經濟制度變遷對中國經濟增長的影響
——基于VECM的實證分析

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 財經戰略研究院，北京 100836)

一、文獻述評

自新制度經濟學派指出產權明晰是推動經濟增長的關鍵制度因素后，產權首先引起了國外研究者的關注。Knack和Keefer最先以ICRG和BERI中的指標來代表產權，對97個樣本國家的相關數據進行了檢驗，結果證實產權的保護程度會顯著影響經濟增長，特別是ICRG指數每增加1個標準化單位，經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指數來衡量與產權密切相關的合同執行力大小，通過75個樣本國家的實證結果表明，合同執行力每增加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)是對產權安全程度更為合理的度量，其客觀性及精確度都要優于ICRG等主觀性指標。基于7個國家的案例分析及95個樣本國家的計量，他們發現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“當地人口密度”作為產權的工具變量來處理可能出現的內生問題，結果發現即使控制了其它因素(宗教、地理等)，產權制度的影響依然十分顯著［4］。

國內相關實證研究中以金玉國［5］的成果最具代表性。結合中國的實際，他將改革開放以來宏觀經濟制度的變遷劃分為產權制度變遷、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濟增長的邊際影響及彈性，并發現市場化程度與產權制度變遷對這一時期中國經濟增長的影響力最大。之后的學者大都是在此基礎上 (個別指標或權重上有所改動)，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濟制度變遷進行了指數合成，估算了該指數對經濟增長的彈性及貢獻率［6］。傅曉霞和吳利學運用CD函數推算出1982—1999年經濟制度變遷對中國經濟增長的貢獻率約為35%［7］。劉文革等則將產權多元化、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濟制度變遷對中國經濟增長作用的大小［8］。李富強等以及董直慶和王林輝都進行了經濟增長根源的對比檢驗，結果均表明產權制度的發展是中國現階段經濟增長的主要動力［9－10］。李國璋和劉津汝則基于1978—2007年的宏觀數據，證實了產權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，現有實證結論大都支持產權、貿易等經濟制度變遷促進一國經濟增長的假說，尤其對中國而言，經濟制度變遷對經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，產權多元化程度被認為是中國經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育程度等也是經濟制度變遷的主要表現。但國內現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，而宏觀經濟領域中的大多數時間序列數據都是非平穩的，直接建立模型將極有可能出現偽回歸現象，導致結果的不可靠。其次，已有國內研究主要關注改革開放以后，時間跨度通常在二三十年左右，過短的時間段在長期關系的衡量精度上也會有所欠缺。有鑒于此，本文試圖在現有研究基礎上，運用更為科學的協整理論及向量誤差修正模型等方法，選取1952—2010年的宏觀經濟數據，測度經濟制度變遷對中國經濟增長的影響。

二、實證過程

(一)實證思路及基本模型

本文首先是變量及數據的選取;其次是對計量中各變量時間序列平穩性的判斷，即ADF單位根檢驗;然后通過Johansen協整檢驗確定各變量之間是否存在長期均衡關系，并建立VECM考察變量間的長、短期關系;最后進行Granger因果關系檢驗。

本文擬采用兩個實證模型。第一個模型是在C－D函數基礎上加入制度變遷因素，即:

其中，Yt、Kt、Lt和Iet分別代表歷年GDP產出、資本存量、勞動力和經濟制度變遷，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 (如技術進步、人力資本等)，作為常數項處理，這也是制度變遷影響經濟增長這一研究領域最常用的模型形式。為避免總量估計可能出現的多重共線性，假設資本和勞動規模報酬不變 (即α+β=1)，對上式兩邊同時除以Lt并取對數以消除異方差，引入白噪聲后變為:

yt、kt分別是歷年人均GDP產出和人均資本存量。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進步(A)從索洛剩余中剝離出來，生產函數即為:

采用如式 (1)的處理方法，則上式化為:

式 (2)中，At代表技術進步，θ代表索洛剩余，其它各項意義不變。

(二)變量選取與數據處理

1.產出、勞動力、技術及資本存量指標

產出Y用歷年GDP表示，勞動力L用歷年年末就業人數表示，技術進步A用歷年國家財政中用于科學研究和教育支出之和表示。原始數據均來自《新中國六十年統計資料匯編》及歷年《中國統計年鑒》。產出及技術進步數據均已用GDP平減指數處理為1978年價格。資本存量K(1978年價)來自王小魯等 (2009)的估計，2007年后數據用指數平滑法補齊。各變量時間跨度均為1952—2010年。

2.經濟制度變遷指標

指標選取需要充分考慮其代表性、準確性及數據可得性。因樣本區間較長，市場發育程度指標在改革開放前并無相關統計資料，因此本文最終用三個指標來衡量經濟制度變遷。

(1)產權多元化程度。用非國有經濟工業總產值在全部工業總產值中的比重來度量。

(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統計資料，因此本文最終從對外貿易開放程度的角度，用歷年出口貿易總額占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。

為保證統計口徑一致，產權多元化程度1998年后的數據依據相應年份的統計公報及指數平滑法進行了處理;分配格局變化2000—2010年的數據則是財政支出減去對應年份國內外債務付息支出后所得的數據 (2000年前財政支出不包括國內外債務付息支出)。

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，因此不存在價格調整問題。其次，三個分指標中，產權多元化程度反映了非國有經濟的重要性，但這并非否定國有經濟存在的必要性，國有經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;而新古典經濟學一直強調出口更能促進經濟增長，加之中國長期奉行“出口導向型”貿易政策，不少研究也表明出口對中國經濟增長的促進作用要遠大于進口，進口在短期內對經濟增長甚至有一定的抑制作用［12－13］。因此，本文認為用出口貿易總額(而非進出口貿易總額)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，發現前者的結果更為合理。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，社會主義市場經濟體制也必將無法正常運轉。只是考慮到政府還掌握不少“非預算收入”的事實及中國現行發展階段，因此這一假定仍可采用［14］。但在今后情況發生變化或統計資料更加完善時，我們也要考慮對經濟制度變遷指標的構成進行相應的調整或改變。

接下來本文進行經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指標變異程度的大小來分配權重，并未考慮指標本身的相對重要性，因此權重結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重。此外，主成分分析法一般適用于一次性評價，無益于統計資料的積累，尤其當權重為負時，會給實際應用造成極大不便。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，即分別賦予產權多元化程度70%、對外開放程度20%、分配格局變化10%的權重。②本文也嘗試用主成分分析法確定權重，結果各指標權重都在0.33左右，但數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，使用何種權重賦予方法對最終的實證結果影響并不是很大。之所以將產權多元化賦予較大權重，是因為產權是最能促進經濟增長的制度因素;并且中國經濟制度的變遷也恰恰是以產權制度為主而展開的 (如建國初期的土地改革，改革開放初期的聯產承包責任制及20世紀90年代的國企改革)，因此該指標在中國的經濟制度變遷中最具代表性。這樣，經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 各變量描述性統計

相應的，本文待檢驗的基本假說即為:經濟制度變遷對中國經濟增長具有正效應。

(三)計量結果

1.時間序列平穩性檢驗

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性檢驗，結果如表2所示。

表2 各變量單位根檢驗結果

由表2可知，各變量水平序列的ADF檢驗結果在5%的顯著性水平下均無法拒絕存在單位根的原假設，都是非平穩的;但它們一階差分序列的ADF檢驗結果均表明在5%的顯著性水平下不存在單位根，都是平穩的。因此，各變量均為一階單整。

2.Johansen協整檢驗

由于各變量均為一階單整，因此可能存在長期協整關系。多個變量之間的協整關系一般采用基于回歸系數的Johansen協整檢驗，但首先需確定最優滯后階數。本文逐一對從0—5的滯后階數所對應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模型最優滯后階數為2。而Johansen協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協整檢驗中，最為關鍵的是對協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，協整方程無截距;②序列無線性趨勢，協整方程有截距;③序列有線性趨勢，但協整方程只有截距;④序列及協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)，但相關研究表明，大多數經濟時間序列 (尤其是中國的數據)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果的偏差［15－16］。由于圖1中各變量時間序列均呈現出較為明顯的確定性時間趨勢特點，因此應選擇形式4進行Johansen協整檢驗。1期滯后的協整檢驗結果如表3所示。

表3 Johansen協整檢驗結果

由表3可知，λ－trace(特征值跡檢驗)及λ－max(最大特征值檢驗)結果均表明，Lny、Lnk和LnIe之間在5%的顯著水平下存在長期協整關系。標準化協整方程則意味著Lnk、LnIe對Lny的長期影響是正向的。本文將在后面對這一結果進一步分析。

3.向量誤差修正模型

如果多個變量均為一階單整，且彼此之間存在協整關系，則可以構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系及短期波動關系相結合起來，因此具有諸多優點: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，在形式上與協整方程一致，是各變量之間長期均衡關系的反映;系數a是短期調整參數，理論上應為負值，代表短期波動對長期關系出現偏離時，誤差修正項在下一期的調整速度;差分項系數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整關系成立，因此可以構建VECM。VECM滯后期同樣為1(因其是含有協整約束的VAR模型，故滯后期與Johansen協整一致)，結果如式 (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結果如式 (4)所示。

4.Granger因果關系檢驗

協整檢驗及 VECM結果已經表明，Lny、Lnk和LnIe之間存在長期均衡關系，并且Lnk和LnIe對Lny具有正向影響。本文通過Granger因果關系檢驗進一步確定該影響的方向是否成立及其穩定性。根據研究需要，檢驗滯后期設定為2—5期，并定義當相伴概率P＜0.1時即拒絕原假設，表明單向因果關系成立。檢驗結果如表4所示。

表4 Granger因果檢驗結果

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因果關系;而Lny與LnIe之間則在所有檢驗滯后期內都存在雙向Granger因果關系，并且隨著時間的推移，LnIe是Lny的Granger原因表現得更為明顯。因此，長期來看，Lnk、LnIe各自都是Lny的Granger原因，并且十分穩定，這與之前的計量結果是一致的。

三、結果分析及模型檢驗

(一)經濟制度變遷對經濟增長的長期趨勢分析

VECM的誤差修正項ECMt－1(即協整方程)反映了各變量之間的長期均衡關系。長期來看，資本及經濟制度變遷各自都與經濟增長正相關:人均資本每增加1%，人均產出增加0.592%(勞動彈性則為0.408%);經濟制度變遷每增加1%，人均產出則增加0.266%。這表明，一方面，經濟制度變遷的確顯著促進了中國的經濟增長;另一方面，資本、勞動等因素依然是中國經濟增長的主要源泉，制度因素所帶來的增長效應有可能尚未完全發揮出來。

(二)經濟制度變遷對經濟增長的短期效應分析

VECM中的滯后差分項反映了各變量之間的短期波動關系，這是已有研究較少涉及的。從式(3)中可以看出，短期中經濟制度變遷的變動對經濟增加的變動具有不顯著的正向影響，每增加1%，人均產出的變動僅增加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，短期內人均產出的變動顯著受其自身滯后一期的影響(0.704%)。誤差修正項的調整系數為負(－0.565)，表明反向修正機制成立，即當短期內人均產出偏離長期均衡水平時，誤差修正項會將其拉回長期穩定水平。總之，VECM結果再次證實經濟制度變遷對中國經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。

(三)模型檢驗

1.VECM效果檢驗

由式 (4)可知，VECM中各變量系數的t值基本都通過了1%的顯著性水平 (常數項通過了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，滿足穩定性要求。模型殘差序列滿足正態性;相關圖和Q統計量檢驗中，相關系數和偏相關系數的直方圖均落在±0.5之內;Breush－Godfrey LM自相關檢驗結 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及異方差。因此VECM整體效果良好，計量結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濟制度變遷對新中國成立以來中國經濟增長的影響。

2.加入技術進步的模型

進一步地，引入技術進步因素，此時模型變為式 (2)。對技術進步LnA進行單位根檢驗，結果表明其水平時間序列非平穩 (ADF統計值－1.560＞5%臨界值－3.499)，但一階差分序列平穩 (ADF統計值－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協整檢驗，結果發現長期均衡中 LnA的系數較小且不顯著 (系數值為0.083，t統計量為1.183)，而LnIe的系數大小及顯著性與未加技術進步因素時的模型結果并無太大差異 (系數值為 0.251，t統計量為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，經濟制度變遷已經內涵了技術進步對中國經濟增長的促進作用。新制度經濟學認為，技術進步只不過是增長的表現和結果，只有制度變遷才是經濟長期增長的源泉。而中國作為典型的轉型國家與發展中國家，制度變遷對經濟增長的促進作用就體現得更為明顯，甚至恰恰是制度變遷的實現才帶動了技術進步的產生。比如中國的產權改革，就是由于帶來了全新的激勵機制，才促成了企業技術的快速提升并進而推動了經濟增長，因此，我們認為這一結果是與新制度經濟學理論及中國實情相符的。

3.經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年前后經濟制度變遷對中國經濟增長是否有顯著的不同影響。根據式 (1)分別對1952—1978年及1978—2010年做Johansen協整檢驗，結果發現:1952—1978年間，經濟制度變遷對經濟增長的推動作用十分有限 (系數值為0.005，t統計量為0.063);而1978—2010年間，經濟制度變遷則顯著影響了中國的經濟增長(系數值為0.324，t統計量為5.708)。事實也證明了這一結果的合理性:1978年起始的改革開放，標志著中國拉開了計劃經濟體制向市場經濟體制轉變的大幕，經濟制度變遷也由此全面展開，并最終調動了人們的生產積極性，解放了生產力并推動了經濟增長。

四、結論與建議

通過協整理論及VECM等方法，本文對1952—2010年經濟制度變遷影響中國經濟增長進行了實證檢驗，得出以下主要結論:第一，人均資本、經濟制度變遷及人均產出之間存在長期均衡關系，且這種關系十分穩定。第二，長期來看，人均資本、經濟制度變遷都與人均產出正相關。人均資本、經濟制度變遷每增加1%，人均產出則分別增加0.592%和0.266%;短期來看，經濟制度變遷對經濟增長的影響則十分有限，人均產出主要受其自身滯后一期的影響。第三，人均資本、經濟制度變遷各自與人均產出都具有穩定的雙向Granger因果關系，并且隨著時間的推移，經濟制度變遷是人均產出的Granger原因表現得更為明顯。第四，技術進步因素在模型中的作用不顯著，表明其對經濟增長的作用已被經濟制度變遷所涵蓋。第五，經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，經濟制度變遷對中國的經濟增長具有舉足輕重的作用。

由此本文提出相應的對策建議。首先，由于中國尚處在社會主義初級階段，改革也在繼續深化和不斷完善之中，因此相信經濟制度變遷對經濟增長的促進作用仍然存在進一步提升的空間。這就需要政府繼續堅定經濟制度改革的決心，堅定不移地進行經濟制度的變遷及創新，逐步推進社會主義市場經濟體制的建設與完善。其次，計量結果顯示，經濟制度變遷在短期對經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，因此其對經濟增長的作用往往在短期體現不明顯。這就需要政府在大方向不變的前提下，結合現實情況積極實施靈活的、有效的短期經濟政策，力求降低經濟制度變遷的摩擦成本，將經濟制度變遷對中國經濟增長的短期調整作用發揮出來。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、耦合發展，才會實現更多潛在的制度變遷收益，才會不斷接近帕累托最優狀態，并最終促進中國經濟更快更好地增長。

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