危机与改革突破：来自中国的证据

摘 要 本文利用中国1978—2008年的时间序列数据，定量研究了危机与中国市场化改革之间的关系。首次在数量上精确地证明，危机的冲击对中国的市场化改革具有正向推动作用，原因可能是危机的冲击使得最高（政治）决策者提供公共物品的能力下降，统治权的稳固性降低。最高（政治）决策者不得不加快市场化增量改革来刺激经济增长以恢复提供公共物品的能力。

关键词 危机 改革突破 JJ协整检验

一 引言

在推动中国增量改革的所有因素中，危机不应该成为被忽视的一个。因为只要细心回顾我国30余年的转型历程就会发现在每一次重大改革的背后，往往都隐藏着危机的身影。例如，改革开放本身就是在“文化大革命”导致的全面社会危机发生以后启动的。国有企业改革和财税金融体制改革快速推进也是在20世纪90年代末的亚洲金融危机发生以后。温州的民间借贷危机直接促成了温州市金融改革试验区的建立，民间融资朝着合法化规范化迈进了一大步。

尽管如此，学界长期以来对危机与中国转型关系的研究未给予足够的重视。有关危机推动中国改革的原因只是在一些学者的演讲或论文中被简单提及（迟福宁，2009；袁绪程，2012等）。普遍的情况是，危机促进改革竟然被当作常识而非需要深入剖析的命题。这显然不利于把握危机作用于中国改革的规律。直到最近，才有学者（卢新波和黄腾，2011）开始对此进行探讨。在这篇文章里，我们继续对危机与中国市场化改革的关系进行更深入的研究，也我们首次对危机与中国市场化改革的关系进行定量的实证研究，从而使对危机与中国市场化改革的关系不再停留于直观的感性认识。

就国外的研究而言，早在20世纪的大萧条时期，就已经有西方学者关注危机与改革的关系。而20世纪80年代拉美债务危机和90年代的亚洲金融危机之后，相关文献不断涌现，并且逐渐形成新政治经济学的一个重要分支。

国外文献的理论分析认为，危机在改革突破中的作用与改革停滞的原因相联系。（1）在改革由于受到既得利益集团阻挠而陷于停滞的情形下，危机推动改革的原因可能有三方面：一是危机能够极大地削弱既得利益集团的权力从而减少改革的阻力。二是危机使得利益集团的可占用资产减少，从而同意进行改革。三是危机降低了其他集团反对精英集团的机会成本，使得推动改革对其他利益集团来说成为最优选择（德雷泽，2003）。（2）在改革拖延是由于受到人们有限理性约束的情形下，危机给人们提供一个贝叶斯学习机会，使人们认识到现行制度的不足从而加以改进（Harberger，1993）。（3）在由于人们对改革后利益分配感到不确定从而更偏好于维持现状的情形下，危机加剧现状恶化的程度从而迫使人们同意改革（Fernandez and Rordrik，1991）。（4）在由于利益集团不能就改革成本分担达成一致从而导致改革拖延的情形下，危机可以通过加剧现状的扭曲程度从而提高不同意进行改革的成本来加速达成一致意见（Alsina and Drazen，1991）。

此外，大量国外文献还对危机假说进行了实证检验并且得到了肯定的答案（Tornell，1998；Lora，1998；Edwards and Steiner，2000；Drazen and Easterly，2001；Murillo and Foulon，2006；Alberto Alesina et al.，2006）。但在区分改革类型和危机类型的更细致的研究中，一些学者发现经济危机和政治危机在对经济制度的市场化改革的影响效果上并不一样（Campos and Hsiao，2006）。汇率危机与银行破产危机对于金融自由化的影响方向截然相反（Abdul Abiad and Ashoka Mody，2005）。危机对于民主化的影响受到一国的开放程度和政党制度等影响（Joseph Wright，2007）。

国内研究中，很少有学者把危机怎样促进中国的改革当作专门的课题而进行深入探讨。尽管每个中国学者都承认中国的改革具有危机导向的特征。但在解释其背后的原因时，无不简单地认为危机所以能促进中国的改革是因为危机使中国的领导者有了执政危机感并且暴露了现有制度的弊端，从而使改革得以推进。^[1]卢新波和黄藤（2011）通过借鉴阿莱西那—德雷泽模型，首次从危机角度对中国转型进程中的“改革拖延与突破”现象进行了理论分析与数值模拟，得到了危机冲击通过改变改革相关方的成本分布推动改革突破的结论。

综上所述，国外文献关于危机与改革关系的理论对于我们最大的启发是应该从利益集团博弈的角度来分析危机在改革突破中所起到的作用。然而，在分析中国的转型问题时，不应该忽视中国国情的特殊性。中国的转型最明显的特征是一个较为强势的政府决定着市场制度的供给。政府其实也是一个具有自身核心利益的利益集团，并非简单的利益集团集体行动的输出输入工具（周冰，2010）。从外国学者的实证研究来看，危机对经济制度的市场化改革的作用受到危机的类型、政治制度和开放程度等影响，也并未形成完全一致的结论。

有鉴于此，本文将提出一个更加符合中国特殊政治背景的理论分析框架，并且运用中国1978—2008年的时间序列数据，实证检验危机对中国市场化改革的影响，为危机假说在中国是否成立提供一个精确的答案。

二 理论分析框架和研究假设

危机促进改革实质上是危机通过某种方式影响了政府行为从而使其做出改变政策的决定。要研究危机如何推动改革，关键在于分析危机如何影响政府行为。然而，由于东西方国家政治体制不同，导致西方学者和中国学者在研究政府行为上的差异明显。西方学者大多运用布坎南开创的公共选择理论来分析政府行为。而樊纲、张曙光和周冰等学者则根据对中国转型实践的考察，认识到不能将政府仅仅看作是集体行动的输出输入工具，推进了对政府行为的研究。尤其是周冰（2010）在总结樊纲等人的研究的基础之上，提出了最高（政治）决策者的效用函数理论。其认为最高（政治）决策者是公有制经济中拥有最高权力并进行决策的个人、机构或集团。最高（政治）决策者的效用来自统治权并通过向公众提供各种公共物品来交换统治权的稳固。因此，我们进一步认为最高（政治）决策者在与其他利益集团的博弈中处于支配地位。于是在关于危机如何促进改革的分析中，我们只研究危机是如何影响最高（政治）决策者行为的。

（一）最高（政治）决策者总是要最大化其有效财政收入

为了维护和巩固统治权，最高（政治）决策者必须向公众提供一定水平的公共物品。获得足够的财政收入是有能力提供大多数公共物品的前提条件。同时，稳定的社会环境对统治权的稳固也非常重要^[2]，而社会的稳定性除了受财政收入影响之外，还受失业率、通货膨胀率和基尼系数等其他因素的影响。

为了维护统治权，最高（政治）决策者不仅需要足够的财政收入，而且还要维护社会稳定。基于此，我们提出“有效财政收入”的概念，同时强调财政收入和社会稳定的重要性。所谓有效财政收入，就是稳定系数与财政收入的乘积：f＝θF（f是有效财政收入，θ是稳定系数且θ∈（0，1），F为财政收入）。稳定系数是一个表示社会稳定性的变量，如果社会秩序完全崩溃，则取值0；如果社会很稳定和谐，则取值1。一般情况下，社会通常都处在这两种极端之间的中间状态。因而，θ∈（0，1）。

图1 稳定系数和财政收入的关系

首先，稳定系数受到财政收入的影响。从最高（政治）决策者的角度，财政收入对社会稳定的影响具有正负两方面的效应：一方面，财政收入越多，为公众提供的公共物品也就越多，公众的个人效用就越高，社会稳定性就越高；另一方面，财政收入来自税收。税收对于个体来说是具有负效用的。税收越多，公众的个人净效用就越少，对政府就越不满，社会稳定性就越低。于是，财政收入对社会稳定的影响就取决于正负效应的大小。如图1所示，保持其他条件不变，在财政收入达到最佳规模F^*时，社会处于最稳定状态，稳定系数θ^*最接近于1。当F＜F^*时，由于提高财政收入的正效应大于负效应，稳定系数会随着财政收入的增加不断提升；当F＞F^*时，由于提高财政收入的负效应大于其正效应，稳定系数会随着财政收入的提高而降低。

其次，稳定系数还受失业率、通货膨胀、吏治腐败、分配不公和收入差距扩大等因素影响。失业率和通货膨胀率越高，公众的不满情绪越高，稳定系数就越小。腐败越严重，收入差距越大，社会就越不稳定。

基于以上分析，最高（政治）决策者考虑的不仅仅是财政收入的最大化，而是要在稳定性约束下最大化其财政收入。运用本文的概念，最高（政治）决策者的根本动机是最大化有效财政收入。

（二）有效财政收入

财政收入来自税收；即F=Tax（F为实际财政收入，Tax为税收）。税收来自对国民收入的征税，即Tax=tY（t为税率，Y为国民收入）。根据柯布—道格拉斯生产函数，Y=Af（K，L）（A为全要素生产率，K为资本，L为劳动人口）。国民收入决定于技术进步、资本和劳动力。然而，新制度经济学家的研究已经表明了制度的改善能够促进经济增长。因此，Y=AF（I，K，L）（I为制度因素）。综上，本文得到最高（政治）决策者的有效财政收入的最终公式，即f=θ［tAF（I，K，L）］。

（三）危机冲击令有效财政收入减少，迫使最高（政治）决策者开启经济增量改革

通过以上公式，得到危机促进中国市场化改革的传递机制（见图2）。假设最高（政治）决策者是理性的。t=0时，他已经实现有效财政收入的最大化，即f^*=θ^*×F^*。t=T时，危机发生，并导致国民收入（或增速）减少，随之税收（或增速）下降和失业率增加。税收（或增速）下降导致财政收入（或增速）下降，失业率增加和财政收入（或增速）下降导致稳定系数下降^[3]，这两个作用共同导致有效财政收入（或增速）下降，故而最高（政治）决策者提供公共物品的能力相对于民众的需求下降，权利核心周围的保护带变窄^[4]，统治权稳固性降低。由于短期内全要素生产率没法改变，加上企业在悲观的经济预期下都会减少投入。于是，最高（政治）决策者只有推动市场化的增量改革，促进经济增长，使有效财政收入恢复到最大值，确保统治权再次稳固。

图2 危机促进中国市场化改革的传递机制

基于以上分析思路，我们提出针对中国的危机假说，即危机能促进中国的市场化改革。

接下来将对这一假说进行实证检验。同时考虑能够对中国市场化改革的进程产生影响的因素不只一个，为了控制其他重要的因素对经验结果的影响，还在模型中考虑了开放程度、收入差距和邓小平南方谈话三个重要的因素。之所以要考虑开放程度，是因为在中国市场化改革过程中，外部环境的影响不能忽视。后发国家与先发国家之间存在“体制落差”，而由显性体制落差引起的内生动力和外部压力及其复合作用是体制转型的动力之一（卢新波，2007）。另外，发达国家的示范作用，以及为了实现国家统一从而要在经济上与中国台湾展开竞争的压力，也是促进中国市场化改革的动力（周冰，2005）。开放程度越高，国内与外界的信息交流越密切，这些外部因素发挥的作用也就越大。

收入差距也是一个不能忽视的变量。在一些西方学者的研究中，主要包括收入差距等因素的社会分化是导致改革拖延的一个重要原因（Alsina and Drazen，1991）。在中国这个由计划经济过渡到市场经济的国家，资源配置方式的改变和每个人能力、资源禀赋的不同不可避免地带来收入差距。但中国长期的意识形态宣传使得大众对于收入差距扩大非常敏感^[5]。故而最高（政治）决策者不希望收入差距快速拉大而使得公众的不满情绪升高并因此影响社会的稳定性。所以，最高（政治）决策者可能会因为收入差距拉大而延缓市场化改革。1992年，邓小平南方谈话是促进中国市场化改革大步向前推进的最为关键的事件。所以，我们通过一个虚拟变量来控制1992年前后的结构性变化。

三 实证研究

（一）变量的选取

1.中国市场化改革的度量

体制转轨的根本问题就是非国有经济比重的不断提高和经济所有制结构的转变（樊纲，2000）。因此，参照王小鲁和樊纲（2009），我们采用非国有经济的比重来近似衡量市场化程度。^[6]具体来说，我们用城镇非国有单位从业人员占城镇从业人员的比重和规模以上非国有工业增加值占规模以上工业增加值的比重的平均值来衡量我国的市场化程度。该指标值越低，表明市场化程度越低，市场化改革速度越慢；反之则相反。

2.危机的度量

危机通常是一个定性的变量，通过一些宏观经济指标来进行确认。按照本文的分析思路，危机的冲击必然导致财政收入（或增速）下降，要维持原有的（或安全的）公共品供给水平，赤字率必然上升。于是参照Alesina（2006）确认危机的方法，当某年的财政赤字率大于（或等于）历年财政赤字率的75%分位数时，就确认危机发生。用数学公式表示为：

式中，Crisis表示危机，当某年发生危机时取值1，否则取值0。同时，为了使检验结果更为稳健，我们还以财政赤字率的平均值和中位数作为危机临界值重新确认发生危机的年份。然后重新进行计量检验。

3.其他控制变量

开放程度：采用进出口总额占GDP比例来衡量开放程度。

收入不平等：采用全国整体基尼系数来衡量收入差距。国家统计局虽没有公布全国城乡统一基尼系数，但很多学者对此做了各种尝试（程永宏，2006，2007等）。本文主要采用程永宏（2007）发表在《中国社会科学》上的数据（见表1）。

表1 1978—2008年中国基尼系数

我们用一个虚拟变量来刻画邓小平南方谈话的影响。该变量1992年以前取值0，1992年以后取值1。本文的数据均来自历年《中国统计年鉴》、国家统计局网站和中经网数据库。

（二）描述性统计

所有变量的统计结果如表2所示。我国的市场化程度已从1978年的17.6%上升到2008年的72.9%。开放程度从9.7%上升到65.2%。1980年的收入差距最小，基尼系数仅为0.25，但到了2008年，基尼系数已经增加到了0.48。这表明我国收入差距已经很大。

表2 各变量的描述性统计

表3显示了分别用历年财政赤字率的75%分位数、平均值和中位数来作为判断危机是否发生的临界值时，危机年份和一般年份的年均市场化程度增加量的情况。在三种情况下，危机年份的年均市场化程度增加量都大于一般年份的年均市场化程度增加量。这为判断本文提出的假说可能成立提供了一个直观的证据。

表3 危机年份与一般年份的年均市场化程度增加量比较

市场化程度1992年以前上升得比较缓慢，在1992年之后，市场化程度上升速度明显加快（见图3）。这说明1992年是我国市场化进程的拐点，初步证实了我们引入Dxp这个虚拟的变量的合理性。

（三）计量模型和实证检验

借鉴Alberto Alesina（2006）和Joseph Wright（2007）的方法，本文建立了以下的半对数模型：

lnMarket_t=β₀+β₁crisis_t+βX+ε_t　　　　　　　（2）

式中，t表示年份，lnMarket表示取对数后的市场化指数，Crisis是危机变量，X是其他控制变量。包括：我国的开放程度的对数值lnOpen、全国统一基尼系数的对数值lnGini和表示邓小平南方谈话影响的变量Dxp。

图3 1978—2010我国的市场化程度
资料来源：历年《中国统计年鉴》。

1.时间序列平稳性检验

我们采用ADF检验考察各系列的平稳性（伍德里奇，2003）。在检验过程中，按AIC准则选择最优的滞后期数。检验结果表明，所有的时间系列都是I（1）系列（见表4）。

表4 单位根检验结果（1978—2008年）

2.JJ协整检验

在确定各时间系列都是I（1）系列之后，采用JJ检验考察（2）式中各变量之间的协整关系是否成立。^[7]结果见表5。

表5 JJ协整检验结果

迹统计量检验表明，lnMarket、Crisis、lnopen、lngini和dxp之间存在一个协整关系。而且根据JJ检验的标准化系数，我们得到了以下协整方程（括号内为t统计量）：

lnMarket=0.10crisis+0.22lnopen+0.17dxp-0.99lngini+0.06t-2.912

（5.580）（3.191）（7.302）（-6.229）

以上结果表明，危机的冲击能够使我国的市场化程度提高10%，而且在统计上非常显著。这证明危机的确能够加快我国的市场化改革。

另外，在其他控制变量中，lnopen前的系数为0.22，显示我国的开放程度每提高1%，市场化程度就会相应提高0.22%。我们再一次定量地证明了邓小平南方讲话对我国市场化进程的重大影响：dxp前的系数为0.17，而且非常显著。收入差距扩大对我国的市场化进程具有负效应，这可能是收入差距扩大会加剧最高（政治）决策者的忧虑，从而放慢了市场化改革的速度。

3.误差修正模型

我们已经成功证明lnMarket、crisis、lnopen、lngini和dxp之间具有长期的均衡关系，而且在这一关系中，危机对于市场化改革具有显著的正向冲击作用。我们进一步通过误差修正模型来判断长期均衡状态的稳定性。因此，我们对这几个变量的误差修正模型估计得到：

ΔlnMarket_t-1=-0.20ECM_t-1-0.06ΔlnMarket_t-1+0.02Δcrisis_t-1+0.08^*

（-1.147）（-0.308）（1.199）（1.712）

Δdxp_t-1-0.12Δlnopen_t-1+0.13Δlngini_t-1+0.058

（-1.800） （0.927）

式中，误差修正项ECM前的系数为-0.20，虽然不显著，但其t统计量接近10%显著性水平的临界值。更重要的是，其调整方向符合误差修正机制。

4.稳健性检验

危机是本文实证研究中始终最关心的变量。在前面研究中，我们指定当赤字＞75%分位数时，就认定危机发生。那么，当用其他阀值作为是否发生危机的评价标准时，检验结果是否还一样呢？于是，我们分别考虑用财政赤字率的平均值和中位数作为危机临界值的情况（见表6）。

表6 财政赤字率的平均值和中位数分别做临界值时的JJ检验结果

（1）平均值。当用财政赤字率的平均值作为危机临界值时，发生危机的年份多了1994年、1998年和2005年。用新确认的危机变量同其他变量重复以上JJ协整检验的步骤，结果发现各个变量依然存在一个协整关系，而且各变量前的系数变化都不大。

（2）中位数。当用财政赤字率的中位数作为危机发生与否的临界值时，发生危机的年份多了1991年、1992年、1994年、1995年、1998年和2005年。用新确认的危机变量与其他变量重复JJ协整检验的步骤，结果发现各变量之间仍然存在协整关系，而且各变量前的系数仍然符合理论预期。

通过以上两个方面的考察说明无论采取何种临界值确认危机是否发生，检验结果都是一致的。

四 结论和政策建议

本文运用最新的转型经济学理论，立足于中国转型的实践，分析危机促进中国市场化改革的内在机理。同时，运用协整理论，定量检验了危机与中国市场化改革的关系。最终，得到以下三个重要结论。

其一，危机冲击对我国市场化改革具有正向的推动作用。实证研究表明，危机的冲击能够使中国的市场化程度提高10%，而且是统计显著的。

其二，危机降低了最高（政治）决策者统治权的稳固性从而使其推动改革。危机的冲击使得国民收入（或增速）下降，导致财政收入（或增速）和社会稳定性的下降，于是有效财政收入（或增速）减少，统治权的保护带变窄从而其稳固性降低。所以，最高（政治）决策者有着强烈的恢复有效财政收入至其最大值的动机，而开启市场化增量改革成为危机中最为有效的手段。

其三，开放程度和收入差距都对我国的市场化改革具有重要影响。我们的实证研究表明，开放程度每提高1%，市场化程度就会提高0.22%。外部的竞争和示范效应对中国的市场化进程存在积极影响。收入差距扩大对市场化改革具有阻碍作用。

其四，我们使用了不同的压力阀值对危机进行确认，然后用不同的危机变量进行计量检验的所有结果都证明我们的结论是稳健的。

以上的研究结果对于目前的中国具有很现实的政策含义。我们正在经历自20世纪大萧条以来最严重的世界经济危机，这是我国深化改革的历史机遇。在国外需求疲软和贸易保护主义抬头的情况下，我国对外出口下滑，贸易顺差减少。出口对经济增长的贡献率不断下降。在这种情况下，通过市场化改革来化解危机对我国经济增长产生的冲击应该是最高（政治）决策者最为明智的选择。具体来说，可以从以下几方面推动改革：

第一，垄断行业改革。在垄断的庇护下，一些行业的生产效率长期低下，垄断造成的福利净损失非常巨大；垄断行业又都支配着战略性资源，因此其低效率抬高商品的成本，加剧通胀的压力；垄断壁垒的存在使得我们未能利用好充裕的民间资本，还助推资产泡沫，加剧收入差距。加快垄断行业改革能够提高生产效率，抑制通货膨胀，降低收入差距，促进经济增长。

第二，金融体制改革。作为我国经济增长的主推器，中小企业的发展对我国的经济至关重要。但长期以来，中小企业深受融资难的困扰，错失很多发展壮大的机会。加快金融体制改革，大力发展能够为中小企业提供优质融资服务的中小金融机构，将极大推动我国经济的发展。

第三，收入分配制度改革。我国收入差距有很大一部分是现有制度造成的，比如退休金双轨制、垄断行业的高收入等。收入差距扩大不仅不利于进一步改革，而且抑制消费，激化社会矛盾。加快收入分配制度改革，降低收入差距，使更多的人分享改革的成果，才能使得支持改革的力量更强大；同时也有利于消费和储蓄恢复平衡以及增强社会的稳定性。

参考文献

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［28］周冰：《经济体制转型方式及其决定》，《中国社会科学》2005年第1期。

［29］周冰：《最高（政治）决策者的效用函数》，《南开学报》2010年第2期。

（卢新波 王 昊：浙江财经大学经济与国际贸易学院）

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[1] 也许正是大多数学者认为，危机促进中国改革的原因是如此简单，所以相关的研究才比较少。

[2] 改革开放以来，稳定问题始终在中央政府的目标函数中占据决定性的权重。1989年，邓小平首次提出：“中国的问题，压倒一切的是需要稳定。没有稳定的环境，什么都搞不成，已经取得的成果也会失掉。”1990年，他强调：“我不止一次讲过，稳定压倒一切，人民民主专政不能丢。”党的第三代中央领导集体产生后，更将“稳定”、“改革”、“发展”作为我国改革开放和社会主义现代化建设事业三个有机统一的组成部分。

[3] 对于中国来说，危机的冲击一般都导致GDP的增速减慢。这会给最高（政治）决策者带来巨大的解决就业的压力。因为本来中国就已经劳动力过剩，在GDP增速减慢情况下，经济体能够提供的就业岗位减少，失业率增加，严重影响社会的稳定性。这就是中央政府反复强调保增长、促就业的原因。

[4] 统治权的保护带是周冰（2010）提出的概念。它是指最高（政治）决策者实际向公众提供的公共物品水平与公众能忍受的公共物品最低供给水平之间的区域。保护带越宽，统治权受到外部冲击的可能性就越小；反之则相反。

[5] 主流的意识形态强调共同富裕的特征。

[6] 自2000年起，王小鲁、樊纲和朱恒鹏陆续编制发表中国各年各地的市场化指数。但由于缺少早期数据，我们只能采用非国有经济的比重作为近似替代指标。

[7] 国内外都有大量的文献对含有虚拟变量的多变量时间序列模型进行JJ检验。例如，罗德里特·瓦尔德斯等（Rodrigo Valdes et.al，2011）、熊柴（2007）将虚拟变量作为内生变量加入JJ协整检验模型中来分析政策变化的影响。