市場化與經濟增長的謬爾達爾效應分析

摘要：市場化與經濟發展間存在互相聯系、互相影響、互為因果的繆爾達爾關系。深圳經濟特區是我國市場經濟的“試驗場”，建立經濟特區實行市場經濟制度是引發深圳發展的重要啟動因素。本文通過引入市場化程度系數和經濟發展程度系數來表征經濟變量間的循環累積屬性，并以深圳的市場化和經濟發展的原始數據為依據，進行實證研究。實證表明，深圳經濟特區的發展是基于以對外開放為主的市場化過程，對外開放對深圳特區的經濟發展具有很大作用。同時經濟發展反過來強化和加快了市場化，即加速了轉型進程，也加速了對外開放進程，這是一個不斷循環累積的謬爾達爾過程。

關鍵詞：市場化；經濟發展；謬爾達爾效應

中圖分類號：F833.1文獻標識碼：Ａ文章編號:１００３－９０３１(２０11)05－００23－０3DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2011.05.06

一、理論簡述

繆爾達爾效應特指1974年諾貝爾經濟學獎獲得者瑞典著名經濟學家繆爾達爾所提出的“循環累積性因果效應”，該效應的理論解釋被稱為循環累積性因果原理，是繆爾達爾對制度經濟學的一項最重要的貢獻。繆爾達爾認為，社會經濟的各種因素是互相聯系、互相影響、互為因果的。最初某一社會經濟因素的變動會引起具有強化作用的另一社會經濟因素的引申變動，而這一級的變動會使社會經濟過程按最初變動方面作進一步的發展[1]。同時，該過程從最初的變動、強化的引申變動及向上的累積過程都不是一個傳統經濟學所認為的均衡與非均衡過程，而是一個不斷循環往復、累積的過程，且互為因果關系[2]。繆爾達爾進一步將這個循環累積運動分為上升和下降兩種，即“擴散效應”和“回波效應”[3]。前者指某一地區由于某種啟動因素逐步形成了一個經濟中心，它的發展促進了周圍地區的發展并使其附近地區的消費品生產不斷增加，從而逐步走出“均衡陷阱”；后者是指某一地區的發展，由于種種原因引起別的地區的衰落。根據該理論繆爾達爾指出，大國在經濟發展過程中客觀上存在著發達地區和落后地區之分，即形成“地理上的二元經濟結構”。

深圳經濟特區是我國市場經濟的“試驗場”，建立經濟特區實行市場經濟制度是引發深圳發展的重要啟動因素。一方面，在我國諸城市中深圳市場化取向的改革最早、最明顯且市場化程度最高;另一方面，對外開放和市場經濟制度的實行為深圳帶來了翻天覆地的變化，創造了舉世矚目的“深圳奇跡”。故本文選取深圳數據實證研究。那么市場化跟深圳經濟發展究竟存在什么關系？市場化作為特區發展的引申因素是否給深圳帶來了“向上”的繆爾達爾運動？如何得出具有循環累積屬性的運算變量？如何引入模型加以論證？以上問題是本文實證的主要部分，也是需要實證回答的問題。

二、參數設定與模型選擇

特區以至全國之所以實行市場化改革，本身蘊含著一個先驗理論假設，即市場化能促進經濟發展。由于市場化本身是一個復雜的系統制度和行為的變遷過程。在傳統計劃經濟體制中實行“對外開放和體制改革”是市場化的根本途徑，而對外開放是市場經濟的內在屬性。同時市場經濟本身就是一個開放經濟，體制改革則是按照市場化的發展要求對計劃經濟體制的變更以及新制度的設計與構造，故需要設定市場化指數和經濟發展的程度系數。

關于市場化指數，學術界具有不同的測量方式。何一鳴（2007）用投資市場化率、非國有化率以及地方政府市場化程度三個指數加權，從而得到市場化指數[4]。樊綱（2004）則從政府與市場的關系、非國有經濟的發展、產品市場的發育、要素市場的發育、市場中介組織和法律制度環境等五個方面構筑一個復雜的市場化測量指標[5]。為了簡化和數據獲取的方便，本文將參照以上兩種方法將市場化簡化為對外開放和市場主體的培育，即從開放程度（KFCD）和市場主體多元化程度（ZTDY）兩個方面進行市場化程度的測量。其中開放程度系數（KFCD）由歷年的外貿依存度來替代，市場主體多元化程度（ZTDY）則由歷年固定資產投資中的非國有資產投資的比重替代。

以深圳為例，用E-Mi表示i年進出口總量（萬美元），ri表示當年匯率，從而有KFCDi=(EMi*ri)/GDPi。以TI、SO、CO、OT、HMT和FF分別表示固定資產投資總額、國有投資、集體投資、其它投資、港澳臺投資和外國投資，則：

ZTDYi=(COi+OTi+HMTi+FFi)/TIi=1-SOi/TIi

另設歷年市場化系數SCHDi=KFCDi/max(KFCD)+ZT

DYi/max(ZTDY)。同時，鑒于隨著時間的推移，市場化進程越高，故用Mri表示市場化進程，則：

Mri=SCHDi+Mri-1，i=1981……2006，其中Mr1980=SCHD1980

為了判斷歷年市場化程度，定義市場化程度指數MDi?綴[0，1]，當MDi=0時表示經濟體依然是計劃經濟體制；MDi=1則說明經濟體已成功實現市場經濟轉型，市場經濟已經建立。由于我國改革開放始于1978年，當i<1978時，MDi=0。鑒于所選取的數據為i?綴[1980，2006]，可假設i=2006時，MDi=1。這樣便可通過MDi=Mri/max(Mr)進行轉換。將市場化程度系數MDi設定為區間[0，1]任何數，很顯然max(Mr)=Mr2006。

另假設經濟發展度Eri=GDPi+Ert-1，其中Er1980=GDP1980。同理經濟發展程度系數EDi=Eri/max(Er2006)。從而分別得出各年份的ED和MD，從而得出具有循環累積屬性的變量ED和MD。

三、模型檢驗

由散點圖知，深圳經濟特區自成立以來，市場化程度系數（MD）都領先于經濟發展程度系數（ED）。故可初步證明深圳特區經濟發展的市場化尤其是對外開放驅動的特征。但ED和MD并不是簡單的線形關系，故考慮分別對其取自然對數。從Ln(ED）與Ln（MD）的散點圖可見，二者存在明顯的線形關系。為了檢驗與是否存在穩定明顯的線形關系，首先需要對時間序列穩定性檢驗，檢驗方法為ADF檢驗法，檢驗結果見表1。

根據ADF檢驗結果表明，按AIC和SC最小原則Ln(ED)和Ln(MD)原時間序列在1%顯著水平上具有不穩定性，存在一個單位根。從一階差分序列來看，△Ln(ED)和△Ln(MD)的ADF(c，t，o)絕對值都大于臨界值（1%顯著水平下的Test critical values）絕對值，從而不拒絕有一個單位根的假設，故序列是一階單整序列，即I(1)序列。為此，可通過建立Ln(ED)和Ln(MD)的回歸方程作進一步的協整檢驗。

通過方程回歸和Cochrane-Orcutt法修正的一階迭代處理后，得到各項參數均良好。

log(ED)=2.712796462log(MD)-0.3692499922+[ar(1)=0.6976614667]

t=(14.90605)(-2.380352)(8.436085)

R2=0.996318 ；D.W=1.618424； F-statistic=3111.674

由上式可見，該回歸方程的各項檢測參數和方程都較為顯著，且擬合度高，經過一階迭代后方程亦不存在自相關，D.W良好，回歸方程通過檢驗，但需進一步判斷回歸方程的殘差是否平穩。通過對該回歸方程殘差進行單位根檢驗，結果顯示殘差ADF（c，t，o)檢驗下的t-Statistic 為-4.813518，p為0.0008（〈1%），協整檢驗通過，故可以認為Ln(ED)和Ln(MD)序列是平穩的，即存在長期穩定的函數關系。

四、結論

由以上的模型檢驗可知Ln(ED)和Ln(MD)存在協整關系，從而具備進行Granger因果檢驗的條件，檢驗結果見表2。

由于P值均小于5%，由格蘭因因果檢驗可知Ln(ED)與Ln(MD)互為因果，且Ln(MD)對Ln(ED)的解釋力更強。由此可證明，深圳經濟特區的發展是基于以對外開放為主的市場化過程，對外開放對深圳特區的經濟發展具有很大作用[6]。同時經濟發展反過來強化和加快了市場化即加速了轉型進程，也加速了對外開放進程。可見市場化和經濟發展互為因果，從而證明了轉型的漸進和誘致型特征，即不斷循環累積的謬爾達爾過程，而且是“向上”的謬爾達爾過程。

參考文獻：

[1]繆爾達爾.亞洲的戲劇——對一些國家貧困問題的研究[M].北京：北京經濟學院出版社，1992：10.

[2]繆爾達爾.世界貧困的挑戰[M].北京：北京經濟學院出版社，1989：132.

[3]李增剛.繆爾達爾的制度經濟思想及其比較研究[J].山西財經大學學報，2002（5）.

[4]何一鳴.轉軌時期珠江三角洲經濟制度變遷研究[D].廣州：廣東商學院碩士論文，2007.

[5]樊綱.中國市場化指數——各地區市場化相對進程2004年度報告[M].北京：經濟科學出版社，2004.

[6]羅海平，鐘堅.基于原生市場和轉型市場的特區模式研究[J].深圳大學學報，2009（2）.