中国地区经济增长不平衡的制度质量解释

郭苏文，黄汉民

(1.西南政法大学，重庆 401120；2中南财经政法大学,武汉 430074)

0 引言

我国自1978年开始实施市场化和产权制度改革发展战略以来，经济获得了高速增长。1979～2007年，中国国内生产总值(GDP)年均实际增长9.8%，受金融危机的影响，2008年和2009年我国GDP增长率虽有所下降，但仍高达9.0%和8.7%。在我国总的经济水平不断提高的同时，各省之间经济增长差距却在不断拉大。以浙江和贵州两省为例：1978年贵州省地区生产总值为46.62亿元，浙江省地区生产总值为123.72元，是贵州省的2.65倍。2008年，贵州省地区生产总值为3333.4元，而浙江省地区生产总值却高达21486.92元，是贵州省GDP的6.5倍。是什么因素导致各省（市、自治区）之间的经济水平差距越来越大呢？除了传统经济增长理论所强调的劳动力投入、资本投入、技术进步等因素之外，制度上的差异是否是另外一个重要的原因呢?己有的文献主要是从国家层面使用跨国面板数据对制度质量和经济增长进行国家层面的研究，而从省际层面来研究我国制度质量和经济增长关系的文献还比较少见。本文在借鉴相关文献的基础上，利用我国30个省（市、自治区）2000～2007年8年的面板数据，设定跨省面板模型，检验了制度质量对我国地区经济增长不平衡的影响，给出了我国地区经济增长不平衡的制度质量解释。

1 变量说明与数据来源

1.1 制度变量

目前国际上对制度质量的测度主要有国际风险指标数据ICRG、The Fraster机构发布的经济自由化指数、美国the Heritage Fundation发布的经济自由度指数以及The World Bank提供的全球治理指标等。然而这些指标都是对国家层面的制度质量的测量，并没有对我国国内各省（市、自治区）的制度质量进行测评。但另一方面，我国已有一些学者在此领域作出了贡献。卢中原、胡鞍钢(1993)提出了市场化指数概念，以测度我国市场化改革的程度；樊纲、王小鲁等(2003)通过构建市场化指数对我国各地区的市场化进程进行测评。李羽中（1998）提出了对外开放比率的概念，衡量了我国的对外开放程度。金玉国(2001)]在前人的基础上提出了一个衡量制度变迁因素的综合指标。钟昌标、李富强等(2006)使用政府管制指标、非国有经济发展水平、经济体的治理结构城市化率以及各地区的市场化指数等来反映我国的制度质量。刘文革(2008)通过纠正了金玉国、傅晓霞文中的重复性指标，使用产权多元化、对外开放程度和国家控制资金因素三个指标来测度我国的制度质量。本文主要借鉴钟昌标等人的研究成果，用以下指标来衡量我国各省（市、自治区）的制度质量：

1.1.1 为非国有经济发展水平（NL）

自改革开放以来，随着城乡集体经济、联营经济等的非国有经济的不断发展，由国有经济一统天下的局面己经被打破，我国非国有经济取得了重大发展，市场调节在整个经济中的比重快速提高。但是，在不同的地区，非国有化进展存在明显的差异。因此，衡量某一地区的非国有经济发展程度对于刻画当地的制度质量有着重要意义。我们用国有企业单位职工人数与社会职工总人数的比重来近似表示国有经济的发展水平。进而NL=（1－（国有企业单位职工人数/总职工人数））×100%。NL的值越大，表明制度质量越高。

1.1.2 政府管制水平（GRG）

本文使用各省（市、自治区）政府财政收入和国有经济产出份额来体现各省（市、自治区）的政府管制指标。公式如下：GRG＝地区财政收入/地区生产总值×100%。改革开放前，各省（市、自治区）政府财政是经济体资源分配的主要渠道，改革开放后，各省（市、自治区）财政收入在地区生产总值中所占比重在总体上是下降的，体现了市场化的改革取向，因此本文采用财政收入占GDP比重作为政府管制指标。GRG的值越大，表明制度质量越低。

1.1.3 市场化程度（ML）

目前衡量我国市场化程度的方法很多，我们选取投资的市场化指数来表示，即用全社会固定资产投资中除国有经济投资以外的投资额占总投资的比重来表示，公式如下：ML=（1－国有经济投资/全社会固定资产总投资）×100%。ML的值越大，表明制度质量越高。

1.1.4 对外开放程度（TRA)

反映经济外向型的程度，本文采用进出口总额占GDP的比重来表示，公式如下：TRA=地区进出口总额/地区生产总值GDP×100%。TRA的值越大，表明制度质量越高。

1.1.5 城市化率（UID）

城市化是由农村传统的自然经济转化为城市社会化大生产的过程。城市化一方面是人口由农村向城市迁移聚集的过程，同时又表现为地域景观的变化、产业结构的转变、生产生活方式的变革，是人口、地域、社会经济组织形式和生产生活方式由传统落后的乡村型社会向现代城市社会转化的多方面内容综合统一的过程，是一个国家或地区社会发展进步的主要反映和重要标志。地区的城市化率集中反映了各地的城市化水平，最准确的数据应是城镇人口占总人口的比重来表示，或者可以利用经济体非农人口与总人口的来表示(陆铭等，2004)。在这里我们使用公式：UID＝地区非农业人口/地区总人口×100%来反映各省（市、自治区）的城市化水平。UID的值越大，表明制度质量越高。

1.1.6 金融深化程度（FIA）

在发展经济学文献中，一般认为金融深化通过两种途径成为经济增长的“发动机”:首先，金融深化增加资源的流动性，减少了金融投资的交易成本，从而导致投资增加；其次，金融深化提高金融资源的配置效率以及回报率，从而提高生产率。虽然多数国家的经验证实了金融深度的发展通常提高了投资率和生产率，但是一个基于中国29个省1991～2001年数据的实证研究却发现金融深化对增长没有统计上显著的影响(卢峰和姚洋，2004)；或者金融深化对增长的促进，仅表现在沿海地区(Liang,2005)。后者暗示了金融深化和增长的关系在中国存在巨大的地区差异。本文使用FIA＝地区信贷总额/地区GDP×100%来测度各省（市、自治区）的金融深化程度。尽管这一指标测度趋向于过高估计金融深度(张军，2005)，但由于目前尚无更好的、更直接的金融深化测度方法，因此这一指标仍在被许多学者使用。FIA的值越大，表明制度质量越高。

1.2 数据来源

本文选取了我国30个省（市、自治区）2000～2007年的面板数据。除金融深化程度（FIA）的指标的原始数据来自2001～2008《中国金融年鉴》外，其他各制度质量指标以及控制变量指标的原始数据均来源于2001～2008年各（市、自治区）的统计年鉴。具体相应的指标值，由作者根据原始数据计算获得。

除了台湾、香港和澳门外，我国共有31个省（市、自治区）。由于西藏的个别数据缺失，而且西藏的经济总量很小，相对其它地区，对全国的影响不大，因此本文的研究不包括西藏在内。由于重庆早在1997年就被划为了直辖市，因此本文将重庆作为独立的直辖市而不是象其他学者一样将重庆并入四川进行研究，最终选取了2000～2007年30个省份的样本数据进行实证分析。在实际研究中，对各变量取其对数值，在不改变数据本身性质的同时，减少数据的波动性和异方差性。

2 模型设定与估计结果分析

2.1 模型形式选择

用面板数据建立的静态模型通常有3种，即混合模型、固定效应模型和随机效应模型。

由于混合估计模型“抹煞”了不同个体的特征性，因此本文主要在随机模型和固定效应模型之间进行选择。究竟应该将模型中的个体影响设定为固定效应还是随机效应，通过使用Hausman检验，发现检验结果不能拒绝模型中个体效应与解释变量无关的原假设，因此固定效应和随机效应模型两相比较，应该建立随机效应模型。

2.2 模型设定

由于本文只关注经济增长和制度之间的相互关系，并不是对增长的全部影响因子进行分析，所以借鉴Rodrik，subranmanian and Trebbi(2002)的方法，在回归方程中省去新古典增长模型中的资本、人力资本、劳动力、技术等直接因素，仅包含增长率、制度变量，考察制度对增长影响效果。另外在回归方程中加入时间趋势项T和T2，来考虑经济增长随时间自然演变的过程。回归的基本模型如下：

其中Institution为各制度质量指标，GDPit为经济增长，作为被解释变量；β1为估计系数；假定，ξi～ i.i.d（0，σξ2）,μit～ i.i.d（0，σμ2），E(ξiμit)=0 ，i和t分别表示地区和时间下标。i＝1、2、…、30；t=1、…、8。根据以上对各制度质量指标的解释，除了政府管制水平（GRG）外，我们预期各制度质量变量在模型中的系数为正。

2.3 模型估计

使用可行的广义最小二乘（FGLS）方法对随机效应模型（1）进行估计，估计结果见表1。

2.4 模型估计结果分析

（1）在估计结果第一列和以后各列，我们发现LnNL的系数值在1.056～1.804之间波动，但始终为正，并在1%的水平上显著。即非国有经济的发展对我国经济增长存在显著的正的影响。这说明非国有经济在整个经济中比重的上升，市场调节在整个经济中作用的显著增强，对经济增长有拉的作用。

表1 对方程（1）进行FGLS估计的结果

（2）在估计结果的第二列以及其后各列，我们发现Ln-GRG的系数值在0.433～0.679之间波动，但始终为正，且在1%的水平上显著。这说明政府管制水平对经济增长有显著影响。两者呈同向变化关系，这与我们的预期相反。我们思考的结果是：这可能是由于从改革开放至今，我国各省（市、自治区）的地区政府管制水平虽然整体上呈下降趋势，但在不同时段，又有所不同，呈反J型。改革开放至20世纪末，我国各省（市、自治区）的政府财政收入与地区GDP比重呈逐渐下降趋势，而进入到21世纪，这一比重又有上升迹象。

（3）在估计结果的第三列以及其后各列LnTRA的系数均为正，且在1%的水平上显著。这说明对外开放程度对经济增长有显著的促进作用。一国/地区对外开放程度越大，该国/地区与国际市场联系就越为紧密，获取国际市场信和开展国际贸易就会越便利，进而通过各种渠道来促进经济增长，例如通过根据比较优势而进行的专业化分工，通过更大市场的规模报酬递增，通过因通信和旅游而进行的思想的交换，通过因投资或新产品的出现而带来的技术的蔓延等等。

（4）在估计结果的第四列以及其后各列LnUID的系数均为正，且在1%的水平上显著。反映了城市化率与经济增长呈显著的正相关关系。这表明农村劳动力向城市的不断转移，为我国经济增长提供了丰富的劳动力资源。

（5）在估计结果的第五、六列LnFIA的系数均为负且在1%的水平上显著。这表明金融深化对我国经济发展不仅没有促进作用，反而还有阻碍作用。卢峰(2004)研究发现金融深化对增长没有统计上显著的影响，Liang(2005)则发现金融深化对增长的促进，仅表现在沿海地区。而我们又得出了另外的结论，究其原因，除了我们所使用LNFIA的测量方法可能存在一定的问题之外，我们暂时还无法给出其他的解释。

（6）在估计结果第六列LnML的系数为0.158且在1%的水平上显著。反映了市场化进程与经济增长存在显著的正相关关系。这说明市场化进程发展的越快，经济发展的越快，市场化进程对经济增长有明显的推动作用。

3 结论与政策建议

我国自1978年开始实施市场化和产权制度改革发展战略以来，经济获得了高速增长。特别是在短期内，经济制度发生了重大变化。然而，不同地区的不同历史经历、不同发展轨迹以及我国梯度型推进的改革开放战略导致了我国内部各省市之间的制度质量存在差异。我国内部各省市之间的制度质量存在差异，这为我们研究制度因素对我国经济增长的影响提供了便利。本文使用我国30个省（市、自治区）2000～2007年的面板数据，建立个体随机效应模型，估计了我国制度质量对经济增长的影响。研究结果表明，制度因素对我国经济增长的影响是显著的，体现制度质量的非国有经济发展水平、对外开放程度、城市化率以及市场化程度在各省之间的差异化是地区经济增长不平衡的主要原因。各省（市、自治区）的非国有经济发展水平、对外开放程度、城市化率以及市场化程度的提升都对当地的经济增长有显著的促进作用。资本积累、技术进步和创新以及经济增长所需的各种要素投资都需要制度保护，某一地区经济发展落后的原因不仅在于资本等要素享赋差异，还在于各种内生经济增长要素利用低效率，而低效率的原因往往是制度的约束差异。因此，只有提高了制度质量，实现了合理的制度安排，新古典增长理论中的各种生产要素的效率才能得到有效的发挥。

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