我國制度變遷與經(jīng)濟增長的實證研究

王運通

（首都經(jīng)濟貿(mào)易大學經(jīng)濟學院，北京 100000）

一、引言

在我國60 余年的發(fā)展歷程中，經(jīng)濟發(fā)生了巨大變化，尤其改革開放以來我國平均每年GDP 增長率達到了9.8%，引起了國內(nèi)外學者對我國經(jīng)濟增長的研究，但大多利用傳統(tǒng)經(jīng)濟理論，將制度作為不影響經(jīng)濟增長的外生變量看待。隨著新制度經(jīng)濟學的興起，利用制度變遷解釋國家內(nèi)和國家間經(jīng)濟發(fā)展的研究日益增多，如諾斯認為創(chuàng)新、教育、資本積累等并不是經(jīng)濟增長的原因，制度才是決定長期經(jīng)濟績效的基本因素。Stiglitz(2004)認為經(jīng)濟增長動力問題研究應建立在一國特定經(jīng)濟環(huán)境和經(jīng)濟結構的基礎上。我國建國以來，制度背景發(fā)生了重大變化，經(jīng)歷了計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟的過度。因此，研究我國經(jīng)濟增長與發(fā)展，便不能脫離我國的制度變遷。基于以上考慮，本文試圖分析制度變遷背景下制度對經(jīng)濟增長的影響，同時為了考察制度變遷的長短期效應，本文利用向量誤差修正模型進行了分析。

二、文獻回顧

自諾斯開創(chuàng)性研究以來,新制度經(jīng)濟學派尤其關注制度對經(jīng)濟增長的重要作用，諾斯一反傳統(tǒng)觀點，認為只有實施有效制度、實現(xiàn)執(zhí)政者約束和產(chǎn)權保護，刺激民間投資和技術進步，經(jīng)濟才可能實現(xiàn)持續(xù)增長。政治制度和產(chǎn)權制度先于經(jīng)濟發(fā)展并決定經(jīng)濟增長，資本和勞動只是經(jīng)濟實現(xiàn)增長的手段，是經(jīng)濟增長的結果。然而Acemoglu (2008) 指出，制度與經(jīng)濟增長的關系并不確定；Barro(1990)和Glaeser et al.(2004)更強調(diào)，政治制度是技術進步、教育發(fā)展和經(jīng)濟增長到一定階段的產(chǎn)物。

此外，我國學者對制度變遷和經(jīng)濟發(fā)展的關系也進行了廣泛的討論。劉紅等（2001）和吳潔等（2003）分別在索洛和Rasmey 模型框架中引入制度因素，以研究制度變遷對經(jīng)濟增長的影響。潘慧峰、楊立巖（2006）將制度變遷加入內(nèi)生增長模型，刻畫了制度影響經(jīng)濟增長的內(nèi)在機制；李富強等（2008）將制度引入理論增長模型詮釋要素發(fā)展和經(jīng)濟增長的關系，分析表明制度越完善，經(jīng)濟增長就越表現(xiàn)為人力資本和技術進步的發(fā)展。制度不僅直接作用于經(jīng)濟增長，而且還通過影響生產(chǎn)要素投入和配置效率促進經(jīng)濟增長。

雖然制度與經(jīng)濟增長的影響引起了學者的大量關注，但是對制度因素進行量化卻一直是難點（車士義和郭林，2011）。我國學者分別從制度變遷的不同方面，并利用不同統(tǒng)計方法對制度變遷進行衡量（劉文革等，2008），但結果存在一定差異。并且，針對我國制度變遷與經(jīng)濟增長關系的諸多研究也存在許多不足，對制度指標的選擇較少考慮非正式制度變遷。因此本文試圖在綜合正式制度和非正式制度的基礎上，利用向量誤差修正模型以考察制度變遷與經(jīng)濟增長的長短期關系。

三、模型設計及變量選取

傳統(tǒng)C-D 生產(chǎn)函數(shù)假定Y＝ALαKβ，其中Y 為實際產(chǎn)出、A表示技術進步、L 為勞動投入、K 為資本投入。α 和β 分別表示勞動投入產(chǎn)出彈性和資本投入產(chǎn)出彈性，同時假定技術是中性的，此時α+β=1。本文在此基礎上引入了綜合制度變量I，即。方程兩邊同時除以L 并取對數(shù)，得出計量模型(1)：Inyt=lnAt+βlnkt+rlnIt+μ。其中，yt表示第t 期的人均產(chǎn)出，kt表示第t 期的人均資本，It表示第t 期的綜合制度指標，而lnAt作為常數(shù)項處理。

本文選取1952～2011 年相關數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)均來自于中國統(tǒng)計年鑒。其中人均產(chǎn)出y 用人均國民生產(chǎn)總值表示，并且以1978 年作為基期。人均資本存量k 采用王小魯?shù)龋?007）的數(shù)據(jù)，并將2007 年后缺失的進行指數(shù)平滑至2011 年。

North(1990)認為制度不僅包括法律法規(guī)、契約合同等正規(guī)約束，還有文化習俗傳統(tǒng)規(guī)范等非正規(guī)約束。本文對綜合制度變量做了相應劃分，分為正式制度及非正式制度，正式制度的衡量參照林毅（2012）的劃分標準，包括產(chǎn)權多元化IP、對外開放程度I0及分配格局變化Id，而對于非正式制度則參照雷韻等（2012），將人力資本作為衡量非正式制度的主要指標。因此，綜合制度變量用函數(shù)表述為I=F(IP,I0,Id,Ii)。隨后，采用能夠很好避免指標之間的高度相關性的主成分分析對各項制度變遷指標進行綜合。結果顯示綜合制度變量為I=0.250IP+0.262I0+0.225Id+0.263Ii。

四、模型實證檢驗

本文首先對模型中各變量進行ADF 平穩(wěn)性檢驗，結果表明在5%水平內(nèi)，Lny、Lnk 及LnI 均不平穩(wěn)，但均一階單整。由于同階單整變量之間可能存在協(xié)整關系，本文采用Johnson 協(xié)整檢驗以判別。依照SIC 準則，Johnson 檢驗的最優(yōu)滯后變量選為1。結果顯示，在5%顯著水平下三者存在協(xié)整關系，即lnyt=1.235lnIt+0.596lnkt+0.855。且人均資本存量及制度變遷在長期內(nèi)均對經(jīng)濟發(fā)展有促進作用。

隨后，本文構建向量誤差修正模型以研究長期均衡及短期波動關系。在協(xié)整檢驗基礎上，將VEC 模型的最優(yōu)滯后階數(shù)選為1，得到初始向量誤差修正模型。隨后對初始模型中不顯著的變量進行了剔除，得出修正后的向量誤差修正模型如下所示：

其中：

由誤差項可知，在長期內(nèi)，人均產(chǎn)出與人均資本存量、制度變遷存在正相關關系。長期內(nèi)，資本存量積累和制度改革均有利于我國長期經(jīng)濟增長。同時，經(jīng)濟增長對制度變遷的敏感性遠大于經(jīng)濟增長對資本存量的敏感性，其可能的原因在于我國在過去60 年中由計劃經(jīng)濟向社會主義市場經(jīng)濟進行轉(zhuǎn)變，市場制度逐漸發(fā)展，因此制度變遷所體現(xiàn)出來的邊際作用較為明顯。進一步結合林毅等（2012）針對正式制度對經(jīng)濟增長的研究結果，本文的研究也在一定程度上說明了非正式制度變遷對長期經(jīng)濟增長的作用有著更為積極的作用。正如North(1990)所說，正式規(guī)則能夠補充和強化非正式約束的有效性，也可能修改、修正或替代非正式約束，兩者間的相互作用將產(chǎn)生出對于不同交換制度框架的有效需求，而其成敗，則取決于非正式約束。

此外，模型(2)中ECMt-1的系數(shù)顯著為負，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到長期均衡水平；Δlnyt-1的系數(shù)顯著為正，表明當期的人均產(chǎn)出正向地受滯后一期產(chǎn)出的影響。因此，修正后的向量誤差修正模型證明了制度變遷和人均資本存量都對經(jīng)濟的增長有促進作用，同時當期的產(chǎn)出變動還受上期產(chǎn)出變動的影響。

五、結論

本文利用我國1952 年至2011 年的宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，研究了長期和短期內(nèi)制度變遷對經(jīng)濟增長的作用。首先，本文按照North 對制度的定義，將制度變遷分為正式制度變遷和非正式制度變遷，通過將制度引入傳統(tǒng)的C-D 生產(chǎn)函數(shù)，并利用Johnson 協(xié)整檢驗及向量誤差修正模型進行了分析研究。結果表明，我國的制度變遷和資本存量與經(jīng)濟發(fā)展存在長期協(xié)整關系，制度改革和逐步完善將有助于我國經(jīng)濟長期發(fā)展；而短期內(nèi)當期的產(chǎn)出變動還受到上期產(chǎn)出變動正向的影響。因此，實現(xiàn)我國長期均衡發(fā)展，離不開各項制度的逐步完善，必須堅定不移推進經(jīng)濟、政治、文化各領域的改革，同時不斷提高國民教育水平，這將在長期內(nèi)為非正式制度對經(jīng)濟增長的促進作用提供條件。

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