中国经济转型与增长，本文主要内容关键词为：中国论文,经济转型论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
经济增长理论是当代经济学的一个重要领域，理论界对增长理论及增长经验的研究在20世纪80年代中后期复兴并一直发展至今，仍具活力。新古典增长理论(Solow,1956; Cass,1965; Koopmans,1965)揭示了均衡经济增长路径的存在性及在均衡增长路径上的增长特征，并提出了经济增长的计量方法。为了解释经济的长期持续增长，新古典增长理论引入了外生的技术进步。AK类型(Romer,1986; Lucas,1988; Barro,1991)和R&D类型(Romer,1990; Aghion and Howitt,1992; Grossman and Helpman,1991)的内生增长理论在对新古典增长模型重新思考的基础上，将技术进步内生化，探讨了长期增长的可能前景。自20世纪90年代中期以来，内生增长理论的研究思路受到了多方面的置疑，Jones(1995a,b)和Dasgupta(1995)等研究提供的经验证据否定了内生增长模型的规模效应。此外，在解释广大发展中国家经济现实方面，内生增长理论也存在诸多不足(刘明兴、陶然等，2003)。几乎与内生增长理论同时代诞生的新制度经济学派致力于研究制度变迁对经济增长的影响，制度因素在技术进步和经济增长中的作用日益受到重视。然而，已有文献中有关制度变迁的研究都是在制度经济学的框架中进行的，因此，制度变迁理论通常并不被认为是经济增长理论。
新制度经济学从制度变迁的角度理解经济增长，认为提供适当个人激励的有效产权制度体系是促进经济增长的决定性因素(North,1993)，经济增长的根本原因是制度的变迁。近年来，国际上越来越重视为制度变迁和改革措施对于经济绩效的影响提供经验证据，从这个角度来说，对制度因素进行定量测度是一项具有非常重要的理论价值和实践意义的工作。
关于中国经济改革问题的研究，近20余年来一直是中国经济理论研究的核心话题，但是，很大一部分研究关注的重点是如何进行政策操作，并不分析经济制度与经济增长之间的关系。国内学者对中国经济增长问题也进行了大量的经验研究，主要运用新古典经济增长理论来解释经济增长，大致可分为两类：一类是通过经济增长核算，揭示我国经济增长的源泉。这类文献主要是采用Solow(1957)框架分析我国经济增长源泉，进而分析我国经济增长方式的转变。另一类是进行收敛分析。存在收敛是新古典经济增长理论的一个重要结论，学者们主要是借助Barro和Sala-I-Martin(1992)或Mankiw,Romer和Weil(1992)的框架，分析我国各省区间的收敛情况。研究发现改革开放以来中国地区间的经济增长存在着明显的阶段性和区域性，按东中西部划分存在显著的“收敛俱乐部”特征，东中西部地区间的差异日趋扩大(蔡昉等，2000; Yao and Zhang,2001；沈坤荣等，2002；严冀等，2005)。这些研究从不同的侧面描述了我国经济体制改革进程中各地区的制度变迁在经济发展中所起到的作用，但在如何描述制度变迁的差异，以及不同的制度差异如何作用于经济增长等问题上存在较大争议。
20多年来由改革开放政策带来的中国经济高速增长使我们在研究经济增长问题时，无法回避中国经济体制改革这一制度变迁过程的影响。那么，已有的经济增长理论能否刻画中国经济转型与增长的关系？如果能，何种形式的经济增长模型能用来研究经济制度因素与经济增长关系的经验事实？
始于1978年的市场化取向的改革使中国的经济体制发生了深刻的变化，2003年党的十六届三中全会更是将完善社会主义市场经济体制、把市场化改革向广度和深度推进确定为今后发展的中心任务。20世纪90年代以来，多家国外研究机构对全球范围内不同国家的经济自由化程度进行了实证性评估，其中最有影响的是美国传统基金会(Heritage Foundation)、自由之屋(Freedom House)和加拿大Fraser研究所(Fraser Institute)，3家机构编制了各自的经济自由度指数(Index of Economic Freedom)，目的是在全球范围内对不同国家和地区的经济自由度进行评分和排序。美国传统基金会和Fraser研究所评价中国2003年的经济自由状况为“较不自由”(Mostly Unfree)，自由之屋的评价是“不自由”(Not Free)。按照他们的评价，历经20多年的经济体制改革以后，中国的经济自由化程度(很大程度上反映了经济体制的市场化水平)仍然处于非常低的水平。
由于统计数据中缺少国内生产总值(GDP)中非国有经济部分的构成数据，作为替代，工业总产值中非国有经济所占比重、国民生产总值(GNP)中非国有经济的贡献这两项指标常用来衡量从计划经济向市场经济转型国家的市场化水平①。这两种方法都是从国民经济核算的角度来进行衡量，作为考察一国经济转型的指标较为粗糙。中国2003年非国有经济在工业总产值中所占比重为62.46％，从数值上看，中国应达到或接近了相对成熟市场经济水平，国内有些研究甚至认为中国已成为市场经济国家，这与3家国外机构对我国的评价相距甚远。
国内外的研究结果存在如此之大的差距，原因主要在于西方的研究思路是从发达国家制度结构的既有特征入手，再与发展中国家进行对比，其框架是基于法律传统以及法律实施机制的思路，并不是首先正确理解发展中国家的制度结构的基本事实，特别是禀赋结构、技术结构和制度结构之间的关系，因此在研究中国的制度变迁问题时不能完全照搬西方的标准。
本文以中国经济转型为研究内容，考察经济体制改革的进程(changes in economic institutions)与经济增长的关系。我们认为，要正确、客观地评价中国的经济转型，必须从我国经济体制改革的实际出发，全面考察经济体制市场化的各个方面。
对市场化进程进行测度，有3个问题需要考虑：(1)指标选择；(2)指标处理；(3)权重分配。
改革开放以来国内研究市场经济和市场化的文献很多，但是定量测度市场化进程的研究却并不多，自从卢中原、胡鞍钢(1993)首次提出市场化指数以来，比较有代表性的研究成果主要有：江晓薇、宋红旭(1995)；顾海兵(1997)；金玉国等(1998、2001、2005)、陈宗胜等(1999)、樊纲等(2001，2003，2004)、周业安、赵坚毅(2004)等。
在这些文献之中，早期的研究基本上都是从投资、价格、工业生产的非国有化和对外开放几个方面来对市场化的进程进行测度，指标体系相近，数据大多来自中国统计年鉴、中国物价年鉴等统计出版物。由于数据的原因，这些研究所选择的指标较为简单，例如，用非国有经济在工业总产值中所占比重来反映非国有化的水平，用农产品收购中市场定价的比重来测度产品市场发育，用外贸依存度来反映对外开放程度等等。陈宗胜等(1999)对测度市场化的指标和方法进行了较为深入的研究，比之前的研究更加全面和系统，但在指标选择、各级分指数的逻辑关系以及指数构成方法上仍存在一些问题和不足(参见张曙光、赵农(2000)和舒元、王曦(2002)等的评论)。
樊纲等(2001，2003，2004)对中国1999年以来各地区的市场化进程进行了测度，给出了较为完整的各地区的市场化相对指数。除统计数据之外，他们在研究中还采用了调查和普查数据来完善指标体系，以弥补对外生政策变化测度的不足。从体系设计和指数合成方法上看，他们的研究是目前国内同类研究中最全面的。但他们的研究是对地区间的市场化相对程度进行比较，并非构造中国经济总体的市场化指数。由于研究目的不同，并且1999年以前年份的调查数据无法回溯，其指标体系无法直接用于构建改革以来中国经济的总体市场化指数。
此外，周业安、赵坚毅(2004)根据7大类指标设计了1984～2002年中国经济市场化总指数，评定中国2002年市场化指数为7.6，但是并未说明指标体系的具体构造、数据来源及处理方法。
除上述几个代表性的研究外，大部分国内学者在研究中多数使用百分比来对中国经济整体的市场化进程进行基于时间序列的刻画，这种处理方式可能导致的后果是：由于不同指标的绝对数值之间存在较大差距，而简单的百分率虽然可以反映市场化的程度，但当指标值与现实的实际感受存在较大差距时，多数研究均采用主观调整的方式进行处理，这就给测度过程带来了随意性。
在权重分配上，大部分研究都是按照主观感觉来人为确定，缺乏客观性。金玉国等(1998、2001、2005)使用了灰色关联度方法分配权重。灰色关联度方法虽然有其理论依据，但是在实际运用中，不同的灰色关联度计算方法、不同的初值化(均值化)方法和不同的分辨率值，都将使所得到的权重无法保证“保序”性(不仅权重的数值会发生变化，而且权重的排序也将发生变化)，这就使得该方法在运用上受到质疑。樊纲等(2001，2003)借鉴美国传统基金会的方法，对各年度各地区指标进行评分，得到各方面二级指数，然后再对每一方面的二级指数按主成分分析法(principal components analysis)确定的权重合成方面指数，最后将各方面指数加权合成各地区的市场化指数。由于权重是基于各年度横截面数据得到的，同一指标在不同年份的权重必然发生变化，这就使不同年度的计算结果缺乏可比性。在其后的研究中，樊纲等(2004)采用算术平均法将权重固定，使各年度指数可比，但是算术平均法无视指标随时间变化的差异性，不利于考察市场化各个方面在时间序列上的变化情况。
综上所述，国内学者们关于市场化进程的研究在度量方法、指标选择、权重分配、计算方法等方面存在较大的差别，所得到的测算结果也存在较大的差异。而国外研究机构对我国经济自由度评分的时候除经济体制方面的因素外还考虑了政治、法律等方面的指标。市场经济体制因国而异，很难有一个统一的模式，对于不同的市场经济体制，只能从市场经济的基本特征及其市场构造方面进行分析研究和比较。所以，要正确、客观地评价我国经济体制的市场化进程，就需要从我国经济转型的实际出发，全面考察市场化进程的各个方面，采用科学的权重分配和指数计算方法。
本文以量化测度经济体制市场化进程的有关文献的最新进展和对中国经济转型与增长关系的认识为基础，着重就上述不足之处展开讨论，提出了一个考察中国改革以来经济体制市场化进程的指标体系，对经济转型过程中经济体制各方面的变化情况进行测度和分析。在实证分析中，通过建立的经济增长动态分析模型，将中国经济增长波动过程的影响因素分解为长期与短期两类，证实了短期内中国经济增长的动力确实部分来源于经济体制的市场化改革所带来的能量释放。为宏观模型中制度因素设定的理论研究提供了经验证据。
以下部分的结构安排是，首先提出了市场化相对指数的指标体系；然后建立了包含经济制度变革因素的增长经验模型，介绍了模型中各变量的数据来源及处理方式，对计算出的市场化指数进行了数据特征和图形分析；接着在实证分析部分运用协整理论和动态建模方法建立了一个经济增长的动态分析模型；最后是结论性评述。
二、市场化指数设计
本文研究的是中国经济转型与增长。“转型”(transformation)比“转轨”(transition)更适合于描述中国的经济体制改革，虽这两者涉及的都是经济体制的变化，但后者表达的是经济处于一种向某种理想状态——如一种特定形式的市场经济——过渡的状态，而前者并不包含一个众所周知的最后阶段的概念，研究的是经济体制改革的过程，没有一个关于最终状态的明确表达(Chow,2002,Preface,Pxiii)。
由于市场经济体制的差异性和变动性，迄今为止无论在理论上，还是在各国实践上，都还不能确定一个百分之百市场化的终极目标，因此关于市场化程度绝对水平的度量还不具备充分的科学依据。从本文的研究目的来看，设计一个“市场化相对指数”而非绝对指数(或百分比)对中国经济体制改革的市场化进程进行测度，进而考察转型与增长的关系是比较合理的。
比较美国传统基金会和Fraser研究所的研究可以看出，二者在基本逻辑关系上是一致的，都遵循了从基本指标到综合指数的整合过程，与国内学者用指标的原始数值直接作为指数来源的做法不同。这样做的结果可以使大量影响经济自由化的因素成为分析和测度的对象，能够比较充分地体现经济自由化的丰富内涵。但是，这两家机构的指数显然包含若干违背事实的主观评价②，对此，我们认为，两家机构在数据处理和权重分配等研究方法上值得我们借鉴和学习，在指标体系的等方面，由于我们的研究目的是对经济体制改革的市场化进程进行测度，而不是测度“国际竞争力”或“经济自由度”，所以必须从中国市场经济的本质特征出发，不能完全采用国外机构的做法。此外，在设计中国经济整体市场化指数的时候不能片面求全，必须考虑到数据的可靠性和可获取性。
在改革开放以前，中国是一个相对封闭的计划经济国家，从体制特征来说，主要特点是开放程度低、国有经济比重高、政府对经济的全面管制和中央政府的高度财政集权。改革开放以后，计划体制向市场经济体制的转型总体上是从4个方面展开的，即政府的职能身份转换和从微观经济活动中的退出，推动经济的非国有化，提高经济的开放程度，培育产品市场。我们从中国经济转型的这4个方面入手构造市场化指数指标集(图1)，在指标体系设计上借鉴并综合了美国传统基金会(Miles等，2004)、陈宗胜等(1999)、李翀(1998)和樊纲等(2003、2004)的研究思路和方法，与这些已有的研究相比，我们在对外开放程度方面指数的指标体系设计和计算方法上做了较大的改进，同时对其他方面的指标体系和数据处理做了进一步的改进和完善③。
图1 市场化指数指标集图
在政府与市场关系方面，本文从3个方面衡量：(1)市场分配经济资源的比重(A[，1])，即政府财政预算支出占国内生产总值(GDP)的比重；(2)政府职能身份转换指标，用财政收入构成指标来度量政府职能身份的转化程度，具体公式为A[，2]=(税收-(企业收入-企业亏损补贴))/财政总收入；(3)政府退出微观经济活动指标，度量政府放松对企业活动的管制。采用两个分指标从两个侧面相互补充：A[，3a]=-经济建设费/财政总支出，A[，3b]=-国家预算内投资/全社会固定资产投资。
中国经济市场化改革进程中市场导向的非国有企业取得了重大发展，使得市场调节在整个经济中的比重迅速提高。本文设置了4个指标衡量非国有经济的发展：(1)非国有经济在工业总产值中的比重(B[，1])；(2)非国有经济在全社会固定资产总投资中所占比重(B[，2])；(3)非国有经济就业人数占城镇总就业人数的比例(B[，3])；(4)非国有经济在社会消费品零售总额中所占比重(B[，4])。
关于对外开放程度的衡量，本文从贸易、金融和投资3个方面来衡量：(1)对外贸易开放度，包含商品贸易开放比率(C[，1a])和服务贸易开放比率(C[，1b])两个分指标。C[，1a]=当年商品贸易进出口总额/(GDP×第一、二产业GDP比重)，C[，1b]=当年服务贸易进出口总额/(GDP×第三产业GDP比重)；(2)对外金融开放程度，除采用传统的金融主管当局(中央银行)对外开放比率(C[，2a])和银行机构对外开放比率(C[，2b])两个二级指标来分别反映金融主管当局和银行机构融入国际经济的程度之外，我们还依据国际收支平衡表中“金融项目”下的“证券投资”和“其他投资”两项来构建了证券投资对外开放比率(C[，2c])和其他投资对外开放比率(C[，2d])两个二级指标，以期能更加全面地反映金融领域的对外开放情况；(3)对外投资开放度，包含本国对外投资开放比率(C[，3a])和接受外国投资开放比率(C[，3b])两个二级指标。前者反映了本国资本参与国际竞争的状况，后者反映了本国市场对外来直接投资的开放程度。
对于产品市场的发育程度，国家计委办公厅发布④ 的3种价格形式比重：(1)社会零售商品中价格由市场决定的部分所占比重(D[，1])；(2)生产资料中价格由市场决定的部分所占比重(D[，2])；(3)农产品收购中价格由市场决定的部分所占比重(D[，3])提供了关键数据。然而，我国物价部门从1990年起才正式公布3种价格形式及其比重的统计数据，由于数据的原因，以往关于全国市场化进程的研究大多都只使用了D[，3]这一个指标。本文对缺失数据进行了挖掘和估计，将这3项指标综合加以考虑，构造产品市场发育程度的分指数。
在多因素分析中权重的分配一直存在争议，制度变迁这一抽象概念的各组成方面的重要程度也很难从经济理论或定性的方面加以判断。如何客观合理地分配权重，会直接影响到研究的可靠性。与算术平均法、灰色关联度法等一些常用的权重确定方法相比，主成分分析法能在尽量保留原有变量信息量的情况下，给那些在考察期内差异较大的变量赋予较大的权重，对于那些差异较小的变量则赋予较小的权重，从而使最后生成的指数更能体现差异性，尽可能减少主观随意性。本文以中国的经济转型为研究对象，目的在于考察1978～2003年间中国经济体制在时间序列上的变化情况，因而采用主成分分析法分配权重是合适的。此外，各变量之间存在不同程度的相关关系，主成分分析法可以在尽可能的保留原有数据所含信息的前提下实现对统计数据的简化，达到较为简洁明了地揭示变量间关系的目的。
各方面指标体系建立以后，本文采用“相对比较法”将各二级指标数据转化为指数值，即指标的评分表示了该年度该方面指标在整个样本区间时间序列上市场化进程的相对位置。
第i个指标得分
计算出各方面指数(即一级指数)的二级指数值以后，对每一方面的二级指数时间序列进行主成分分析，按照第一主成分的相应系数分配各二级指数的权重，加权构造出各方面指数。然后再运用同样的方法，将各方面指数按主成分分析法确定的权重合成中国经济整体市场化指数。
三、模型分析、指标及数据处理
经济增长，尤其是长期的经济增长主要有两方面的源泉，一方面是资本、劳动力等生产要素投入数量的增加，以及生产要素质量的提高对经济增长的促进作用；另一方面是由于制度创新、技术进步等因素提高了要素使用效率、带来的更高的要素生产率对经济增长的贡献。
根据对制度因素处理方式的不同，Schultz(1994)将经济增长的研究方法分为3类；(1)完全不考虑制度因素；(2)将制度视为外生变量；(3)将制度视为内生变量。几乎所有的增长模型都使用第一种研究方法，即将激励结构视为给定的。李小宁(2005)认为较理想的经济增长的制度分析模型是将制度视为内生的研究方法。但是在增长理论中构造这样的模型存在着较多的技术困难。
李小宁(2005)利用简单的AK增长模型讨论了将制度作为外生因素引入增长模型的可能，探讨了制度因素对长期经济增长率的影响。舒元、徐现祥(2002)对1952～1998年间中国经济增长的典型事实进行了研究，认为中国的经验证据拒绝了新古典增长理论和R&D类型增长理论，对AK类型增长理论则比较支持。然而，他们从“干中学”的角度将“探索适合我国国情的经济建设道路”作为制度变量纳入经济增长模型的处理方式值得商榷，有待于进一步研究。
本文借鉴李小宁(2005)的思路采用将制度视为外生变量的研究方法来对中国改革以来(1978～2003)市场化进程影响下的经济增长进行实证研究。
我们根据巴罗等(2000,p.158)考虑了人力资本作用的增长模型入手，对柯布—道格拉斯(Cobb-Douglas)型生产函数进行扩展：
类似于方程式(3)的模型已经在先前的一些实证研究中被分析和使用过，不过，先前的这些研究多少都存在一些不足。首先，先前的研究所采用的通常是静态回归分析方法，受可能的伪回归(spurious regression)效应的影响(Granger and Newbold,1974)，静态回归分析方法估计出来的宏观经济变量之间的关系可能并不可靠。其次，虽然单位根和协整理论发展和完善了经济计量建模方法，但由于单一国家可用数据的样本区间时间跨度多为20～30年，这样时间跨度的年度数据不足以用向量自回归模型方法(the Vector Autoregressive model approach,VAR)通过建立多方程模型来可靠地检测宏观经济变量之间的长期关系。由于样本期内的观测值较少，目前在宏观经济计量建模时通常采用单方程建模的方式，主要有两种方法：一是Engle和Granger(1987)提出的E—G两步法，二是以Hendry(1995)为代表的动态建模方法(dynamic specification modeling approach)。由于多重共线性的存在或小样本问题，在许多情况下以E—G两步法得到的误差修正模型(ECM)无法反映出真实的经济规律。
由于对同一经济现象常有截然不同的经济理论同时并存，所以在计量建模时并不存在唯一的理论基础。采用动态建模方法，通过交替运用理论与数据信息，不仅可对经济理论的适用性进行深入的探讨，同时也可充分利用现实数据所反映的真实状况寻找实际经济运行的规律。动态建模方法以探求数据之生成过程(DGP)为主要目标，将应用模型的设计过程明朗化，从最广泛的影响因素入手，从“一般到特殊”(General-to-specific)逐步约化，在序贯约化过程中遵循信息损失最小、满足各项检验标准的建模原则，每个模型都嵌套于(nested within)前一个模型之中，最终所得估计式较好地包容了初始模型。模型设计过程清晰，操作规范，减少了变量选取过程中的随意性。本文的样本区间为1978～2003年，样本空间相对于待估参数十分有限，使用动态建模方法构建单方程动态模型是实际建模中相对可行的方法。
基于以上分析，我们在建立中国经济转型过程的增长模型时需要以下几项数据：总产出、资本投入、人力资本和制度变量。对各变量分别说明如下。
(1)总产出。一般而言，衡量国民经济整体产出的指标应该是按可比价格计算的国内生产总值(GDP)或国民生产总值(GNP)。本文使用实际GDP作为产出指标。
(2)资本投入。资本的使用量没有现成的数据可用，本文采用全社会固定资产总值作为测度指标，使用永续盘存法进行测度。首要的一个问题是对于固定资产存量的计算，对此邹至庄(Chow,1993)认为中国在1952～1978年期间，投资品的价格基本保持不变，因此用现价计算的积累量不需进行价格处理，他估算中国1978年末的资本存量为14112亿元(1978年当年价)。本文以此数据作为1978年的初始存量。
以往的研究中最具争议的是如何将资本的名义值换算成实际值，即平减指数的计算，由于中国国家统计局仅仅公布了1991年以来的全国固定资产投资价格指数，因而需要对1990年之前的固定资产投资价格指数进行估算。Hsueh和Li(1999)根据中国国家统计局提供的历史统计数据计算出了1952～1995年的全国固定资本形成总额指数。本文使用该书提供的1980～1990年的固定资产投资总额和固定资产投资指数，以及《中国统计年鉴》提供的1991～2003年的固定资产投资总额和固定资产投资指数构造了1978～2003年份数据集。
在资本存量估算中的另外一个问题是折旧，由于国家统计局未公布全国固定资产折旧序列，只能通过间接的方法进行计算。Perkins(1988)，王小鲁、樊纲等(2000)及Wang和Yao(2003)的研究是在固定资本形成的基础上，对于1952年来的折旧均使用5％的折旧率来进行估算，而宋海岩等(2003)假设资本的物理折旧程度与经济增长率成正比，在官方公布的名义折旧率3.6％的基础上加上经济增长率作为实际折旧率。
本文的处理方法是：在1994年国民收入核算体系修改以前，可以根据以下公式：“GDP-折旧=国内生产净值”，“国内生产净值=国民收入-补贴+间接税”，从而得到“折旧=GDP-国民收入+补贴-间接税”(李子奈等，2002)，以上指标均可以从各年度的《中国统计年鉴》得到，从而计算出1978～1993年的折旧数据。由于统计体系的转变，从1993年起的各年度《中国统计年鉴》提供了各个省份的折旧，将其加总可以得到全国的总折旧额。对于1993年存在2个折旧数据的情况，由于后一种方法是直接估计的，而且后来估计时利用的信息较多，所以本文使用体系修改后的各省份加总数据；对于1995年数据缺失的情况，我们将1994年和1996年的换算出的折旧率求平均值后算出1995年的折旧值。
(3)人力资本。关于人力资本技术水平的度量，本文参考Wang和Yao(2003)的方法，将15～64岁年龄段的就业人口按照不同教育程度的学习年限分为5类：小学(primary)、初中(junior secondary)、高中(senior secondary)、职业教育(specialized secondary)和高等教育(tertiary)，分别设定受教育时间为5年、8年、11年、10年和14.5年⑤，这样人力资本可以根据永续盘存法进行测度，劳动力人数，我们采用年末就业人员数来度量。数据来自《新中国五十年统计资料汇编》和各年度《中国统计年鉴》。
(4)制度变量。本文使用新构建的市场化指数作为制度变量，数据来自《新中国五十年统计资料汇编》、各年度《中国统计年鉴》(CSY,1996～2004)和IFS(International Financial Statistics)。
由于我国物价部门是从1990年起才正式公布3种价格形式及其比重的统计数据，3项指标中指标D[，1]和D[，2]存在数据缺失，因此以往的研究都只使用了D[，3]指标。我们根据张卓元(1992)给出的1978年社会商品零售总额、生产资料销售收入总额和农副产品收购总额中3种价格形式及其比重数据(该文同时提供了1978～1984年的D[，3]数据)，在此基础上使用SAS 9软件包⑥ 的时间序列模块估计了D[，1]和D[，2]指标剩余缺失年份的数据。
从图2中4个方面的指数图形，可以发现这4个方面的市场化进程是不一致的，市场化进程在不同方面的推进是不稳定的、波动的，这主要是受国家经济形势和政策的影响所致。改革开放以来，我国一共发生了6次宏观调控⑦，其中有5次宏观调控发生在我们的样本区间内：4次反通胀，分别发生在1980年、1984～1985年、1988～1989年、1993～1994年，然后是1998～2002年反通缩。从4个方面的分指数图形来看，在各对应的时间点，各方面市场化分指数不同程度地受到了影响，其中波动程度最大的是对外开放程度，这与对外开放度指数的构成指标有关：投资和贸易这两个方面不仅受国家经济形势和政策影响，在相当大的程度上还受到国际经济形势和政治因素的影响，例如对外开放程度分指数在1989年的波谷就与此有关。另外，金融受国家政策影响很大，政府的过度介入导致金融的条块分割，金融市场对内和对外开放程度均不足，现有金融改革与发展路径已经陷入僵局，反映出中国金融市场的不成熟与不规范(周立，2003；康继军等，2005)，这些都影响了与金融有关的市场化进程。
图2 市场化指数4个方面指数
表1为本文所构建的中国经济体制市场化进程指数，图3中左图为市场化指数的时序图，右图为市场化指数增长率与GDP增长率的时序图(为便于比较，此图将两曲线做了均值相等的调整)。从图形上看，市场化指数增长率与GDP增长率的数据特征反映出二者之间存在显著的相关关系，制度和政策应该是影响经济增长率的重要因素：1988～1991年期间，由于政治和社会的不稳定因素，中国的改革开放进程急剧放缓，而这直接导致了经济的衰退。1992年邓小平的南巡讲话有力地推动改革开放的深化和新一轮的经济高速增长(1992～1994)。之后，由于中国内部采取了紧缩性的宏观政策，使得改革开放进程的各个方面有所放慢，同时，东南亚金融危机又从外部给中国经济带来了消极的影响，从而导致了1995年以后经济增长速度的下降，这一趋势在2000年前后得到了扭转。
表1 中国经济体制市场化进程指数(1978～2003)
年份 市场化指数
年份市场化指数
年份
市场化指数
年份 市场化指数
1978 0.74 1985
3.60 1992 6.09 1999 7.37
1979 0.83 1986
3.52 1993 6.66 2000 7.83
1980 1.14 1987
3.78 1994
7.1 2001 8.18
1981 1.75 1988
4.20 1995 7.13 2002 7.99
1982 1.88 1989
3.99 1996
7.3 2003 8.20
1983 2.05 1990
4.38 1997 7.89
1984 2.46 1991
4.82 1998 7.74
图3 市场化指数(Rf)以及市场化指数增长率(g(Rf))与GDP增长率(g(Y))的相关图
普遍的观点都认为经济体制市场化是通过提高要素生产率来推动经济增长的，认为市场化进程对推动经济增长的效果是显著的，从市场化指数增长率与GDP增长率的图形与数据中我们可以发现，市场化程度提高较快的两个阶段1982～1985、1990～1993年，同时也是改革以来GDP增长最快的时期，这就可能意味着我国经济的高速增长的动力来源于转型过程中由于经济体制的市场化所带来的能量释放。
四、实证分析
根据上节的分析，本文使用动态建模方法构建中国经济转型过程的单方程动态增长模型。按照动态建模理论，本文在建模过程中依据两个标准：一是理论成立的实据必须与数据关系中参数的稳定性(即时不变性)相对应；二是理论假定的基本关系一般仅与数据信息中的长期部分相对应。前一规定将理论隐含的规律性表述为可测信息；后一规定则力图根据理论隐含的抽象长期均衡关系将数据信息分离成长期与短期部分⑧。
由于产出的长期趋势是不可观测的，实践中多通过设定某种算法将长期趋势自实际产出序列中分离出来，算法的选择主要考虑其时序特性或经济特性。首先，本文从理论式(3)出发，定义YT为市场经济条件下(即转型过程完成之后的状态)的Cobb-Douglas型产出，以期反映产出的长期特性。
在长期均衡式(6)中，资本弹性系数为
=0.48，比OECD国家和亚洲的香港、韩国、中国台湾的资本弹性系数大，比拉美国家小(巴罗，2000，p360～361)。我们认为产出拥有较大的资本弹性系数主要是由于中国存在大量富余劳动力这一事实。
虽然模型中制度变化及其惯性
对GDP增长率的拉动弱于资本和劳动(各项系数均小于8％)，但是各项系数均显著地进入了模型，而且各项制度因素的系数均为正，反映出在短期内(转型期内)经济体制改革确实拉动了GDP增长。而资本和劳动的变化率及其惯性的弹性系数较大，表明资本和劳动仍然是1978～2003年间中国经济增长的主要因素。
对于短期因素的系数中有些符号与传统增长模型的预期不符以及个别系数的数值难于解释的情况，我们认为可能是由于两方面的原因所致：首先是方法论方面的原因。本文使用动态建模方法，从“一般”(general)的ADL模型出发，经协整检验验证了变量之间存在协整关系，经过序贯约化得到最终以ECM模型形式表示的“特殊”(specific)的动态模型。这里的“一般”只是个相对的概念，动态建模方法只以给定理论模型为基准向所涉时序的动态特征方向扩展，而不向理论模型设定之外的可能相依关系的方向扩展。其次可能是数据方面的原因。从本文所构建的市场化指数来看，中国经济体制改革的实际情况是中国仍然处于经济转型过程之中，市场机制尚不完善，微观主体对市场信号反应不灵敏，从而导致GDP增长率短期影响因素作用的复杂性，而判定和识别短期关系中制度因素的作用机制是目前的经济计量技术所难以完美解决的，需要进一步对理论模型进行深入研究。
模型中长期均衡项的调节系数为-0.021，表明长期均衡关系对GDP增长率的波动起着约2.1％的负反馈修正作用，其值较小，说明系统对长期均衡偏离的调整非常缓慢，需经过较长时间才能完全调整。该系数反映出我国经济增长短期内较不稳定，调整周期长的特点。对于制度变量(市场化指数)从模型的长期均衡项中消失，我们认为可以从两个方面进行理解。一方面，有关宏观模型中制度因素的设定其实是与微观经济信息密切相关的，在理想的一般均衡条件下，这类制度因素应变成为常量而不起作用(13)。另一方面，可能与使用的制度变量有关，本文所构造的市场化指数刻画的是中国经济体制改革这一经济转型过程，由于市场化所带来的能量释放将随着转型的完成而释放完毕，从这个角度看，这一制度变量也不应存在于长期关系中。
模型(7)对真实经验数据的拟合程度很高(
=0.87)，其未能解释的经济增长的波动部分仅为0.97％。表2给出了模型(7)的假设检验结果，可以看出，模型(7)很好地通过了各项假设检验。从拟合图(图4)可以看出，模型(7)较好地模拟了转型经济下的中国经济增长变化规律。此外，通过进行时不变性检验(模型及主要估计参数的递归分析图)可以证实模型(7)中的各解释变量均具有较好的时不变性，并且各解释变量均具有较好的超外生性(14)，因而模型(7)可以用作政策分析。
图4 模型(7)的拟合结果
五、结论
本文就如何构建包含经济体制变革因素的增长模型来刻画改革开放以来我国经济增长的经验事实这一问题进行了研究。首先，本文从4个方面、以19个指标为基础构造了衡量中国经济转型(即经济体制市场化进程)的制度变量——市场化指数，从该指数的数据特征和图形分析的结果看，新构建的指数较好地描绘了中国经济体制的市场化进程。其次，本文将该市场化指数作为制度变量，运用协整理论和动态建模方法建立了一个经济增长的动态分析模型，该模型较好地模拟了市场化影响下的中国经济增长的变化规律。
根据本文设计的市场化指数，我们对中国目前的经济体制市场化进程做出以下评价。
(1)中国市场化导向的经济体制改革已经卓有成效地推进了中国经济体制的转型。从总体上看，中国经济的市场化程度是持续提高的，市场化相对指数从改革初期的小于1提高到2003年的8左右，它说明我国所采取的渐进式改革道路是成功的，经济体制已经发生了巨大的变化，绝非国外研究机构所评价的在改革前后均为“较不自由”(Mostly Unfree)或“不自由”(Not Free)的水平而无变化。当然，改革推进到目前的以制度创新为基本特征的“理性推进阶段”，其难度将更大。2003年党的十六届三中全会更是将完善社会主义市场经济体制、把市场化改革向广度和深度推进确定为今后发展的中心任务。对于如何“完善社会主义市场经济体制”及其进程的测度应该成为今后研究的重点内容。
(2)各方面的市场化进程很不均衡。产品市场发育方面的市场化程度在1995年左右就接近于比较理想的程度；非国有经济的发展处于持续稳定的上升过程中；而政府与市场的关系的变化则反映出政府政策在以宏观调控为主和较大程度地倚赖市场自身调控上存在摇摆。
(3)市场化进程在改革的不同方面、不同时间阶段的推进是不稳定的，有波动的，这主要是国家形势和政策的影响所致。政府与市场关系一级指数的变化就明显体现了政府的过度介入特征。波动程度最大的是对外开放程度，在二级指数中投资和贸易这两个方面不仅受国家经济形势和政策影响，在相当大的程度上还受到国际经济形势和政治因素的影响。
根据本文所建立的经济增长动态模型，可以得到以下结论。
(1)在短期关系中，虽然制度变化及其惯性(滞后项)对GDP增长率的拉动弱于资本和劳动因素，但是各项系数均显著地进入了模型，同时，各项制度因素的系数均为正，证实了短期(转型期)内我国经济高速增长的动力确实部分来源于经济体制的市场化改革所带来的能量释放。
(2)模型中资本和劳动的变化率及其惯性(滞后项)的弹性系数较大，反映出资本和劳动仍然是改革以来中国经济增长的主要因素。
(3)在长期关系中，长期均衡项的调节系数一般为-2.1％，其值较小，说明系统对长期均衡偏离的调整非常缓慢，如果资本与劳动投入发生改变，系统需较长的时间进行调整才能达到新的均衡状态。
需要指出的是，制度的复杂性使得引入制度因素后的增长模型变得丰富多样，本文所建立的模型(7)仅仅是一个包含经济制度变革因素的总量模型，并非包含所有制度因素的普适性增长模型，将市场化指数作为制度变量进行宏观经济建模，还有很多的工作要做。
最后，虽然将制度视为外生变量的研究方法有其局限性，但是仍然可以从经验的角度丰富传统经济增长理论，体现出中国经济转型对增长的影响。
注释：
①邹至庄(Chow,2002,P269)介绍了一种近似计算方法，利用GNP中农业所占比重和工业部门中的国有部分贡献比重进行换算，详细的计算方法请参见原文。有许多研究都采用与此类似的处理方法，本文不再赘述。
②例如，根据传统基金会的评级，中国在尚未脱离计划经济体制的1980年，在世界经济自由度排序中居第96位，在经过了25年从计划体制转向市场体制的大变革后，反而下降到2004年的112位。
③为保证所选择的一级指数与经济增长之间存在相关关系和因果关系，我们对各方面指标体系中的一级指数均作过单位根检验、协整检验以及基于VEC模型的Granger因果关系检验，结果证实了各方面一级指数与lnGDP之间存在Granger因果关系，限于篇幅，本文略去具体的检验过程，读者可自行验证或与作者联系。
④2002年后改为国家发展改革委办公厅发布。
⑤高等教育包括大学本科和大学专科教育，所需学习年限为4年和3年，故取平均值3.5年。
⑥除单独说明以外，本文使用OxMetrics 4软件包的PcGive和PcGets模块进行数据处理和建模。
⑦易纲：《改革开放以来的六次宏观调控》，http://www.china.org.cn/chinese/MATERIAL/760582.htm，2005年1月18日。
⑧必须指出，计量经济学中数据生成过程(DGP)的“长期”与经济学中的均衡不能等同，这是协整理论本身的局限。因为协整关系在较大程度上度量了均衡关系，从这个意义上说，误差修正项反映的长期均衡关系是经济系统中的长期稳定关系，因而，文献中有时将二者不与区分(王少平，2003，P31～33)。
⑨滞后阶的选取可按照嵌套模型法或者试错法选取，本文使用试错法。
⑩Chow(1993)对中国生产函数的研究结果表明，1958～1980年和1952～1998年的统计数据都支持规模报酬不变假设。
(11)在P变换(Hendry,1995,P313～315)的求取差分过程中，参数的变换可采用两种等价的差分形式：一是将长期项以最大滞后项表示，一是将长期项以一阶滞后项表示，在此我们选择后一种方式。
(12)注：方程中t-检验值的上标***、**、*分别表示1％、5％、10％的显著性水平；g(.)表示对变量先取自然对数再差分。
(13)可参见韩德瑞、秦朵(1998，P780)对于宏观模型中制度因素设定问题的相关评论。
(14)应用PcGive 10.0(Hendry and Doornik,2001)中的CHOW检验及Recursive Graphics，当关注参数取值波动在统计上不显著时基本可认定外生变量具有超外生性。
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