我國制度變遷與經濟增長的實證研究

王運通

（首都經濟貿易大學經濟學院，北京 100000）

一、引言

在我國60 余年的發展歷程中，經濟發生了巨大變化，尤其改革開放以來我國平均每年GDP 增長率達到了9.8%，引起了國內外學者對我國經濟增長的研究，但大多利用傳統經濟理論，將制度作為不影響經濟增長的外生變量看待。隨著新制度經濟學的興起，利用制度變遷解釋國家內和國家間經濟發展的研究日益增多，如諾斯認為創新、教育、資本積累等并不是經濟增長的原因，制度才是決定長期經濟績效的基本因素。Stiglitz(2004)認為經濟增長動力問題研究應建立在一國特定經濟環境和經濟結構的基礎上。我國建國以來，制度背景發生了重大變化，經歷了計劃經濟向市場經濟的過度。因此，研究我國經濟增長與發展，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

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

此外，我國學者對制度變遷和經濟發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濟增長的影響。潘慧峰、楊立巖（2006）將制度變遷加入內生增長模型，刻畫了制度影響經濟增長的內在機制；李富強等（2008）將制度引入理論增長模型詮釋要素發展和經濟增長的關系，分析表明制度越完善，經濟增長就越表現為人力資本和技術進步的發展。制度不僅直接作用于經濟增長，而且還通過影響生產要素投入和配置效率促進經濟增長。

雖然制度與經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濟增長的長短期關系。

三、模型設計及變量選取

傳統C-D 生產函數假定Y＝ALαKβ，其中Y 為實際產出、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出彈性和資本投入產出彈性，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，得出計量模型(1)：Inyt=lnAt+βlnkt+rlnIt+μ。其中，yt表示第t 期的人均產出，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作為常數項處理。

本文選取1952～2011 年相關數據，數據均來自于中國統計年鑒。其中人均產出y 用人均國民生產總值表示，并且以1978 年作為基期。人均資本存量k 采用王小魯等（2007）的數據，并將2007 年后缺失的進行指數平滑至2011 年。

North(1990)認為制度不僅包括法律法規、契約合同等正規約束，還有文化習俗傳統規范等非正規約束。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 平穩性檢驗，結果表明在5%水平內，Lny、Lnk 及LnI 均不平穩，但均一階單整。由于同階單整變量之間可能存在協整關系，本文采用Johnson 協整檢驗以判別。依照SIC 準則，Johnson 檢驗的最優滯后變量選為1。結果顯示，在5%顯著水平下三者存在協整關系，即lnyt=1.235lnIt+0.596lnkt+0.855。且人均資本存量及制度變遷在長期內均對經濟發展有促進作用。

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。在協整檢驗基礎上，將VEC 模型的最優滯后階數選為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，人均產出與人均資本存量、制度變遷存在正相關關系。長期內，資本存量積累和制度改革均有利于我國長期經濟增長。同時，經濟增長對制度變遷的敏感性遠大于經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 年中由計劃經濟向社會主義市場經濟進行轉變，市場制度逐漸發展，因此制度變遷所體現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濟增長的作用有著更為積極的作用。正如North(1990)所說，正式規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的系數顯著為負，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到長期均衡水平；Δlnyt-1的系數顯著為正，表明當期的人均產出正向地受滯后一期產出的影響。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濟的增長有促進作用，同時當期的產出變動還受上期產出變動的影響。

五、結論

本文利用我國1952 年至2011 年的宏觀經濟數據，研究了長期和短期內制度變遷對經濟增長的作用。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的C-D 生產函數，并利用Johnson 協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濟發展存在長期協整關系，制度改革和逐步完善將有助于我國經濟長期發展；而短期內當期的產出變動還受到上期產出變動正向的影響。因此，實現我國長期均衡發展，離不開各項制度的逐步完善，必須堅定不移推進經濟、政治、文化各領域的改革，同時不斷提高國民教育水平，這將在長期內為非正式制度對經濟增長的促進作用提供條件。

[1]North，D.C.，1990，Institutions，Institutional Change and Economic Performance[M].Cambridge:Cambridge University Press.

[2]Acemoglu D，Robinson J.The role of institutions in growth and development[J].World Bank，Washington DC，2008.

[3]Glaeser E L，La Porta R，Lopez-de-Silanes F，et al.Do institutions cause growth?[J].Journal of economic Growth，2004.

[4]潘慧峰，楊立巖.制度變遷與內生經濟增長[J].南開經濟研究，2006，(2).

[5]李富強，董直慶，王林輝.制度主導、要素貢獻和我國經濟增長動力的分類檢驗[J].經濟研究，2008，（4）.

[6]雷韻，謝里，羅能生.制度變遷與經濟增長：基于中國數據的經驗研究[J].統計與決策，2012，（16）.

[7]林毅.經濟制度變遷與中國經濟增長—基于1952-2010年數據的分類檢驗[J].經濟與管理研究，2012，（7）.