对制度影响经济长期增长的重新测算

来源:用户上传      作者: 马利军

　　【摘要】制度因素对经济增长的长期影响在不同的发展阶段是不一样的。本文结合我国建国以来的发展历程,首先运用灰色系统的关联度分析,测算出在不同时段影响经济增长的主要制度变量。在此基础上采用主成分分析,分时段合成新的制度代理变量。最后通过计量回归方法,重新测算出了改革开放以来制度对我国经济增长的贡献率,得出产权、对外开放、二元经济转型是影响我国经济长期增长的重要因素的结论。
　　【关键词】制度 经济增长 关联度分析 主成分分析
　　
　　一、引言
　　经济的长期增长是经济学家和各个国家始终关心的问题之一。新制度经济学家认为制度因素是影响经济长期增长的关键,只有当制度在提供有效激励的条件下,技术进步和资本积累才能持续进行。由此,大量的经济学家从制度安排、制度质量、制度变迁角度分别探讨了其在经济长期增长中的作用,硕果累累。
　　经济史学家诺斯认为,技术进步是一系列因素的长期发展变化所带来的渐进性结果,制度的变迁才是历史演进的源泉,强调“制度是经济长期增长的决定因素,其中对经济活动产生动力的产权、界定和实施产权的单位――国家、决定个人观念转化为行为的道德和伦理的信仰体系――意识形态,又是制度因素的三块基石”。其他关注制度或体制与经济增长的国内外学者则通过包含制度的数理模型的构建或实证分析来论证制度的重要性。
　　已有的研究成果为进一步研究制度与经济长期增长的关系奠定了基础,但仍存在以下几个方面的不足。
　　首先,制度对经济增长的影响,定性分析较多,定量分析较少,定量分析中又多侧重于简单的计量回归,对制度变量的考察存在一定的主观性,且考察的数据序列较短,或是没有对不同量纲和统计口径的数据进行处理,缺乏说服力。
　　其次,较少对影响经济长期增长的各种制度因素进行系统研究。学者们要么单纯考虑其中一方面,比如产权因素等,来论述其对经济长期增长的影响,要么想囊括一切制度因素,结果每一方面都只是做了初步解释,而对于在不同的发展阶段,不同制度因素的影响力分析等没有阐述清楚。
　　最后,制度代理变量的选择不统一,不同学者依据制度对经济增长贡献的不同理解而选取了不同的代理变量,主观性强。虽然有学者用主成分分析法较客观地合成了新的制度变量,但所用数据时间跨度太短,对经济的长期增长解释力度不够,而且合成中所采纳的不同制度因素的选取仍具有一定主观性。有学者尝试运用灰色关联度分析法,得出了对经济增长有显著影响的制度变量,但没有进行生产函数下的计量检验。而且,理论上在不同的时段,影响经济增长的制度因素是不同的,用相同制度变量对不同时段经济增长的影响度进行测算,有失科学性。
　　本文以中国1952―2008年的相关数据为基础,将针对以上不足做更客观的细致研究。首先结合前人研究成果,将影响经济增长的不同制度因素进行归纳整理。然后采用灰色系统的关联度分析方法,得出对经济的长期增长有重要影响的前几类制度因素,在客观选择制度变量的基础上,采用主成分分析方法,对其分别赋予权重,得出新的制度代理变量。最后以C―D形式的生产函数,将制度因素纳入计量模型进行实证检验。
　　二、重要制度因素的选取
　　进行制度影响经济长期增长的定量研究中,宋德勇(1999)将工业化、市场化、国际化纳入了计量模型进行检验,得出上述三个指标是影响我国经济长期增长的重要因素。王文博(2002)将劳动力、资本、制度因素均纳入了计量模型,在构成制度代理变量时,采用主成分分析法选取以下几类制度因素进行了合成:产权制度变迁、市场化程度、分配格局、对外开放程度。金玉国(2001)对工业绩效变动进行了量化测度。从数量上证明了它与制度因素存在因果关系。沈坤荣(2002)对非国有化水平、经济开发度、市场化程度、经济利益分配格局进行了分析,得出其对经济发展的影响。傅晓霞、吴利学(2003)的实证分析认为市场化、对外开放对经济长期增长有巨大的影响。刘元春(2003)认为二元经济转型对中国的经济长期增长有非常重要的作用。
　　上述学者认为重要的制度变量中,产权制度变迁与非国有化水平、市场化程度均从不同角度测算了非国有经济的份额变化,可以将其整合为产权因素。另外,1978年以前,中国是典型的计划经济体制,根据樊纲对市场化程度的定义,1978年以前,市场化指标的分析意义不大。国际化与对外开放水平可以归整为对外开放度因素。根据王文博(2002)对经济利益分配格局的解释,可以与诺斯教授所探讨的国家有效性整合为国家的有效性因素。二元经济转型对中国经济发展的影响,本文采用二元对比系数这一指标进行解释。这样我们总结出前人所考察的制度因素主要是以下五类:产权、对外开放度、国家的有效性、工业化、二元对比系数。
　　产权指标(CQ):本文以非国有化率来表示,考虑到数据的可获得性,以非国有产值占全部工业产值的比重来反映,公式为:CQ=非国有工业总产值/全部工业总产值。
　　对外开放度指标(DWKF):本文以国家进出口总额与GDP的比重来表示,公式为:DWKF=进出口总额/GDP。
　　国家的有效性指标(YXGJ):本文用市场化收入分配在GDP中的比重来表示,以反映国家有效的激励机制及利益分配格局的调整对经济长期发展的影响程度,公式为:YXGJ=(GDP-国家财政收入)/GDP。
　　工业化指标(GYH):本文将非农业产值与非农业人口考虑进来,用非农业产值在GDP中的比重,与非农业劳动力占总劳动力比重的两者平均值表示,公式为:GYH=[(GDP-第一产业产值)/GDP+(总劳动力人数-第一产业劳动力人数)/总劳动力人数]/2。
　　二元对比系数指标(EYDB):本文以传统劳动部门比较劳动生产率与现代劳动部门比较劳动生产率的比值来表示,公式为:EYDB=(第一产业产值比重/第一产业劳动力人数占比)/(第二三产业产值比重/第二三产业劳动力人数占比)。
　　由于我们不能确定上述制度因素之间的相关性如何,而且鉴于我国统计数据十分有限,现有数据灰度较大,再加上人为的原因,许多数据都出现过几次大起大落,所以我们将采用对相关性要求不高的灰色系统分析的关联度分析对上述五类制度因素进行分析。
　　在进行关联度分析时,系统特征序列采用人均GDP指标(Y),为了数据的一致性,通过GDP平减指数换算为1990年不变价,系统因素序列即上述五类因素:产权指标(CQ)、对外开放度指标(DWKF)、国家有效性指标(YXGJ)、工业化指标(GYH)、二元对比系数指标(EYDB)。宏观经济数据选取1952―2008年以来57年的数据进行测算,数据来源于《新中国五十五年统计资料汇编》及2000―2009年《中国统计年鉴》。考虑到1978年改革开放前后显著的体制差异,我们以1952―1977年、1978―2008年、1952―2008三个时段进行分析,得出相应的人均GDP与各制度变量的灰色绝对关联度、相对关联度、综合关联度(见表1)。
　　根据表1我们可以清晰地看出,在不同的时段,尤其是改革开放前后,各制度变量对经济长期增长的影响是不同的。1952―1977年,国家的工业化、国家有效性(可认为是经济利益分配格局)、二元经济对经济的增长是相对比较重要的制度因素。1978―2008年,产权、对外开放、二元经济是影响经济长期增长的比较重要的制度因素。而通观1952―2008年,我们会得出对外开放度、工业化是与经济长期增长关联度较大的制度因素,产权、国家的有效性、二元经济对经济长期增长的影响也是显著的,但与前两者相比,较为次之。

　　上述的分析结果,与中国的发展经验是吻合的。1978年改革开放以前,在传统的计划经济体制下,中国采取了赶超型的经济发展战略,短期内实现工业化的不现实目标,虽然导致了很多问题,而且有些还是比较严重的,但这种战略加上中央与地方利益格局的不断调整,确实在一定时间内促进了中国的经济发展。传统计划体制下,固化的二元经济为当时的工业化积累了大量的工业原料品,这在相对封闭、外资不足的背景下,很大程度地促进了当时的经济发展。1978年改革开放以来,随着产权制度的改革,乡镇企业等过渡性制度安排的实施,以及经济特区的建立,对外开放度的不断提高,使得产权、对外开放度成为了支撑经济长期增长的关键因素;而二元经济这种现象在改革开放初期,仍是促进经济发展的重要因素,但90年代中期以后,由于城乡差距的逐步扩大,在一定程度上阻碍了经济的发展,因而也是影响中国经济增长的重要制度因素。
　　三、制度代理变量的合成
　　通过第一部分中我们对人均GDP与各类制度变量灰色关联度的测算分析得出:建国以来,制度对经济长期增长的影响是显著的,而且在不同的时段,相同制度变量的影响力是不同的。为了通过C―D函数实证分析制度对经济长期发展的贡献度,我们需要合成制度代理变量。本文采用对样本没有太严格要求的主成分分析方法进行合成,而且在制度代理变量的合成中,我们考虑到了不同时段(尤其是体制变革前后)不同制度变量的作用,以1978年为界限,分两个时段进行制度代理变量的合成。
　　结合第二部分的结论,以灰色综合关联度为标准,1952―1977年,我们重点考虑工业化、国家有效性、二元对比系数三个具有相关性的制度指标;1977―2008年,我们则考虑产权、对外开放度、二元对比系数三个指标。
　　首先无量纲化人均GDP与各制度指标时间序列,然后利用无量纲数据分时段对不同的制度变量进行主成分分析。
　　从表2可以看出,1952―1977年中第一主成分的特征值是1.785,它解释了3个原变量总方差的59.488%,第二主成分的特征值是0.954,它解释了3个原变量总方差的31.791%,前两个特征值的累积贡献率为91.279%,因为前两个主成分的特征值接近1以上,所以应选取2个主成分。1978―2008年中第一主成分的特征值是2.385,它解释了3个原变量的总方差的79.513%,已接近80%,第二主成分的特征值是0.553,虽然前两个主成分的累积贡献率达到了97.939%,但第二主成分特征值显著小于1,所以我们只选取1个主成分。这样我们以表3中的因子得分矩阵,来合成新的制度变量。
　　1952―1977年时段,通过前两个主成分的因子得分系数得到无量纲的制度代理变量M1(注:istd为无量纲化的制度变量)。即M1=0.169istdGYH+1.217istdYXGJ+0.235istdEYDB。
　　由M1可知三个原始制度变量的权重为:W(GYH)=0.104;W(YXGJ)=0.751;W(EYDB)=0.145。
　　最终,我们得到1952―1977年用于计量检验的制度代理变量I1,I1=0.104GYH+0.751YXGJ+0.145EYDB。
　　1978―2008年时段,通过第一主成分的因子得分系数得到无量纲的制度代理变量为M2,其中:M2=0.560istdCQ+0.540istdDWKF+0.162istdEYDB。
　　由M2可知三个原始制度变量的权重为:W(CQ)=0.444;W(DWKF)=0.428;W(EYDB)=0.128。
　　最终,我们得到1978―2008年用于计量检验的制度代理变量I2,I2=0.444CQ+0.428DWKF+0.128EYDB。
　　利用制度因素序列数据,本文算出了1952―2008年的制度代理变量I1与I2。
　　四、经济长期增长中制度因素的计量检验及结论
　　在测算出建国以来制度指标序列数据的基础上,本文采用C―D形式的生产函数对我国1952―2008年经济增长情况分两个时段分别进行计量检验,估算出制度变迁对其的贡献度。回归模型采用对数形式,将劳动力、资本、技术、制度等影响经济发展的因素纳入模型进行分析,具体的回归方程如下:
　　lnYt=?琢+?茁0lnLt+?茁1lnKt+?茁2lnAt+?茁lnIt+?着t
　　其中Yt表示实际GDP,Lt表示劳动,Kt表示资本,At表示技术进步,It表示制度变量,?着t表示随机变量。
　　1、数据的获得
　　我们选取了实际GDP指标作为衡量经济长期发展的指标Yt,而且为了使得数据具有一致性,本文通过GDP平减指数调整换算成了1990年不变价。资本数据Kt本文采用了王瑞泽(2006)《制度变迁下的中国经济增长研究》的数据,2004年以后的数据通过指数平滑法得到,为了数据一致性,换算成了1990年不变价。劳动力数据Lt本文使用历年就业人数。描述技术进步的数据,根据我国的实际情况(大部分的R&D支出主要来自国家财政收入),用国家财政支出中用于科学研究的部分表示,为了数据一致性,换算成了1990年不变价。制度变量It已经通过前两部分的分析测算得到。
　　2、对1952―1977年数据的分析
　　对1952―1977年的实际GDP与各变量关系的分析中,本文并没有得到比较良好的结果。这可能是由于在传统的计划经济体制下,以及当时的政治经济情况,技术进步的作用被我们错误地估算了,或者是C―D形式的生产函数可能并不适用于当时的环境等。但有一点我们是确信无疑的,即在传统的计划经济下,赶超型的工业化战略、国家经济利益分配格局以及较为固化的二元经济现象等在很大程度上影响着当时的经济增长,这在本文的第一部分已经得到了充分的验证。
　　3、1978―2008年的计量分析及结果
　　本文使用Eviews3.1,首先通过ADF检验对各时间序列变量及其差分序列进行单位根检验,结果如表4所示。
　　从表4可看出,各变量的二阶差分均是平稳的,因此可以进行协整关系检验,以判断变量间是否存在长期稳定的关系。为了分析实际GDP与各变量间是否存在协整关系,本文采用EG两步法进行检验。通过对上述变量进行回归,发现计量模型的截距项是不显著的,这样我们对剔除掉截距项的模型重新进行回归分析,详见表4(其中R2=0.993),提取残差项,得出残差项在5%水平上显著。
　　表4中的数据说明了中国的经济发展确实与各变量(尤其是制度因素)存在长期稳定的关系。
　　将显著不为0的系数带入本文所设定的回归模型中,标准化后为:
　　Yt=Kt0.618Lt0.088At0.126It0.544
　　通过对1978―2008年数据的回归分析,可以看出改革开放以来,制度在经济增长中起着重要作用。回归模型中制度因素的拟合系数为0.544,仅次于资本因素,制度对经济增长的弹性很大。相反,技术进步和劳动力对经济增长的贡献远不如制度,这与我国实际的经济增长相一致,也反映出了中国现在应该改变以往的外延型经济增长,转变经济增长方式。在这一转型过程中,逐步明晰产权、扩大对外开放、进行二元结构转型又是实现经济长期增长的关键。
　　
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　　(责任编辑:李文斐)

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