制度變遷與經(jīng)濟(jì)增長：理論與經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

何雄浪 楊盈盈

一、引言

經(jīng)濟(jì)增長是實(shí)現(xiàn)人類福利，促進(jìn)社會(huì)發(fā)展和政治穩(wěn)定的前提，歷來受到各國政府、學(xué)術(shù)界的重點(diǎn)關(guān)注。關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長的源泉，傳統(tǒng)的古典經(jīng)濟(jì)學(xué)和新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論對此做出了巨大努力來進(jìn)行詮釋，而近些年來隨著制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的產(chǎn)生和發(fā)展，制度在經(jīng)濟(jì)增長中的作用與地位，越來越得到了國內(nèi)外學(xué)者的廣泛認(rèn)可，統(tǒng)一前東西德發(fā)展的差異以及改革開放前后中國的巨變等都是鮮活的例子。細(xì)捋歷史的線條，我們不難看到經(jīng)濟(jì)增長的軌道上烙刻著制度變遷的影子，經(jīng)濟(jì)增長中總是伴隨著各項(xiàng)制度安排的變動(dòng)。從現(xiàn)象到本質(zhì)，制度變遷與經(jīng)濟(jì)增長之間是否真的存在必然的親緣性，制度變遷以何種方式推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，這些都需要我們從理論上進(jìn)行深刻的分析。

新古典經(jīng)濟(jì)增長理論和內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論均將資本、勞動(dòng)、技術(shù)當(dāng)作經(jīng)濟(jì)體產(chǎn)出的決定性要素，并從數(shù)理模型的角度加以詳細(xì)的分析，然而此二者均有一個(gè)明顯的缺陷，即未考慮制度的作用，生硬地將制度當(dāng)作外生給定的常量。但是實(shí)際上制度對經(jīng)濟(jì)增長的影響并非無足輕重，相反是深刻而長遠(yuǎn)的，例如，二戰(zhàn)后由于歷史原因朝鮮半島南北兩個(gè)國家產(chǎn)生了迥異的經(jīng)濟(jì)制度，由此導(dǎo)致資源、文化稟賦相似的兩個(gè)國家走向了不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展道路［1］，南北兩個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展表現(xiàn)出不同的特點(diǎn)。對制度變遷與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行較為深入的探討發(fā)軔于1989年諾斯運(yùn)用新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)方法解釋歷史上不同國家和區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長機(jī)理的歷史性洞見［2］；1992年，世界銀行首席經(jīng)濟(jì)學(xué)家Scully首次利用全球性數(shù)據(jù)展開了對制度與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析［3］，由此引發(fā)了又一波制度經(jīng)濟(jì)理論與實(shí)證分析的新浪潮。而為了使制度變遷與經(jīng)濟(jì)增長的理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)協(xié)調(diào)耦合，學(xué)者們相繼進(jìn)行了更為細(xì)致的嘗試。這種嘗試主要分為兩類：一類是在新古典增長理論模型中納入制度要素，如查爾斯·I·瓊斯 （2002）在 《經(jīng)濟(jì)增長導(dǎo)論》里構(gòu)造了一個(gè)包含制度的新古典增長理論模型，闡明了制度作為經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)的構(gòu)成對經(jīng)濟(jì)體產(chǎn)出的影響過程［4］；另一類是將制度要素嵌插到內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型中，如楊友才等 （2007）構(gòu)建了包括制度、資本、勞動(dòng)要素的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型，得出了制度能提高經(jīng)濟(jì)增長率、加快經(jīng)濟(jì)收斂速率的結(jié)論［5］。不容否認(rèn)這兩類模型將制度要素融入經(jīng)濟(jì)增長范式中較好地解釋了“制度至上”的緣由，然而這種將制度當(dāng)作與資本、勞動(dòng)并駕齊驅(qū)的生產(chǎn)要素的做法卻依然是值得商榷的。除此之外，其中一些理論模型沒有給出制度的積累方程，嚴(yán)格意義上講這樣的理論模型不算經(jīng)濟(jì)增長模型，因此亟待從理論上做進(jìn)一步的深入研究，客觀分析制度與經(jīng)濟(jì)增長之間的實(shí)質(zhì)關(guān)系。近年來新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)發(fā)展迅猛，它修補(bǔ)了主流經(jīng)濟(jì)理論中的 “漏洞”，在不完全市場競爭、規(guī)模報(bào)酬遞增的假設(shè)條件下，基于空間的視角對經(jīng)濟(jì)活動(dòng)進(jìn)行了較為貼近現(xiàn)實(shí)的理論詮釋。新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)強(qiáng)調(diào)了區(qū)域間的空間相互作用，認(rèn)識到了交易成本分析的重要性?？陀^地講，交易成本是制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的范疇，是衡量制度優(yōu)劣的重要內(nèi)容［6］，交易成本被廣泛引入到新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論中，但是新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論卻很少從理論上深入分析制度的空間作用。

基于上述狀況，筆者在新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的分析框架下構(gòu)造了一個(gè)同時(shí)包含資本、勞動(dòng)和制度的經(jīng)濟(jì)增長理論模型，推導(dǎo)出制度變遷與經(jīng)濟(jì)增長率之間的關(guān)系，進(jìn)而詮釋經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在機(jī)理。在理論分析的基礎(chǔ)上，從實(shí)證的角度，以市場分配資源程度、國有化程度和腐敗程度作為制度變遷的代理變量，討論這三者與我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，并利用實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果提出了一些有針對性的政策建議。

二、模型的建立及分析

假設(shè)經(jīng)濟(jì)體中有m個(gè)區(qū)域，每個(gè)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)體由兩個(gè)生產(chǎn)部門組成，不妨稱之為部門1與部門2。部門1的不同企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品相同，部門2不同企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品存在一定程度的差別。i地區(qū)代表性消費(fèi)者的效用函數(shù)可以表示為

其中，Xi表示消費(fèi)者對部門1生產(chǎn)的同質(zhì)產(chǎn)品的消費(fèi)數(shù)量；Yi表示消費(fèi)者對部門2生產(chǎn)的異質(zhì)產(chǎn)品的加總的消費(fèi)數(shù)量；μ表示消費(fèi)者支出額中異質(zhì)性產(chǎn)品所占的份額，則1－μ表示對同質(zhì)性產(chǎn)品的支出份額。我們用如下的式子來表示異質(zhì)性產(chǎn)品組合的消費(fèi)數(shù)量指標(biāo)：

其中：cjiz表示i地區(qū)的代表性消費(fèi)者對j地區(qū)生產(chǎn)的第z種異質(zhì)品的需求量；n2j表示j地區(qū)部門2內(nèi)部的企業(yè)生產(chǎn)的異質(zhì)性產(chǎn)品的種類數(shù)，假設(shè)部門2內(nèi)部的企業(yè)在產(chǎn)品的生產(chǎn)上存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)，而不存在范圍經(jīng)濟(jì)，即每個(gè)企業(yè)只生產(chǎn)一種產(chǎn)品，因此，n2j也表示部門2內(nèi)部的企業(yè)數(shù)量；σ表示消費(fèi)者消費(fèi)任意兩種異質(zhì)產(chǎn)品之間的替代彈性。

i地區(qū)部門1代表性企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為

l1i表示i地區(qū)部門1代表性企業(yè)生產(chǎn)y1i數(shù)量產(chǎn)品投入的勞動(dòng)數(shù)量；k1i表示投入的資本數(shù)量；γ和1－γ則分別表示勞動(dòng)和資本的產(chǎn)出彈性；I表示制度變量（I≥0），I越大，說明制度質(zhì)量越好；θ1表示制度對生產(chǎn)要素的產(chǎn)出彈性的影響程度 （θ1≥0）。假設(shè)同質(zhì)產(chǎn)品在地區(qū)之間沒有貿(mào)易往來，i地區(qū)的消費(fèi)者對同質(zhì)產(chǎn)品的需求總量為LiXi，其中，Li表示i地區(qū)的勞動(dòng)者數(shù)量，也表示消費(fèi)者的數(shù)量，由于一個(gè)單位的勞動(dòng)者擁有一單位的勞動(dòng)數(shù)量，Li也表示勞動(dòng)的數(shù)量。同質(zhì)產(chǎn)品的需求等于同質(zhì)產(chǎn)品的供給，則有

其中，n1i表示i地區(qū)部門1的企業(yè)數(shù)量。i地區(qū)部門1代表性企業(yè)的利潤函數(shù)為

P1i表示i地區(qū)部門1的企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品的市場銷售價(jià)格，由于同質(zhì)產(chǎn)品在地區(qū)之間沒有貿(mào)易往來，可以認(rèn)為同質(zhì)產(chǎn)品在地區(qū)之間價(jià)格相同，即有P1i＝P1；P1表示同質(zhì)產(chǎn)品的市場銷售價(jià)格；PLi、PKi分別表示i地區(qū)勞動(dòng)與資本的價(jià)格。由生產(chǎn)均衡可以得到

因此，i地區(qū)部門1所有企業(yè)的銷售收入R1i為

i地區(qū)消費(fèi)者的總支出Ei可以表示為

pjiz表示j地區(qū)部門2內(nèi)部的企業(yè)z生產(chǎn)的產(chǎn)品在i地區(qū)的銷售價(jià)格，pjiz＝τpjjz；τ表示從j地區(qū)運(yùn)送τ單位的產(chǎn)品到達(dá)i地區(qū)只剩下1單位的產(chǎn)品，其中τ－1單位的產(chǎn)品在路途中損耗掉了 （τ≥1）。由消費(fèi)均衡有

考慮代表性消費(fèi)者對異質(zhì)性產(chǎn)品的需求，我們有

由式 （10），可以得到代表性消費(fèi)者對異質(zhì)性產(chǎn)品的需求函數(shù)為

在部門2內(nèi)部，企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)相同。i地區(qū)部門2內(nèi)部的企業(yè)z的生產(chǎn)函數(shù)可以表示為

l2i表示i地區(qū)部門2內(nèi)部的企業(yè)z生產(chǎn)y2iz數(shù)量產(chǎn)品投入的勞動(dòng)數(shù)量；k2i表示投入的資本數(shù)量；α和δ則分別表示勞動(dòng)和資本的產(chǎn)出彈性；I的含義一樣，表示制度變量；θ2表示制度對生產(chǎn)要素的產(chǎn)出彈性的影響程度 （θ2≥0）；f與β分別表示企業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)品的固定投入與邊際投入。異質(zhì)性產(chǎn)品的供給等于需求，因此有

i地區(qū)部門2內(nèi)部的企業(yè)z的利潤函數(shù)為

由企業(yè)的生產(chǎn)均衡，可以得到

由此可見，產(chǎn)品的定價(jià)與產(chǎn)品的種類無關(guān)，因此，piiz＝pii，pii表示i地區(qū)部門2內(nèi)部的企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品在本地市場的銷售價(jià)格。類似地，同樣有cjiz＝cji，cji表示i地區(qū)的代表性消費(fèi)者對j地區(qū)部門2內(nèi)部的企業(yè)生產(chǎn)的某種產(chǎn)品的需求量。i地區(qū)部門2內(nèi)部所有企業(yè)的銷售收入為

i地區(qū)的GDP等于消費(fèi)者的支出，又等于企業(yè)的銷售收入，則經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的GDP為

從而不難得到經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的GDP增長率為

上式中，分別表示GDP與I對時(shí)間求導(dǎo)。由此可見，在其他條件不變的情況下，制度質(zhì)量的提高，制度對生產(chǎn)要素的產(chǎn)出彈性的影響程度的增強(qiáng)，能對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生積極的正向影響。這是因?yàn)橘|(zhì)優(yōu)的制度變遷有利于提高交易效率，降低交易成本，制度質(zhì)量的提升能提高經(jīng)濟(jì)體的總產(chǎn)出，并且制度通過優(yōu)化生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)和配置方式，能為經(jīng)濟(jì)體的增長提供源泉和動(dòng)力。

三、數(shù)據(jù)分析與實(shí)證檢驗(yàn)

（一）計(jì)量模型的設(shè)定

為了考察制度變遷對經(jīng)濟(jì)增長的影響，結(jié)合上述理論模型的經(jīng)濟(jì)含義，我們建立如下的基本計(jì)量模型：

為了解析解釋變量和被解釋變量的關(guān)系，本文將變量取對數(shù)形式進(jìn)入到計(jì)量模型中。在計(jì)量方程中，各個(gè)變量的含義如下：下標(biāo)i與t分別表示地區(qū)與時(shí)間；y表示各區(qū)域的實(shí)際總產(chǎn)出；k和l分別表示資本和勞動(dòng)，是計(jì)量模型的控制變量；由于制度變遷難以量化，故我們采用代理變量。自改革開放以來，我國就民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展、國有經(jīng)濟(jì)改革、政治體制改革等方面進(jìn)行了一系列的探索，極大地解放了和發(fā)展了我國的生產(chǎn)力。根據(jù)制度變遷的含義和我國經(jīng)濟(jì)制度變遷的實(shí)踐，同時(shí)考慮到數(shù)據(jù)的可得性，我們用市場分配資源程度、國有化程度和腐敗程度作為制度變遷的代理變量。在計(jì)量方程中，fs、ns與cco分別表示市場分配資源程度、國有化程度與腐敗程度；c是常數(shù)項(xiàng)，ε是隨機(jī)誤差項(xiàng)，a1至a5是各個(gè)變量的系數(shù)。

（二）數(shù)據(jù)來源及變量的說明

研究樣本為2000至2012年間各省份的相關(guān)數(shù)據(jù)資料①主要是關(guān)于腐敗程度的數(shù)據(jù)不易獲得，因此作者無法收集到2013年以后的全部數(shù)據(jù)，但是本文的研究得出的結(jié)論顯然也具有一定的參考價(jià)值，并且我們主要討論的是2000年以后時(shí)間段內(nèi)的制度變遷與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，故將研究的時(shí)間范圍集中于2000至2012年。，實(shí)證分析的各種數(shù)據(jù)來源于 《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫等。實(shí)證分析的各個(gè)變量說明如下：產(chǎn)出用各個(gè)地區(qū)的GDP表示，以1978年的價(jià)格作為基期 （單位為億元）；勞動(dòng)用歷年年末就業(yè)人數(shù)表示 （單位為萬人）；資本存量以1978年為基期，同時(shí)考慮資本的折舊率，采用永續(xù)盤存法計(jì)算，資本存量的單位為億元。財(cái)政支出很大程度上體現(xiàn)的是國家對整個(gè)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的關(guān)注度和扶持力度，同時(shí)也表現(xiàn)了市場分配資源程度，仿效樊綱等（2003）［7］的做法用財(cái)政支出占GDP的比重來衡量市場分配資源程度 （fs），該指標(biāo)數(shù)量上越大就表明市場分配資源程度越低；國有化程度 （ns）用城鎮(zhèn)國有單位職工數(shù)與城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)的比值來衡量；腐敗程度反應(yīng)了一個(gè)地區(qū)的政治生態(tài)環(huán)境，是衡量政治制度質(zhì)量的重要指標(biāo)， Fisman和 Gatt（2012）［8］將被判腐敗罪的公務(wù)員數(shù)量占全州公務(wù)員數(shù)或全州總?cè)丝诘谋壤鳛楹饬棵绹髦莘锤瘮×Χ鹊闹笜?biāo)，借鑒其思路，本文運(yùn)用各個(gè)地方每萬人公務(wù)員職務(wù)犯罪數(shù)來衡量地區(qū)的腐敗程度 （單位為人）。

（三）變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（四）面板的單位根檢驗(yàn)

在進(jìn)行實(shí)證研究前，本文首先對計(jì)量方程中的被解釋變量和主要的解釋變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，采用IPS單位根檢驗(yàn)方法，得到的檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。由此可知各個(gè)解釋變量和被解釋變量都是同階單整，其一階差分都是平穩(wěn)的，因此可以繼續(xù)做回歸分析。

表2 變量的單位根檢驗(yàn)

（五）面板的格蘭杰因果檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證、確定制度變遷與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系，我們進(jìn)行了格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。例如，表3第1行數(shù)據(jù)顯示，fs的卡方統(tǒng)計(jì)量為15.372，相應(yīng)的P值為0.000，這表明fs是y的格蘭杰原因，而第2行數(shù)據(jù)檢驗(yàn)表明y不是fs的格蘭杰原因。類似地，檢驗(yàn)也表明ns和cco是y的格蘭杰原因，而y不是ns和cco的格蘭杰原因。這表明了制度變遷是經(jīng)濟(jì)增長的原因。

表3 面板的格蘭杰因果檢驗(yàn)

（六）計(jì)量結(jié)果分析

本文采用了混合回歸分析方法、動(dòng)態(tài)面板回歸分析方法以及面板分位數(shù)回歸分析方法三種實(shí)證分析方法來剖析制度變遷和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。

1.總體混合回歸分析和動(dòng)態(tài)面板回歸分析。

首先對樣本進(jìn)行豪斯曼檢驗(yàn)，對混合回歸、固定效應(yīng)以及隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行比較分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)混合回歸結(jié)果更優(yōu)，同時(shí)本文還考慮了變量的滯后作用 （被解釋變量的滯后一期），具體的回歸結(jié)果如表3所示。

表4 混合回歸和動(dòng)態(tài)面板回歸結(jié)果

模型1至模型3是利用混合回歸得到的三類計(jì)量結(jié)果，模型4至模型6是利用GMM方法得到的動(dòng)態(tài)面板的回歸估計(jì)結(jié)果。模型1和模型4是僅有控制變量參與計(jì)量模型得到的計(jì)量結(jié)果，從模型來看資本對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)大于勞動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。模型2和模型5是僅有制度變量參與計(jì)量模型得到的計(jì)量結(jié)果，從模型2來看，沒有控制變量，計(jì)量模型的擬合優(yōu)度降低。根據(jù)模型1至模型6可知，lnfs、lnns和lncco的系數(shù)均為負(fù)值，且都顯著，表明市場分配資源程度的降低；國有化程度的提高和腐敗程度的增強(qiáng)抑制了經(jīng)濟(jì)的增長。以模型3為例，市場分配資源程度每下降1個(gè)百分點(diǎn)；經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出便下降0.114 9個(gè)百分點(diǎn)；國有化程度每上升1個(gè)百分點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出便下降0.411 7個(gè)百分點(diǎn)；腐敗程度每上升1個(gè)百分點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出便下降0.059 6個(gè)百分點(diǎn)。

2000年以來，我國的市場發(fā)育不斷跟進(jìn)，市場的活力進(jìn)一步釋放，有效地促進(jìn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長；國有化程度對經(jīng)濟(jì)增長的作用為負(fù)，表明國有經(jīng)濟(jì)成分、結(jié)構(gòu)一定程度上制約了我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，國有企業(yè)管理體制不健全等是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的明顯 “掣肘”；腐敗程度與經(jīng)濟(jì)經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系同樣為負(fù)，說明腐敗腐蝕了經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)生動(dòng)力。當(dāng)前政府加大了反腐敗力度，對于經(jīng)濟(jì)增長而言是“福音”，這有力地反擊了反腐敗會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)下滑的“歪論”。另外，考慮了被解釋變量lny的一階滯后項(xiàng)后，制度變量對數(shù)的系數(shù)發(fā)生了一定的變化，lnfs、lnns和lncco系數(shù)的絕對值變小，但是正負(fù)情況并不改變，這樣做其實(shí)更加合理，因?yàn)橹贫茸冞w具有一定的過程，它不僅對當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響，還會(huì)對后期經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生作用。從結(jié)果來看，模型4至模型6通過了過度識別檢驗(yàn)，也通過了Sargan檢驗(yàn)，表明估計(jì)結(jié)果良好可信。

改革開放以來，中央、地方政府在優(yōu)化制度體制環(huán)境方面做出了巨大的努力，進(jìn)入21世紀(jì)后，我國進(jìn)一步擴(kuò)大了開放層面，通過簡政放權(quán)等方式促進(jìn)了市場的良性發(fā)育，國有企業(yè)改革也得到了一定程度的進(jìn)展?？傊刂聊壳拔覈闹贫冉ㄔO(shè)取得的成效明顯。但是不可否認(rèn)制度變遷某些方面的缺陷依然阻礙著我國經(jīng)濟(jì)的增長，如在市場配置資源機(jī)制的完善、國有企業(yè)改革和腐敗問題治理等方面制度漏洞依然存在，這些制度方面的缺陷或者說制度變遷中的負(fù)效應(yīng)構(gòu)成了經(jīng)濟(jì)增長的離心力。

2.制度變遷等要素對經(jīng)濟(jì)增長的分位數(shù)回歸分析。

無論是總體混合回歸估計(jì)，還是動(dòng)態(tài)面板回歸估計(jì)，實(shí)質(zhì)上都是均值回歸分析，我們有必要進(jìn)一步刻畫整個(gè)條件分布下解釋變量尤其是制度變遷和經(jīng)濟(jì)增長之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，為此我們采用面板分位數(shù)回歸方法作進(jìn)一步的分析，得到的結(jié)果如圖1至圖6所示。

圖1 lnk的分位數(shù)回歸系數(shù)變化

圖2 lnl的分位數(shù)回歸系數(shù)變化

圖3 lnfs分位數(shù)回歸系數(shù)變化

圖4 lnns的分位數(shù)回歸系數(shù)變化

圖5 lncco的分位數(shù)回歸系數(shù)變化

圖6 常數(shù)分位數(shù)回歸系數(shù)變化

圖1和圖2展現(xiàn)了資本和勞動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)程度，資本對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)程度約在0.6～0.7之間，勞動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)程度約在0.3～0.4之間。并且由圖可知，東部發(fā)達(dá)地區(qū)和中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)相比資本的貢獻(xiàn)程度不同，東部地區(qū)的資本對經(jīng)濟(jì)增長的作用力大于中西部地區(qū)，而東部地區(qū)的勞動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的作用力卻比不上中西部地區(qū)。圖3至圖5反映了制度變遷對東中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長的異質(zhì)性，具體地，由圖3可知相比于東部發(fā)達(dá)地區(qū)而言提高中西部地區(qū)市場分配資源力度能更大程度地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，那么激活中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)的市場活力將大有作為；由圖4可知中西部地區(qū)的國有化經(jīng)濟(jì)成分對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的抑制作用要比東部地區(qū)嚴(yán)重。圖5表明了整個(gè)分位數(shù)內(nèi)腐敗程度對經(jīng)濟(jì)增長的作用都是負(fù)的，但對不同地區(qū)的影響是有差別的；圖6反映了其他因素對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響。

四、簡要結(jié)論與啟示

基于新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論，本文構(gòu)設(shè)了理論模型闡述制度變遷與經(jīng)濟(jì)增長之間的相關(guān)關(guān)系，再通過三種不同的實(shí)證分析方法，對理論模型進(jìn)行了檢驗(yàn)?；旌匣貧w分析和動(dòng)態(tài)面板回歸分析表明市場分配資源程度的降低、國有化程度的提高和腐敗程度的增強(qiáng)抑制了經(jīng)濟(jì)的增長，而分位數(shù)回歸分析還得出了不同區(qū)域制度變遷與經(jīng)濟(jì)增長之間存在異質(zhì)性的結(jié)論：相比于東部發(fā)達(dá)地區(qū)而言，提高中西部地區(qū)市場分配資源力度能更大程度地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，激活中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)的市場活力將大有作為；中西部地區(qū)的國有化經(jīng)濟(jì)成分對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的抑制作用要比東部地區(qū)嚴(yán)重；從腐敗情況來看，腐敗對所有區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長均產(chǎn)生了負(fù)作用，但程度不同。對制度變遷與經(jīng)濟(jì)增長之間影響機(jī)理的經(jīng)驗(yàn)分析還可以為我國當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)改革實(shí)踐提供以下3點(diǎn)啟示。

第一，要進(jìn)一步深入推進(jìn)簡政放權(quán)、優(yōu)化服務(wù)改革，降低各區(qū)域政府在財(cái)政、稅收、投資等方面的干預(yù)力度，圍繞激發(fā)市場活力，優(yōu)化企業(yè)生產(chǎn)環(huán)境，促進(jìn)企業(yè)根據(jù)市場信號、市場供需關(guān)系進(jìn)行生產(chǎn)。

第二，應(yīng)加強(qiáng)培育多元化產(chǎn)權(quán)，積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)權(quán)主體多元化，放大國有資本的功能，充分發(fā)揮非國有經(jīng)濟(jì)投資在國有企業(yè)改造、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和產(chǎn)業(yè)升級方面的潛能，使經(jīng)濟(jì)健康、可持續(xù)發(fā)展。

第三，必須堅(jiān)定不移地推進(jìn)依法治國，要建立和完善經(jīng)濟(jì)責(zé)任審計(jì)制度，通過加強(qiáng)對各區(qū)域相關(guān)行業(yè)的管理，落實(shí)監(jiān)督、審查等工作，減少官員利用權(quán)力進(jìn)行尋租腐敗的機(jī)會(huì)，尤其要抓住經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域中最容易產(chǎn)生腐敗問題的部位和環(huán)節(jié)，加大反腐敗力度，遏制腐敗現(xiàn)象的滋生蔓延，避免腐敗行為腐蝕社會(huì)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。

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