制度的工具變量與中國經濟增長

一、估計制度對經濟增長作用的工具變量中國經濟的可持續和快速發展已經成為人類社會的奇跡。調查中國經濟增長的原因也是經濟學家的共同興趣。大量的已有文獻專注于儲蓄率、人力資本積累、FDI等因素對中國經濟增長的貢獻。這些因素固然重要,但是它們可以看作是生產函數中的直接投入。它們的改善與其說是經濟增長的源泉,不如說是經濟增長本身。那么,究竟又是哪些因素導致中國得以擁有更高的投資率、更好的人力資本積累和吸引更多的FDI呢?本文的工作在于尋找中國經濟增長中更為基本的長期因素。到底是什么決定了地區間經濟績效的長期差異?在國際經濟學界,這仍然是一個有爭議性的話題。一部分經濟學家(NorthandThomas,1973;North,1981;North,1990;Acemogluetal,2001,2004)強調制度對經濟增長的決定性作用,而另一部分經濟學家則認為地理是決定經濟增長的更基本因素(Diamond,1997;SachsandWarner,1995,1997;文貫中,2005)。上述不同的觀點各有其自成體系的理論依據,而爭議性部分來源于經濟學家在實證研究中無法準確估計制度和地理對于經濟增長的邊際貢獻。困難在于,從理論上而言,好的制度可以促進經濟增長,但同時制度也可能是經濟增長的結果,較發達的經濟體往往可以提供更好的環境以促進制度向更優的方面發展。換言之,在估計制度對經濟增長的貢獻時,制度是一個“內生變量”,因此普通的最小二乘法得到的估計不是一致性的結果。為了準確地估計制度對經濟增長的作用,經濟學家必須為制度尋找合適的“工具變量”:它們可以解釋制度本身的變化(“工具變量”的相關性),但除去制度這個唯一的途徑以外,它們不會直接或間接地影響經濟增長(“工具變量”的外生性)。已有的文獻可以視作一個不斷尋找制度“工具變量”的過程。Mauro(1995)選取語言的多樣性指標作為前歐洲殖民地區各國腐敗程度和政府效率的工具變量。Mauro認為原殖民地國家目前使用西歐殖民者語言的人口比重在一定程度上代表了西歐對當地的影響,而現代市場經濟以及民主制度等是起源于西歐的。因此,西歐對殖民地的影響可以作為制度好壞的解釋之一。Hall&Jones(1999)則把各個國家到赤道的距離作為制度的工具變量。他們認為到赤道的距離大致反映了各國受西方影響的深淺,從而可以反映不同制度的變化。但是,不少經濟學家(BloomandSachs,1998;Gallupetal.,1998)認為各國到赤道的距離還同時通過氣候和地理等因素影響到經濟增長,從而不符合工具變量外生性的要求。Acemogluetal(2001)建議把歐洲早期殖民者在各殖民地的死亡率作為制度的工具變量。如果早期殖民者在某地的死亡率較低,他們就傾向于向該地區移民,從而建立起仿效母國的制度。反之,如果死亡率較高,他們則傾向于在該地區建立掠奪性的殖民政府,盡可能將該地區的資源轉移到母國。即使這些殖民地陸續獲得了獨立的權利,但由于制度的持續性,獨立后的政府在很大程度上會延續原先壞的制度。但是,Glaeseretal.(2004)認為早期殖民者死亡率的分布和當代流行疾病的分布相關,從而無法區分究竟是制度還是地理性的流行病分布決定了經濟增長。另一方面,早期殖民者的死亡率也反映了各地區移入的人力資本,而后者也可能決定經濟發展的不同路徑。在本文中,我們試圖利用城市數據尋找產權保護制度在中國的工具變量,從而有效估計產權保護對中國各城市經濟增長的貢獻。上述英文文獻雖然使用了不同的工具變量,但是有一個共同點,即認為大多數國家的產權保護制度或者現代市場經濟制度都或多或少受到西歐的影響。(1)我們認為,雖然我國目前的社會主義市場經濟制度是始于1978年中共十一屆三中全會所確定的改革開放路線,但在一個更為廣闊的歷史尺度里,我們會發現我國現代市場經濟導向的改革其實構成了19世紀中期以來“洋為中用”的一部分。從大的歷史視角而言,改革開放可以看作我國近代以來不斷向西方發達國家學習的歷史進程的一部分。因此,我們可以利用歷史上我國各地區受西方影響的不同程度作為我國目前產權保護制度的一個工具變量。目前的文獻主要是研究不同國家之間的制度差異對經濟績效的影響。那么,在我國之內,各城市之間是否存在著制度的差異呢?盡管我國各地區執行統一的法律制度和實行共同的社會主義市場經濟制度,但是我們發現不同的地區和城市間仍然存在制度上的巨大差異。North(1990)認為制度不僅包括了法律法規以及契約合同這些正規約束,同時還包括了文化習俗傳統規范等非正規約束(informalconstraints),而決定經濟績效的,不僅是制度還包括制度的執行和對制度的普遍理解與尊重。我國各城市雖然從屬于大致相同的法律制度和社會主義市場經濟這一基本社會制度,但是各城市之間的非正規約束仍然存在很大差異,各地在實施和執行具體制度時的差異更加明顯。為什么會出現這種制度實施上的差異呢?產權制度的實施主體難道不是遵從于同一部法律的地方政府和地方法院嗎?首先,我國地方政府和法院雖然遵從同樣的法律,但是同時又存在具有濃厚地方色彩的地方性法規和行政規章,而這些地方性法規和規章同樣是制度實施的重要部分,甚至是決定一個地區制度實施完善程度的關鍵。其次,產權保護的主體固然是政府和法院,但另一部分同樣重要的內容是文化習俗、傳統規范和歷史積淀。當我們把研究的視角從跨國研究轉向中國內部各地區的研究時,由于一國內部執行統一的法律制度和共同的社會主義市場經濟體系,我們對于產權制度差異的觀察重點也就不得不側重于上述的第二個方面,即由于文化習俗、傳統規范和歷史積淀的不同所引起的在產權保護方面的非正規約束。同時,我們可獲得的對各地產權保護的度量,通常是問卷調查的結果,問卷內容大多以被調查者對產權保護的主觀感受為主,而被調查者所能感受到的往往也是在相同的法律體系下各個城市所表現出來的基層政府官員和普通市民對于市場制度不同的執行能力、理解能力,以及對于產權保護的自覺的認同與尊重的氛圍。這些產權制度實施的差異可以追源至各個地區關于市場經濟和西方影響的不同歷史經驗所形成的歷史積淀。之所以把這種影響稱之為“歷史積淀”,是因為通過人際和代際的傳播和潛移默化,這種影響表現出強韌的持續性,內化為一個地區深層的文化和社會風尚。盡管這種歷史積淀曾在一段時期內受到計劃體制的壓抑,但當市場化取向的經濟改革開始后,這種潛在的文化和風尚又會得風氣之先,重新發揮其社會作用,影響地方制度的實施,引導地區的經濟發展。因此,我們認為19世紀以來我國各地區受西方影響的程度可以作為目前我國各地區產權保護制度實施程度的一個工具變量。如何衡量我國不同地區歷史上受西方影響的程度呢?我們采用20世紀初中國不同城市基督教初級教會小學(Christianlowerprimaryschools)注冊人數在當地人口中的比例作為對該地區歷史上所受西方影響的測度。選取這一變量有以下幾個理由:首先,基督教對中國來說是西方的文化傳統。一個地區受西方影響越大,則很可能入讀教會小學的人口比例就越大。其次,這一變量和各地區的經濟水平并不直接相關,符合工具變量的要求。歷史上的西方影響在中國不同地區的分布有可能和該地區經濟水平直接相關,比如早期西方人到中國來可能會聚居在當時交通便利經濟發達的地區,而當時該地區的交通和經濟水平都有可能直接影響到其現在的經濟績效。相比而言,20世紀初基督教教會小學在中國的分布同當時中國各城市的經濟發展狀況相關度并不高,也不會因此而直接影響到目前我國各城市的經濟績效。此外,基督教初級教會小學注冊人數不僅反映了不同地區歷史上所受西方影響的大小,而且這些學校除了小部分課程以圣經學習為主,大部分課程是關于公民、法律、西方政治制度和自然科學的啟蒙教育,有助于培養現代市場經濟所需要的公民和法律意識,能夠作為一種歷史積淀持續影響該地區市場經濟活動的深層次制度環境。利用上述工具變量和中國地級市數據,我們發現產權制度的實施程度顯著影響我國不同地區的經濟表現。在各種穩健性檢驗中,制度效應顯著為正,并且估計值表現出相當的穩定性。本文的具體安排如下:第二部分詳細討論我們所采用的工具變量是否滿足外生性的要求;第三部分則利用兩階段最小二乘法估計制度效應對中國經濟增長的貢獻,我們首先對本文使用的數據給出具體說明,然后討論計量模型及其主要結果;第四部分試圖比較制度、地理因素和經濟政策對中國經濟增長的影響;最后是結論部分。二、與各地到沿海的距離相關作為一個合適的描述產權制度的工具變量,該變量不僅要能夠解釋各地區產權制度的差異,還必須符合外生性的要求,即該工具變量只能通過產權制度間接影響經濟增長,而不能通過其它途徑影響到經濟績效。如果存在兩個以上工具變量,可以采取“過度識別檢驗”來驗證這些工具變量是否符合外生性假設,但是在“恰度識別”(工具變量的個數和“內生性”變量的個數相等)的情況下,則無法從統計上來驗證工具變量的外生性假設。作為一個替代方法,我們把人均GDP同時回歸于產權制度和教會初級小學注冊人數。如果工具變量僅通過產權制度間接影響經濟增長,那么在上述回歸方程中,在控制產權制度的情況下,工具變量應該對經濟增長不顯著。如表1所示,教會初級小學注冊人數對人均GDP不顯著,而產權制度仍然顯著。當人均GDP和它們分別回歸時,兩者則都很顯著。這說明我們的工具變量并不直接影響人均GDP,而僅僅通過產權制度影響人均GDP。當然,我們也必須認識到,在上述回歸模型中,可能導致工具變量不顯著的原因很多。比如,我們所使用的樣本量較小,這也可能導致工具變量在回歸中變得不顯著。因此,我們必須考慮是否存在其它途徑導致教會初級小學注冊人數影響當地的經濟績效。首先,在我們所考察的上個世紀20年代,基督教在中國的傳教活動是否和各地到沿海的距離相關?雖然各地到沿海的距離是一個純粹的地理變量,但它會影響到各地區的FDI、進出口和其它一些未知的經濟變量。盡管在許多文獻中,到沿海的距離經常被用作制度的工具變量。但在一個簡單的計量經濟模型中,如果無法有效控制這些因素,各地到沿海的距離也會變成一個“內生變量”。如果我們的工具變量和各地到沿海的距離相關,那就意味著教會初級小學注冊人數可以通過除制度以外的其它途徑影響到經濟增長,從而不是一個合格的工具變量。從基督教在華傳教的早期歷史來看,最初的傳教活動確實是從沿海開始的。但在1860年中法天津條約以后,當時的清政府被迫授予西方列強在中國自由傳教的權利。因此在很短的時期內,基督教在華的地理分布出現了很大的變化,幾乎在絕大部分鄉鎮和城市中都出現了基督教的傳教活動。(1)據Feuerwerker(1983)的研究,在1899年,中國當時所有的1704個縣中僅有106個縣沒有基督教的傳教活動。我們所使用的基督教數據主要集中在1919年。該年代被稱作是基督教在華傳教的“黃金年代”,我們沒有發現基督教在當時的地理分布和各地到沿海的距離相關。我們將教會初級小學注冊人數和各地到沿海的距離回歸,如表1所示,沒有發現教會初級小學注冊人數和各地到沿海的距離顯著相關。在使用兩階段最小二乘法估計制度對經濟增長的效應時,我們也把各地到沿海的距離作為控制變量,依然發現制度效應是穩定顯著的。第二個疑慮在于,教會學校的選址是否反映當時各地區的經濟和交通條件?教會初級小學注冊人數是否和當時各地區的經濟發展水平相關聯,從而影響各地區目前的經濟發展水平?首先,我們認為,由于宗教尤其是基督教的特殊性,傳教活動和教會學校的選址更多地取決于傳教士的宗教信仰和布道熱情,而與各地的經濟發展甚至交通條件不直接相關。在基督教在華傳教的早期歷史中,傳教活動不僅在沿海地區十分活躍,而且在邊遠偏僻地區也十分頻繁。虔誠的教士往往更有興趣在經濟條件和交通條件困難的地區進行傳道。傳教活動在地理上的廣泛分布符合我們關于傳教活動目的性的判斷。其次,更直接的方法是,利用反映當時城市經濟發展水平的變量,將它和教會學校學生比例做簡單的回歸,看兩者之間是否在統計上存在相關性。我們計算了47個樣本城市在1919年的人口密度(每平方公里的人口數)指標,以此反映當時各地區的經濟發展水平。(2)通過兩個簡單的線性回歸:其一,將教會學校的學生比例(被解釋變量)和歷史人口密度(解釋變量)回歸,得到估計系數為-0.7,p值為0.54,R2為0.0084,我們發現兩者之間在統計上不存在相關性;其二,將目前的log人均GDP(被解釋變量)和歷史人口密度(解釋變量)回歸,得到估計系數為0.17,p值為0.008,R2為0.1458,即歷史的人口密度數據和當代經濟發展水平之間存在顯著的相關關系。根據以上兩點分析,我們發現歷史上的人口密度和當代的經濟發展水平顯著相關。但是沒有明確的證據顯示教會學校注冊學生比例和當時的城市經濟發展水平之間存在明顯的相關關系。我們的第三個顧慮在于,教會初級小學注冊人數是否反映了各地區20世紀早期的人力資本?Glaeseretal.(2004)對采用歐洲早期殖民者死亡率作為制度工具變量的方法提出批評,認為歷史死亡率會通過人力資本而不是制度來影響現在的經濟。我們選擇的工具變量也許會存在類似的問題。然而,我們發現這一顧慮不會影響到我們的工具變量的有效性。20世紀早期基督教初級小學注冊學生人數僅占當時政府公立小學人數的4%左右(Feuerwerker,1983),不足以影響到當時各地人力資本的情況。我們把1919年各地所有小學(包括公立和教會小學)注冊學生數作為各地歷史人力資本的替代,將它與教會初級小學注冊人數回歸,發現兩者之間不存在顯著的相關性(見表1)。我們同時也把上述的各地區歷史人力資本作為控制變量,發現制度對經濟增長的效應仍然顯著,其估計值和不包含歷史人力資本的情況相比,也表現出相當的穩定性。最后,韋伯認為,基督教新教倫理和資本主義精神的產生密切相關。當我們使用早期教會初級小學注冊人數作為工具變量時,我們必須考慮我們的工具變量是否也包含了宗教因素對經濟表現的作用?通過對歷史事實的梳理,我們發現教會學校的學生并不表現出明顯的宗教傾向。除去小部分以圣經學習為主的宗教課程外,教會小學的大部分課程都是關于公民、法律、西方政治制度和自然科學等啟蒙內容。這些啟蒙教育有助于培養現代市場經濟所必需的公民意識和法律意識,并且作為一種歷史積淀持續影響著不同地區市場經濟的深層次制度環境。應中國政府的要求,遠在1927年之前,教會小學中圣經學習的規定時間就被大大減少了(Main,1934)。Lee(1934)的研究指出,新的課程更多地側重于公民教育和中文學習。Han(1934)的調查則認為,從總體上而言,宗教在中國教會學校學生的生活和思想中沒有重要的影響。此外,Barro&McCleary(2003,2005)的研究發現,除了宗教關于上帝、天堂和地獄的信念與經濟增長正相關以外,其它宗教信念和宗教活動對于經濟績效并無顯著影響或僅是負影響。在控制了天堂和地獄的宗教差異后,他們發現基督教新教徒在人口中的比例和經濟績效負向相關(Barro&McCleary,2003)。具體到中國而言,余英時(Yu,1964)認為中國人在佛教傳入很早以前就已經形成了關于天堂和地獄的傳統觀念,和基督教沒有直接關系。綜上所述,基督教小學應該不會直接影響到我國目前各城市的經濟水平。我們的研究利用早期教會初級小學的注冊學生作為制度的工具變量,發現制度對于經濟增長的貢獻顯著為正。與Barro&McCleary的研究結論相映證,沒有發現我們的工具變量反映了基督教的因素。三、評估系統效應的計量模型(一)產權保護制度指數本文主要使用中國47個地級市或地級以上城市的相關數據,其中最重要的是47個城市制度質量的度量,以及基督教教會初級小學注冊學生數的構建。在本節中,我們將主要就上述兩個變量的建立進行說明,其余變量的來源可參見下文的表8。制度是一個相當廣義的概念,可以包括從法律到文化等很多內容。根據North&Thomas(1973)和North(1981,1990)等的觀點,產權保護是所有制度中最能解釋經濟績效的關鍵。本文的制度度量即采取倪鵬飛(2004,2005)所編制的“產權保護制度指數”。它包含三個分項指數:非規范收費收斂程度、盜版知識產品狀況和法院體系保證履約狀況。每個分項指數取值都在0和1之間。三個分項指數根據一定的權數綜合成產權保護制度指數,取值也在0—1之間。每個指數的計算都是在問卷調查的基礎上完成的。問卷調查涵蓋了一系列關于城市產權保護方面的主觀問題。每個城市發放2000份問卷,受訪對象包括學者、企業家和隨機抽取的普通市民。最后利用主成分分析法,計算各相關指數。無論在問卷設計還是在指數計算等方面,倪鵬飛的產權保護制度指數都和國際學術界流行的方法很接近,如Acemoglu等人所采用的由PoliticalRiskService編制的“防止產權侵占指數”(anindexofprotectionagainstexpropriation)。本文所使用的制度度量是倪鵬飛所編制的2002年和2003年產權保護制度指數的平均數。1919年各城市基督教教會初級小學的學生注冊人數是根據基督教ContinuationCommittee在1920年的大型調查報告計算而得。該報告包含了各個縣在1919年教會初級和高級小學的學生注冊人數。由于高級小學的數據不完全,所以本文僅采取初級小學的數據。盡管近一個世紀以來,中國的地級市行政區劃變動頻繁,但縣一級的行政區劃是相對穩定的。我們以縣為單位,依據2003年地級市行政區劃來建立各地級市早期教會初級小學注冊學生數的數據。該調查報告也提供了當時各縣的大致人口數,我們據此計算出每千人中的教會初級小學注冊學生數,并以此作為我們的工具變量。和已有的文獻相一致,我們采用Log人均GDP作為經濟績效的度量。由于制度的度量是2002年和2003年的平均值,與此相適應,我們采用2003年的Log人均GDP來衡量各城市經濟發展水平的差異。該數據可從2004年的《中國城市統計年鑒》中獲得。表2列舉了上述三個變量的主要描述性統計量。(二)制度效應的邊際貢獻與制度度量本文用以下的計量經濟模型估計制度對中國經濟增長的效應:其中,yi代表各城市在2003年的Log人均GDP,Si是各城市在2002年和2003年的平均產權保護制度指數,Zi則是各城市1919年底每千人中基督教教會初級小學的注冊學生人數,Xi代表了其它控制變量。Mauro(1995)、Hall&Jones(1999)、Acemogluetal.(2001)、Dollar&Kraay(2003)等都采用了相似的計量模型來估計制度效應。我們采用兩階段最小二乘法(2SLS)來估算產權保護制度對于經濟增長的效應。控制變量同時出現在兩階段回歸中。表3報告了兩階段最小二乘法估計的結果,產權保護制度對于經濟增長的邊際貢獻為4.23,而且顯著度在5%以內。如果一個城市的平均產權保護制度指數能夠提高0.01,那么該城市的Log人均GDP可以增長4.23%。舉例而言,如果天津的產權保護(0.64)提高到北京的水平(0.68),那就意味著天津的Log人均GDP可以增長17%左右。表1中制度效應的OLS估計值僅為1.921,遠小于兩階段最小二乘法估計值,顯現產權保護的OLS估計存在很大的偏差。在第一階段回歸中,教會初級小學注冊學生人數顯著和制度變量正相關,顯著度在1%以內,而F檢驗值為7.77。(1)AndersonCanonicalCorrelationLR檢驗的p值為0.006,顯著否定了第一階段回歸存在識別問題的原假設。(2)表4報告了部分顯著性檢驗的結果。在2SLS回歸中,我們分別加入一些控制變量:各城市到沿海的距離、歷史人力資本和各城市經濟發展的初始水平。各城市經濟發展的初始水平以1985年的Log人均國民收入來衡量。我們發現,在加入各種控制變量后,制度對于經濟增長的效應仍然顯著,并且估計值保持在相對穩定的范圍以內,而其它控制變量對經濟績效的影響都變得不顯著了。為了檢驗不同的制度度量是否會產生不同的結果,表5報告了不同的制度度量對于經濟增長的效應。不同的制度度量都來自于倪鵬飛的報告。其中,制度競爭力指數包含了五個分項指數:產權保護制度指數、個體經濟決策自由度指數、市場發育程度指數、政府審批與管理指數和法制健全程度指數。制度競爭力指數涵蓋了較廣義的制度概念,但由于部分分項指數的定義與國際的流行標準有所不同,所以本文還是以產權保護制度指數作為主要的制度變量。另外,非規范收費收斂程度已經包含在產權保護制度指數內,但通常也被用來衡量政府的效率,所以在表5中單獨作為制度的一個度量來進行考察。所有的制度度量都顯著地和經濟表現正相關。有趣的是,我們發現制度效應的邊際貢獻和制度度量的涵蓋范圍正相關。制度競爭力的邊際貢獻為5.546,產權保護制度指數的邊際貢獻是4.23,而非規范收費收斂程度的邊際效應僅為2.42。四、制度與增長的關系作為影響經濟增長的長期因素,究竟是產權保護制度效應還是地理因素在決定各地區不同的經濟績效時發揮更重要的作用?這在國際學術界中一直是一個爭論不休的話題。此外,和制度相比,經濟政策到底在經濟增長中扮演什么角色,也是一個尚無定論的課題。Glaeseretal.(2004)就批評現有的大部分制度度量很難區分制度得分的增加是真正來源于制度的改善,還是僅僅因為專制的獨裁者推行了有利于經濟發展的政策。在本部分中,我們將在現有的計量模型框架中比較制度、地理和經濟效應對于中國經濟增長的相對貢獻。(一)中國的經濟地理變量表6比較了產權保護和各類地理因素對于中國經濟增長的影響。我們依次控制了各城市的緯度、年平均氣溫、年平均降水量和以長江為界的南北方城市的虛擬變量。不同的緯度、年均氣溫和年均降水影響到各地的農業條件,歷來在文獻中被視作重要的經濟地理變量(Diamond,1997;HalandJones,1999;Acemoglu,etal.,2001,2004;Easterly,2002)。Diamond(1997)認為以長江為界的南北方劃分是中國重要的文化地理變量。我們把上述地理因素分別作為控制變量加入到計量模型中