在推动中国市场化改革的所有因素中，危机不应成为被忽视的一个。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 “文革”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。
尽管如此，学术界长久以来对危机与中国转型的关系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。更普遍的情况是，危机促进改革竟然被当作常识而非需要深入剖析的命题，这显然不利于我们把握危机作用于中国改革的规律。直到近来，个别学者才开始对此进行初步的探讨。本文继续对危机与中国市场化改革的关系进行更深入的研究，理论分析的假设前提更符合中国的转型实践。更为重要的是，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，从而使我们对危机与中国市场化改革的关系不再停留于直观、感性的认识。
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分为三个层面: 一是危机能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，使推动改革对其他利益集团来说成为最优选择。( 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的机会，使人们认识到现行制度的不足而加以改进。( 3) 在由于人们对改革后利益分配感到不确定而更偏好于维持现状的情形下，危机加剧现状恶化的程度迫使人们同意改革。( 4) 在由于利益集团不能就改革成本分担达成一致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而提高不同意进行改革的成本来加速达成一致意见。
除此之外，大量国外文献还对危机假说进行了实证检验并得到了肯定的答案，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对经济制度的市场化改革的影响效果并不一样。汇率危机与银行破产危机对金融自由化的影响方向截然相反，危机对民主化的影响受到一国的开放程度和政党制度等影响。
在国内研究中，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且暴露了现有制度的弊端，从而使改革得以推进。卢新波和黄藤( 2011) 通过借鉴阿莱西那-德雷泽模型，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，认为危机冲击通过改变改革相关方的成本分布来推动改革突破。
综上所述，国外文献关于危机与改革关系的理论对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的作用。但在分析中国的转型问题时，不应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，而并非简单的利益集团集体行动的输出、输入工具。从国外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。为此，本文提出一个更加符合中国特殊政治背景的理论分析框架，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。
一、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，从而使其作出改变政策的决定。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。但由于东西方国家政治体制不同，西方学者和中国学者在研究政府行为上存在明显差异。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，从而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基础之上，提出了最高( 政治) 决策者的效用函数理论，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) 决策者的效用来自于统治权，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。在以下关于危机如何促进改革的分析中，我们只专注于研究危机是如何影响最高( 政治) 决策者的行为的。
( 一) 最高( 政治) 决策者最大化有效财政收入
为维护和巩固统治权，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其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①，而社会的稳定性除受到财政收入影响外，还受到失业率、通货膨胀率和基尼系数等其他因素的影响。因此，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，还需要维护社会的稳定性。
基于此，我们提出 “有效财政收入”的概念，以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，F 为财政收入) 。
稳定系数是一个表征社会稳定性的变量，如果社会秩序完全崩溃，则取值为 0; 如果社会很稳定、和谐，则取值为1。一般地，社会通常处于这两种极端之间的中间状态，故 θ∈( 0，1) 。首先，稳定系数受到财政收入的影响。从最高( 政治) 决策者的角度来看，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，财政收入来源于税收，税收对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。因此，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而不断提升; 当 F＞ F*时，由于提高财政收入的负效应大于正效应，稳定系数会随着财政收入的提高而不断降低。【图1】
其次，稳定系数还受到失业率、严重的通货膨胀、吏治腐败、分配不公和收入差距恶化等因素的影响。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，即最高( 政治) 决策者的根本动机是最大化有效财政收入。
( 二) 有效财政收入的决定
财政收入来自于税收，即 F = Tax( F 为实际财政收入，Tax 为税收) 。税收来自于对国民收入的征税，即 Tax = tY( t 为税率，Y 为国民收入) 。国民收入决定于技术进步、资本和劳动力，即 Y =Af( K，L) ( A 为全要素生产率，K 为资本，L 为劳动人口) 。新制度经济学的研究已经表明制度的改善能促进经济增长，故 Y = AF( I，K，L) ( I 为制度因素) 。因此，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 减少有效财政收入，迫使最高( 政治) 决策者开启经济增量改革。。通过以上公式，本文得到了危机促进中国市场化改革的传递机制( 如图 2所示) 。假设最高( 政治) 决策者是理性的，当 t =0 时，他已实现有效财政收入的最大化，即 f*= θ*× F*; 当 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，它们共同作用导致有效财政收入( 或增速)下降，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，权力核心周围的保护带变窄①，统治权的稳固性降低。由于短期内全要素生产率无法改变，企业在悲观的经济预期下减少投入。因此，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，才能确保统治权的再次稳固。【图2】
基于以上分析，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。本文接下来将对这一假说进行实证检验。考虑到影响中国市场化改革进程的因素不只一个，为控制其他因素对经验结果的影响，我们在模型中考虑了开放程度、收入差距和邓小平南方讲话三个重要因素。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”，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。另外，发达国家的示范作用及为实现国家统一而在经济上与台湾展开竞争的压力，也是促进中国市场化改革的动力。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可忽视的变量。在一些西方学者的研究中，包括收入差距等因素在内的社会分化是导致改革拖延的一个重要原因。在中国由计划经济过渡到市场经济的进程中，资源配置方式的改变和每个人能力和资源禀赋的不同均不可避免地带来收入差距，但中国长期的意识形态宣传使大众对收入差距扩大非常敏感，最高( 政治) 决策者不希望收入差距快速拉大使公众的不满情绪高涨而影响社会的稳定性。因此，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，邓小平南方讲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。为此，我们通过一个虚拟变量来控制 1992 年前后的结构性变化。
二、变量选择、实证研究和结果分析
( 一) 变量选择
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。因此，参照王小鲁和樊纲( 2009) 的做法，我们采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①。该指标的数值越低，表明市场化程度越低，市场化改革的速度就越慢; 反之则反。
2． 危机的度量。危机通常是一个定性的变量，需通过一些宏观经济指标进行确认。危机的冲击必然导致财政收入( 或增速) 下降，而维持原有的( 或安全的) 公共物品供给水平必然导致赤字率上升。因此，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，我们就确认危机发生。【1】
其中，Crisis 表示危机，当某年发生危机时取值为 1，否则取值为 0。同时，为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，然后再次进行计量检验。
3． 其他控制变量的度量。开放程度采用进出口总额占 GDP 的比重来衡量，收入不平等采用全国整体基尼系数来衡量。国家统计局虽没有公布全国城乡统一的基尼系数，但很多学者对此做了各种尝试。本文主要采用程永宏( 2007) 的数据( 见表 1 所示) 。【表1】
我们用一个虚拟变量来刻画邓小平南方讲话的影响。该变量在 1992 年以前取值为 0，在 1992年以后取值为 1。本文的数据均来自历年的 《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
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 2008 年后基尼系数已增加到 0. 48，这表明我国收入差距已经很大。【表2】
表 3 展示了用历年财政赤字率的 75% 分位数、平均值和中位数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。在此三种情况下，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】
市场化程度在 1992 年以前上升得比较缓慢，在 1992 年后上升速度明显加快，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，本文建立以下的半对数模型:lnMarkett= β0+ β1Crisist+ β2X + εt( 2)其中，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( 包括开放程度的对数值 lnOpen、全国统一基尼系数的对数值 lnGini 和表征邓小平南方讲话影响的变量 Dxp) 。
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 所示) 。【表4】
2． JJ 协整检验。在确定各时间系列都是 I( 1) 系列后，我们采用 JJ 检验考察( 2) 式中各变量之间的协整关系是否成立( 见表 5 所示)①。【表5】
迹统计量检验结果表明，lnMarket、Crisis、lnOpen、lnGini 和 Dxp 之间存在一个协整关系。根据 JJ 检验的标准化系数，我们得到以下的协整方程( 括号内数值为 t 统计量) :【2】
以上结果表明，危机的冲击能让我国的市场化程度提高 10%，而且统计上非常显着，这证明了危机的确能加快我国的市场化改革。
在其他控制变量时，lnOpen 的系数为0. 22，显示我国的开放程度每提高1%，市场化程度就相应提高 0. 22%。Dxp 的系数为 0. 17 且非常显着，这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影响。收入差距扩大对我国的市场化进程具有负效应，这可能是由于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。我们已证明 lnMarket、Crisis、lnOpen、lnGini 和 Dxp 之间具有长期的均衡关系，在这一关系中，危机对市场化改革具有显着的正向冲击作用。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( 括号内数值为t 统计量) :【3】
以上结果表明，误差修正项 ECM 的系数为 －0. 20，虽然不显着，但其 t 统计量接近 10% 显着性水平的临界值，因而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。据前文所述，当赤字率 ＞ 赤字率的 75%分位数时，我们就认定危机发生。那么，当用其他阀值作为是否发生危机的评价标准时，检验结果是否还会一样呢? 为此，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 所示) 。【表6】
( 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、1998和 2005 年。用新确认的危机变量与其他变量重复以上 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，且各变量的系数变化都不大。
( 2) 中位数。当用财政赤字率的中位数作为危机临界值时，发生危机的年份多了 1991、1992、1994、1995、1998 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存在协整关系，且各变量的系数仍符合理论预期。
综上两个方面的考察，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。
三、研究结论和政策建议 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，我们得到以下的研究结论。第一，危机冲击对我国市场化改革具有正向的推动作用，能显着提高中国的市场化程度。第二，危机降低了最高( 政治) 决策者的统治权的稳固性，从而使其推动改革。危机的冲击使国民收入( 或增速) 下降，导致财政收入( 或增速) 和社会稳定性下降，有效财政收入( 或增速) 减少，统治权的保护带变窄而降低其稳固性。因此，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，开启市场化增量改革则成为危机中最为有效的手段。第三，开放程度和收入差距都对我国的市场化改革产生影响，外部的竞争和示范效应对中国的市场化进程存在积极的影响，收入差距扩大对市场化改革具有阻碍作用。第四，我们使用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，发现所有结果都证明本文的结论是稳健的。
以上研究结果对中国经济改革具有很好的政策含义。我国经济正在经历自改革开放以来最严峻的挑战，国际市场持续疲软、传统增长方式日益遭遇资源硬约束等导致经济增长率有所下降，促就业、保稳定的压力空前加大，转变经济增长方式、促进经济结构转型升级已迫在眉睫。另外，由于过去十多年市场化改革严重滞后，各种中间形态的制度安排和不合理的利益结构呈日益固化的态势，导致各种社会矛盾和利益冲突不断加剧，经济社会运行显露种种危机的迹象，统治权的保护带正在不断收窄。在此情况下，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是最高( 政治) 决策者最明智的选择。事实上，利用危机的冲击适时推进市场化改革，正是我国三十多年改革开放不断取得进展的宝贵经验。中国共产党十八届三中全会审议通过的 《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》正是利用当前历史机遇和时间窗口的自觉选择。当然，如何有效突破阻力、成功推进新一轮改革的对策研究已非本文的任务，而需专文另述。
参考文献:
［1］迟福宁． 以改革突破化解经济压力 ［J］． 中国改革论坛，2009，( 5) ． ［2］袁绪程． 危机与改革: 未来十年的挑战与选择 ［J］． 改革内参( 高层报告) ，2012，( 2) ． ［3］卢新波，黄藤． 中国改革的拖延、危机冲击与突破: 分析框架与数值模拟 ［J］． 财经研究，2011，( 7) ． ［4］［美］ 阿伦·德雷泽着，杜两省译． 宏观经济学中的政治经济学 ［M］． 北京: 经济科学出版社，2003．