制度變遷、結構轉型與經濟增長關系研究

宋尚恒

（中南財經政法大學財政稅務學院，武漢430073）

制度變遷、結構轉型與經濟增長關系研究

宋尚恒

（中南財經政法大學財政稅務學院，武漢430073）

制度因素作為一國或地區經濟增長的重要影響變量，其不斷的演進和變遷必然深深影響到一個國家或地區的結構轉型及經濟增長。文章運用我國1998—2014年30個省區的面板數據，就制度變遷對結構轉型及其經濟增長效應分別進行實證檢驗。研究發現：產權制度、開放制度等制度變遷構造變量通過有利于結構轉型而對地區經濟增長具有顯著的正向作用；制度變遷及其構造變量的這種影響呈現了明顯的地區差異，其中東部地區的產權制度變遷對結構轉型的邊際效應遠大于中西部，但其結構轉型的“中間效應”太小，導致產權制度變遷影響地區經濟增長的作用并不明顯。

產權制度；開放制度；中間效應

0　引言

在我國改革開放以來所實施制度變遷過程中，各種層面的創新性制度安排極大的優化了城鄉結構、產業結構、貿易結構等，并在空間上重新配置生產要素，而這種結構轉型和優化則能夠顯著加速地區經濟增長。本文將從實證角度分析制度變遷以及伴隨制度變遷過程中的結構轉型和優化對地區經濟增長的影響，試圖驗證以下兩個問題：第一，我國各種不同類別的創新性制度安排如何作用于地區經濟結構的轉型及優化？第二，制度變遷通過優化經濟結構進而促進經濟增長在我國不同地區及不同時期是否具有可復制性？

對此，已有研究成果關于制度變遷與經濟增長之間的關系的研究不勝枚舉，但是筆者認為對于制度的經濟增長效應的研究需要將其置于“制度變遷-結構轉型-經濟增長”的分析框架中，即考察結構轉型中所體現的制度變遷對經濟增長的作用機制。因此，本文將通過構建反映三者之間互動關系的計量模型，以期探索我國經濟的內涵式增長路徑。

1　模型、變量與數據

1.1模型設定

為了描述制度變遷對結構轉型的影響，我國構建了方程一如下：

其中，i為地區，t代表時期，JGZXit為被解釋變量結構轉型，ZDBQit為解釋變量制度變遷，εit為隨機擾動誤差項。事實上，我國改革開放以來的制度變遷主要體現在資源配置方式、產權制度、市場化改革和發展戰略調整四個方面。基于此，本文將借鑒國內學者車士義（2011）等學者的觀點，將制度變遷理解為產權制度（cqzd）、分配制度（fpzd）、市場經濟制度（schzd）和對外開放制度（kfzd）的變遷，并且將變量βZDBQit拆分為以上四個部分之和，即

為了分析結構轉型對經濟增長的影響，這里構建第二個方程如下所示：

其中Yit為被解釋變量地區經濟增長，為影響經濟增長的其他控制變量，μit為隨機誤差項。本文選擇的其他控制變量資本積累（zbjl）、人力資本存量（rlzb）、技術水平（jssp）、基礎設施（jcss）。μit為隨機誤差擾動項。

考慮到變量遺漏和反向因果性問題可能造成有估計結果出現偏誤，我們在上述方程中分別引入被解釋變量的滯后一期，將方程一和方程二擴展為動態面板數據模型。且為了消除截面異方差的影響而對所以變量進行對數化處理。因此，本文的實證分別以下列方程三和方程四為分析模型：

1.2變量選取與數據說明

1.2.1被解釋變量

其中被解釋變量結構轉型（JGZXit），陳平、李廣眾（2000）指出目前主要采用的指標主要有兩種，一是克拉克（Clark）結構轉換系數，即第一產業的從業人員占勞動力總數比重；第二種方法是國內學者常用的用第一產業產值占總產值比重來表征。事實上，結構的轉型升級作為一國或地區工業化和現代化的重要結果（車士義、郭琳，2011），更多的體現了社會經濟結構由不平衡向平衡狀態演進的過程，這種新舊平衡替代中離不開產業結構、城鄉結構、需求結構等方面的重大轉變，但這一系列的轉變最終會映射到經濟增長。因此，本文將選擇用二三產業產值占總產值比重來衡量結構轉型的程度和水平。

對于被解釋變量經濟增長（Yit）通常用國內生產總值（GDP）、GDP增長率以及人際GDP等指標來度量。為了體現經濟增長的質量，本文選擇以1998年為基期的消費者物價指數（CPI）對地區人際GDP進行平滑處理，得到地區人際實際GDP并作為被解釋變量的度量指標。

1.2.2解釋變量

制度變遷（ZDBQit）按照上文的解釋分為產權制度、分配制度、市場經濟制度和對外開放制度的四個子要素。借鑒其他學者如車士義（2011）等學者等在度量制度變遷過程中的做法，其中產權制度（cqzd）采用以所有制中非國有及非國有控股企業工業總產值占當年工業總產值的比例來度量；分配制度（fpzd）為市場化收入占總收入的比重；市場經濟制度（sch zd）用非國有單位職工占職工總數比重表示。對外開放制度（kfzd）以地區進出口貿易總額占GDP比重作為其代理指標。

1.2.3其他控制變量

對于其他控制變量，資本積累（zbjl）的衡量在多數的文獻中普遍使用總儲蓄率，但是本文采用資本積累率來替代，具體用地區資本形成總額除以國內生產總值得到；人力資本存量（rlzb）的處理方法為從業人員數量（L）與平均受教育年限（H）的乘積；技術水平（jssp），目前已有的研究對于地區技術水平的測度并沒有形成統一的觀點，比如用地區技術市場成交額、人均科研經費支出等指標表示，本文采用地區R＆D經費投入占GDP比重表示；基礎設施（jcss）變量用公里里程數/萬平方公里計算得到。

本文采用我國1998—2014年30個省區的面板數據就制度變遷的結構轉型機制以及對農村經濟增長的影響進行實證分析。相關構造變量的數據均來自于歷年《中國統計年鑒》和《新中國六十周年統計資料匯編》，部分數據源于各省區年度統計公報。

2　實證檢驗結果及分析

2.1全國數據回歸結果及分析

本文在建立模型過程中為了考察被解釋變量的動態變化特征而引入了被解釋變量滯后一期項作為解釋變量，進而模型固有的內生性導致傳統的參數估計方法出現有偏性和非一致性。因此，本文將采用系統廣義矩估計(SYS-GMM)方法對構建的模型進行估計。

利用全國樣本數據就制度變遷通過結構轉型進而影響經濟增長的兩步模型進行檢驗，回歸結果如表1所示。

表1　動態面板數據模型全國樣本的SYS-GMM估計結果

由表1方程三和方程四的估計結果可以發現，過度識別Sargan檢驗值均大于0.86，不能拒絕工具變量過度識別的原假設，即模型工具變量滿足有效性。AR（1）、AR（2）統計量的值表明差分后的殘差既不存在一階自相關也不存在二階相關，說明原模型中殘差無自相關性的假設不能拒絕。

方程三的回歸結果顯示，產權制度、開放制度等制度變遷構造變量對地區結構轉型的影響呈顯著性正相關，其中影響最為明顯的是市場化制度變遷程度每提高1%，分別使結構轉型水平提高0.081%。另外，對外貿易開放也對結構轉型形成一定程度的正向促進作用。說明改革開放以來，我國在市場化進程中所推行的相關改革促進了經濟增長的同時卻也促進了經濟結構轉型升級。然而，分配制度變遷程度提高一個百分點，卻給結構轉型升級帶來的負面效應為-0.043%。事實上如同周天勇（2006）指出的那樣，分配體制的不公產生更加尖銳的社會矛盾和沖突，進一步阻礙了結構轉型升級。此外，結構轉型滯后一期的估計系數顯著為正。理解這一結果并不困難，二元經濟結構下我國城鄉經濟長期非均衡發展并導致了結構轉型陷入惡性路徑依賴，從而形成了“自我強化”的演化機制。在方程四的估計結果中，結構轉型對地區經濟增長呈現明顯的正向效應，且隨著其他控制變量的不斷加入，估計系數的顯著性也不斷增強。如在模型（5）中，結構轉型水平上升一個百分點，將導致地區經濟增長水平上升0.066%。事實上不同的學者研究對于這一問題也給出不同結論，如高彥彥（2010）指出結構轉型對農業具有顯著的資源轉移效應而不利于地區經濟增長。

因此，從全國樣本數據的回歸結果可以發現，發生于我國市場化進程中的制度變遷能夠通過作用結構轉型而影響地區經濟增長。具體究竟是促進地區經濟增長還是阻礙了經濟增長卻不能夠一概而論。如通過計算可以知道，分配制度改革程度每提高一個百分點將導致地區經濟增長下降0.0028%，不難理解市場化收入改革為代表的分配制度變遷擴大了收入差距則而最終有損地區經濟增長。產權制度變遷程度每提高1%，能帶動地區經濟增長提高0.0015%。而市場化制度和對外開放制度變遷程度每上升一個百分點，卻能夠帶來地區經濟增長水平上升0.0053%和0.0019%。

2.2東、中、西三大區域回歸結果及比較分析

前文選擇了四個制度因素作為制度變遷的構造變量，為了進一步從整體上考察制度變遷，這里借鑒車士義（2011）的做法，將產權制度、開放制度、分配制度和市場制度四個子因素進行主成分分析，分別提出上述四個子因素的主成分函數并以各因子的方差貢獻率Wj為權重，按照該式計算出地區i不同年份的制度因素綜合值計算結果如圖1所示。

圖1　我國東、中、西三大區域制度變遷變化趨勢

由圖1可以發現，我國三大經濟板塊制度變遷的程度及變化趨勢極不對稱，東部沿海地區11個省份1998—2014年制度變遷綜合平均值為0.748，中西部欠發達區域則分別為-0.096和-0.711。考慮到我國制度變遷地區間的極不平衡這一現實，本文將全國樣本數據分為東部、中部、西部三個子樣本，分別進行估計,結果見表2所示。

從方程三的估計結果可以看出，制度變遷對結構轉型的影響呈明顯的地區差異。產權制度變遷對結構轉型的影響在中西區域均呈顯著負相關，但東部地區產權制度變量提升一個百分點會帶來結構轉型程度上升0.097%。而市場化制度改革的回歸系數在三大區域均為正，但是東部地區估計系數并沒有通過顯著性檢驗。分配制度與對外開放制度對結構轉型的影響在三大區域則明顯不同，其中，東部地區分配制度變遷提升1%，導致結構轉型水平擴大0.048%，但是中西地區分配制度改革程度提升1%卻帶來結構轉型水平分別下降0.011%(不顯著)和0.019%，說明競爭性收入分配制度在東部地區實施的更有效率。而就對外開放制度而言，僅西部地區的對外開放能夠有助于縮小地區結構轉型。方程四的估計結果同樣表現出結構轉型的經濟增長效應存在明顯地區差異。如中西部地區結構轉型水平提高一個百分點會導致地區經濟增長水平上升0.055%和0.047%，而東部地區這一系數僅為0.0004%，這也從另一個角度表明廣大中西部通過結構轉型升級促進地區經濟增長更具有優越性。

比較方程三與方程四可知，東部地區產權制度回歸系數絕對值為0.391，說明東部地區的產權制度變遷對結構轉型的邊際效應遠遠大于中西部，但其結構轉型的“中間效應”太小，或者說相比較其他形式的制度變遷，產權制度變遷無法顯著改善本地區的城鄉收入水平，最終導致產權制度變遷通過各種內在機制影響地區經濟增長的作用并不明顯。相反，中西部地區產權制度變遷的結構轉型效應很小，但是其結構轉型的“中間效應”大，這樣制度變遷對地區經濟增長的促進作用通過這種“中間效應”逐漸放大。

比較方程三和方程四，東、中、西三大經濟區域的回歸結果可以得到以下幾點：（1）無論是東部沿海發達省份還是中西部欠發達地區，結構轉型的不斷縮小均能夠在一定程度上促進本地區經濟增長。（2）同樣的制度變遷在不同的地區對結構轉型及經濟增長的影響有明顯的差異。具體產權制度變遷和市場化制度改革能夠通過改善經濟結構運行的效率而促進地區經濟增長，分配制度改革及對外開放制度變遷的影響在東中西區域則不盡相同。總體看來，一方面由于制度變遷在我國不同地區實施的時間、程度和內容存在一定差異，進而對地區經濟發展的影響也不同。如東部沿海發達省份地處改革開放前沿地帶，無論是產權制度變遷還是市場化制度改革均實施的早，而相對落后的中西部省份的制度變遷無論是“深度”還是“力度”都難以令人滿意。因此，任何寄希望于通過某一制度變遷而助推經濟社會發展的做法不能一味的推而廣之。

表2　分地區回歸結果

3　結論

制度因素作為一國或地區經濟增長的重要影響變量，其不斷的演進和變遷必然深深的影響到相關國家或地區經濟、社會結構的轉型，但是關于制度變遷對結構轉型乃至經濟增長的影響及作用機制尚未在學界達成共識。因而本文在前人研究的基礎上，將制度變遷理解為產權制度、分配制度、市場經濟制度和對外開放制度綜合演進的結果。并采用我國1998—2014年30個省區的面板數據，就中國制度變遷對結構轉型及其經濟增長效應分別進行實證檢驗。研究發現：（1）產權制度、開放制度等制度變遷構造變量對地區結構轉型的影響呈顯著性正相關，其中影響最為明顯的是市場化制度變遷程度每提高1%，分別使結構轉型水平提高0.081%。制度變遷能夠通過作用結構轉型究竟是促進地區經濟增長還是阻礙了經濟增長卻不能夠一概而論，如分配制度改革程度每提高一個百分點將導致地區經濟增長下降0.0028%。（2）分地區的回歸結果表明，同樣的制度變遷在不同的地區對結構轉型及經濟增長的影響有明顯的差異，如東部地區的產權制度變遷對結構轉型的邊際效應遠遠大于中西部，但其結構轉型的“中間效應”太小，最終導致產權制度變遷通過各種內在機制影響地區經濟增長的作用并不明顯。

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（責任編輯/浩天）

F061.2

A

1002-6487（2016）19-0130-03

宋尚恒（1985—），男，河南新鄉人，博士研究生，研究方向：公共經濟學、財稅理論與實務。