本文用于城市数据检验了内生制度与中国经济快速增长的关系。为了减少财政收入和取得政绩以提升晋升概率，地方官员有鼓舞为非国有投资获取非正式产权保护;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，可以视作今天制度的工具变量。

IV结果表明：在掌控国有化、上岸运输成本、产业结构、政策等变量后，物权维护水平有所不同可以务实地说明中国城市间大部分经济绩效差距。　　人们广泛坚信30余年来中国经济的高速快速增长与制度变迁有关，随着数据问题的部分解决问题?，国内经常出现了一批企图分析制度对中国经济快速增长贡献的文献(王小鲁、樊纲，2004;康继军等，2007;李强国等，2008)。

但人们定量分析制度变迁与中国经济快速增长关系时，往往忽略了或无力解决制度内生性问题。从理论上说道，制度作为一种集体自由选择，在相当大程度上创建在与之相适应经济发展水平之上。从我国现实看，改革是利益的再行分配，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，即使需要刻画有所不同地区的制度特征，经典重返方法的估算结果也是有稍的。经济快速增长近期理论进展方向之一就是找寻将制度内生的工具变量。　　制度与经济快速增长文献行进的历史，也是大大找到制度更加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，因此体现欧洲影响的变量如纬度、用于欧洲语言作为母语人口的比重，可以视作制度的工具变量(HallJones,1999)。

但欧洲影响不一定是正面的，殖民者在初始死亡率较低的殖民地更容易移居，一般来说创建起维护产权的制度，否则就创建起向宗主国移往财富的攫取制度。制度的持续性使独立国家后的政权在相当大程度上不会沿袭原本的制度特征，进而要求了今天的经济绩效。因此阿西墨格鲁等(Acemoglu，JohnsonRobinson,2001)建议用于殖民者初始死亡率作为制度的工具变量。罗德里克等(Rodriketal.，2004)拓展了阿西墨格鲁等的样本，反对了后者的最重要找到：在经济快速增长的长年决定因素中，制度比地理特征更为重要。

格莱泽等(G〗easeretal.，20M)则认为早期殖民者的死亡率体现了当时的流行病地理分布并要求了该地区移人的人力资本，不符合工具变量外生性拒绝。巴德汉(Bardhan，2005)用于国家古老程度作为制度工具变量，反对了阿西墨格鲁等的结论。　　作为单一制国家，在全国范围内我们继续执行统一的法律制度和实施联合的社会主义市场经济制度，但现实指出地区间继续执行明确制度时差异显然相当大。

国内有数少数学者尝试用于工具变量探索中国有所不同地区经济绩效差异的制度性根源。徐现祥、李郇(2005)明确提出中国20世纪50年代初“三大改建”前私营工业发展情况体现了历史的商业软环境，可以视作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异可以务实地说明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取决于的都是易变的对外开放水平，足以刻画制度的限制性与稳定性特征。与本文尤为相似是方颖、赵扬(2008)的研究，他们明确提出不受西方影响程度的厚薄可以说明各地明确制度的差异。

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体现了受西方影响的程度，可以作为现在制度的工具变量。在掌控地理因素和政策效应后，他们找到制度对经济绩效的说明力最弱。他们的立足点也是不受西方影响更深的地区制度质量越高，但阿西墨格鲁等认为西方的影响不一定都是正面的。　　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少月有效地的产权保护和继续执行契约制度，另一方面地方政府对企业和市场运营过程中的介入随处可见。

按照西方主流经济学理论，这一定意味著不会经常出现政府对企业的掠夺、榨取和侵权行为，那么是什么承托了民营资本的大量累积和经济的高速快速增长?我们指出地方政府出于共容利益(Encompassinginterests)考虑到，为非国有投资获取事实上的产权保护承托了中国长年经济快速增长;而各地产权保护程度的有所不同，造成了其经济绩效差距。我们的观点基于以下假说。

　　假说1:改革开放后经济快速增长沦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有可能不存在共容利益。　　周黎安(2004)在理论上说明了了官员晋升竞争与改革开放以来高度经济快速增长之间的内在逻辑联系。一些学者用于同期省级面板数据找到，省级官员的晋升概率与辖区GDP增长率呈圆形明显的于是以涉及关系，这为地方官员晋升鼓舞的不存在性获取了最重要的经验证据(李宏彬、周黎安.，LiZhou,2005;徐现祥等，2007;张军等，2007)。似乎，以经济快速增长为基础的晋升竞争使地方官员与经济快速增长不存在共容利益?。

为了在晋升竞争中获得胜利，地方官员必需调动一切潜在能用的资源反对企业减少投资。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为制为的鼓舞下创造性地找寻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取得财政收人和政绩的理想资源(周黎安，2008)。

乡镇企业的发展不利于乡镇干部实施上级政府发布命令的经济发展强制性指标，藉此获得政绩为未来的晋升竞争中获得胜利建构最重要条件。　　假说2:共容利益的大小影响了地方政府官员获取事实上的产权和司法维护的概率，影响了还包括国企在内所有经济成分的效率。

　　出于共容利益考虑到，地方政府为了希望以集体经济为主体的乡镇企业的发展，被迫获取事实上的产权和司法维护，以保证投资和继续执行交易契约。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，为什么它却必须更加完备的产权和司法维护呢?事实上，中国有所不同所有者层级的公有制企业不存在着一个严苛的等级结构(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低于，但企业利益与所有者利害关系最必要、最具体，产权关系也比较明晰。

这种对产权界定和清晰的高市场需求，使地方政府被迫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有所不同程度上的种族歧视但在“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鼓舞提高辖区非国有经济面对的制度环境。制度环境的提高不仅不利于当时的集体经济、后来的各种形式的民营经济的发展，也提升了当地国有企业的效率，提高了整体经济发展水平。

　　共容利益调和了政府获取产权保护与提供最大化政治租金之间的显然冲突，增强市场型政府?往往主动经常出现，而后者包含了经济快速增长的充分条件。获益于财产权利维护制度，19世纪中早期美国南部奴隶经济维持了较高的生产率;桎梏于经济管制，宿老权利议会选举的印度经济曾长年停滞不前。

似乎，政府张开扶植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)没找到民主造成经济快速增长的证据的原因。　　改革开放初期非国有企业的产于，对当时的制度环境产生了最重要的影响。等价所有制格局，国有经济比例低的地区领导人没鼓舞获取为集体经济获取非正式的产权保护。

在“摸着石头过河”的改革大背景下，虽然地方官员面对的意识形态风险已大大降低。但反对集体所有制经济发展仍有可能得罪当地国企，后者若博得增加先前投资，则有可能减少当地官员晋升概率。

　　在国有企业就越繁盛的地区，乡镇企业的发展受到诱导的可能性越大，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疑虑较较少，地方官员为了高速的经济快速增长和低概率的晋升，一般来说有鼓舞获取事实上的产权保护制度。

　　假说3:官员晋升竞争的连续性确保了制度的连续性。　　以经济快速增长为基础的官员晋升竞争仍然没停歇，后来的领导人一般不会沿袭前任对产权保护的程度。因此，产权保护水平一般来说需要维持下来，并且作为一种历史文化底蕴持续影响该地区间市场经济的深层次制度环境。

同时，地方竞争造成了相当严重的地方维护和市场拆分(陆铭、陈钊，2009)，这阻碍了地区间制度发散，烧结了有数的制度差异。　　假说4:当前的制度质量要求了今天的经济绩效。　　因此，有充份的证据指出改革开放初期集体经济企业产值比例符合工具变量的相关性拒绝。

至于工具变量的外生性，本文将融合经济学科学知识运用统计资料方法展开辨别?。随着经济环境的变化，集体所有制工业产值占到全部工业产值之比早已严重不足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，还有可能不存在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。我们不会一一掌控还包括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年经济快速增长效应的稳健性。

　　三、模型、变量与数据　　本节分两部分。第一部分辩论内生制度模型的原作，第二部分交代本文主要变量、数据的来源与处置。　　其中，Y一般来说是人均收入或人均GDP,I代表制度变量，X是一组控制变量，s是随机阻碍项。方程中最主要的是制度变量I的系数p，它体现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一般来说具备长期性和稳定性特征，横截面数据在刻画这一特征具备优势。

时间跨度较短的(动态)面板模型，一般来说更加擅长实地考察经济体短期波动特征。另一方面，制度变量短期一般来说变动并不大，用于面板分析方法展开差分转换时往往不会减少了估算精度。事实上，国内外探究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，都原作了类似于与方程(1)的横截面半对数模型。

　　若制度I与人均收人Y之间不存在双向因果关系或制度变量不存在测量误差，OLS结果则是有稍的。因此，本文必须方程(2)刻画制度的内生性和处置测量误差。　　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)用于制度对与经济快速增长不相关的工具变量展开重返，将所获得的制度数值值作为自变量再行用于方程(1)展开OLS，两个步骤通一起就是两阶段大于二乘法(2SLS)。当不存在内生变量或测量误差时,2SLS可以利用适合的工具变量得出结论一致性估计值。　　(二)变量与数据　　除非尤其解释，本文所有数据皆来自《中国城市统计资料年鉴(2005)》和2006年世界银行公布的报告《中国政府管理、投资环境与和谐社会：中国120个城市竞争力的提升》。该调查所涵括的120个城市?都是根据省级行政区GDP水平挑选的，还包括除拉萨外所有的省会城市和计划单列市，这就在相当大程度上解决了跨国及省际经验研究造成的样本异质性问题。

这些城市的GDP占中国国内生产总值的70%-80%,据此样本取决于制度对中国长年经济快速增长的影响，在相当程度上具备的代表性，结论也将富裕说明力。　　制度是本文核心变量，如何对其展开取决于毕竟个难题。文献一般来说用于“免遭政府劫掠指数”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)徵齑告知了有关企业财产和合约权利受到维护和获得继续执行的问题，并将正面问的比例作为产权保护制度分数。

该调查具备一定公信力，其中报告了120个城市的产权保护水平观测值，也是目前能取得的仅次于的宏观制度国内样本。本文使用该报告的产权保护指标取决于制度质量。

　　制度的工具变量是1978年集体所有制工业产值占到工业总值的比重。由于无法取得城市数据，本文用于该市所在省级行政区数据替换，数据来自《新中国55年统计资料资料汇编》。

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具有比较较高的决策权(周黎安，2008)。因此，改革开放初期集体工业经济比重在相当大程度上要求了地方高级官员对产权保护的阻挠程度。刊登请求标明来源。

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