法治建設(shè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展：基于跨國面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

陽 李，余 嘯

(1.首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 法學(xué)院，北京 豐臺 100070； 2. 西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，四川 成都 611130)

一、引言與文獻(xiàn)述評

法治建設(shè)對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有舉足輕重的推動作用，很大程度已經(jīng)成為學(xué)術(shù)界與實(shí)務(wù)界的共識。早在17世紀(jì)，Hobbes(1651)即提出，如果沒有優(yōu)秀的司法制度，大量潛在的交易可能不會發(fā)生。因?yàn)楫?dāng)事人簽訂合同時，首先履約的一方不能保證自己完成義務(wù)后能夠得到對方的對價履行，倘若沒有強(qiáng)制力量的潛在威懾，交易安全將無法得到有效保障。[1]Weber(1972)強(qiáng)調(diào)理性(rational)法律與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要關(guān)系，認(rèn)為法律系統(tǒng)是理性系統(tǒng)，依賴于預(yù)先存在的規(guī)則以解決社會沖突，這些規(guī)則由專業(yè)人員使用獨(dú)特的思維模式精心制作，具有相互一致性、普遍性和精確性，理性的法律體系是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的前提條件。[2]North(1990)等通過對部分第三世界國家的實(shí)踐調(diào)查與分析后認(rèn)為，缺乏有效的產(chǎn)權(quán)制度以及低成本的合同執(zhí)行手段是第三世界在過往歷史中停滯不前和當(dāng)代不發(fā)達(dá)的最重要原因。North的歷史實(shí)證研究對法治與經(jīng)濟(jì)的正相關(guān)關(guān)系命題提供了直接的證據(jù)，因而得到廣泛的傳播和認(rèn)可。[3]Williamson(1995)反向證明了法治與經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系，他認(rèn)為較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以交易中存在大量的長期合同為特征，如果缺乏運(yùn)作良好的法律制度，那么無法發(fā)展出此類商業(yè)關(guān)系。如果司法機(jī)構(gòu)無法迫使交易方履行合同義務(wù)，那么市場將發(fā)生不成比例的大量交易，這些交易違約的機(jī)會較少；或者，公司通過縱向和集團(tuán)整合完全規(guī)避司法系統(tǒng)，將公平交易轉(zhuǎn)變?yōu)楣緝?nèi)部交易。Williamson認(rèn)為，在任何一種情況下，結(jié)果都會導(dǎo)致更高的交易成本和低水平經(jīng)濟(jì)。[4]

大量現(xiàn)實(shí)證據(jù)和實(shí)證分析形成法治建設(shè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展正相關(guān)關(guān)系的有力支撐。根據(jù)世界銀行在秘魯?shù)拿褚庹{(diào)查，幾乎三分之一的被調(diào)查者表示他們不會從一個值得信賴的供應(yīng)商轉(zhuǎn)向一個新供應(yīng)商，即使新供應(yīng)商可以提供更低的價格，因?yàn)閾?dān)心新供應(yīng)商無法形成穩(wěn)定和可執(zhí)行的交易關(guān)系。[5]在厄瓜多爾的一項(xiàng)類似調(diào)查發(fā)現(xiàn)，由于合同執(zhí)行的不確定性和可能缺乏及時性，企業(yè)對投資猶豫不決。對巴西企業(yè)家的深入訪談表明，如果巴西司法部門與發(fā)達(dá)市場經(jīng)濟(jì)體的水準(zhǔn)相匹配，國內(nèi)投資將增加10%。[6]在加納，企業(yè)依靠貿(mào)易商的交易網(wǎng)絡(luò)作為中間人，企業(yè)在進(jìn)行木材交易之前通常會招募一名熟悉木材公司的貿(mào)易商，并以這名貿(mào)易商的私人關(guān)系作為買賣雙方交易順利履行的保障，這并不免費(fèi)。[7]顯然，法治系統(tǒng)的低效運(yùn)行大幅降低了對交易行為的保駕護(hù)航作用，交易方對中間商、人情等非正式機(jī)制的依賴增添了經(jīng)營成本，形成經(jīng)濟(jì)發(fā)展的強(qiáng)力絆腳石。Barro(2000)曾對上世紀(jì)七十年代全球114個國家經(jīng)濟(jì)增長與法治的關(guān)系進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)法治總體指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長顯著相關(guān)。[8]

此外，還有文獻(xiàn)對法治與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的正相關(guān)關(guān)系進(jìn)行了間接的對比化實(shí)證檢驗(yàn)。Rodrik(2004)計(jì)量估算了法律制度、地理位置和貿(mào)易水平在確定全球收入水平方面的各自貢獻(xiàn)，回歸結(jié)果表明，法律制度的貢獻(xiàn)率獨(dú)占鰲頭。在控制住法律制度的影響后，地理位置對收入產(chǎn)生的直接影響極為微弱，貿(mào)易的影響同樣微不足道，并且經(jīng)常以“錯誤”(即負(fù)面)的標(biāo)志進(jìn)入回歸模型。[9]Acemoglu(2005)高度評價法律制度的重要性，認(rèn)為產(chǎn)權(quán)制度可以保護(hù)公民免受政府和強(qiáng)權(quán)精英的侵害，契約制度使得公民之間的私人交易得以實(shí)現(xiàn)，利用殖民地歷史造就的兩種制度的外部變異，通過運(yùn)用工具變量法，Acemoglu分析了產(chǎn)權(quán)制度與殖民策略(定居者死亡率和殖民前人口密度)的關(guān)系，以及契約制度與殖民權(quán)力的同一性，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)權(quán)制度對長期經(jīng)濟(jì)增長、投資和金融發(fā)展具有正效應(yīng)關(guān)系。[10]Asoni(2008)討論了將產(chǎn)權(quán)制度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展聯(lián)系起來的不同理論機(jī)制，認(rèn)為缺乏對財(cái)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)可能通過多種不同渠道降低經(jīng)濟(jì)增長：如征用私人財(cái)富、公務(wù)員腐敗、過度征稅和采用新技術(shù)的障礙等等，并詳細(xì)闡述了有關(guān)產(chǎn)權(quán)和經(jīng)濟(jì)增長正相關(guān)關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)。[11]

然而，對于法治建設(shè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)聯(lián)關(guān)系，仍然存在不同的見解。Ginsburg(2000)以來自東亞的證據(jù)著手，發(fā)現(xiàn)當(dāng)正式法律制度的保護(hù)能力較弱時，交易通常在大家庭中進(jìn)行，交易中的公司大多也為家族私有。在充滿不確定性的時期，家族企業(yè)可能具有一定優(yōu)勢，社會關(guān)系甚至比商業(yè)關(guān)系更具彈性，在經(jīng)濟(jì)困難時期更具生命力。在傳統(tǒng)中國，非正式制度發(fā)揮著重要作用，如行會和宗族團(tuán)體可以有力的協(xié)調(diào)各類經(jīng)濟(jì)交易；目前，關(guān)系資本主義仍然是海外華人社區(qū)成功的核心。即便在今天，大多數(shù)發(fā)展中國家仍存在類似的機(jī)制來促進(jìn)資本形成、財(cái)產(chǎn)權(quán)的建立和保護(hù)以及合同的執(zhí)行。Ginsburg因而認(rèn)為，法治對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用似乎并不顯著。[12]Clarke(2003)認(rèn)為，合同是否能夠被強(qiáng)制履行并沒有太大的重要性，即使司法系統(tǒng)未能合法有效的強(qiáng)制履行交易合同，這也僅僅只會導(dǎo)致少數(shù)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的合同不能得到履行，并不能做出法治促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的邏輯推演。[13]Upham認(rèn)為，即使沒有強(qiáng)有力的產(chǎn)權(quán)制度和成熟的法律體制，一個國家仍然有可能達(dá)到良好的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。[14]持有類似觀點(diǎn)的學(xué)者還有Grief(1993)[15]等。

20世紀(jì)60年代，美國和部分歐洲國家發(fā)起“法律與發(fā)展運(yùn)動”，試圖通過對部分發(fā)展中國家進(jìn)行法律援助，提升其法治現(xiàn)代化程度，進(jìn)而使得貧窮落后的發(fā)展中國家取得較快的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會進(jìn)步。法律與發(fā)展運(yùn)動取得美國國際開發(fā)署、福特基金會和洛克菲勒基金等公私團(tuán)體的大力資助，并由來自美國大學(xué)、律師協(xié)會等團(tuán)體的諸多法律精英主導(dǎo)。法律援助在一定程度上改變了被援助國家的法律文本和法律制度的結(jié)構(gòu)，但是在重塑法律觀念和法律行為方面卻是大大地失敗了。[16]被援助國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平亦未能獲得預(yù)想的提升。法律與發(fā)展運(yùn)動的失敗并未擊潰人們對于法治與經(jīng)濟(jì)之相關(guān)關(guān)系的信心，由美國主導(dǎo)的“第二次法律與發(fā)展運(yùn)動”于20世紀(jì)90年代再度興起。自1994年以來，世界銀行、美洲開發(fā)銀行和亞洲開發(fā)銀行已經(jīng)批準(zhǔn)或啟動了超過5億美元的貸款，用于26個國家的司法改革項(xiàng)目；美國國際開發(fā)署在過去十年中花費(fèi)近2億美元用于類似項(xiàng)目，其他政府和私人團(tuán)體也在資助使政府司法部門現(xiàn)代化的計(jì)劃。大多數(shù)發(fā)展中國家和前社會主義國家接受某種形式的援助，以幫助改革法院，檢察院和共同構(gòu)成司法系統(tǒng)的其他機(jī)構(gòu)。同第一次法律與發(fā)展運(yùn)動相較，“第二次法律與發(fā)展運(yùn)動”投入了更多的人、財(cái)、物等資源，取得了一定的現(xiàn)實(shí)成果和深遠(yuǎn)影響。然而，僅就法治水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，“第二次法律與發(fā)展運(yùn)動”并未提供顯著的證據(jù)。雖然歷史和比較分析支持一種更好的司法制度促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的觀點(diǎn)，但是沒有明確的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明低水平司法系統(tǒng)對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的確定性影響。目前的通說是，法治水平與經(jīng)濟(jì)增長可能存在某種關(guān)系。[17]

作為一國宏觀環(huán)境的重要組成部分，法治建設(shè)之于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用頗受關(guān)注。雖然法治建設(shè)對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著正相關(guān)關(guān)系的視點(diǎn)已經(jīng)受到廣泛認(rèn)同，但是二者相關(guān)關(guān)系的不顯著論證亦不少見，不同視角的邏輯推演與實(shí)踐證據(jù)所形成的論點(diǎn)并不統(tǒng)一。至此，關(guān)于法治建設(shè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之關(guān)系的謎底并未完全解開。在法治與經(jīng)濟(jì)全球化、一體化的時代，僅僅通過單一國家的定量或定性研究或許難以得出法治建設(shè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之關(guān)系的全局化、準(zhǔn)確化認(rèn)知。鑒于此，本文利用2003-2016年全球142個國家的面板數(shù)據(jù)，考察法治建設(shè)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。與以往的文獻(xiàn)相比，本文的貢獻(xiàn)如下：一是本文采用的面板數(shù)據(jù)覆蓋全球142個國家，具有較強(qiáng)的代表性；二是本文不僅進(jìn)行簡單的回歸分析，還進(jìn)行了門檻效應(yīng)分析。

本文余下的結(jié)構(gòu)如下：第二部分為研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)，第三部分為實(shí)證結(jié)果分析，第四部分為結(jié)論及啟示。

二、研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)

(一)計(jì)量模型

為了驗(yàn)證法治建設(shè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，本文在參照現(xiàn)有經(jīng)濟(jì)理論成果的前提下，設(shè)定基準(zhǔn)模型如下:

econit=α+β2·lawit+γ·controlit+εit

(1)

其中，下標(biāo)i表示國家，t表示年份；被解釋變量：經(jīng)濟(jì)水平采用人均GDP；核心解釋變量law為一國的法治水平，control為控制變量；ε為殘差項(xiàng)，α、β、γ均為待估參數(shù)。

(二)變量及描述性統(tǒng)計(jì)

1.被解釋變量。本文選擇人均GDP作為經(jīng)濟(jì)水平的衡量指標(biāo)。數(shù)據(jù)來源于世界銀行，以當(dāng)前美元計(jì)算。

2.核心解釋變量。本文采用世界銀行提供的法治指數(shù)(Rule of Law)，該指數(shù)包括暴力和有組織犯罪、合同的強(qiáng)制執(zhí)行能力、財(cái)產(chǎn)的征收與征用、司法進(jìn)程的公平性和平等性、私有產(chǎn)權(quán)的保護(hù)、警察服務(wù)的可靠性、司法獨(dú)立、對司法系統(tǒng)的信心等主客觀指標(biāo)，具有較強(qiáng)的代表性，并覆蓋了全球絕大多數(shù)國家和地區(qū)。法治指數(shù)取值范圍從最劣至最優(yōu)分別為-2.5至2.5。

3.控制變量：主要包括：國內(nèi)儲蓄總額(saving)；科技水平(articles)，以一國在自然科學(xué)和工程等科技領(lǐng)域發(fā)表的論文數(shù)量作為衡量標(biāo)準(zhǔn)；勞動力(labor)；話語權(quán)和問責(zé)權(quán)(voice)；政治穩(wěn)定 (stability)；監(jiān)管質(zhì)量(regulatory)；腐敗管控能力(corruption)。上述控制變量選用世界銀行旗下世界治理指數(shù)(Worldwide Governance Indicators)的相關(guān)數(shù)據(jù)。被解釋變量、核心解釋變量以及控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)(見表1)。

三、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸分析

表2報(bào)告了基準(zhǔn)回歸分析結(jié)果。其中，(1)到(5)列分別使用混合OLS、固定效應(yīng)(聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤)、隨機(jī)效應(yīng)(聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤)、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行回歸。LSDV檢驗(yàn)表明，大量個體虛擬變量在1%的水平上顯著，存在明顯的個體固定效應(yīng)，因而固定效應(yīng)優(yōu)于混合回歸。LM檢驗(yàn)在1%的水平上(p值為0.000)拒絕了原假設(shè)，即認(rèn)為在隨機(jī)效應(yīng)與混合回歸中應(yīng)當(dāng)選擇隨機(jī)效應(yīng)。Hausman檢驗(yàn)的p值為0.0000，強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)“ui與解釋變量不相關(guān)”，因此在固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)中，應(yīng)當(dāng)選擇固定效應(yīng)。同時，穩(wěn)健的Hausman檢驗(yàn)p值亦為0.0000，仍然強(qiáng)烈拒絕隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)。因此，本文選擇固定效應(yīng)模型展開分析。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

回歸結(jié)果表明，核心解釋變量法治水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展顯著地正相關(guān)，符合預(yù)期，即有效的法治水平可以顯著提高人們行為的預(yù)期，使得社會的各類交易行為穩(wěn)定、有序進(jìn)行，從而有力促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。控制變量中，國內(nèi)儲蓄總額通過了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，儲蓄率可以產(chǎn)生投資，繼而形成新的生產(chǎn)能力并促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展；科技水平也通過了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，表明科技水平對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有正向的推動作用；勞動力僅通過10%水平上的顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)較小，意味著勞動力數(shù)量雖然與經(jīng)濟(jì)發(fā)展正相關(guān)，但發(fā)揮的作用相對并不顯著；此外，政治穩(wěn)定、監(jiān)管質(zhì)量以及政治穩(wěn)定與腐敗管控能力的交乘項(xiàng)分別通過了5%、1%、1%的顯著性檢驗(yàn)，與經(jīng)濟(jì)發(fā)展均具有正相關(guān)關(guān)系。

表2 基準(zhǔn)回歸分析

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著，括號內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。下表同。

為了進(jìn)一步優(yōu)化變量之間可能存在的內(nèi)生性問題，本文使用法治指數(shù)的提前兩期項(xiàng)作為工具變量，運(yùn)用兩階段最小二乘法進(jìn)行回歸。首先，工具變量過度識別的Sargan檢驗(yàn)p值為0.0000，表明不存在過度識別問題。其次，工具變量檢驗(yàn)的Cragg-Donald Wald F值為233.325，不僅遠(yuǎn)大于經(jīng)驗(yàn)臨界值10，也大于10%偏誤水平下的臨界值16.38，不存在弱工具變量問題，因而工具變量的選擇是有效的。表2第(6)列報(bào)告了此工具變量的二階段最小二乘法的回歸結(jié)果，可以看出，在控制了內(nèi)生性問題后，各個變量的估計(jì)系數(shù)和顯著性與固定效應(yīng)模型仍然一致，回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。

(二)進(jìn)一步討論

1.門檻效應(yīng)

全球各個國家的法治與經(jīng)濟(jì)水平大相徑庭，二者之間的關(guān)系可能會呈現(xiàn)出一定的區(qū)間效應(yīng)，試圖通過人為的方式對各個不同的區(qū)間進(jìn)行劃分難以完全避免主觀性所致的偏誤，我們采用面板門檻模型，根據(jù)數(shù)據(jù)自身的特征來客觀判斷不同的區(qū)間，進(jìn)而探究法治水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系。

參照Hansen(1999)發(fā)展的面板門檻模型，[17]基本理論推導(dǎo)簡介如下。

門檻效應(yīng)基本模型設(shè)定為：

(2)

令β=(β1′，β2′)′，于是(2)式等價于：

yit=ui+xit′(γ)β+εit

(3)

隨后通過去除組內(nèi)平均值的方法去除個體效應(yīng)，對(3)式取組內(nèi)平均得到：

(4)

yit*=xit*(γ)β+εit*

(5)

對所有觀察值進(jìn)行累疊，采用矩陣形式將上式表示為：

Y*=X*(γ)β+ε*

(6)

對于γ值，可采用OLS估計(jì)得到參數(shù)β的一致估計(jì)量，即：

(7)

相應(yīng)的殘差向量為：

(8)

殘差平方和為：

(9)

通過求取(9)式S1(γ)的最小化可以獲得γ的估計(jì)值，即：

(10)

獲得γ的估計(jì)值后，進(jìn)而，我們可以獲得β的估計(jì)值、殘差向量以及殘差方差：

(11)

在獲得參數(shù)的估計(jì)值后，需要檢驗(yàn)門檻是否具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性，檢驗(yàn)的原假設(shè)與備擇假設(shè)分別為β1=β2以及β1≠β2，相應(yīng)的似然比檢驗(yàn)(LR test)基于如下統(tǒng)計(jì)量：

(12)

如果得到的p值小于設(shè)定的臨界值(如1%)，那么拒絕原假設(shè)，認(rèn)為存在門檻效應(yīng)。緊接著估計(jì)門檻值的估計(jì)值是否等于真實(shí)值，對應(yīng)的原假設(shè)為：γ=γ0，相應(yīng)的似然比統(tǒng)計(jì)量為：

(13)

當(dāng)LR1(γ)c(ɑ)時，接受原假設(shè)，即門檻值的估計(jì)值等于真實(shí)值，其中：

(14)

ɑ表示顯著性水平。

以上表示存在單個門檻時的模型推導(dǎo)，雙重門檻或多重門檻模型的推導(dǎo)可以類推，不再贅述。

2.門檻模型及回歸結(jié)果

本文采用法治指數(shù)為門檻變量，設(shè)定單門檻模型(15)和雙門檻模型(16)如下：

econit=α+β1lawitI(law≤δ1)+β2lawitI(law>δ1)+γ·controlit+ui+vt+εit

(15)

econit=α+β1lawitI(law≤τ1)+β2lawitI(τ1τ2)+γ·controlit+ui+vt+εit

(16)

首先，我們對模型是否存在門檻效應(yīng)進(jìn)行存在性檢驗(yàn)，并使用自抽樣法(Bootstrap)進(jìn)行反復(fù)抽樣以計(jì)算相應(yīng)的F值、p值及臨界值，門檻估計(jì)值和置信區(qū)間、門檻效果自抽樣檢驗(yàn)結(jié)果分別(見表3和表4)。由表4可知，單一門檻、雙重門檻以及三重門檻分別通過了1%、5%、1%的顯著性檢驗(yàn)，對應(yīng)的門檻值分別為1.725、1.85、0.63。

其次，我們對門檻值的真實(shí)性進(jìn)行檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)門檻值之間的臨界值是否存在顯著差異。參考Hansen提出的極大似然估計(jì)量(LR)用以檢驗(yàn)門檻值，即通過5%顯著性水平下的極大似然估計(jì)量所對應(yīng)門檻值的置信區(qū)間來判斷門檻值的可信性，倘若95%置信水平所對應(yīng)的置信區(qū)間有一個較為寬泛的取值范圍，那么對應(yīng)的門檻估計(jì)值可能是無效的，反之，對應(yīng)的門檻值相對有效。在門檻回歸檢驗(yàn)中，我們發(fā)現(xiàn)單一門檻模型和雙重門檻模型的門檻估計(jì)值分別為1.725和1.85，相應(yīng)的95%置信區(qū)間分別為[1.710，1.740]和[1.850，1.860]，較為合理；然而，三重門檻模型中的門檻估計(jì)值為0.63，相應(yīng)的95%置信區(qū)間卻具有較大的取值范圍[-0.470，1.950]，甚至已經(jīng)包含了前兩個門檻的置信區(qū)間，因而第三個門檻值并非有效門檻值。同時，為了對各個門檻值的真實(shí)性和準(zhǔn)確性有一個直觀的判斷，本文根據(jù)門檻回歸結(jié)果分別將各門檻值對應(yīng)的似然比圖形繪制(見圖1)。綜上，本文選取雙重門檻模型進(jìn)行分析。

表3 門檻估計(jì)值和置信區(qū)間

表4 門檻效果自抽樣檢驗(yàn)

圖1 門檻值對應(yīng)的似然比圖形

門檻值和門檻數(shù)量確定后，面板門檻模型的參數(shù)得以確定。表5匯報(bào)了面板門檻模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。法治水平的兩個門檻值將模型劃分為三個區(qū)間，從中可以看出，法治水平對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響呈現(xiàn)出非線性特征。具體而言，當(dāng)法治水平小于1.725時，法治水平的回歸系數(shù)為3 236.402，并通過了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)；當(dāng)法治水平進(jìn)一步上升，跨過1.725的門檻值并介于1.725和1.85之間時，法治水平的回歸系數(shù)上升大約一倍，為6 515.02，且通過了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，表明法治水平對經(jīng)濟(jì)發(fā)展有了更大的推動作用；當(dāng)法治水平跨過1.85的門檻值時，法治水平的回歸系數(shù)下降至4 615.849，也通過了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，此時，法治水平對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動作用有所下滑(但仍處于顯著的正向推動水平)。

表5 門檻效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

(三)分組門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

考慮到全球各個國家之間存在的巨大差異，為檢驗(yàn)核心解釋變量的解釋力，本文對國家進(jìn)行分組門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，具體而言，將高收入國家和中高收入國家劃分為一組(富裕國家)，中低收入國家和低收入國家劃分為另一組(貧窮國家)，采用上述門檻檢驗(yàn)方法進(jìn)行分類研究，得到的門檻自抽樣檢驗(yàn)結(jié)果(見表6)所示。在對門檻效應(yīng)及其真實(shí)性進(jìn)行檢驗(yàn)后，我們得到分類門檻值估計(jì)結(jié)果(見表7)。其中，富裕國家為單一門檻，門檻估計(jì)值為1.225；貧窮國家也為單一門檻，門檻估計(jì)值為0.36。

表6 分組門檻自抽樣檢驗(yàn)

表7 分組門檻值估計(jì)結(jié)果

鑒于各組的門檻值存在較大差距，相應(yīng)核心解釋變量和控制變量的解釋力也可能存在差距，現(xiàn)以單門檻模型為基礎(chǔ)對各組的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果(見表8和表9)。法治對富裕國家和貧窮國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展之作用力并不相同。對于富裕國家而言，法治水平的門檻值將模型劃分為兩個區(qū)間：當(dāng)法治水平小于1.225時，法治水平提升0.1個單位，人均GDP將提升673.6209美元；當(dāng)法治水平邁過1.225的門檻值時，法治水平提升0.1個單位，人均GDP將提升313.2891美元。法治對富裕國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展做出了極為重要的貢獻(xiàn)。對于貧窮國家而言，當(dāng)法治水平低于0.36的門檻值時，其系數(shù)為-291.9014，沒有通過10%的顯著性檢驗(yàn)，表明法治對經(jīng)濟(jì)發(fā)展并未做出顯著性貢獻(xiàn)，當(dāng)法治水平邁過0.36的門檻值時，法治水平對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)開始顯現(xiàn)，表現(xiàn)為法治水平提升0.1個單位，人均GDP將提升145.7684美元?？傮w而言，同富裕國家相較，法治對貧窮國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展做出的貢獻(xiàn)相對有限。

表8 分組單一門檻模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果(富裕國家)

表9 分組單一門檻模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果(貧窮國家)

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文采用三年移動平均取值的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，即將2003年、2004年、2005年的數(shù)據(jù)求取平均值，再將2004年、2005年、2006年的數(shù)據(jù)求取平均值，逐次進(jìn)行。求取移動平均值后的總體數(shù)據(jù)樣本仍然表現(xiàn)為顯著的雙重門檻模型，相應(yīng)的門檻值分別為1.22和1.777，與原門檻值基本符合。同時，在分組門檻效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，富裕國家與貧窮國家亦為單一門檻，門檻估計(jì)值為分別為1.233和-1.273，門檻類型和門檻數(shù)值均吻合。本文的基本結(jié)論仍然成立。

四、結(jié)論及啟示

本文基于全球142個國家2003-2016年的面板數(shù)據(jù)，就法治建設(shè)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用進(jìn)行探討。普通面板回歸發(fā)現(xiàn)，法治建設(shè)對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的正向促進(jìn)作用，具體表現(xiàn)為法治水平提升0.1個單位，人均GDP將提升344.12美元。進(jìn)一步的門檻回歸發(fā)現(xiàn)，法治建設(shè)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響表現(xiàn)出雙重門檻特征：當(dāng)法治水平小于1.725時，法治水平提升0.1個單位，人均GDP將提升323.6402美元；當(dāng)法治水平跨過1.725的門檻值并介于1.725和1.85之間時，法治水平提升0.1個單位，人均GDP將提升651.502美元；當(dāng)法治水平跨過1.85的門檻值時，法治水平對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)有所下滑，表現(xiàn)為法治水平提升0.1個單位，人均GDP將提升461.5849美元，貢獻(xiàn)率仍然高于第一個門檻區(qū)間。同時，分組的門檻回歸結(jié)果表明，同貧窮國家相較，法治對富裕國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展做出的貢獻(xiàn)更為突出。研究還表明，國內(nèi)儲蓄總額、科技水平、政治穩(wěn)定、監(jiān)管質(zhì)量等對經(jīng)濟(jì)發(fā)展都有顯著的促進(jìn)作用。

以上述研究結(jié)論為基礎(chǔ)，我們得出以下幾點(diǎn)政策啟示：首先，法治建設(shè)在總體上顯著起到了提升經(jīng)濟(jì)水平的積極作用，因此應(yīng)當(dāng)認(rèn)可法治建設(shè)的重要性。其次，就我國法治水平而言，從2003至2016年盡管一直在提升，但根據(jù)世界銀行法治指數(shù)數(shù)據(jù)庫，其最高值僅處于-0.33的法治水平，不僅低于世界平均水平，也遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于本文所得出的兩個門檻值，因而法治對于經(jīng)濟(jì)的推動還有較大的進(jìn)步空間，應(yīng)當(dāng)繼續(xù)加大對構(gòu)建法治社會的宣傳和教育，提升民眾的法治意識，樹立以法律作為行為準(zhǔn)則的標(biāo)尺。