集体工业经济、内生制度与经济增长

　　本文使用城市数据检验了内生制度与中国经济增长的关系。为了增加财政收入和获得政绩以提高晋升概率，地方官员有激励为非国有投资提供非正式产权保护;改革开放初期集体工业比重影响了地方官员对非国有产权保护的态度，可以视为今天制度的工具变量。IV结果表明：在控制国有化、出海运输成本、产业结构、政策等变量后，物权保护水平不同可以稳健地解释中国城市间大部分经济绩效差距。

　　人们普遍相信30余年来中国经济的高速增长与制度变迁有关，随着数据问题的部分解决®，国内出现了一批试图量化制度对中国经济增长贡献的文献(王小鲁、樊纲，2004;康继军等，2007;李富强等，2008)。但人们定量分析制度变迁与中国经济增长关系时，往往忽视了或无力解决制度内生性问题。从理论上说，制度作为一种集体选择，在很大程度上建立在与之相适应经济发展水平之上。从我国现实看，改革是利益的再分配，是全国人民在共产党领导下逐步推进的。从经验研究视角看，即使能够刻画不同地区的制度特征，经典回归方法的估计结果也是有偏的。经济增长最新理论进展方向之一就是寻找将制度内生的工具变量。

　　制度与经济增长文献前进的历史，也是不断发现制度更深层次工具变量的过程。好制度发源于西欧然后扩展到其他国家，因此反映欧洲影响的变量如纬度、使用欧洲语言作为母语人口的比重，可以视为制度的工具变量(Hall&Jones,1999)。但欧洲影响未必是正面的，殖民者在初始死亡率低的殖民地易于定居，通常建立起保护产权的制度，否则就建立起向宗主国转移财富的榨取制度。制度的持续性使独立后的政权在很大程度上会延续原先的制度特征，进而决定了今天的经济绩效。因此阿西墨格鲁等(Acemoglu，Johnson&Robinson,2001)建议使用殖民者初始死亡率作为制度的工具变量。罗德里克等(Rodriketal.，2004)扩展了阿西墨格鲁等的样本，支持了后者的重要发现：在经济增长的长期决定因素中，制度比地理特征更为重要。格莱泽等(G〗easeretal.，20M)则指出早期殖民者的死亡率反映了当时的流行病地理分布并决定了该地区移人的人力资本，不满足工具变量外生性要求。巴德汉(Bardhan，2005)使用国家古老程度作为制度工具变量，支持了阿西墨格鲁等的结论。

　　作为单一制国家，在全国范围内我们执行统一的法律制度和实行共同的社会主义市场经济制度，但现实表明地区间执行具体制度时差别确实很大。国内已有少数学者尝试使用工具变量探寻中国不同地区经济绩效差异的制度性根源。徐现祥、李郇(2005)提出中国20世纪50年代初“三大改造”前私营工业发展情况反映了历史的商业软环境，可以视为各地区社会基础设施的工具变量;结果表明内生社会基础设施的差别可以稳健地解释省际经济绩效差距的大部分。不过该文中社会基础设施两个分指标衡量的都是易变的对外开放水平，不足以刻画制度的限制性与稳定性特征。与本文最为相近是方颖、赵扬(2008)的研究，他们提出受西方影响程度的深浅可以解释各地具体制度的差异。20世纪初中国基督教初级教会小学注册人数在当地人口中的比例反映了受西方影响的程度，可以作为现在制度的工具变量。在控制地理因素和政策效应后，他们发现制度对经济绩效的解释力最强。他们的立足点也是受西方影响越深的地区制度质量越高，但阿西墨格鲁等指出西方的影响未必都是正面的。

　　二、官员晋升竞争、共容利益与产权保护制度

　　中国长期以来一方面缺乏正式有效的产权保护和执行契约制度，另一方面地方政府对企业和市场运行过程中的干预随处可见。按照西方主流经济学理论，这一定意味着会出现政府对企业的搜刮、攫取和侵权行为，那么是什么支撑了民营资本的大量积累和经济的高速增长?我们认为地方政府出于共容利益(Encompassinginterests)考虑，为非国有投资提供事实上的产权保护支撑了中国长期经济增长;而各地产权保护程度的不同，导致了其经济绩效差距。我们的观点基于以下假说。

　　假说1:改革开放后经济增长成为官员晋升的基本条件，地方官员与以集体经济为主体的乡镇企业可能存在共容利益。

　　周黎安(2004)在理论上揭示了官员晋升竞争与改革开放以来高度经济增长之间的内在逻辑联系。一些学者使用同期省级面板数据发现，省级官员的升迁概率与辖区GDP增长率呈显著的正相关关系，这为地方官员晋升激励的存在性提供了重要的经验证据(李宏彬、周黎安.，Li&Zhou,2005;徐现祥等，2007;张军等，2007)。显然，以经济增长为基础的晋升竞争使地方官员与经济增长存在共容利益®。为了在晋升竞争中获胜，地方官员必须调动一切潜在可用的资源支持企业增加投资。由于国有企业管理权限复杂多变，地方政府在地方分权和财政分成制的激励下创造性地寻找新的经济增长点和新的财源，而集体经济为主体的乡镇企业就是他们获得财政收人和政绩的理想资源(周黎安，2008)。乡镇企业的发展有利于乡镇干部落实上级政府下达的经济发展强制性指标，藉此取得政绩为未来的晋升竞争中获胜创造重要条件。

　　假说2:共容利益的大小影响了地方政府官员提供事实上的产权和司法保护的概率，影响了包括国企在内所有经济成分的效率。

　　出于共容利益考虑，地方政府为了鼓励以集体经济为主体的乡镇企业的发展，不得不提供事实上的产权和司法保护，以确保投资和执行交易契约。乡镇集体经济企业虽然是非国有经济但大多也是公有经济，为什么它却需要更完善的产权和司法保护呢?事实上，中国不同所有者层级的公有制企业存在着一个严格的等级结构(罗小鹏，1990)。乡镇集体所有制企业在公有制企业系统内部等级最低，但企业利益与所有者利害关系最直接、最明确，产权关系也相对清晰。这种对产权界定和明晰的高需求，使地方政府不得不非正式地供给更高水平的产权保护制度。虽然乡镇企业也受到意识形态和国家政策不同程度上的歧视但在“发展是硬道理”的官员晋升竞争模式下，地方官员为了政绩有激励改善辖区非国有经济面临的制度环境。制度环境的改善不仅有利于当时的集体经济、后来的各种形式的民营经济的发展，也提高了当地国有企业的效率，提升了整体经济发展水平。

　　共容利益调和了政府提供产权保护与获取最大化政治租金之间的根本冲突，强化市场型政府®往往适时出现，而后者构成了经济增长的充分条件。受益于财产权利保护制度，19世纪中早期美国南部奴隶经济保持了较高的生产率;桎梏于经济管制，奉行自由选举的印度经济曾长期停滞不前。显然，政府伸出扶持之手并不需要民主法治作为前提条件，这也正是格莱泽等(Gleaseretal.,2004)没有发现民主导致经济增长的证据的原因。

　　改革开放初期非国有企业的分布，对当时的制度环境产生了重要的影响。给定所有制格局，国有经济比例高的地区领导人没有激励提供为集体经济提供非正式的产权保护。在“摸着石头过河”的改革大背景下，虽然地方官员面临的意识形态风险已大大降低。但支持集体所有制经济发展仍可能触怒当地国企，后者若报以减少后续投资，则可能降低当地官员晋升概率。

　　在国有企业越发达的地区，乡镇企业的发展受到抑制的可能性越大，事实上的制度环境往往也更差。而集体所有制工业比重较高的地区这方面顾虑较少，地方官员为了高速的经济增长和高概率的晋升，通常有激励提供事实上的产权保护制度。

　　假说3:官员晋升竞争的连续性保障了制度的连续性。

　　以经济增长为基础的官员晋升竞争一直没有间断，后来的领导人一般会延续前任对产权保护的程度。因此，产权保护水平通常能够保持下来，并且作为一种历史积淀持续影响该地区间市场经济的深层次制度环境。同时，地方竞争造成了严重的地方保护和市场分割(陆铭、陈钊，2009)，这妨碍了地区间制度收敛，固化了已有的制度差异。

　　假说4:当前的制度质量决定了今天的经济绩效。

　　因此，有充分的证据表明改革开放初期集体经济企业产值比例满足工具变量的相关性要求。至于工具变量的外生性，本文将结合经济学知识运用统计方法进行判断®。随着经济环境的变化，集体所有制工业产值占全部工业产值之比已经不足1/20(国家统计局，2010),很难说还能对经济绩效产生多大的影响。当然，除了通过影响现在的制度，还可能存在30余年前集体经济工业比例影响现在经济绩效的其他渠道。我们会逐一控制包括20〇4年非国有经济比例、人力资本、政策效应等与制度、经济收入水平都密切相关的变量的影响，以检验内生制度对长期经济增长效应的稳健性。

　　三、模型、变量与数据

　　本节分两部分。第一部分讨论内生制度模型的设定，第二部分交代本文主要变量、数据的来源与处理。

　　其中，Y通常是人均收入或人均GDP,I代表制度变量，X是一组控制变量，s是随机干扰项。方程中最主要的是制度变量I的系数p，它反映了制度效应对经济绩效的影响。这是对制度与经济绩效关系;^行经验研究时最常用的分析框架。制度对经济绩效的影响通常具有长期性和稳定性特征，横截面数据在刻画这一特征具有优势。时间跨度较短的(动态)面板模型，通常更擅长于考察经济体短期波动特征。另一方面，制度变量短期通常变动不大，使用面板分析方法进行差分变换时往往会降低了估计精度。事实上，国内外探讨制度经济绩效的代表性经验研究文献，如霍尔和琼斯(1999)、阿西墨格鲁等(2001)、罗德里克等(2004)、徐现祥、李郇(2005)和方颖、赵扬(2008)等，都设定了类似与方程(1)的横截面半对数模型。

　　若制度I与人均收人Y之间存在双向因果关系或制度变量存在测量误差，OLS结果则是有偏的。因此，本文需要方程(2)刻画制度的内生性和处理测量误差。

　　I,=rj+AZ,+Vi(2)

　　其中I是制度变量，Z是制度的工具变量，X则是一组控制变量，v是扰动项。通过方程(2)使用制度对与经济增长不相关的工具变量进行回归，将所得到的制度拟合值作为自变量再使用方程(1)进行OLS，两个步骤合起来就是两阶段最小二乘法(2SLS)。当存在内生变量或测量误差时,2SLS可以借助合适的工具变量得出一致性估计值。

　　(二)变量与数据

　　除非特别说明，本文所有数据均来自《中国城市统计年鉴(2005)》和2006年世界银行发布的报告《中国政府治理、投资环境与和谐社会：中国120个城市竞争力的提高》。该调查所涵盖的120个城市®都是根据省级行政区GDP水平选取的，包括除拉萨外所有的省会城市和计划单列市，这就在很大程度上克服了跨国及省际经验研究导致的样本异质性问题。这些城市的GDP占到中国国内生产总值的70%-80%,据此样本衡量制度对中国长期经济增长的影响，在相当程度上具有的代表性，结论也将富有解释力。

　　制度是本文核心变量，如何对其进行衡量却是个难题。文献通常使用“免于政府掠夺指数”刻画制度指标(霍尔和琼斯，1999;阿西墨格鲁等,2001,2002;罗德里克等，2004)。世界银行(2006)调齑询问了有关企业财产和合同权利受到保护和得到执行的问题，并将正面回答的比例作为产权保护制度得分。该调查具有一定公信力，其中报告了120个城市的产权保护水平观测值，也是目前能获得的最大的宏观制度国内样本。本文采用该报告的产权保护指标衡量制度质量。

　　制度的工具变量是1978年集体所有制工业产值占工业总值的比重。由于不能获得城市数据，本文使用该市所在省级行政区数据代替，数据来自《新中国55年统计资料汇编》。即使在1980年中央人事任命“下管两级”时，省级官员对所辖地区事务也有着相对较高的决策权(周黎安，2008)。因此，改革开放初期集体工业经济比重在很大程度上决定了地方高级官员对产权保护的默许程度。