一、經濟增長理論與經濟增長因素分析的簡要評述

　　經濟增長是世界各國經濟的關鍵問題之一，在發(fā)展中國家，經濟增長更是特別為人們所關注。因此，現(xiàn)代經濟學對經濟增長進行了大量的研究，如新古典增長理論、新增長理論及制度變遷理論，都對經濟增長的源泉及內生機制進行了分析。

　　20世紀40年代哈羅德和多馬的長期經濟增長模型被視為現(xiàn)代經濟增長理論出現(xiàn)的標志。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。美國經濟學家索洛在仔細研究哈羅德經濟增長理論之后，放松了資本與勞動不可替代的假定，從而創(chuàng)立了新古典經濟增長理論。新古典經濟增長理論的模型是封閉的，僅研究某一國家的經濟增長，以資本邊際收益遞減、完全競爭經濟和外生技術及其收益不變?yōu)槠淅碚摷僭O。該模型認為，技術進步是經濟增長的主要動力，從長期看可稱之為唯一的動力。另外，新古典經濟增長理論還假定各個國家有相同的機會得到同樣的技術，因而各國間沒有技術水平的區(qū)別。該模型由此得出結論：各個相互獨立的國家有很強的使經濟發(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這一趨勢。新古典增長理論的局限性在于它假設技術進步是外生的，它不能解釋為什么發(fā)生技術進步，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。

　　以美國經濟學家羅默和盧卡斯為代表的“新增長理論”充分吸納了經濟增長研究的最新成果，克服了在增長理論中占主導地位的新古典經濟增長模型的局限性，為經濟增長理論帶來了生機和活力。羅默認為，生產要素的收益問題是經濟增長的一個重要因素，新古典增長理論關于邊際收益遞減的假設是導致其失敗的原因。因此，在他提出的增長模型中放棄了這個假設。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入了生產函數(shù)，而且成為經濟增長的主要因素。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生遞增收益，從而使整個經濟的規(guī)模收益遞增，遞增的收益保證著長期經濟增長（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，把資本劃分為物質資本和人力資本兩種。盧卡斯認為正是各國在人力資本方面的差異，導致了各國在收入和經濟增長率方面的差異，擴大經濟的開放度可以使發(fā)展中國家吸收新技術和人力資本，從而更快地實現(xiàn)經濟發(fā)展，縮小與發(fā)達國家的收入差距（盧卡斯，1988）。

　　制度學派對經濟增長則提出了全新的觀點，認為資本積累、技術進步等因素與其說是經濟增長的原因，倒不如說是經濟增長的本身；經濟增長的根本原因是制度的變遷，一種提供適當個人刺激的有效產權制度體系是促進經濟增長的決定性因素（諾斯，1994）。他們認為經濟增長的根本原因是交易費用的降低，而降低交易費用的關鍵在于制度變遷。現(xiàn)代經濟增長中的許多新問題，如公共政策對經濟增長的影響、國際貿易對經濟增長的影響和經濟市場化對經濟增長的作用等等，都在制度經濟學理論中找到了解釋。因此，應當承認新制度經濟學關于經濟增長的理論有很大的現(xiàn)實意義。

　　事實上，如果生產純粹是一種投入與產出之間的工程關系，那么產出的任何變化，除了那些隨機擾動導致的外，都將是投入變化的結果。然而，可觀察的生產函數(shù)一般是一種經濟關系，而不是一種純工程關系，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濟決策，這些決策是他們對制度安排、獲利機會等等的反應（林毅夫，1990）。基于這一理由，經濟制度對經濟增長不會沒有影響，我們必須將制度作為解釋變量引入生產函數(shù)才能更完善的進行增長的因素分析。

　　經濟增長的因素分析是伴隨著新古典經濟增長理論而發(fā)展起來的，經濟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，此方法將把經濟增長的重要因素，如資本和勞動等，顯示的引入生產函數(shù)，估計其對經濟增長的貢獻，將結果中不能被勞動、資本投入解釋的部分稱為“索洛剩余”，并認為“索洛剩余”是技術進步的結果（索洛，1957）。此后喬根森、丹尼森等人對索洛法進行了改進：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函數(shù)，估計其對經濟增長的貢獻。

　　二、制度變遷在中國經濟增長中所起的作用

　　改革開放所帶來的市場化和國際化為中國經濟注入了強大的活力，對中國經濟增長起了巨大的推動作用。首先，改革開放使我國經濟成分從單一走向多元。在計劃體制下，我國長期以國有經濟為主，在許多領域甚至是國有經濟一統(tǒng)天下。改革開放以來，特別是20世紀80年代中期城市改革以來，上述格局開始發(fā)生變化，非國有經濟日益發(fā)展壯大。以工業(yè)為例，1978年非國有工業(yè)產值只占全國工業(yè)產值的22.8％，1988年增至43.9％，1998年更增至71.9％，20年間國有經濟和非國有經濟的對比正好倒了過來。同時，改革開放期間我國經濟體制從“計劃經濟”一“有計劃的商品經濟”一“市場經濟”這一決定性的轉變表明了經濟運行的市場化過程，我國改革的本質實際上就是市場化的改革。經濟運行的市場化體現(xiàn)在市場在配置資源中的作用越來越大，經濟活動對市場機制的依賴程度不斷增強。以固定資產投資為例，1978年國家預算內投資占全社會固定資產投資的近一半，1988年這一比例降至10％左右，1998年進一步降至不足5％。其他領域如勞動就業(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制和格局的演化。在高度集中的計劃經濟體制下，經濟利益的分配是以國家為本位的。但是隨著經濟體制的市場化改革，經濟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濟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易、金融、投資領域全面對外開放，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到了新的層次，  中國已經從一個封閉的國家逐步成為世界經濟的重要組成部分和參與力量。

　　一般認為，影響經濟增長的直接原因主要有三個：第一是人們從事經濟活動的努力；第二是知識的增長及應用；第三是人均資本和其他資源量的增加。但新制度經濟學派認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。他們認為：制度是至關重要的，對經濟增長起決定性作用；制度的最基本的功能是節(jié)約，即讓一個或更多的經濟人增進自身的福利而不使其他人的福利減少，或讓經濟人造他們的預算約束下達到更高的目標水平，具體表現(xiàn)為利用潛在的規(guī)模經濟、專業(yè)化和外部經濟，或者提供更豐富的信息、良好的預期等等。

　　具體到中國的改革開放，我們認為：對外開放可以看成是中國逐漸參與和學習世界經濟的過程，這一變遷使得中國參與到世界經濟的分工與合作中來，從而中國可以獲得比開放前更豐富的技術、制度和資源，或者說中國經濟的生產可能集增大了許多，這當然非常有利于中國的經濟增長。同時參與國際分工與合作對經濟增長的貢獻，還表現(xiàn)為分工和專業(yè)化帶來了經濟效率的提高，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，從而使經濟增長成為一種長期趨勢（楊小凱，1989）。對外開放對我國經濟的促進作用除了增大生產可能集和重新分工以外，影響更為深遠的是為微觀經濟發(fā)展提供了一個全新的參照系，有助于沖擊長期閉關鎖國給企業(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制都發(fā)生了轉變。非國有經濟成分的增加，使一部分產權明晰化，使得部分經濟成分在一定程度上成為真正的產權；同時非國有經濟的發(fā)展，打破了國有經濟的壟斷，有利于競爭機制發(fā)揮作用�？傊�，產權制度多元化既有助于全社會經濟效率的提高，又為現(xiàn)代企業(yè)制度的建立提供了良好的外部環(huán)境。經濟運行的市場化體現(xiàn)在市場在配置資源中的作用越來越大，經濟事務對市場機制的依賴程度不斷增強。而在現(xiàn)有的經濟條件下，市場經濟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，使得經濟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濟活動的動力問題，使經濟增長建立在一個合乎人類理性的基礎之上，這樣就為產權制度提供了保障，為激勵機制提供了基礎。

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

　　三、制度變遷對中國經濟增長作用的實證分析

　　從現(xiàn)有文獻看，要對中國經濟增長的增長因素作實證分析并對各項因素進行精確和詳細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。當然，方法論和統(tǒng)計數(shù)據(jù)等方面的困難，并沒有令經濟學者放棄這方面研究努力。早在80年代初，就有學者對中國經濟增長因素進行研究，其中也包括西方學者和研究機構（如世界銀行，提德克（Tidrick，1986））。  但由于我國經濟數(shù)據(jù)結構不能直接滿足生產函數(shù)的需要和某些假設，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)的判斷作相應分析，或僅進行一些局部性的研究，結果不同機構或學者的研究結果差異很大。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年間生產率進行的研究；麥克哥金（Mc  Guekin，1989）等對中國工業(yè)1980～1985年多因素生產率和增長原因進行的研究；李京文、鄭友敬等（1989，1990，1992）對生產率與中國經濟增長的研究；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）對中國經濟增長因素的研究；支道�。�1992，1994）對中國綜合要素生產率的測算；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上，本文試圖通過一些指標換算，運用生產函數(shù)方程對中國增長源泉進行分解，并就我國經濟增長的制度變遷因素進行經濟計量檢驗。本文中我們采用的生產函數(shù)是一個包括資本和勞動投入，技術和制度變量的柯布——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代表產出；A代表技術進步、人力資本等其他未顯示的進入生產函數(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》提供的國內生產總值數(shù)據(jù)來描述，換算成為1990年不變價，并以1990年為基期進行標準化；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)進行了調整，并以1990年為基期進行標準化；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年為基期進行標準化。

　　為了對制度變遷進行量化測度，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行描述：

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

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

　　2.市場化程度（SCH），  用來反映資源配置經濟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”指標是在參照盧中原、胡鞍鋼提出的“市場化指數(shù)”指標的基礎上略作改動而成的。因為我國經濟運行機制的市場化程度及其變化特征可以從生產要素（資金、勞動力、技術水平等）配置的市場化和經濟參數(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合成的一個指數(shù)。

　　SCH＝生產要素市場化指數(shù)*0.6＋經濟參數(shù)市場化指數(shù)*0.4

　　式中，“生產要素市場化指數(shù)”用投資的市場化代表，它是全社會固定資產投資中“利用外資、自籌投資、其他投資”三項指標的比重，因為這三項投資的規(guī)模基本是由市場決定、投資者自主決策的，其比重大小大致可以反映投資領域的市場化程度：“經濟參照市場化指數(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，本文使用農產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／當年GDP

　　這一指標主要反映經濟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易、國際金融、國際投資三方面內容的對外開放指數(shù)（即這三方面指標占GDP  比重的加權平均數(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＝進出口總值／GDP*0.4＋對外資產負債總額／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)計年鑒各年的相應指標計算出1978～1999年我國各年的經濟增長資料以及制度變量如表1所示。

　　表1  1978～1999年中國經濟增長資料及制度變量

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

　　1978　　　　　　100.0　　　　　　　　　22.4　　　　　　　  21.8　　　　　　　　  29.5　　　　　　　　  5.2

　　1979　　　　　　107.5　　　　　　　　　21.5　　　　　　　  24.9　　　　　　　　  28.4　　　　　　　　  7.2

　　1980　　　　　　116.0　　　　　　　　　38.0　　　　　　　  32.1　　　　　　　　  25.7　　　　　　　　  6.5

　　1981　　　　　　122.0　　　　　　　　　25.2　　　　　　　  33.7　　　　　　　　  24.2　　　　　　　　  6.9

　　1982　　　　　　133.3　　　　　　　　　25.6　　　　　　　  35.8　　　　　　　　  22.9　　　　　　　　  7.4

　　1983　　　　　　148.2　　　　　　　　　26.7　　　　　　　  41.6　　　　　　　　  23.0　　　　　　　　  7.8

　　1984　　　　　　170.9　　　　　　　　　30.9　　　　　　　  45.8　　　　　　　　  22.9　　　　　　　　  7.4

　　1985　　　　　　193.5　　　　　　　　　35.1　　　　　　　  54.0　　　　　　　　  22.4　　　　　　　　  12.1

　　1986　　　　　　209.9　　　　　　　　　37.7　　　　　　　  56.1　　　　　　　　  20.8　　　　　　　　  13.5

　　1987　　　　　　234.1　　　　　　　　　40.3　　　　　　　  58.1　　　　　　　　  18.4　　　　　　　　  14.0

　　1988　　　　　　260.5　　　　　　　　　43.2　　　　　　　  61.3　　　　　　　　  15.8　　　　　　　　  13.7

　　1989　　　　　　271.5　　　　　　　　　43.9　　　　　　　  62.4　　　　　　　　  15.8　　　　　　　　  13.6

　　1990　　　　　　283.0　　　　　　　　　45.4　　　　　　　  62.0　　　　　　　　  15.8　　　　　　　　  16.9

　　1991　　　　　　308.8　　　　　　　　　47.1　　　　　　　  63.6　　　　　　　　  14.6　　　　　　　　  20.6

　　1992　　　　　　352.2　　　　　　　　　51.9　　　　　　　  65.2　　　　　　　　  13.1　　　　　　　　  22.0

　　1993　　　　　　398.4　　　　　　　　　56.9　　　　　　　  54.8　　　　　　　　  12.6　　　　　　　　  22.7

　　1994　　　　　　448.7　　　　　　　　　59.2　　　　　　　  66.2　　　　　　　　  11.2　　　　　　　　  29.3

　　1995　　　　　　489.1　　　　　　　　　56.0　　　　　　　  65.4　　　　　　　　  10.7　　　　　　　　  25.3

　　1996　　　　　　536.8　　　　　　　　　63.7　　　　　　　  67.2　　　　　　　　  10.9　　　　　　　　  26.5

　　1997　　　　　　582.4　　　　　　　　　68.4　　　　　　　  67.2　　　　　　　　  11.6　　　　　　　　  27.8

　　1998　　　　　　627.8　　　　　　　　　71.8　　　　　　　  70.9　　　　　　　　  12.4　　　　　　　　  30.8

　　1999　　　　　　672.4　　　　　　　　　62.6　　　　　　　  69.4　　　　　　　　  13.3　　　　　　　　  33.5

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

　　表2  1981～1999年中國經濟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FCZSR　　　　  DWKF　　　  遷I

　　1981　　　25.2　　　　33.7　　　　　75.8　　　　　  6.9　　　  35.44

　　1982　　　25.6　　　　35.6　　　　　77.1　　　　　  7.4　　　  36.46

　　1983　　　26.7　　　　41.6　　　　　77.0　　　　　  7.8　　　  38.29

　　1984　　　30.9　　　　45.8　　　　　77.1　　　　　  7.4　　　  40.31

　　1985　　　35.1　　　　54.0　　　　　77.6　　　　　  12.1　　　44.68

　　1986　　　37.7　　　　56.1　　　　　79.2　　　　　  13.5　　　46.61

　　1987　　　40.3　　　　58.1　　　　　1.6　　　　　　14.0　　　48.49

　　1988　　　43.2　　　　61.3　　　　　84.2　　　　　  13.7　　　50.59

　　1989　　　43.9　　　　62.4　　　　　84.2　　　　　  13.6　　　51.01

　　1990　　　45.4　　　　62.0　　　　　84.2　　　　　  16.9　　　52.12

　　1991　　　47.1　　　　63.6　　　　　85.4　　　　　  20.6　　　54.17

　　1992　　　51.9　　　　65.2　　　　　86.9　　　　　  22.0　　　56.51

　　1993　　　56.9　　　　64.8　　　　　87.4　　　　　  22.7　　　57.98

　　1994　　　59.2　　　　66.2　　　　　88.8　　　　　  29.3　　　60.9

　　1995　　　66.0　　　　65.4　　　　　89.3　　　　　  25.3　　　61.56

　　1996　　　63.7　　　　67.2　　　　　89.1　　　　　  26.5　　　61.67

　　1997　　　68.4　　　　67.2　　　　　88.4　　　　　  27.8　　　63.01

　　1998　　　71.8　　　　70.9　　　　　87.6　　　　　  30.8　　　65.3

　　1999　　　62.6　　　　69.4　　　　　86.7　　　　　  33.5　　　68.07

　　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　　國內生產總值　　制度變遷測度　　資本投入（億元，　　勞動力

　�。▋|元，1990　　　　　　%I　　　　　1990年不變　　  （萬人）L

　　年不變價）Y　　　　　　　　　　　　　  價）K

　　1981　　　9123.04　　　　　  35.44　　　　　  2966.339　　　  43725

　　1982　　　9749.195　　　　　36.46　　　　　  3241.077　　　  45295

　　1983　　　10765.03　　　　　38.29　　　　　  3637.017　　　  46436

　　1984　　　12654.35　　　　　40.31　　　　　  4356.023　　　  48197

　　1985　　　14534.78　　　　　44.68　　　　　  5490.025　　　  49873

　　1986　　　15603.81　　　　　46.61　　　　　  5882.284　　　  51282

　　1987　　　17052.93　　　　　48.49　　　　　  6161.149　　　  52783

　　1988　　　17953.72　　　　　50.59　　　　　  6608.636　　　  54334

　　1989　　　17266.67　　　　　51.01　　　　　  6223.852　　　  55329

　　1990　　　18547.90　　　　　52.12　　　　　  6444.000　　　  56740

　　1991　　　21010.84　　　　　54.17　　　　　  7305.947　　　  58360

　　1992　　　24568.09　　　　　56.51　　　　　  8887.199　　　  59433

　　1993　　　28221.13　　　　　57.98　　　　　  12220.810　　　60222

　　1994　　　31308.60　　　　　60.90　　　　　  12896.280　　　61472

　　1995　　　34108.12　　　　　61.56　　　　　  13926.570　　　62389

　　1996　　　37320.36　　　　　61.67　　　　　  14770.560　　　62842

　　1997　　　40614.19　　　　　63.01　　　　　  15521.650　　　63667

　　1998　　　43872.47　　　　　65.33　　　　　  16545.390　　　64363

　　1999　　　47284.31　　　　　68.07　　　　　  17604.45　　　  64791

　　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  ）存在嚴重多重共線性問題（另外還存在自相關問題），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行參數(shù)估計，必須首先剔除共線性問題。為此，我們采用產出和資本的密集形式（即y＝Y／L，k＝K／L）重新構造生產函數(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）進行估計（采用了一階滯后法消除自相關的影響），結果如表4所示。

　　表4  Eviews3.1軟件估計結果

　　Dependent  Variable：  lny

　　Method：  Least  Squares

　　Date：  05/04/02　Time：  11：59

　　Sample（Adjusted）：  1983  1999

　　Included  Observations：  17  after  Adjusting  Endpoints

　　Convergence  Achieved  after  30Iterations

　　Variable　　　　　　　　　　Coefficient　　　　Std.  Error　　　　t-Statistic　　　　Prob.

　　lnI　　　　　　　　　　　　　0.957044　　　　　  0.445520　　　　　2.148148　　　　  0.0511

　　lnk　　　　　　　　　　　　　0.498902　　　　　  0.123678　　　　　4.033892　　　　  0.0014

　　lnA　　　　　　　　　　　　  -3.780211　　　　　  1.985050　　　　  -1.904340　　　　  0.0792

　　AR（1）　　　　　　　　　　　　0.765874　　　　　  0.166790　　　　　4.591857　　　　  0.0005

　　R-squared　　　　　　　　　　0.991703　　　　　　　　Mean  Dependent  Var　　　　　  -0.974888

　　Adjusted  R-squared　　　　　  0.989789　　　　　　　　  S.  D.  Dependent  Var　　　　　0.354562

　　S.  E.  of  Regression　　　　　0.035829　　　　　　　　Akaike  Info  Criterion　　　　-3.617803

　　Sum  Squared  Resid　　　　　　0.016688　　　　　　　　  Schwarz  Criterion　　　　　  -3.421753

　　Log  Likelihood　　　　　　　  34.75133　　　　　　　　　　F-statistic　　　　　　　  517.9640

　　Durbin-Watson  Stat　　　　　  1.541218　　　　　　　　  Prob（F-statistic）　　　　　　0.000000

　　Inverted  AR  Roots　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　0.77

　　根據(jù)回歸結果我們可以得到以下方程：

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

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

　　據(jù)此，我們可以對1982～1999年間制度變遷對經濟增長的貢獻進行了測算。結果顯示在1982～1999  年的經濟增長中，  制度變遷的貢獻為35.2778％，這充分顯示了制度變遷對經濟增長的巨大作用，  從而也驗證了我們在文章的前面部分所給出的結論。具體結果如表5.

　　附圖

　　五、總結性評論

　　本文試圖從實證分析的角度評估和驗證中國改革開放導致的制度變遷對經濟增長的影響。結果表明，市場化和開放型改革，對經濟增長有巨大的影響（貢獻率高達35％），顯然是中國二十多年經濟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容，它們不但為上世紀最后二十年中國宏觀經濟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，而且對轉變經濟增長方式，提高經濟運行質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濟增長的一個重要動力來源。

　　此外，在估計結果中我們發(fā)現(xiàn)人均資本對中國經濟增長的貢獻很大（貢獻率高達60％），而技術進步和人力資本等因素對中國經濟增長的貢獻很小（貢獻率約為5％）。  這說明了中國過去而十年的經濟增長是粗曠型的，應當注意向集約型增長轉變。同時，這也放映出中國的產權體系和市場機制還很不完善，對知識、技術等無形財產權利的保護還不夠，對教育等長期性人力資本投入的吸引力不強，甚至還存在制度上的障礙，限制了科學技術和人力資本在生產中作用的發(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，某些制度變化的負面作用也不容忽視，因而處理好改革、發(fā)展和穩(wěn)定的關系，才能保證制度變遷對經濟增長促進作用的發(fā)揮。

　　【參考文獻】

　�。�1］道格拉斯·諾斯。經濟史中的結構與變遷［M］。上海三聯(lián)書店，1991.

　�。�2］H·錢納里等。工業(yè)化和經濟增長的比較研究［M］。  上海三聯(lián)書店，1991.

　�。�3］中國社科院工業(yè)經濟研究所。1998年中國工業(yè)發(fā)展報告［M］。經濟管理出版，1998.

　　［4］陳寬，謝千里。中國國營工業(yè)生產率變動趨勢研究［J］。中國社會科學，1998，（4）。

　　［5］胡永泰，海聞。中國企業(yè)改革究竟獲得了多大成功［J］。經濟研究，1994，（6）。

　　［6］M·賽爾奎因。生產率增長和要素再配置［C］。