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一、經(jīng)濟(jì)增長理論與經(jīng)濟(jì)增長因素分析的簡要評述

經(jīng)濟(jì)增長是世界各國經(jīng)濟(jì)的關(guān)鍵問題之一，在發(fā)展中國家，經(jīng)濟(jì)增長更是特別為人們所關(guān)注。因此，現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)對經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行了大量的研究，如新古典增長理論、新增長理論及制度變遷理論，都對經(jīng)濟(jì)增長的源泉及內(nèi)生機(jī)制進(jìn)行了分析。

20世紀(jì)40年代哈羅德和多馬的長期經(jīng)濟(jì)增長模型被視為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長理論出現(xiàn)的標(biāo)志。但是，由于哈羅德一多馬模型假定資本報酬率是常數(shù)，這就間接地假定了資本和勞動在增長過程中不能相互替代，從而使均衡增長的條件（有保證的增長率＝自然增長率＝實際增長率）難以滿足。美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家索洛在仔細(xì)研究哈羅德經(jīng)濟(jì)增長理論之后，放松了資本與勞動不可替代的假定，從而創(chuàng)立了新古典經(jīng)濟(jì)增長理論。新古典經(jīng)濟(jì)增長理論的模型是封閉的，僅研究某一國家的經(jīng)濟(jì)增長，以資本邊際收益遞減、完全競爭經(jīng)濟(jì)和外生技術(shù)及其收益不變?yōu)槠淅碚摷僭O(shè)。該模型認(rèn)為，技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長的主要動力，從長期看可稱之為唯一的動力。另外，新古典經(jīng)濟(jì)增長理論還假定各個國家有相同的機(jī)會得到同樣的技術(shù)，因而各國間沒有技術(shù)水平的區(qū)別。該模型由此得出結(jié)論：各個相互獨立的國家有很強(qiáng)的使經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和增長率趨于一致的傾向，在各國間要素可自由流動的情況下將增強(qiáng)這一趨勢。新古典增長理論的局限性在于它假設(shè)技術(shù)進(jìn)步是外生的，它不能解釋為什么發(fā)生技術(shù)進(jìn)步，同樣它也無法解釋世界各國人均收入水平的差異和實際人均GDP增長率的差異。

以美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家羅默和盧卡斯為代表的“新增長理論”充分吸納了經(jīng)濟(jì)增長研究的最新成果，克服了在增長理論中占主導(dǎo)地位的新古典經(jīng)濟(jì)增長模型的局限性，為經(jīng)濟(jì)增長理論帶來了生機(jī)和活力。羅默認(rèn)為，生產(chǎn)要素的收益問題是經(jīng)濟(jì)增長的一個重要因素，新古典增長理論關(guān)于邊際收益遞減的假設(shè)是導(dǎo)致其失敗的原因。因此，在他提出的增長模型中放棄了這個假設(shè)。在羅默的增長模型中，特殊的知識和專業(yè)化的人力資本不僅進(jìn)入了生產(chǎn)函數(shù)，而且成為經(jīng)濟(jì)增長的主要因素。它們不僅能形成自身遞增的收益，而且能使資本和勞動等要素投入也產(chǎn)生遞增收益，從而使整個經(jīng)濟(jì)的規(guī)模收益遞增，遞增的收益保證著長期經(jīng)濟(jì)增長（羅默，1986）。盧卡斯的建模思想和羅默稍有不同。他的增長模型以人力資本為核心，把資本劃分為物質(zhì)資本和人力資本兩種。盧卡斯認(rèn)為正是各國在人力資本方面的差異，導(dǎo)致了各國在收入和經(jīng)濟(jì)增長率方面的差異，擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)的開放度可以使發(fā)展中國家吸收新技術(shù)和人力資本，從而更快地實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，縮小與發(fā)達(dá)國家的收入差距（盧卡斯，1988）。

制度學(xué)派對經(jīng)濟(jì)增長則提出了全新的觀點，認(rèn)為資本積累、技術(shù)進(jìn)步等因素與其說是經(jīng)濟(jì)增長的原因，倒不如說是經(jīng)濟(jì)增長的本身；經(jīng)濟(jì)增長的根本原因是制度的變遷，一種提供適當(dāng)個人刺激的有效產(chǎn)權(quán)制度體系是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的決定性因素（諾斯，1994）。他們認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長的根本原因是交易費用的降低，而降低交易費用的關(guān)鍵在于制度變遷?，F(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長中的許多新問題，如公共政策對經(jīng)濟(jì)增長的影響、國際貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響和經(jīng)濟(jì)市場化對經(jīng)濟(jì)增長的作用等等，都在制度經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中找到了解釋。因此，應(yīng)當(dāng)承認(rèn)新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長的理論有很大的現(xiàn)實意義。

事實上，如果生產(chǎn)純粹是一種投入與產(chǎn)出之間的工程關(guān)系，那么產(chǎn)出的任何變化，除了那些隨機(jī)擾動導(dǎo)致的外，都將是投入變化的結(jié)果。然而，可觀察的生產(chǎn)函數(shù)一般是一種經(jīng)濟(jì)關(guān)系，而不是一種純工程關(guān)系，因為每一種可觀察資源的使用密集度，取決于勞動者和管理者的經(jīng)濟(jì)決策，這些決策是他們對制度安排、獲利機(jī)會等等的反應(yīng)（林毅夫，1990）?；谶@一理由，經(jīng)濟(jì)制度對經(jīng)濟(jì)增長不會沒有影響，我們必須將制度作為解釋變量引入生產(chǎn)函數(shù)才能更完善的進(jìn)行增長的因素分析。

經(jīng)濟(jì)增長的因素分析是伴隨著新古典經(jīng)濟(jì)增長理論而發(fā)展起來的，經(jīng)濟(jì)增長因素分析法中最為主流、傳統(tǒng)的方法就是新古典增長理論的主要代表人物索洛提出的索洛法，此方法將把經(jīng)濟(jì)增長的重要因素，如資本和勞動等，顯示的引入生產(chǎn)函數(shù)，估計其對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，將結(jié)果中不能被勞動、資本投入解釋的部分稱為“索洛剩余”，并認(rèn)為“索洛剩余”是技術(shù)進(jìn)步的結(jié)果（索洛，1957）。此后喬根森、丹尼森等人對索洛法進(jìn)行了改進(jìn)：一方面是提出了一些測算收入和資本、勞動等投入的新方法；一方面是根據(jù)增長理論的進(jìn)展引入了一些新的解釋變量，如人力資本等。在本文中，我們將制度作為一種增長要素引入生產(chǎn)函數(shù)，估計其對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

二、制度變遷在中國經(jīng)濟(jì)增長中所起的作用

改革開放所帶來的市場化和國際化為中國經(jīng)濟(jì)注入了強(qiáng)大的活力，對中國經(jīng)濟(jì)增長起了巨大的推動作用。首先，改革開放使我國經(jīng)濟(jì)成分從單一走向多元。在計劃體制下，我國長期以國有經(jīng)濟(jì)為主，在許多領(lǐng)域甚至是國有經(jīng)濟(jì)一統(tǒng)天下。改革開放以來，特別是20世紀(jì)80年代中期城市改革以來，上述格局開始發(fā)生變化，非國有經(jīng)濟(jì)日益發(fā)展壯大。以工業(yè)為例，1978年非國有工業(yè)產(chǎn)值只占全國工業(yè)產(chǎn)值的22.8％，1988年增至43.9％，1998年更增至71.9％，20年間國有經(jīng)濟(jì)和非國有經(jīng)濟(jì)的對比正好倒了過來。同時，改革開放期間我國經(jīng)濟(jì)體制從“計劃經(jīng)濟(jì)”一“有計劃的商品經(jīng)濟(jì)”一“市場經(jīng)濟(jì)”這一決定性的轉(zhuǎn)變表明了經(jīng)濟(jì)運行的市場化過程，我國改革的本質(zhì)實際上就是市場化的改革。經(jīng)濟(jì)運行的市場化體現(xiàn)在市場在配置資源中的作用越來越大，經(jīng)濟(jì)活動對市場機(jī)制的依賴程度不斷增強(qiáng)。以固定資產(chǎn)投資為例，1978年國家預(yù)算內(nèi)投資占全社會固定資產(chǎn)投資的近一半，1988年這一比例降至10％左右，1998年進(jìn)一步降至不足5％。其他領(lǐng)域如勞動就業(yè)、物資流通、價格決定等也有大體類似的變化。此外，改革開放還帶來了利益分配機(jī)制和格局的演化。在高度集中的計劃經(jīng)濟(jì)體制下，經(jīng)濟(jì)利益的分配是以國家為本位的。但是隨著經(jīng)濟(jì)體制的市場化改革，經(jīng)濟(jì)利益的分配逐漸向企業(yè)本位和個人本位傾斜，利益分配機(jī)制不再是國家行政命令一統(tǒng)天下，而是越來越多的依靠市場經(jīng)濟(jì)原則來決定利益分配。國家在利益分配中的份額有所下降，居民和企業(yè)的份額上升，比如1978年國家財政收入占GDP的比重近1／3，1988年降至15.8％，1998年則只有12.8％。最后，改革開放政策使得中國在貿(mào)易、金融、投資領(lǐng)域全面對外開放，對外開放程度在穩(wěn)定地和大幅度地提高。從1984年到1995年，我國的對外貿(mào)易比率從17％提高到40％，對外金融比率從1.6％提高到25.6％，對外投資比率從0.45％提高到5.4％，對外開放比率從7.4％提高到25.3％。去年我國成功的加入WTO則更使得中國的對外開放達(dá)到了新的層次，中國已經(jīng)從一個封閉的國家逐步成為世界經(jīng)濟(jì)的重要組成部分和參與力量。

一般認(rèn)為，影響經(jīng)濟(jì)增長的直接原因主要有三個：第一是人們從事經(jīng)濟(jì)活動的努力；第二是知識的增長及應(yīng)用；第三是人均資本和其他資源量的增加。但新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)派認(rèn)為制度是更深層次的原因，制度變遷可以促使以上三方面原因發(fā)揮作用。他們認(rèn)為：制度是至關(guān)重要的，對經(jīng)濟(jì)增長起決定性作用；制度的最基本的功能是節(jié)約，即讓一個或更多的經(jīng)濟(jì)人增進(jìn)自身的福利而不使其他人的福利減少，或讓經(jīng)濟(jì)人造他們的預(yù)算約束下達(dá)到更高的目標(biāo)水平，具體表現(xiàn)為利用潛在的規(guī)模經(jīng)濟(jì)、專業(yè)化和外部經(jīng)濟(jì)，或者提供更豐富的信息、良好的預(yù)期等等。

具體到中國的改革開放，我們認(rèn)為：對外開放可以看成是中國逐漸參與和學(xué)習(xí)世界經(jīng)濟(jì)的過程，這一變遷使得中國參與到世界經(jīng)濟(jì)的分工與合作中來，從而中國可以獲得比開放前更豐富的技術(shù)、制度和資源，或者說中國經(jīng)濟(jì)的生產(chǎn)可能集增大了許多，這當(dāng)然非常有利于中國的經(jīng)濟(jì)增長。同時參與國際分工與合作對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，還表現(xiàn)為分工和專業(yè)化帶來了經(jīng)濟(jì)效率的提高，而且分工與專業(yè)化本身具有“自我繁殖”的能力，它又將帶來新的分工與專業(yè)化，從而使經(jīng)濟(jì)增長成為一種長期趨勢（楊小凱，1989）。對外開放對我國經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用除了增大生產(chǎn)可能集和重新分工以外，影響更為深遠(yuǎn)的是為微觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了一個全新的參照系，有助于沖擊長期閉關(guān)鎖國給企業(yè)和國民帶來的落后的思維方式，使我國逐步回歸到國際社會中去，從而更深層次更大程度的對外開放。而市場化的改革，使得資源配置的主體和機(jī)制都發(fā)生了轉(zhuǎn)變。非國有經(jīng)濟(jì)成分的增加，使一部分產(chǎn)權(quán)明晰化，使得部分經(jīng)濟(jì)成分在一定程度上成為真正的產(chǎn)權(quán)；同時非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，打破了國有經(jīng)濟(jì)的壟斷，有利于競爭機(jī)制發(fā)揮作用?？傊?，產(chǎn)權(quán)制度多元化既有助于全社會經(jīng)濟(jì)效率的提高，又為現(xiàn)代企業(yè)制度的建立提供了良好的外部環(huán)境。經(jīng)濟(jì)運行的市場化體現(xiàn)在市場在配置資源中的作用越來越大，經(jīng)濟(jì)事務(wù)對市場機(jī)制的依賴程度不斷增強(qiáng)。而在現(xiàn)有的經(jīng)濟(jì)條件下，市場經(jīng)濟(jì)是最為有效的資源配置手段，它提供了更為有效的激勵和約束方式，使得經(jīng)濟(jì)主體的主觀努力程度得到提高。利益分配格局的改變從根本上解決了從事經(jīng)濟(jì)活動的動力問題，使經(jīng)濟(jì)增長建立在一個合乎人類理性的基礎(chǔ)之上，這樣就為產(chǎn)權(quán)制度提供了保障，為激勵機(jī)制提供了基礎(chǔ)。

綜上所述，從理論上講中國制度變遷必然對中國產(chǎn)生巨大影響，必然會促進(jìn)和推動經(jīng)濟(jì)增長，下文將對這一制度變遷與經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行實證分析，以期從經(jīng)驗數(shù)據(jù)中發(fā)現(xiàn)制度變遷對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)具體有多大。

三、制度變遷對中國經(jīng)濟(jì)增長作用的實證分析

從現(xiàn)有文獻(xiàn)看，要對中國經(jīng)濟(jì)增長的增長因素作實證分析并對各項因素進(jìn)行精確和詳細(xì)的分解尚有一定困難，因為這不僅涉及到理論問題，同時也面臨統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可靠性和可獲得性等等因素。當(dāng)然，方法論和統(tǒng)計數(shù)據(jù)等方面的困難，并沒有令經(jīng)濟(jì)學(xué)者放棄這方面研究努力。早在80年代初，就有學(xué)者對中國經(jīng)濟(jì)增長因素進(jìn)行研究，其中也包括西方學(xué)者和研究機(jī)構(gòu)（如世界銀行，提德克（Tidrick，1986））。但由于我國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)不能直接滿足生產(chǎn)函數(shù)的需要和某些假設(shè)，所以大多數(shù)研究人員只是根據(jù)自己能夠收集到的資料和對數(shù)據(jù)的判斷作相應(yīng)分析，或僅進(jìn)行一些局部性的研究，結(jié)果不同機(jī)構(gòu)或?qū)W者的研究結(jié)果差異很大。其中比較有影響的研究有：陳寬、謝千里、羅斯基、王宏昌、鄭玉歆（1989，1993年）對中國獨立核算工業(yè)企業(yè)1953～1985年間生產(chǎn)率進(jìn)行的研究；麥克哥金（McGuekin，1989）等對中國工業(yè)1980～1985年多因素生產(chǎn)率和增長原因進(jìn)行的研究；李京文、鄭友敬等（1989，1990，1992）對生產(chǎn)率與中國經(jīng)濟(jì)增長的研究；胡永泰、海聞等（1994，1998）對中國不同所有制企業(yè)所作的研究；郭克莎（1993）對中國經(jīng)濟(jì)增長因素的研究；支道?。?992，1994）對中國綜合要素生產(chǎn)率的測算；劉小玄、鄭京海（1998）對中國國有企業(yè)效率決定因素的研究等等。

在吸收以上研究成果的基礎(chǔ)上，本文試圖通過一些指標(biāo)換算，運用生產(chǎn)函數(shù)方程對中國增長源泉進(jìn)行分解，并就我國經(jīng)濟(jì)增長的制度變遷因素進(jìn)行經(jīng)濟(jì)計量檢驗。本文中我們采用的生產(chǎn)函數(shù)是一個包括資本和勞動投入，技術(shù)和制度變量的柯布——道格拉斯函數(shù)。我們的基本方程具體形式如下：

Y＝AK[a]L[b]I[c]e[ε]（1）

其中Y代表產(chǎn)出；A代表技術(shù)進(jìn)步、人力資本等其他未顯示的進(jìn)入生產(chǎn)函數(shù)的增長因素，對此我們沿用索洛余值法來處理；C和L分別代表資本投入和勞動投入；I代表制度變量，a，b，c為參數(shù)，為隨機(jī)擾動項。對于收入，我們使用歷年《中國統(tǒng)計年鑒》提供的國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來描述，換算成為1990年不變價，并以1990年為基期進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化；對于勞動投入，我們使用從業(yè)人數(shù)來代表，由于1990年以后統(tǒng)計口徑的變化，我們對1990年以后的數(shù)據(jù)進(jìn)行了調(diào)整，并以1990年為基期進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化；對于資本投入我們采用資本形成總額數(shù)據(jù)，換算成為1990年不變價，并以1990年為基期進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化。

為了對制度變遷進(jìn)行量化測度，本文參考金玉國（2001）的研究成果引入四個制度變量分別對制度變遷的幾個方面進(jìn)行描述：

1.非國有化率（FGYH），反映經(jīng)濟(jì)成份多元化的程度。轉(zhuǎn)型時期經(jīng)濟(jì)成份多元化在宏觀層面上主要表現(xiàn)非國有化，由于經(jīng)濟(jì)成分的非國有化改革集中體現(xiàn)在工業(yè)領(lǐng)域，因此非國有化率可以用工業(yè)總產(chǎn)值（或增加值）中非國有工業(yè)的總產(chǎn)值（或增加值）代表。

FGYH＝非國有工業(yè)總產(chǎn)值（或增加值）／全部工業(yè)總產(chǎn)值（或增加值）

2.市場化程度（SCH），用來反映資源配置經(jīng)濟(jì)決策市場化的廣度和深度

目前我國衡量市場化程度的方法有十余種，金玉國所使用的“市場化程度”指標(biāo)是在參照盧中原、胡鞍鋼提出的“市場化指數(shù)”指標(biāo)的基礎(chǔ)上略作改動而成的。因為我國經(jīng)濟(jì)運行機(jī)制的市場化程度及其變化特征可以從生產(chǎn)要素（資金、勞動力、技術(shù)水平等）配置的市場化和經(jīng)濟(jì)參數(shù)（價格、匯率、利率等）決定的市場化反映出來，所以市場化指數(shù)是上述兩個方面按其重要性不同加權(quán)合成的一個指數(shù)。

SCH＝生產(chǎn)要素市場化指數(shù)*0.6＋經(jīng)濟(jì)參數(shù)市場化指數(shù)*0.4

式中，“生產(chǎn)要素市場化指數(shù)”用投資的市場化代表，它是全社會固定資產(chǎn)投資中“利用外資、自籌投資、其他投資”三項指標(biāo)的比重，因為這三項投資的規(guī)?；臼怯墒袌鰶Q定、投資者自主決策的，其比重大小大致可以反映投資領(lǐng)域的市場化程度；“經(jīng)濟(jì)參照市場化指數(shù)”用價格的市場化代表，它是所有商品價格中不是由國家定價的比重，由于資料的制約，本文使用農(nóng)產(chǎn)品收購中非國家定價的比重。

3.國家財政收入占GDP的比重（CZSR），即CZSR＝國家財政收入／當(dāng)年GDP

這一指標(biāo)主要反映經(jīng)濟(jì)利益分配中國家分配份額的大小。其中，國家財政收入不包括債務(wù)收入。

4.對外開放程度（DWKF），對外開放表現(xiàn)在包括出口的各個方面，因此采用包括國際貿(mào)易、國際金融、國際投資三方面內(nèi)容的對外開放指數(shù)（即這三方面指標(biāo)占GDP比重的加權(quán)平均數(shù)）來代表對外開放的程度才能夠比較全面的反映對外開放的程度。

DWKF＝進(jìn)出口總值／GDP*0.4＋對外資產(chǎn)負(fù)債總額／GDP*0.3＋利用外資和對外投資總額／GDP*0.3

根據(jù)上述公式，可以利用中國統(tǒng)計年鑒各年的相應(yīng)指標(biāo)計算出1978～1999年我國各年的經(jīng)濟(jì)增長資料以及制度變量如表1所示。

表11978～1999年中國經(jīng)濟(jì)增長資料及制度變量

年份經(jīng)濟(jì)增長率(GDP定基指數(shù))非國有化率(FGYH)市場化指標(biāo)(SCH)財政收入比重(CZSR)對外開放度(DWKF)

1978100.022.421.829.55.2

1979107.521.524.928.47.2

1980116.038.032.125.76.5

1981122.025.233.724.26.9

1982133.325.635.822.97.4

1983148.226.741.623.07.8

1984170.930.945.822.97.4

1985193.535.154.022.412.1

1986209.937.756.120.813.5

1987234.140.358.118.414.0

1988260.543.261.315.813.7

1989271.543.962.415.813.6

1990283.045.462.015.816.9

1991308.847.163.614.620.6

1992352.251.965.213.122.0

1993398.456.954.812.622.7

1994448.759.266.211.229.3

1995489.156.065.410.725.3

1996536.863.767.210.926.5

1997582.468.467.211.627.8

1998627.871.870.912.430.8

1999672.462.669.413.333.5根據(jù)金玉國（2001）的研究結(jié)果我們應(yīng)用主成份分析法對制度變遷進(jìn)行量化測度，并據(jù)此得到各制度變量加權(quán)處理公式：I＝0.254*FGYH＋0.254SCH＋0.251*FCZSR＋0.249*DWKF——（＄），計算結(jié)果見表2。從而，我們可以得到產(chǎn)出、資本和勞動力各變量數(shù)據(jù)（見表3）。

表21981～1999年中國經(jīng)濟(jì)制度變量及主成分得分值

年份非國有化市場化指市場化收入比對外開放制度變

率FGYH數(shù)SCH重FCZSRDWKF遷I

198125.233.775.86.935.44

198225.635.677.17.436.46

198326.741.677.07.838.29

198430.945.877.17.440.31

198535.154.077.612.144.68

198637.756.179.213.546.61

198740.358.11.614.048.49

198843.261.384.213.750.59

198943.962.484.213.651.01

199045.462.084.216.952.12

199147.163.685.420.654.17

199251.965.286.922.056.51

199356.964.887.422.757.98

199459.266.288.829.360.9

199566.065.489.325.361.56

199663.767.289.126.561.67

199768.467.288.427.863.01

199871.870.987.630.865.3

199962.669.486.733.568.07

資料來源：據(jù)表1數(shù)據(jù)和公式（＄）計算所得。

表3各變量數(shù)據(jù)表

年份國內(nèi)生產(chǎn)總值

制度變遷測度資本投入(億元,勞動力

(億元,1990%I1990年不變(萬人)L

年不變價)Y價)K

19819123.0435.442966.33943725

19829749.19536.463241.07745295

198310765.0338.293637.01746436

198412654.3540.314356.02348197

198514534.7844.685490.02549873

198615603.8146.615882.28451282

198717052.9348.496161.14952783

198817953.7250.596608.63654334

198917266.6751.016223.85255329

199018547.9052.126444.00056740

199121010.8454.177305.94758360

199224568.0956.518887.19959433

199328221.1357.9812220.81060222

199431308.6060.9012896.28061472

199534108.1261.5613926.57062389

199637320.3661.6714770.56062842

199740614.1963.0115521.65063667

199843872.4765.3316545.39064363

199947284.3168.0717604.4564791資料來源：表中制度變量測度數(shù)據(jù)來源于表2，其他數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》各相關(guān)年份。

除了計算出上述數(shù)據(jù)外，估計的方法還需要簡單討論一下：

為了估計的方便，對（1）式兩邊取自然對數(shù)，得：

lnY＝lnA＋alnK＋blnL＋clnI＋ε（2）

這就是我們首先要估計的基本方程。但是用最小二乘法對（2）式進(jìn)行估計后，我們發(fā)現(xiàn)R平方和F值都很大，而各變量估計參數(shù)的統(tǒng)計量都很小，通過檢驗發(fā)現(xiàn)方程（2）存在嚴(yán)重多重共線性問題（另外還存在自相關(guān)問題），這樣建立起來的回歸模型穩(wěn)定性較差，會造成各個解釋變量的回歸系數(shù)估計值的不穩(wěn)定性，因此不能直接用最小二乘法進(jìn)行參數(shù)估計，必須首先剔除共線性問題。為此，我們采用產(chǎn)出和資本的密集形式（即y＝Y(jié)／L，k＝K／L）重新構(gòu)造生產(chǎn)函數(shù)：

y＝AK[α]I[β]e[ε]（3）

兩邊取對數(shù)得：

lny＝lnA＋αlnk＋βlnI＋ε（4）

用eviews3.1軟件對（4）進(jìn)行估計（采用了一階滯后法消除自相關(guān)的影響），結(jié)果如表4所示。

表4Eviews3.1軟件估計結(jié)果

DependentVariable:lny

Method:LeastSquares

Date:05/04/02Time:11:59

Sample(Adjusted):19831999

IncludedObservations:17afterAdjustingEndpoints

ConvergenceAchievedafter30Iterations

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

lnI0.9570440.4455202.1481480.0511

lnk0.4989020.1236784.0338920.0014

lnA-3.7802111.985050-1.9043400.0792

AR(1)0.7658740.1667904.5918570.0005

R-squared0.991703MeanDependentVar-0.974888

AdjustedR-squared0.989789S.D.DependentVar0.354562

S.E.ofRegression0.035829AkaikeInfoCriterion-3.617803

SumSquaredResid0.016688SchwarzCriterion-3.421753

LogLikelihood34.75133F-statistic517.9640

Durbin-WatsonStat1.541218Prob(F-statistic)0.000000

InvertedARRoots0.77

根據(jù)回歸結(jié)果我們可以得到以下方程：

lny＝－3.780211＋0.498902lnk＋0.957044lnI（5）

各項統(tǒng)計指標(biāo)都非常良好，說明此回歸對生產(chǎn)函數(shù)擬合得非常好。

據(jù)此，我們可以對198

2～1999年間制度變遷對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)進(jìn)行了測算。結(jié)果顯示在1982～1999年的經(jīng)濟(jì)增長中，制度變遷的貢獻(xiàn)為35.2778％，這充分顯示了制度變遷對經(jīng)濟(jì)增長的巨大作用，從而也驗證了我們在文章的前面部分所給出的結(jié)論。具體結(jié)果如表5。

附圖

五、總結(jié)性評論

本文試圖從實證分析的角度評估和驗證中國改革開放導(dǎo)致的制度變遷對經(jīng)濟(jì)增長的影響。結(jié)果表明，市場化和開放型改革，對經(jīng)濟(jì)增長有巨大的影響（貢獻(xiàn)率高達(dá)35％），顯然是中國二十多年經(jīng)濟(jì)增長的主要源泉之一。事實上，非國有化——市場化——對外開放，是三個緊密相連的宏觀制度變遷的內(nèi)容，它們不但為上世紀(jì)最后二十年中國宏觀經(jīng)濟(jì)總量的增長提供了可靠的制度支持，發(fā)揮了巨大的影響力，而且對轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式，提高經(jīng)濟(jì)運行質(zhì)量起到了其他因素難以起到的積極推動作用。而且，中國的體制改革尚未完成，仍有較大的制度創(chuàng)新空間，所以制度創(chuàng)新與制度變革仍是中國經(jīng)濟(jì)增長的一個重要動力來源。

此外，在估計結(jié)果中我們發(fā)現(xiàn)人均資本對中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)很大（貢獻(xiàn)率高達(dá)60％），而技術(shù)進(jìn)步和人力資本等因素對中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)很?。ㄘ暙I(xiàn)率約為5％）。這說明了中國過去而十年的經(jīng)濟(jì)增長是粗曠型的，應(yīng)當(dāng)注意向集約型增長轉(zhuǎn)變。同時，這也放映出中國的產(chǎn)權(quán)體系和市場機(jī)制還很不完善，對知識、技術(shù)等無形財產(chǎn)權(quán)利的保護(hù)還不夠，對教育等長期性人力資本投入的吸引力不強(qiáng)，甚至還存在制度上的障礙，限制了科學(xué)技術(shù)和人力資本在生產(chǎn)中作用的發(fā)揮。

因此，穩(wěn)定和鞏固已有的改革成果，把握制度變遷的方向，繼續(xù)以改革求發(fā)展仍是今后一段時期內(nèi)一條重要的發(fā)展思路。同時，任何制度變遷的作用都是多方面的，某些制度變化的負(fù)面作用也不容忽視，因而處理好改革、發(fā)展和穩(wěn)定的關(guān)系，才能保證制度變遷對經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)作用的發(fā)揮。

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