危機與改革突破:來自中國的證據

盧新波，王 昊

(浙江財經大學經濟與國際貿易學院，浙江 杭州 310018)

在推動中國市場化改革的所有因素中，危機不應成為被忽視的一個。因為只要細心回顧我國30余年的轉型歷程，就會發現在每一次重大改革的背后往往都隱藏著危機的身影。例如，改革開放本身就是在“文革”導致的全面社會危機發生以后啟動的，國有企業改革和財稅金融體制改革快速推進也是在20世紀90年代末的亞洲金融危機發生以后，溫州的民間借貸危機直接促成了溫州市金融改革試驗區的建立。

盡管如此，學術界長久以來對危機與中國轉型的關系研究未給予足夠的重視。有關危機推動中國改革的原因只是在一些學者的演講或論文中被簡單提及［1］［2］。更普遍的情況是，危機促進改革竟然被當作常識而非需要深入剖析的命題，這顯然不利于我們把握危機作用于中國改革的規律。直到近來，個別學者才開始對此進行初步的探討［3］。本文繼續對危機與中國市場化改革的關系進行更深入的研究，理論分析的假設前提更符合中國的轉型實踐。更為重要的是，我們首次對危機與中國市場化改革的關系進行定量的實證研究，從而使我們對危機與中國市場化改革的關系不再停留于直觀、感性的認識。

國外文獻的理論分析認為，危機在改革突破中的作用與改革停滯的原因相聯系。(1)在改革由于受到既得利益集團阻撓而陷于停滯的情形下，危機推動改革的原因可能分為三個層面:一是危機能極大地削弱既得利益集團的權力，從而減少改革的阻力;二是危機使得利益集團的可占用資產減少，從而同意進行改革;三是危機降低了其他集團反對精英集團的機會成本，使推動改革對其他利益集團來說成為最優選擇［4］。(2)在改革拖延是由于受到人們有限理性約束的情形下，危機給人們提供一個貝葉斯學習的機會，使人們認識到現行制度的不足而加以改進［5］。(3)在由于人們對改革后利益分配感到不確定而更偏好于維持現狀的情形下，危機加劇現狀惡化的程度迫使人們同意改革［6］。(4)在由于利益集團不能就改革成本分擔達成一致而導致改革拖延的情形下，危機可以通過加劇現狀的扭曲程度而提高不同意進行改革的成本來加速達成一致意見［7］。

除此之外，大量國外文獻還對危機假說進行了實證檢驗并得到了肯定的答案，但在區分改革類型和危機類型的更細致的研究中，一些學者發現經濟危機和政治危機對經濟制度的市場化改革的影響效果并不一樣［8］。匯率危機與銀行破產危機對金融自由化的影響方向截然相反［9］，危機對民主化的影響受到一國的開放程度和政黨制度等影響［10］。

在國內研究中，很少有學者把危機怎樣促進中國的改革當作專門的課題進行深入探討。盡管每個中國學者都承認中國的改革具有危機導向的特征，但在解釋其背后的原因時無不簡單地認為，危機促進中國的改革是因為危機使中國的領導者有了執政危機感且暴露了現有制度的弊端，從而使改革得以推進。盧新波和黃藤(2011)通過借鑒阿萊西那-德雷澤模型，從危機角度對中國轉型進程中的“改革拖延與突破”現象進行了理論分析與數值模擬，認為危機沖擊通過改變改革相關方的成本分布來推動改革突破。

綜上所述，國外文獻關于危機與改革關系的理論對我們最大的啟發是應該從利益集團博弈的角度來分析危機在改革突破中所起的作用。但在分析中國的轉型問題時，不應忽視中國國情的特殊性。中國的轉型最明顯的特征是一個較為強勢的政府決定著市場制度的供給。政府其實也是一個具有自身核心利益的利益集團，而并非簡單的利益集團集體行動的輸出、輸入工具［11］。從國外學者的實證研究來看，危機對經濟制度的市場化改革的作用受到危機的類型、政治制度和開放程度等影響。為此，本文提出一個更加符合中國特殊政治背景的理論分析框架，運用中國1978－2008年的時間序列數據，實證檢驗危機對中國市場化改革的影響，為危機假說在中國是否成立提供一個精確的答案。

一、理論分析框架和研究假設

危機促進改革實質上是危機通過某種方式影響了政府行為，從而使其作出改變政策的決定。要研究危機如何推動改革，關鍵在于分析危機如何影響政府行為。但由于東西方國家政治體制不同，西方學者和中國學者在研究政府行為上存在明顯差異。西方學者大多運用布坎南開創的公共選擇理論來分析政府行為，而樊綱、張曙光和周冰等學者則根據對中國轉型實踐的考察，認識到不能將政府僅僅看作是集體行動的輸出、輸入工具，從而推進了對政府行為的研究。尤其是周冰(2010)在總結樊綱等人的研究基礎之上，提出了最高(政治)決策者的效用函數理論，認為最高(政治)決策者是公有制經濟中擁有最高權力并進行決策的個人、機構或集團，最高(政治)決策者的效用來自于統治權，并通過向公眾提供各種公共物品來交換統治權的穩固。因此，我們進一步認為最高(政治)決策者在與其他利益集團的博弈中處于支配地位。在以下關于危機如何促進改革的分析中，我們只專注于研究危機是如何影響最高(政治)決策者的行為的。

(一)最高(政治)決策者最大化有效財政收入

為維護和鞏固統治權，最高(政治)決策者必須向公眾提供一定水平的公共物品。獲得足夠的財政收入是其有能力提供大多數公共物品的前提條件。同時，穩定的社會環境對統治權的穩固也非常重要①改革開放以來，穩定問題始終在中央政府的目標函數中占據著決定性的權重。1989年，鄧小平首次提出:“中國的問題，壓倒一切的是需要穩定。沒有穩定的環境，什么都搞不成，已經取得的成果也會失掉?！?990年，他強調:“我不止一次講過，穩定壓倒一切，人民民主專政不能丟?！秉h的第三代中央領導集體產生后，將穩定、改革、發展作為我國改革開放和社會主義現代化建設事業三個有機統一的組成部分進行考慮。，而社會的穩定性除受到財政收入影響外，還受到失業率、通貨膨脹率和基尼系數等其他因素的影響。因此，為了維護統治權，最高(政治)決策者不僅需要足夠的財政收入，還需要維護社會的穩定性。

基于此，我們提出“有效財政收入”的概念，以強調財政收入和社會穩定的重要性。所謂有效財政收入，就是穩定系數與財政收入的乘積(f=θF，f是有效財政收入，θ是穩定系數，F為財政收入)。穩定系數是一個表征社會穩定性的變量，如果社會秩序完全崩潰，則取值為0;如果社會很穩定、和諧，則取值為1。一般地，社會通常處于這兩種極端之間的中間狀態，故θ∈(0，1)。

首先，穩定系數受到財政收入的影響。從最高(政治)決策者的角度來看，財政收入對社會穩定的影響具有正負兩方面的效應:一方面，財政收入越多，為公眾提供的公共物品也就越多，公眾的個人效用就越高，社會穩定性就越高;另一方面，財政收入來源于稅收，稅收對個體來說是具有負效用的，稅收越多，公眾的個人凈效用就越少，對政府就越不滿，社會穩定性就越低。因此，財政收入對社會穩定的影響就取決于正負效應的大小(如圖1所示)。保持其他條件不變，在財政收入達到最佳規模F*時，社會處于最穩定狀態，穩定系數θ*最接近于1。當F＜F*時，由于提高財政收入的正效應大于負效應，穩定系數會隨著財政收入的增加而不斷提升;當F＞F*時，由于提高財政收入的負效應大于正效應，穩定系數會隨著財政收入的提高而不斷降低。

其次，穩定系數還受到失業率、嚴重的通貨膨脹、吏治腐敗、分配不公和收入差距惡化等因素的影響。失業率和通貨膨脹率越高，公眾的不滿情緒越高，穩定系數就越小。腐敗越嚴重，收入差距越大，社會就越不穩定。

基于以上分析，最高(政治)決策者考慮的不僅僅是財政收入的最大化，而是要在穩定性約束下最大化其財政收入，即最高(政治)決策者的根本動機是最大化有效財政收入。

(二)有效財政收入的決定

財政收入來自于稅收，即F=Tax(F為實際財政收入，Tax為稅收)。稅收來自于對國民收入的征稅，即Tax=tY(t為稅率，Y為國民收入)。國民收入決定于技術進步、資本和勞動力，即Y=Af(K，L)(A為全要素生產率，K為資本，L為勞動人口)。新制度經濟學的研究已經表明制度的改善能促進經濟增長，故Y=AF(I，K，L)(I為制度因素)。因此，本文得到最高(政治)決策者的有效財政收入的最終公式，即f=θ［tAF(I，K，L)］。

(三)危機沖擊減少有效財政收入，迫使最高(政治)決策者開啟經濟增量改革

圖1 穩定系數和財政收入的關系

通過以上公式，本文得到了危機促進中國市場化改革的傳遞機制(如圖2所示)。假設最高(政治)決策者是理性的，當t=0時，他已實現有效財政收入的最大化，即 f*=θ*×F*;當 t=T時，危機發生并導致國民收入(或增速)減少，隨之稅收(或增速)下降和失業率增加。稅收(或增速)下降導致財政收入(或增速)下降，失業率增加和財政收入(或增速)下降導致穩定系數下降，它們共同作用導致有效財政收入(或增速)下降，最高(政治)決策者提供公共物品的能力相對于民眾的需求下降，權力核心周圍的保護帶變窄①統治權的保護帶是指最高(政治)決策者實際向公眾提供的公共物品水平與公眾能忍受的公共物品最低供給水平之間的區域。保護帶越寬，統治權受到外部沖擊的可能性就越小;反之則反。，統治權的穩固性降低。由于短期內全要素生產率無法改變，企業在悲觀的經濟預期下減少投入。因此，最高(政治)決策者只有推動市場化的增量改革、促進經濟增長，使有效財政收入恢復到最大值，才能確保統治權的再次穩固。

基于以上分析，我們提出針對中國的危機假說，即危機能促進中國的市場化改革。本文接下來將對這一假說進行實證檢驗。

圖2 危機促進中國市場化改革的傳遞機制

考慮到影響中國市場化改革進程的因素不只一個，為控制其他因素對經驗結果的影響，我們在模型中考慮了開放程度、收入差距和鄧小平南方講話三個重要因素。之所以要考慮開放程度，是因為在中國市場化改革過程中，外部環境的影響不能忽視。后發國家與先發國家之間存在“體制落差”，由顯性體制落差引起的內生動力和外部壓力及其復合作用是體制轉型的動力之一［12］。另外，發達國家的示范作用及為實現國家統一而在經濟上與臺灣展開競爭的壓力，也是促進中國市場化改革的動力。開放程度越高，國內與外界的信息交流越密切，這些外部因素發揮的作用也就越大。收入差距也是一個不可忽視的變量。在一些西方學者的研究中，包括收入差距等因素在內的社會分化是導致改革拖延的一個重要原因［7］。在中國由計劃經濟過渡到市場經濟的進程中，資源配置方式的改變和每個人能力和資源稟賦的不同均不可避免地帶來收入差距，但中國長期的意識形態宣傳使大眾對收入差距擴大非常敏感，最高(政治)決策者不希望收入差距快速拉大使公眾的不滿情緒高漲而影響社會的穩定性。因此，最高(政治)決策者可能會因為收入差距拉大而延緩市場化改革。1992年，鄧小平南方講話是促進中國市場化改革大步向前推進的最為關鍵的事件。為此，我們通過一個虛擬變量來控制1992年前后的結構性變化。

二、變量選擇、實證研究和結果分析

(一)變量選擇

1．中國市場化改革的度量。體制轉軌的根本問題就是非國有經濟比重的不斷提高和經濟所有制結構的轉變。因此，參照王小魯和樊綱(2009)的做法，我們采用城鎮非國有單位從業人員占城鎮從業人員的比重和規模以上非國有工業增加值占規模以上工業增加值的比重的平均值來衡量我國的市場化程度①自2000年起，王小魯、樊綱和朱恒鵬陸續編制發表中國各年各地的市場化指數。但由于缺少早期的數據，我們僅采用非國有經濟的比重作為近似的替代指標。。該指標的數值越低，表明市場化程度越低，市場化改革的速度就越慢;反之則反。

2．危機的度量。危機通常是一個定性的變量，需通過一些宏觀經濟指標進行確認。危機的沖擊必然導致財政收入(或增速)下降，而維持原有的(或安全的)公共物品供給水平必然導致赤字率上升。因此，參照Alesina(2006)確認危機的方法，當某年的財政赤字率大于(或等于)歷年財政赤字率的75%分位數時，我們就確認危機發生。

其中，Crisis表示危機，當某年發生危機時取值為1，否則取值為0。同時，為使檢驗結果更為穩健，我們還以財政赤字率的平均值和中位數作為危機臨界值重新確認發生危機的年份，然后再次進行計量檢驗。

3．其他控制變量的度量。開放程度采用進出口總額占GDP的比重來衡量，收入不平等采用全國整體基尼系數來衡量。國家統計局雖沒有公布全國城鄉統一的基尼系數，但很多學者對此做了各種嘗試。本文主要采用程永宏(2007)的數據(見表1所示)。

我們用一個虛擬變量來刻畫鄧小平南方講話的影響。該變量在1992年以前取值為0，在1992年以后取值為1。本文的數據均來自歷年的《中國統計年鑒》、國家統計局網站和中經網數據庫。

(二)描述性統計

我國的市場化程度已從1978年的17.6%上升到2008年的72.9%，開放程度從9.7%上升到65.2%。1980年的收入差距最小，基尼系數僅為0.25，但2008年后基尼系數已增加到0.48，這表明我國收入差距已經很大。

表1 1978-2008年中國基尼系數

表2 各變量的描述性統計

表3展示了用歷年財政赤字率的75%分位數、平均值和中位數作為判斷危機是否發生的臨界值時，危機年份和一般年份的年均市場化程度增加量的情況。在此三種情況下，危機年份的年均市場化程度增加量都大于一般年份的年均市場化程度增加量，這為判斷本文提出的假說可能成立提供了一個直觀的證據。

表3 危機年份與一般年份的年均市場化程度增加量比較

市場化程度在1992年以前上升得比較緩慢，在1992年后上升速度明顯加快，這說明1992年是我國市場化進程的拐點，初步證實了我們引入Dxp這個虛擬變量的合理性。

(三)計量模型和實證檢驗

借鑒Alberto Alesina(2006)和Joseph Wright(2007)的方法，本文建立以下的半對數模型:

其中，t表示年份，ln Market表示取對數后的市場化指數，Crisis是危機變量，X是其他控制變量(包括開放程度的對數值lnOpen、全國統一基尼系數的對數值lnGini和表征鄧小平南方講話影響的變量Dxp)。

1．時間序列平穩性檢驗。我們采用ADF檢驗考察各系列的平穩性(伍德里奇，2003)。在檢驗過程中，按AIC準則選擇最優的滯后期數。檢驗結果表明，所有的時間系列都是I(1)系列(見表4所示)。

2．JJ協整檢驗。在確定各時間系列都是I(1)系列后，我們采用JJ檢驗考察(2)式中各變量之間的協整關系是否成立(見表5所示)①國內外都有大量的文獻對含有虛擬變量的多變量時間序列模型進行JJ檢驗。例如，Rodrigo Valdes．et．al(2011)和熊柴(2007)將虛擬變量作為內生變量加入JJ協整檢驗模型中來分析政策變化的影響。。

表5 JJ協整檢驗結果

跡統計量檢驗結果表明，lnMarket、Crisis、lnOpen、lnGini和Dxp之間存在一個協整關系。根據JJ檢驗的標準化系數，我們得到以下的協整方程(括號內數值為t統計量):

以上結果表明，危機的沖擊能讓我國的市場化程度提高10%，而且統計上非常顯著，這證明了危機的確能加快我國的市場化改革。

在其他控制變量時，lnOpen的系數為0.22，顯示我國的開放程度每提高1%，市場化程度就相應提高0.22%。Dxp的系數為0.17且非常顯著，這再一次定量地證明了鄧小平南方講話對我國市場化進程的影響。收入差距擴大對我國的市場化進程具有負效應，這可能是由于收入差距擴大會加劇最高(政治)決策者的憂慮，從而放慢了市場化改革的速度。

3．誤差修正模型。我們已證明lnMarket、Crisis、lnOpen、lnGini和Dxp之間具有長期的均衡關系，在這一關系中，危機對市場化改革具有顯著的正向沖擊作用。我們進一步通過誤差修正模型來判斷長期均衡狀態的穩定性。因此，我們對這幾個變量的誤差修正模型估計得到(括號內數值為t統計量):

以上結果表明，誤差修正項ECM的系數為－0.20，雖然不顯著，但其t統計量接近10%顯著性水平的臨界值，因而其調整方向符合誤差修正機制。

4．穩健性檢驗。危機是本文實證研究中始終最關心的變量。據前文所述，當赤字率＞赤字率的75%分位數時，我們就認定危機發生。那么，當用其他閥值作為是否發生危機的評價標準時，檢驗結果是否還會一樣呢?為此，我們分別考慮用財政赤字率的平均值和中位數作為危機臨界值的情況(見表6所示)。

表6 財政赤字率的平均值和中位數分別作為臨界值時的JJ檢驗結果

(1)平均值。當用財政赤字率的平均值作為危機臨界值時，發生危機的年份多了1994、1998和2005年。用新確認的危機變量與其他變量重復以上JJ協整檢驗的步驟，結果發現各個變量依然存在一個協整關系，且各變量的系數變化都不大。

(2)中位數。當用財政赤字率的中位數作為危機臨界值時，發生危機的年份多了1991、1992、1994、1995、1998和2005年。用新確認的危機變量與其他變量重復JJ協整檢驗的步驟，結果發現各變量之間仍存在協整關系，且各變量的系數仍符合理論預期。

綜上兩個方面的考察，說明無論采取何種臨界值確認危機是否發生，檢驗結果都是一致的。

三、研究結論和政策建議

本文運用最新的轉型經濟學理論，立足于中國轉型的實踐，分析危機促進中國市場化改革的內在機理。同時，運用協整理論，定量檢驗了危機與中國市場化改革的關系。最終，我們得到以下的研究結論。第一，危機沖擊對我國市場化改革具有正向的推動作用，能顯著提高中國的市場化程度。第二，危機降低了最高(政治)決策者的統治權的穩固性，從而使其推動改革。危機的沖擊使國民收入(或增速)下降，導致財政收入(或增速)和社會穩定性下降，有效財政收入(或增速)減少，統治權的保護帶變窄而降低其穩固性。因此，最高(政治)決策者有著強烈的恢復有效財政收入至其最大值的動機，開啟市場化增量改革則成為危機中最為有效的手段。第三，開放程度和收入差距都對我國的市場化改革產生影響，外部的競爭和示范效應對中國的市場化進程存在積極的影響，收入差距擴大對市場化改革具有阻礙作用。第四，我們使用不同的壓力閥值對危機進行確認，然后用不同的危機變量進行計量檢驗，發現所有結果都證明本文的結論是穩健的。

以上研究結果對中國經濟改革具有很好的政策含義。我國經濟正在經歷自改革開放以來最嚴峻的挑戰，國際市場持續疲軟、傳統增長方式日益遭遇資源硬約束等導致經濟增長率有所下降，促就業、保穩定的壓力空前加大，轉變經濟增長方式、促進經濟結構轉型升級已迫在眉睫。另外，由于過去十多年市場化改革嚴重滯后，各種中間形態的制度安排和不合理的利益結構呈日益固化的態勢，導致各種社會矛盾和利益沖突不斷加劇，經濟社會運行顯露種種危機的跡象，統治權的保護帶正在不斷收窄。在此情況下，通過市場化改革來化解危機對我國經濟增長產生的沖擊應是最高(政治)決策者最明智的選擇。事實上，利用危機的沖擊適時推進市場化改革，正是我國三十多年改革開放不斷取得進展的寶貴經驗。中國共產黨十八屆三中全會審議通過的《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》正是利用當前歷史機遇和時間窗口的自覺選擇。當然，如何有效突破阻力、成功推進新一輪改革的對策研究已非本文的任務，而需專文另述。

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