制度创新与中国地区经济发展不平衡.docx

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制度创新与中国地区经济发展不平衡

制度创新与中国地区经济发展不平衡

汪锋张宗益康继军

（重庆大学经济与工商管理学院400044）

摘要：

自改革开放以来，中国经济取得了令人瞩目的高速增长，毋庸置疑，以市场化进程为标志的制度创新是我国经济持续快速增长的强大推动力。

本文在传统的索罗模型基础上，通过构建评价中国企业市场化进程和对外开放进程的指标体系，考察了用企业市场化指数和对外开放指数表示的制度变量在经济增长中的作用，提出了一个包括人力资本和制度变量的扩展索罗模型，使用PanelData分析方法对中国各省市经济增长的实证研究结果表明该模型很好的解释了我国地区间的经济发展不平衡现象。

关键词：

经济增长制度创新条件收敛

InstitutionalInnovationandGrowthInequalityinChina

Abstract:

Chinahasgotgreateconomicgrowthsinceimplementinginnovationandopeningpolicy.Undoubtedly,theinstitutionalinnovationindicatedbycourseofmarketizationisoneoftheenginesofChineseeconomy.ThispaperbasesonthetextbookSolowmodel,consideringtheeffectoftheinstitutionalchangeindicatedbycourseofenterprisemarketizationandopenness.Usingpaneldataapproach,wefindthatanaugmentedSolowmodelthatincludesaccumulationofhumanandinstitutionalchangeprovidesanexcellentdescriptionoftheChinesecross-provincedata.

KeyWord:

EconomicGrowth;Institutionalinnovation;ConditionalConvergence

一、引言

新古典经济增长理论的核心索罗模型认为稳定的或长期的人均收入取决于投资率和人口增长率，投资率越高，经济增长越快,人口增长率越高，经济增长越慢（Solow,1956；Cass,1965;Koopmans,1965）。

由于索罗模型中假设边际报酬递减，可以证明一个经济体的经济增长率应与其人均国民收入呈负相关关系，即预测了经济增长条件收敛现象，每个经济体将收敛于各自的长期均衡状态。

随着跨国经济数据的丰富，出现了利用跨国数据对索罗模型的实证研究和扩展修正，曼昆等（Mankiw,Romer,Weil,1992）使用加入人力资本扩展的索罗模型很好的反映了跨国的经济增长情况，并证明在控制了各国不同的人口增长率、投资率和人力资本水平后，可以观测到索罗模型所预测的经济增长条件收敛现象。

Islam（1995）使用PanelData方法解决了由于各国生产函数差异对经济增长收敛性研究的影响，使用曼昆的扩展索罗模型得到了比曼昆的估计更可靠的结果。

Knight等（Knight,Loayza,Villanueva,1993）在将索罗模型的实证研究扩展到发展中国家时选择外贸依存度、政府公共投资指标来理解发展中国家与发达国家的生产效率差异。

巴罗等（Barro,Sala-i-martin,1995）发现尽管在考察全球所有的国家时不能观测到绝对收敛现象，但当考察影响经济发展因素相似的OECD国家时则可以观测到明显的收敛现象，并且当控制了造成各国稳定位置差异的变量后，人均国民收入增长率与初始人均国民收入对数值的关系，正如新古典模型所预测的那样呈负相关，跨国数据支持索罗模型中的条件收敛假说。

一国内部由于有统一的市场和自由的劳动力流动，其国内落后地区更容易从发达地区引进技术和资本，发挥本地的比较优势，从而获得较快的发展速度，使新古典经济增长理论所预测的地区间经济增长收敛现象更容易被观测到，巴罗等（Barro,Sala-i-martin,1995）对美国各州、日本各县和欧洲各地区的实证分析均支持这一假设。

然而中国的实际情况却与此相反，改革开放以来中国地区间经济增长的收敛性存在着明显的阶段性和区域性，按东中西划分存在显著的“收敛俱乐部”特征（蔡昉,都阳,2000;沈坤荣,马俊,2002）。

中国地区经济发展不平衡现象使我们关注中国经济发展过程中的特殊性，考察我国各地区间的制度差异即市场化进程差异对地区经济发展的影响。

中国的市场化进程主要指自1978年确立改革开放政策以来经济体制逐渐由过去的计划经济体制向市场经济体制转变的过程，这一转变过程不是简单的一项规章制度的变化，而是一系列经济、社会、法律、乃至政治体制的变革。

在中国这种转型经济国家，制度变量可以被看作全要素生产率中除技术进步以外的另一个重要变量，市场化进程指数本身表明了各地区之间在体制改革方面的差异，而体制改革方面的差异是导致各地区经济差异的一个重要因素。

由于市场化指数这一制度变量存在一些测度上的问题，对于中国市场化进程与经济增长关系的定量研究并不多见。

王立平，龙志和（2004）使用樊纲，王小鲁（2003）提供的市场化指数运用EBA模型发现我国的市场化水平与经济增长具有稳定的“强显著”关系。

周业安、赵坚毅（2004）使用与樊纲，王小鲁类似的方法构建了中国1984—2002年全国范围内的市场化指数，并利用协整模型对市场化指数、政府政策和产业发展、地区增长和收入水平数据进行协整分析，他们认为市场化进程在中国经济发展中起了重要作用，带来了地区和产业的经济发展差距扩大，进而造成了收入分配不均。

本文在对我国改革开放以来各地区制度变迁进行定量测度的基础上，使用Islam（1995）的分析框架，通过考虑中国各省市非国有经济的发展和对外开放的深化在中国经济增长中的作用来修正扩展索罗模型，使用PanelData方法控制地区资源禀赋差异对估计结果的影响而得到中国各省市的经济增长以及经济增长中的发展不平衡情况较为可靠的实证研究结果。

文章的第二部分通过模型推导给出制度因素对国民收入水平的影响机理；第三部分考察了基本的索罗模型与中国的经济发展实际情况的吻合程度；第四部分对我国改革开放以来各地区非国有经济的发展和对外开放的深化进行了定量测度，形成了1978-2003年中国分省市的企业市场化指数和对外开放指数；第五部分使用制度变量扩展的索罗模型进行实证研究，分析造成中国各地区经济发展不平衡的原因；第六部分给出结论和政策建议。

二、考虑制度因素的扩展索罗模型

索罗模型（Solow,1956）认为投资率、人口增长率和技术进步率为经济增长的外生变量。

假设在一个经济系统中有资本和劳动力两项投入，并且这两者都会得到他们的边际产出，曼昆（Mankiw,Romer,Weil,1992）证明人力资本积累同样在经济增长中起决定性的作用，并提出加入人力资本扩展的索罗模型，该扩展模型在随后对经济增长的研究中被广泛引用。

本文使用曼昆修正的柯布-道格拉斯生产函数，假设在各经济体t时刻的产出可表示为：

（1）

其中，Y指产出；K指物质资本存量；H指人力资本存量；L指劳动力；A指广义技术进步，包括技术、制度、资源禀赋、气候等多方面影响生产效率的因素。

假设

，该生产函数就假设了规模报酬不变和各项投入品的边际报酬递减。

在该模型中，

被定义为有效劳动力，即假设广义技术进步通过提高单位劳动的产出来提高整个经济系统的产出，假设经济体中劳动力和技术水平分别以外生的速率n和g增长，并考虑各地区非国有经济发展和对外开放进程对广义技术进步的影响，则有：

（2）

（3）

其中，n为外生的劳动力增长率，g为外生的技术进步率，I为各地区企业市场化程度，F为各地区对外开放程度。

本文中的广义技术进步A不同于曼昆（Mankiw,Romer,Weil,1992）所使用的仅由外生技术进步率决定的技术进步，中国政府的改革开放政策在中国的经济增长中起到了重要作用，以非国有经济比重衡量的各地区市场化程度（对A的弹性为

）和以进出口贸易、外商直接投资衡量的各地区对外开放程度（对A的弹性为

）可以反映中国社会改革开放以来在制度因素上发生的巨大变化，同时改革开放政策带来的制度变迁也极大的提高了中国的社会生产力水平，促进了中国经济二十几年来的持续快速增长。

假设投资率由政府政策和经济人行为外生决定，则物质和人力资本积累由以下方程决定：

（4）

（5）

和

分别指物质资本和人力资本的投资率，即资本形成占产出的比例。

为折旧率，由于无法得到人力资本的折旧率，假设人力资本与物质资本有相同的折旧率。

定义

为平均有效劳动力物质资本存量，

为平均有效劳动力人力资本存量，

为平均有效劳动力产出水平，则经济系统中k和h的动态变化将可由下式表示：

（6）

（7）

且柯布-道格拉斯生产函数可以改写为

（8）

可以证明在上述经济学动力系统中存在稳定状态，因此，给定投资率、人口增长率、技术进步率以及资本折旧率恒定，一个经济体都会达到其稳定增长路径，k和h会收敛到它们的稳定状态值，可以从（6）和（7）式推导出经济增长稳定状态的k和h为：

（9）

（10）

将（9）和（10）式代入生产函数（8）中并对其求对数，即可得到稳定状态时的平均有效劳动力产出水平：

（11）

将

进一步展开即可得到经济增长达到稳定状态时人均产出的表达式：

（12）

该方程表示在经济增长达到稳定状态时人均产出决定于人口增长率和物质资本与人力资本的积累率，以及技术和制度的差异。

上述方程建立在经济体处于稳定状态或能很快的收敛于稳定状态的假设情况下，然而中国经济很可能并不处于索罗模型所预测的稳定增长路径中，改革开放以来中国经济经历了巨大的结构性变化，决定稳定状态的因素也在不断改变。

因此有必要考察经济体向稳定状态转化的动态演进过程，即新古典增长模型预测的经济增长条件收敛现象。

在讨论区域间的经济增长时，存在两个收敛的概念，其一是指如果经济落后的地区比经济发达的地区增长得更快，则经济落后的地区就会在人均收入或产量水平的意义上赶上经济发达的地区，该性质对应于β收敛的概念，第二种收敛的概念是关于横截面上的离差，如果离差随时间而衰减，则存在收敛，我们称之为δ收敛。

β收敛会造成δ收敛，但该过程往往会被那些提高离差的新的扰动所抵消（Barro,Sala-i-martin,1995）。

为行文方便，本文中所提到的收敛若不特别指出均为β收敛。

由于世界范围内没有观察到在人均量上穷国必然比富国增长得更快，新古典经济增长理论一度受到质疑。

然而，索罗模型所认为的收敛仅仅指各经济体会达到其稳定状态，在前面所提出的模型中，物质资本、人力资本、人口增长率、折旧率以及制度因素都将影响不同地区所能达到的稳定状态。

因此，索罗模型并没有预测绝对收敛而是提出不同的地区的经济增长将收敛到各自的稳定状态，即只有在控制了影响收敛的其他因素后才能观测到经济增长的收敛现象，这种现象被定义为“条件收敛”。

利用上述考虑制度因素的扩展索罗模型来考察中国各省市经济增长的条件收敛性，假设y*是经济体达到稳定状态时的平均有效劳动力产出水平，

是时刻t的平均有效劳动力产出水平。

根据索罗模型的定义经济体在稳定状态附近的收敛的过程可表示为：

（13）

其中

参数

定义了收敛的速度。

从式（13）可以推出从t1时刻到t2时刻：

（14）

其中

为期初平均有效劳动力产出水平，

为期末平均有效劳动力产出水平，

为以年为单位的时间间隔。

将稳定态的

的表达式代入，并假设在t1到t2时间段内，决定y*的因素变化不大，可以用t1到t2时间段内各变量的均值表示。

将

代入方程，可以得到在索罗模型中，期末人均产出和初始人均产出水平关系的函数，同时考虑一般的PanelData模型形式

，得到：

（15）

其中，

，由于假设了各地区有相同的外生技术进步率，在取相同的时间间隔时，该项为定值；

表示不随时间变化的地区资源禀赋差异；

是随机误差项，其均值为0，且独立于各自变量。

上式表明各经济体的人均产出决定于人口的增长率和物质资本与人力资本的积累率，以及资源禀赋和制度安排的差异。

在新古典经济增长理论的假设

情况下，当某地区有较低的人口增长率和折旧率，有较高的物质资本和人力资本投入时，经济发展初始水平高和资源禀赋好的地区就会取得更高的人均产出水平，同样，当弹性

和

均为正时，更高的企业市场化程度和对外开放程度会带来更高的生产效率水平，经济体会得到更高的人均产出水平。

由于

表示了人均产出的增长速度，因此只要在实证研究中观测到

，就可以认为观测到了经济增长条件收敛现象。

三、基本索罗模型在中国的实证

在研究地区经济增长问题时，使用PanelData方法估计模型可以更好的控制无法直接观测到的变量，我们将这类因素统称为地区资源禀赋，一方面优越的地区资源禀赋对收入水平提高和经济增长有促进作用，另一方面地区资源禀赋优劣也是投资者决定投资与否的重要参考因素。

显然简单的使用横截面回归而忽略这些变量往往造成估计结果的不可靠，而且对地区资源禀赋的测度也存在很大的困难，在本文中假设各省市的地区资源禀赋差异不随时间变化或变动很小，这样就可以使用PanelData方法解决遗漏重要变量的问题而获得较好的估计结果。

首先考虑基本的索罗模型，使用曼昆等（Mankiw,Romer,Weil,1992）的分析框架，经济体某一时期期末的人均产出由期初的人均产出、投资率、人口增长率、折旧率决定，Islam（1995）首先使用了如下的PanelData模型来研究经济增长问题：

（16）

在模型中，用

代表的地区资源禀赋差异等无法被直接观测到的因素往往对地区经济增长起重要作用，可以使用固定效应模型（fixeffectsmodel）和随机效应模型（randomeffectmodel）这两种PanelData估计方法对模型进行估计，消除无法观测变量对估计结果的影响。

固定效应估计法假设ui与自变量相关，如果直接使用最小二乘法估计由于模型存在忽略变量的问题会产生偏误，可以通过给每一个省市安排一个虚拟变量，使用哑元变量最小二乘法（LeastSquareswithDummyVariable,LSDV）进行估计。

随机效应估计法假设ui是随机分布的并与自变量严格的不相关，可将模型看成有随机截距项的回归方程，使用广义最小二乘法（EstimatedGeneralizedLeastSquares,EGLS）解决误差项中的时序相关问题。

为了在固定效应模型和随机效应模型中做出选择，可以使用Hausman检验比较ui是否与自变量相关。

在ui与自变量没有相关性的零假设情况下，使用在LSDV估计和进行GLS估计都是一致的，但由于LSDV估计损失了很多自由度是低效的。

而在备选假设情况下，只有LSDV估计是一致的。

因此，在零假设下固定效应模型和随机效应模型的估计不应存在系统的差异，Hausman检验通过检验是否存在系统的差异来选择使用固定效应模型还是随机效应模型（Greene,2003）。

本文使用中国1978-2003年分省市的数据样本进行研究，在PanelData分析中，需要将整个时期分成几个小的时间段。

首先要解决的问题是每个时间段合适的长度，由于统计了年度数据，所以最短的时间间隔为一年，但对于研究增长收敛问题一年的时间间隔太短（Islam,1995）。

因此，本文选择五年作为时间间隔，将1978-2003年分为五个时间段，分别用2003，1998，1993，1988，1983五个时点表示，例如，当t=1983时，t-1=1978。

部分省市数据由于历史原因有缺失，本文使用中国除海南、重庆和西藏三省市外的28个省市的统计数据。

Y为当年产出，用中国各省市1978-2003年换算成2000年不变价的实际GDP表示。

L为当年劳动力投入，用中国各省市1978-2003年年末从业人员数表示。

sk为物质资本的投资率，用当年资本形成总额占GDP的比重表示，在此使用中国各省市在各时间段内物质资本投资率的平均值。

n为中国各省市在各时间段内从业人员数的年平均增长率，以上数据全部来自《新中国五十年统计资料汇编》和历年《中国统计年鉴》。

在跨国研究中，由于各国的折旧率和技术进步率不易取得，通常取固定的值

（mankiw,Romer,Weil,1992；Islam,1995）。

《新中国五十年统计资料汇编》和《中国统计年鉴》提供了中国各省市历年的全社会固定资产投资总额，从《China'sNationalIncome1952-1995》可以得到1978-1995年的中国各省市资本折旧量，1995年以后的各省市折旧量可由各年《中国统计年鉴》得到，由于各省市投资品价格指数不易取得，所有的计算固定资产投资的数据都用各省市GDP缩减因子折算成1978年不变价；对于中国各省市历年物质资本存量的计算，参考邹至庄（Chow,1993）的数据，其中，他得到1978年全国的资本存量为14112亿元，按惯例（李子奈等，2002）假定流动资金占30%，这样就得到1978年全国的固定资产存量为9878.4亿元。

假设各省在1978年有基本相同的资本产出率，可以将1978年全国的固定资产存量按各省市国民生产总值占全国国民生产总值的比重分配到各省市作为各省市初始的固定资本存量，按公式：

全社会固定资产总值=上一年固定资产净值+当年固定资产投资额-当年资产折旧额，就可得到各省市历年固定资产存量。

而折旧率

为当年固定资产折旧量除以当年全社会固定资产总值，本文在实证研究中使用了各省市在各时间段内折旧率的平均值。

对于技术进步率假设各省市相等，根据李子奈等（2002）的计算结果中国的资本体现型技术进步与劳动体现型技术进步之和约为0.02，这和曼昆（Mankiw,Romer,Weil,1992）根据美国的经验数据得到的值是一致的，因此本文在此也取g=0.02这一固定值。

表3-1中的模型一给出了基本索罗模型的估计结果，Hausman检验在自由度为3的卡方分布下得到83.57的统计量，远大于自由度为3的卡方分布在10%置信度水平下的临界值6.25，拒绝ui与自变量没有相关性的零假设，即应拒绝随机效应模型而选择固定效用模型。

下面讨论将基于固定效应模型给出的结果。

表3-1基本索罗模型在中国的实证（因变量：

）

变量

模型一

模型二

固定效应（LSDV）

随机效应（EGLS）

固定效应（LSDV）

随机效应（EGLS）

截距项

-0.59

（0.29）**

-0.46

（0.22）**

-0.62

（0.38）*

-0.65

（0.26）**

1.04

（0.022）***

1.06

（0.017）***

1.05

（0.025）***

1.07

（0.018）***

0.33

（0.067）***

0.17

（0.052）***

0.33

（0.074）***

0.16

（0.053）***

-0.007

（0.05）

-0.054

（0.036）

-0.39

（0.058）***

-0.22

（0.047）***

-0.39

（0.058）***

-0.21

（0.048）***

修正R2

0.98

0.97

0.99

0.97

F值

292.47***

1675.59***

280.49***

1259.70***

HausmanTest

注：

括号内为估计的标准差，上标*、**、***表示在10%、5%、1%的置信度水平

由于索罗模型不仅给出了那些因素对人均国民收入有影响，而且预测了这些自变量系数的符号和相互关系，为了进一步检验模型的有效性，可以考察自变量系数之间的关系。

根据式（16）所隐含的关系，检验是否存在

与

的系数符号相反，绝对值相等的关系，对该约束条件进行Wald系数约束检验，P值为0.55，接受

与

的系数符号相反，绝对值相等的约束条件。

为了检验估计的系数与理论是否相符，进行受约束的回归：

R2为0.99，修正R2为0.98，F值为304.32，在1%的显著性水平下显著。

在该模型中

，在方程两边同时减去

，方程左边就表示了经济增长率，而此时方程右边

的系数仍大于零，这意味着即使有相同的人口增长率和资本积累率，人均收入低的省市以后的经济增长率仍将较低，在该模型中中国经济没有表现出如索罗模型预测的条件收敛现象。

此外该模型预测隐含的资本对产出的弹性

为1.11，表现出资本投入的规模报酬递增，与索罗模型资本投入规模报酬递减的原假设相矛盾。

由于仅仅考虑物质资本和劳动力投入无法很好的刻画现实的经济增长问题，大量研究将人力资本也作为重要的资本投入纳入分析当中。

人力资本是指人们花费在教育、健康、训练和信息等方面和开支所形成的资本，之所以称为人力资本是因为其与载体间密不可分。

一方面，人力资本是研究与开发中的一种关键投入品，而后者又会产生新产品和思想并导致技术进步（Romer,1990）。

另一方面，一个经济的人力资本存量越高，其吸收新产品和新思想的能力就越强（Nelson,Phelps,1966），技术水平的差异给予落后地区借鉴的机会，因其学习成本大大低于发达地区的开发成本而获得较快的经济增长，而人力资源禀赋水平决定了一个地区的这种学习能力。

沿用前文的分析框架，使用如下的模型：

（17）

虽然存在大量研究人力资本在经济增长中作用的文献，但由于人力资本本身的特殊性，对其进行定量测度存在较大困难，通常使用反映教育水平的指标作为代替。

在本文中根据我可以获取的数据，沿用曼昆等（Mankiw,Romer,Weil,1992）的方法，使用从业人口中接受中学教育人数的比例作为人力资本积累率sh的近似估计，数据来源于《新中国五十年统计资料汇编》和历年《中国统计年鉴》。

表3-1中的模型二给出了使用人力资本扩展的索罗模型的估计结果，无论在固定效应模型还是在随机效应模型中，人力资本积累率的系数均不显著的异于零，没有得到与基本的索罗有所改进的实证结果。

基本的索罗模型和使用人力资本扩展的索罗模型在实证研究中都没有能对中国各地区的经济增长和东中西部地区之间存在的经济发展不平衡给出理想的解释，因此，必须重新考虑改革开放以来中国经济发展的特殊性，使用本文第二部分给出的考虑制度因素的扩展索罗模型来研究中国的经济增长问题。

四、中国改革开放进程中制度因素的定量测度

综观20年的改革历程，制度创新贯穿了整个中国经济发展的始终，并对经济增长起着加速推动作用。

传统的经济理论指出市场化会影响生产动机、生产效率和资源的使用效率，中国改革开放以来的实践为研究制度因素对经济增长的影响提供了可靠的实证基础。

在中国的市场化进程中影响最为深远的制度变化包括国有企业管理体制改革，集体经济、民营企业和外商投资企业等非国有经济的发展和以对外进出口贸易和外商直接投资为代表的对外开放程度的扩大。

目前，对中国市场化进程的测度研究已有一些成果，但由于宏观统计数据的限制，主要研究集中于对全国的市场化进程在时间序列上的描述（陈宗胜,1999;金玉国,1998,2001;卢中原等,1993）。

樊纲，王小鲁（2003）运用主成分分析方法将一系列可度量指标合成为一个可以全面反映中国分省市市场化进程差异的市场化指数，但是樊纲等人的研