1、1我国制度变迁与经济增长的实证研究【摘要】本文通过在传统 C-D 生产函数中引入制度变量，实证检验了我国 1952 年至 2011 年制度变迁与经济增长在长短期内的关系。首先，为全面衡量我国制度变迁，分别就正式与非正式制度变化选取相应指标，并采用主成分分析法构建了综合制度变迁指标。其次，在引入带有制度变迁变量的 C-D 生产函数的基础上，构建了经济增长与制度变迁的计量模型。最后，运用向量误差修正模型实证检验了制度变迁对经济增长的促进作用，结果表明制度变迁与经济增长存在长期协整关系，并且制度变迁和人均资本存量都对经济增长有促进作用，而短期内当期的产出变动还受上期产出变动的影响。 【关键词】经济增
2、长 制度变迁 协整检验 向量误差修正模型 一、引言 在我国 60 余年的发展历程中，经济发生了巨大变化，尤其改革开放以来我国平均每年 GDP 增长率达到了 9.8%，引起了国内外学者对我国经济增长的研究，但大多利用传统经济理论，将制度作为不影响经济增长的外生变量看待。随着新制度经济学的兴起，利用制度变迁解释国家内和国家间经济发展的研究日益增多，如诺斯认为创新、教育、资本积累等并不是经济增长的原因，制度才是决定长期经济绩效的基本因素。Stiglitz（2004）认为经济增长动力问题研究应建立在一国特定经济环境和经济结构的基础上。我国建国以来，制度背景发生了重大变化，经2历了计划经济向市场经济的过
3、度。因此，研究我国经济增长与发展，便不能脱离我国的制度变迁。基于以上考虑，本文试图分析制度变迁背景下制度对经济增长的影响，同时为了考察制度变迁的长短期效应，本文利用向量误差修正模型进行了分析。 二、文献回顾 自诺斯开创性研究以来，新制度经济学派尤其关注制度对经济增长的重要作用，诺斯一反传统观点，认为只有实施有效制度、实现执政者约束和产权保护，刺激民间投资和技术进步，经济才可能实现持续增长。政治制度和产权制度先于经济发展并决定经济增长，资本和劳动只是经济实现增长的手段，是经济增长的结果。然而 Acemoglu（2008）指出，制度与经济增长的关系并不确定；Barro（1990）和 Glaeser
4、 et al.（2004）更强调，政治制度是技术进步、教育发展和经济增长到一定阶段的产物。 此外，我国学者对制度变迁和经济发展的关系也进行了广泛的讨论。刘红等（2001）和吴洁等（2003）分别在索洛和 Rasmey 模型框架中引入制度因素，以研究制度变迁对经济增长的影响。潘慧峰、杨立岩（2006）将制度变迁加入内生增长模型，刻画了制度影响经济增长的内在机制；李富强等（2008）将制度引入理论增长模型诠释要素发展和经济增长的关系，分析表明制度越完善，经济增长就越表现为人力资本和技术进步的发展。制度不仅直接作用于经济增长，而且还通过影响生产要素投入和配置效率促进经济增长。 虽然制度与经济增长的影
5、响引起了学者的大量关注，但是对制度因3素进行量化却一直是难点（车士义和郭林，2011） 。我国学者分别从制度变迁的不同方面，并利用不同统计方法对制度变迁进行衡量（刘文革等，2008） ，但结果存在一定差异。并且，针对我国制度变迁与经济增长关系的诸多研究也存在许多不足，对制度指标的选择较少考虑非正式制度变迁。因此本文试图在综合正式制度和非正式制度的基础上，利用向量误差修正模型以考察制度变迁与经济增长的长短期关系。 三、模型设计及变量选取 传统 C-D 生产函数假定 Y=ALK，其中 Y 为实际产出、A 表示技术进步、L 为劳动投入、K 为资本投入。 和 分别表示劳动投入产出弹性和资本投入产出弹性
6、，同时假定技术是中性的，此时 +=1。本文在此基础上引入了综合制度变量 I，即 Y=ALKI。方程两边同时除以 L 并取对数，得出计量模型（1）：Inyt=lnAt+lnkt+rlnIt+。其中，yt 表示第 t 期的人均产出，kt 表示第 t 期的人均资本，It 表示第 t 期的综合制度指标，而 lnAt 作为常数项处理。 本文选取 19522011 年相关数据，数据均来自于中国统计年鉴。其中人均产出 y 用人均国民生产总值表示，并且以 1978 年作为基期。人均资本存量 k 采用王小鲁等（2007）的数据，并将 2007 年后缺失的进行指数平滑至 2011 年。 North（1990）认为
7、制度不仅包括法律法规、契约合同等正规约束，还有文化习俗传统规范等非正规约束。本文对综合制度变量做了相应划分，分为正式制度及非正式制度，正式制度的衡量参照林毅（2012）的4划分标准，包括产权多元化 IP、对外开放程度 I0 及分配格局变化 Id，而对于非正式制度则参照雷韵等（2012） ，将人力资本作为衡量非正式制度的主要指标。因此，综合制度变量用函数表述为I=F（IP，I0，Id，Ii） 。随后，采用能够很好避免指标之间的高度相关性的主成分分析对各项制度变迁指标进行综合。结果显示综合制度变量为 I=0.250IP+0.262I0+0.225Id+0.263Ii。 四、模型实证检验 本文首先对
8、模型中各变量进行 ADF 平稳性检验，结果表明在 5%水平内，Lny、Lnk 及 LnI 均不平稳，但均一阶单整。由于同阶单整变量之间可能存在协整关系，本文采用 Johnson 协整检验以判别。依照 SIC 准则，Johnson 检验的最优滞后变量选为 1。结果显示，在 5%显著水平下三者存在协整关系，即 lnyt=1.235lnIt+ 0.596lnkt+0.855。且人均资本存量及制度变迁在长期内均对经济发展有促进作用。 随后，本文构建向量误差修正模型以研究长期均衡及短期波动关系。在协整检验基础上，将 VEC 模型的最优滞后阶数选为 1，得到初始向量误差修正模型。随后对初始模型中不显著的变
9、量进行了剔除，得出修正后的向量误差修正模型如下所示： Lnyt=-0.268ECMt-1+0.479Lnyt-1+0.033 （2） （-4.369）* （4.321）* （3.119）* R2=0.357 2=0.333 DW=1.897 其中： ECMt-1=Lnyt-1-1.235LnIt-1-0.596Lnkt-1-0.855 （2.1） 5（-9.1414）* （-17.524）* 由误差项可知，在长期内，人均产出与人均资本存量、制度变迁存在正相关关系。长期内，资本存量积累和制度改革均有利于我国长期经济增长。同时，经济增长对制度变迁的敏感性远大于经济增长对资本存量的敏感性，其可能的原
10、因在于我国在过去 60 年中由计划经济向社会主义市场经济进行转变，市场制度逐渐发展，因此制度变迁所体现出来的边际作用较为明显。进一步结合林毅等（2012）针对正式制度对经济增长的研究结果，本文的研究也在一定程度上说明了非正式制度变迁对长期经济增长的作用有着更为积极的作用。正如 North（1990）所说，正式规则能够补充和强化非正式约束的有效性，也可能修改、修正或替代非正式约束，两者间的相互作用将产生出对于不同交换制度框架的有效需求，而其成败，则取决于非正式约束。 此外，模型（2）中 ECMt-1 的系数显著为负，即当短期内人均产出偏离长期均衡水平时，误差修正项会将其拉回到长期均衡水平；lny
11、t-1 的系数显著为正，表明当期的人均产出正向地受滞后一期产出的影响。因此，修正后的向量误差修正模型证明了制度变迁和人均资本存量都对经济的增长有促进作用，同时当期的产出变动还受上期产出变动的影响。五、结论 本文利用我国 1952 年至 2011 年的宏观经济数据，研究了长期和短期内制度变迁对经济增长的作用。首先，本文按照 North 对制度的定义，将制度变迁分为正式制度变迁和非正式制度变迁，通过将制度引入传统6的 C-D 生产函数，并利用 Johnson 协整检验及向量误差修正模型进行了分析研究。结果表明，我国的制度变迁和资本存量与经济发展存在长期协整关系，制度改革和逐步完善将有助于我国经济长
12、期发展；而短期内当期的产出变动还受到上期产出变动正向的影响。因此，实现我国长期均衡发展，离不开各项制度的逐步完善，必须坚定不移推进经济、政治、文化各领域的改革，同时不断提高国民教育水平，这将在长期内为非正式制度对经济增长的促进作用提供条件。 参考文献 1North，D.C.，1990，Institutions，Institutional Change and Economic PerformanceM.Cambridge：Cambridge University Press. 2Acemoglu D，Robinson J.The role of institutions in growth a
13、nd developmentJ.World Bank，Washington DC，2008. 3Glaeser 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，杨立岩.制度变迁与内生经济增长J.南开经济研究，2006， （2）. 5李富强，董直庆，王林辉.制度主导、要素贡献和我国经济增长动力的分类检验J.经济研究，2008， （4）. 6雷韵，谢里，罗能生.制度变迁与经济增长：基于中国数据的经验研究J.统计与决策，2012， （16）. 77林毅.经济制度变迁与中国经济增长基于 1952-2010 年数据的分类检验J.经济与管理研究，2012， （7）. 作者简介：王运通（1990-） ，男，汉族，首都经济贸易大学经济学院西方经济学硕士研究生，研究方向：市场结构与政府规制。
