國經(jīng)濟增長作用的大?。?]。李富強等以及董直慶和王林輝都進行了經(jīng)濟增長根源的對比檢驗,結(jié)果均表明產(chǎn)權(quán)制度的發(fā)展是中國現(xiàn)階段經(jīng)濟增長的主要動力[9-10]。李國璋和劉津汝則基于1978—2007年的宏觀數(shù)據(jù),證實了產(chǎn)權(quán)制度及對外開放對中國TFP的增長具有明顯的推動作用[11]。
總之,現(xiàn)有實證結(jié)論大都支持產(chǎn)權(quán)、貿(mào)易等經(jīng)濟制度變遷促進一國經(jīng)濟增長的假說,尤其對中國而言,經(jīng)濟制度變遷對經(jīng)濟增長具有重要影響更是達成了基本共識,指標選取也無太大差異。其中,產(chǎn)權(quán)多元化程度被認為是中國經(jīng)濟制度變遷中最有影響力的一個方面,此外,對外開放程度、分配格局變化和市場發(fā)育程度等也是經(jīng)濟制度變遷的主要表現(xiàn)。但國內(nèi)現(xiàn)有研究依然存在一定的問題:首先,受計量方法所限,上述文獻多采用簡單的OLS回歸,而宏觀經(jīng)濟領(lǐng)域中的大多數(shù)時間序列數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)的,直接建立模型將極有可能出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象,導致結(jié)果的不可靠。其次,已有國內(nèi)研究主要關(guān)注改革開放以后,時間跨度通常在二三十年左右,過短的時間段在長期關(guān)系的衡量精度上也會有所欠缺。有鑒于此,本文試圖在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上,運用更為科學的協(xié)整理論及向量誤差修正模型等方法,選取1952—2010年的宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù),測度經(jīng)濟制度變遷對中國經(jīng)濟增長的影響。
本文首先是變量及數(shù)據(jù)的選取;其次是對計量中各變量時間序列平穩(wěn)性的判斷,即ADF單位根檢驗;然后通過Johansen協(xié)整檢驗確定各變量之間是否存在長期均衡關(guān)系,并建立VECM考察變量間的長、短期關(guān)系;最后進行Granger因果關(guān)系檢驗。
本文擬采用兩個實證模型。第一個模型是在C-D函數(shù)基礎(chǔ)上加入制度變遷因素,即:
其中,Yt、Kt、Lt和Iet分別代表歷年GDP產(chǎn)出、資本存量、勞動力和經(jīng)濟制度變遷,t為時間,A代表索洛剩余,即未進入模型的其它影響增長的因素 (如技術(shù)進步、人力資本等),作為常數(shù)項處理,這也是制度變遷影響經(jīng)濟增長這一研究領(lǐng)域最常用的模型形式。為避免總量估計可能出現(xiàn)的多重共線性,假設(shè)資本和勞動規(guī)模報酬不變 (即α+β=1),對上式兩邊同時除以Lt并取對數(shù)以消除異方差,引入白噪聲后變?yōu)?
yt、kt分別是歷年人均GDP產(chǎn)出和人均資本存量。式 (1)也是本文的基本模型估計式。
進一步地,第二個模型考慮將技術(shù)進步(A)從索洛剩余中剝離出來,生產(chǎn)函數(shù)即為:
采用如式 (1)的處理方法,則上式化為:
式 (2)中,At代表技術(shù)進步,θ代表索洛剩余,其它各項意義不變。
1.產(chǎn)出、勞動力、技術(shù)及資本存量指標
產(chǎn)出Y用歷年GDP表示,勞動力L用歷年年末就業(yè)人數(shù)表示,技術(shù)進步A用歷年國家財政中用于科學研究和教育支出之和表示。原始數(shù)據(jù)均來自《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》及歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。產(chǎn)出及技術(shù)進步數(shù)據(jù)均已用GDP平減指數(shù)處理為1978年價格。資本存量K(1978年價)來自王小魯?shù)?(2009)的估計,2007年后數(shù)據(jù)用指數(shù)平滑法補齊。各變量時間跨度均為1952—2010年。
2.經(jīng)濟制度變遷指標
指標選取需要充分考慮其代表性、準確性及數(shù)據(jù)可得性。因樣本區(qū)間較長,市場發(fā)育程度指標在改革開放前并無相關(guān)統(tǒng)計資料,因此本文最終用三個指標來衡量經(jīng)濟制度變遷。
(1)產(chǎn)權(quán)多元化程度。用非國有經(jīng)濟工業(yè)總產(chǎn)值在全部工業(yè)總產(chǎn)值中的比重來度量。
(2)對外開放程度。由于樣本長度限制,已有研究中涉及的對外投資及對外金融在改革開放前并無相關(guān)統(tǒng)計資料,因此本文最終從對外貿(mào)易開放程度的角度,用歷年出口貿(mào)易總額占GDP的比重來度量。
(3)分配格局變化。用非國家財政支出占GDP的比重來度量。
為保證統(tǒng)計口徑一致,產(chǎn)權(quán)多元化程度1998年后的數(shù)據(jù)依據(jù)相應(yīng)年份的統(tǒng)計公報及指數(shù)平滑法進行了處理;分配格局變化2000—2010年的數(shù)據(jù)則是財政支出減去對應(yīng)年份國內(nèi)外債務(wù)付息支出后所得的數(shù)據(jù) (2000年前財政支出不包括國內(nèi)外債務(wù)付息支出)。
在這里,需要對三個分指標做簡要說明。首先,由于各指標均以比例形式出現(xiàn),因此不存在價格調(diào)整問題。其次,三個分指標中,產(chǎn)權(quán)多元化程度反映了非國有經(jīng)濟的重要性,但這并非否定國有經(jīng)濟存在的必要性,國有經(jīng)濟在中國的存在及主導地位始終是不能動搖的,只是在目前階段,非國有經(jīng)濟比重可能還未達到一個合理上限,因此仍可以采用這一指標;而新古典經(jīng)濟學一直強調(diào)出口更能促進經(jīng)濟增長,加之中國長期奉行“出口導向型”貿(mào)易政策,不少研究也表明出口對中國經(jīng)濟增長的促進作用要遠大于進口,進口在短期內(nèi)對經(jīng)濟增長甚至有一定的抑制作用[12-13]。因此,本文認為用出口貿(mào)易總額(而非進出口貿(mào)易總額)占GDP的比重來代表對外開放程度更為適合;①本文在前期工作中對兩種指標進行了實證比對,發(fā)現(xiàn)前者的結(jié)果更為合理。至于分配格局變化的度量并無太大爭議,但需要指出國家財政支出占GDP的比重如果低到無法維持政府必要的公共職能時,社會主義市場經(jīng)濟體制也必將無法正常運轉(zhuǎn)。只是考慮到政府還掌握不少“非預(yù)算收入”的事實及中國現(xiàn)行發(fā)展階段,因此這一假定仍可采用[14]。但在今后情況發(fā)生變化或統(tǒng)計資料更加完善時,我們也要考慮對經(jīng)濟制度變遷指標的構(gòu)成進行相應(yīng)的調(diào)整或改變。
接下來本文進行經(jīng)濟制度變遷總指標的合成。指標合成一般有賦值法與主成分分析法兩種。其中,主成分分析法因相對客觀而在近些年的研究中備受青睞,但其原則是按照樣本期內(nèi)指標變異程度的大小來分配權(quán)重,并未考慮指標本身的相對重要性,因此權(quán)重結(jié)果往往與實際情況有所偏差,尤其當各指標變動趨于一致時,該方法往往會賦予各指標近乎相同的權(quán)重。此外,主成分分析法一般適用于一次性評價,無益于統(tǒng)計資料的積累,尤其當權(quán)重為負時,會給實際應(yīng)用造成極大不便。有鑒于此,本文參照金玉國[12]、劉文革等[8]的研究成果,采用更為成熟的賦值法進行指標合成,即分別賦予產(chǎn)權(quán)多元化程度70%、對外開放程度20%、分配格局變化10%的權(quán)重。②本文也嘗試用主成分分析法確定權(quán)重,結(jié)果各指標權(quán)重都在0.33左右,但數(shù)值大小次序與本文使用的賦值法次序一致。實際上,在本文研究范圍內(nèi),使用何種權(quán)重賦予方法對最終的實證結(jié)果影響并不是很大。之所以將產(chǎn)權(quán)多元化賦予較大權(quán)重,是因為產(chǎn)權(quán)是最能促進經(jīng)濟增長的制度因素;并且中國經(jīng)濟制度的變遷也恰恰是以產(chǎn)權(quán)制度為主而展開的 (如建國初期的土地改革,改革開放初期的聯(lián)產(chǎn)承包責任制及20世紀90年代的國企改革),因此該指標在中國的經(jīng)濟制度變遷中最具代表性。這樣,經(jīng)濟制度變遷總指標就可以寫成:
計量中各變量的變化趨勢如圖1所示,計量中各變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。
圖1 各變量時間趨勢圖 (1952—2010年)
表1 各變量描述性統(tǒng)計
相應(yīng)的,本文待檢驗的基本假說即為:經(jīng)濟制度變遷對中國經(jīng)濟增長具有正效應(yīng)。
1.時間序列平穩(wěn)性檢驗
本文首先用式 (1)計量,故模型中包含的變量為Lny、Lnk和LnIe。采用ADF單位根檢驗對各變量水平序列及一階差分序列進行平穩(wěn)性檢驗,結(jié)果如表2所示。
表2 各變量單位根檢驗結(jié)果
由表2可知,各變量水平序列的ADF檢驗結(jié)果在5%的顯著性水平下均無法拒絕存在單位根的原假設(shè),都是非平穩(wěn)的;但它們一階差分序列的ADF檢驗結(jié)果均表明在5%的顯著性水平下不存在單位根,都是平穩(wěn)的。因此,各變量均為一階單整。
由于各變量均為一階單整,因此可能存在長期協(xié)整關(guān)系。多個變量之間的協(xié)整關(guān)系一般采用基于回歸系數(shù)的Johansen協(xié)整檢驗,但首先需確定最優(yōu)滯后階數(shù)。本文逐一對從0—5的滯后階數(shù)所對應(yīng)的各準則值進行了比較,最終確定在5%的顯著水平下,Lny、Lnk和LnIe組合而成的無約束VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)為2。而Johansen協(xié)整檢驗的滯后期是無約束VAR模型一階差分的滯后期,故確定為1。
在Johansen協(xié)整檢驗中,最為關(guān)鍵的是對協(xié)整分析中截距和趨勢的形式選擇。Eviews軟件提供了5種形式,即:①序列無線性趨勢,協(xié)整方程無截距;②序列無線性趨勢,協(xié)整方程有截距;③序列有線性趨勢,但協(xié)整方程只有截距;④序列及協(xié)整方程均含有線性趨勢和截距;⑤序列有二次趨勢。已有文獻大多直接選用軟件中的默認項 (形式3),但相關(guān)研究表明,大多數(shù)經(jīng)濟時間序列 (尤其是中國的數(shù)據(jù))實際上符合的是形式2或形式4的情況,直接采用默認項會造成結(jié)果的偏差[15-16]。由于圖1中各變量時間序列均呈現(xiàn)出較為明顯的確定性時間趨勢特點,因此應(yīng)選擇形式4進行Johansen協(xié)整檢驗。1期滯后的協(xié)整檢驗結(jié)果如表3所示。
表3 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果
由表3可知,λ-trace(特征值跡檢驗)及λ-max(最大特征值檢驗)結(jié)果均表明,Lny、Lnk和LnIe之間在5%的顯著水平下存在長期協(xié)整關(guān)系。標準化協(xié)整方程則意味著Lnk、LnIe對Lny的長期影響是正向的。本文將在后面對這一結(jié)果進一步分析。
如果多個變量均為一階單整,且彼此之間存在協(xié)整關(guān)系,則可以構(gòu)造向量誤差修正模型(VECM)。由于VECM包含了水平值和差分值,將各變量之間的長期均衡關(guān)系及短期波動關(guān)系相結(jié)合起來,因此具有諸多優(yōu)點:一階差分項的引入避免了虛假回歸、多重共線及序列相關(guān)等問題;誤差修正項則保證了變量水平值的信息沒有丟失;而其從“一般到特殊”的建模思想又使得差分項可以用t檢驗與F檢驗來進行選取。VECM 的 基本形 式為:△yt=aecmt-1+lagged(△y,△x)+ut。其中,ecmt-1為誤差修正項,在形式上與協(xié)整方程一致,是各變量之間長期均衡關(guān)系的反映;系數(shù)a是短期調(diào)整參數(shù),理論上應(yīng)為負值,代表短期波動對長期關(guān)系出現(xiàn)偏離時,誤差修正項在下一期的調(diào)整速度;差分項系數(shù)則反映了各解釋變量的短期波動對因變量的短期影響。
由于本文中各變量之間協(xié)整關(guān)系成立,因此可以構(gòu)建VECM。VECM滯后期同樣為1(因其是含有協(xié)整約束的VAR模型,故滯后期與Johansen協(xié)整一致),結(jié)果如式 (3)所示。
式 (3)中,部分解釋變量的差分滯后項不顯著,因此對該模型進一步修正。依據(jù)從“一般到特殊”的建模思想,逐步剔除不顯著的差分滯后項。修正后的VECM結(jié)果如式 (4)所示。
協(xié)整檢驗及 VECM結(jié)果已經(jīng)表明,Lny、Lnk和LnIe之間存在長期均衡關(guān)系,并且Lnk和LnIe對Lny具有正向影響。本文通過Granger因果關(guān)系檢驗進一步確定該影響的方向是否成立及其穩(wěn)定性。根據(jù)研究需要,檢驗滯后期設(shè)定為2—5期,并定義當相伴概率P<0.1時即拒絕原假設(shè),表明單向因果關(guān)系成立。檢驗結(jié)果如表4所示。
表4 Granger因果檢驗結(jié)果
由表4可知,在10%顯著水平下,滯后期為2、4、5時,Lny與Lnk之間存在雙向Granger因果關(guān)系;而Lny與LnIe之間則在所有檢驗滯后期內(nèi)都存在雙向Granger因果關(guān)系,并且隨著時間的推移,LnIe是Lny的Granger原因表現(xiàn)得更為明顯。因此,長期來看,Lnk、LnIe各自都是Lny的Granger原因,并且十分穩(wěn)定,這與之前的計量結(jié)果是一致的。
VECM的誤差修正項ECMt-1(即協(xié)整方程)反映了各變量之間的長期均衡關(guān)系。長期來看,資本及經(jīng)濟制度變遷各自都與經(jīng)濟增長正相關(guān):人均資本每增加1%,人均產(chǎn)出增加0.592%(勞動彈性則為0.408%);經(jīng)濟制度變遷每增加1%,人均產(chǎn)出則增加0.266%。這表明,一方面,經(jīng)濟制度變遷的確顯著促進了中國的經(jīng)濟增長;另一方面,資本、勞動等因素依然是中國經(jīng)濟增長的主要源泉,制度因素所帶來的增長效應(yīng)有可能尚未完全發(fā)揮出來。
VECM中的滯后差分項反映了各變量之間的短期波動關(guān)系,這是已有研究較少涉及的。從式(3)中可以看出,短期中經(jīng)濟制度變遷的變動對經(jīng)濟增加的變動具有不顯著的正向影響,每增加1%,人均產(chǎn)出的變動僅增加0.037%(修正后剔除),人均資本的短期影響同樣不顯著,這意味著各變量對經(jīng)濟增長的短期影響要小于長期影響;修正后的VECM,即式 (4)表明,短期內(nèi)人均產(chǎn)出的變動顯著受其自身滯后一期的影響(0.704%)。誤差修正項的調(diào)整系數(shù)為負(-0.565),表明反向修正機制成立,即當短期內(nèi)人均產(chǎn)出偏離長期均衡水平時,誤差修正項會將其拉回長期穩(wěn)定水平??傊?,VECM結(jié)果再次證實經(jīng)濟制度變遷對中國經(jīng)濟增長的影響是一個正向顯著的長期過程,而短期影響則十分有限。本文的基本假說也同時得到驗證。
1.VECM效果檢驗
由式 (4)可知,VECM中各變量系數(shù)的t值基本都通過了1%的顯著性水平 (常數(shù)項通過了15%的顯著性水平),特別是誤差修正項在1%的水平下顯著。AIC和SC的值較小,F(xiàn)值顯著,擬合度也較好,修正后的VECM在這幾個值上均有明顯改善。VECM有兩個根為1,落在單位圓上,其它根均在單位圓內(nèi),滿足穩(wěn)定性要求。模型殘差序列滿足正態(tài)性;相關(guān)圖和Q統(tǒng)計量檢驗中,相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)的直方圖均落在±0.5之內(nèi);Breush-Godfrey LM自相關(guān)檢驗結(jié) 果 為:LM (1)= 0.174(p =0.689),LM(2)=0.495(p=0.797),ARCH自回歸條件異方差檢驗結(jié)果為:ARCH(1)=0.007(p=0.935),ARCH(2)=1.169(p=0.572),均小于臨界值χ20.05(2)=5.991,故模型在5%顯著性水平下不存在自相關(guān)及異方差。因此VECM整體效果良好,計量結(jié)果的準確性及合理性也有所保證,表明本文的模型較好地解釋了經(jīng)濟制度變遷對新中國成立以來中國經(jīng)濟增長的影響。
2.加入技術(shù)進步的模型
進一步地,引入技術(shù)進步因素,此時模型變?yōu)槭?(2)。對技術(shù)進步LnA進行單位根檢驗,結(jié)果表明其水平時間序列非平穩(wěn) (ADF統(tǒng)計值-1.560>5%臨界值-3.499),但一階差分序列平穩(wěn) (ADF統(tǒng)計值-6.182<5%臨界值-2.914),故LnA也是一階單整。對 Lny、Lnk、LnA和LnIe進行Johansen協(xié)整檢驗,結(jié)果發(fā)現(xiàn)長期均衡中 LnA的系數(shù)較小且不顯著 (系數(shù)值為0.083,t統(tǒng)計量為1.183),而LnIe的系數(shù)大小及顯著性與未加技術(shù)進步因素時的模型結(jié)果并無太大差異 (系數(shù)值為 0.251,t統(tǒng)計量為7.843),因此刪去 LnA,模型退化為式 (1)。這表明在本文的研究范圍內(nèi),經(jīng)濟制度變遷已經(jīng)內(nèi)涵了技術(shù)進步對中國經(jīng)濟增長的促進作用。新制度經(jīng)濟學認為,技術(shù)進步只不過是增長的表現(xiàn)和結(jié)果,只有制度變遷才是經(jīng)濟長期增長的源泉。而中國作為典型的轉(zhuǎn)型國家與發(fā)展中國家,制度變遷對經(jīng)濟增長的促進作用就體現(xiàn)得更為明顯,甚至恰恰是制度變遷的實現(xiàn)才帶動了技術(shù)進步的產(chǎn)生。比如中國的產(chǎn)權(quán)改革,就是由于帶來了全新的激勵機制,才促成了企業(yè)技術(shù)的快速提升并進而推動了經(jīng)濟增長,因此,我們認為這一結(jié)果是與新制度經(jīng)濟學理論及中國實情相符的。
3.經(jīng)濟制度變遷階段影響檢驗
進一步地,本文以改革開放為分界點,以觀察1978年前后經(jīng)濟制度變遷對中國經(jīng)濟增長是否有顯著的不同影響。根據(jù)式 (1)分別對1952—1978年及1978—2010年做Johansen協(xié)整檢驗,結(jié)果發(fā)現(xiàn):1952—1978年間,經(jīng)濟制度變遷對經(jīng)濟增長的推動作用十分有限 (系數(shù)值為0.005,t統(tǒng)計量為0.063);而1978—2010年間,經(jīng)濟制度變遷則顯著影響了中國的經(jīng)濟增長(系數(shù)值為0.324,t統(tǒng)計量為5.708)。事實也證明了這一結(jié)果的合理性:1978年起始的改革開放,標志著中國拉開了計劃經(jīng)濟體制向市場經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)變的大幕,經(jīng)濟制度變遷也由此全面展開,并最終調(diào)動了人們的生產(chǎn)積極性,解放了生產(chǎn)力并推動了經(jīng)濟增長。
通過協(xié)整理論及VECM等方法,本文對1952—2010年經(jīng)濟制度變遷影響中國經(jīng)濟增長進行了實證檢驗,得出以下主要結(jié)論:第一,人均資本、經(jīng)濟制度變遷及人均產(chǎn)出之間存在長期均衡關(guān)系,且這種關(guān)系十分穩(wěn)定。第二,長期來看,人均資本、經(jīng)濟制度變遷都與人均產(chǎn)出正相關(guān)。人均資本、經(jīng)濟制度變遷每增加1%,人均產(chǎn)出則分別增加0.592%和0.266%;短期來看,經(jīng)濟制度變遷對經(jīng)濟增長的影響則十分有限,人均產(chǎn)出主要受其自身滯后一期的影響。第三,人均資本、經(jīng)濟制度變遷各自與人均產(chǎn)出都具有穩(wěn)定的雙向Granger因果關(guān)系,并且隨著時間的推移,經(jīng)濟制度變遷是人均產(chǎn)出的Granger原因表現(xiàn)得更為明顯。第四,技術(shù)進步因素在模型中的作用不顯著,表明其對經(jīng)濟增長的作用已被經(jīng)濟制度變遷所涵蓋。第五,經(jīng)濟制度變遷對中國改革開放后的影響遠大于改革開放前。因此,總體來看,經(jīng)濟制度變遷對中國的經(jīng)濟增長具有舉足輕重的作用。
由此本文提出相應(yīng)的對策建議。首先,由于中國尚處在社會主義初級階段,改革也在繼續(xù)深化和不斷完善之中,因此相信經(jīng)濟制度變遷對經(jīng)濟增長的促進作用仍然存在進一步提升的空間。這就需要政府繼續(xù)堅定經(jīng)濟制度改革的決心,堅定不移地進行經(jīng)濟制度的變遷及創(chuàng)新,逐步推進社會主義市場經(jīng)濟體制的建設(shè)與完善。其次,計量結(jié)果顯示,經(jīng)濟制度變遷在短期對經(jīng)濟增長的影響十分有限,之所以會這樣,主要是由于已有舊制度在向新制度轉(zhuǎn)化的過程中,兩者之間存在一定的利益沖突,進而引起摩擦造成制度變遷成本的上升及效率的損失,因此其對經(jīng)濟增長的作用往往在短期體現(xiàn)不明顯。這就需要政府在大方向不變的前提下,結(jié)合現(xiàn)實情況積極實施靈活的、有效的短期經(jīng)濟政策,力求降低經(jīng)濟制度變遷的摩擦成本,將經(jīng)濟制度變遷對中國經(jīng)濟增長的短期調(diào)整作用發(fā)揮出來。最后,加快完善其它類型制度的步伐。有各種制度彼此之間共同均衡、耦合發(fā)展,才會實現(xiàn)更多潛在的制度變遷收益,才會不斷接近帕累托最優(yōu)狀態(tài),并最終促進中國經(jīng)濟更快更好地增長。
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