商业文化传统如何影响了中国式制度变迁？

邵传林 金立民



商业文化传统如何影响了中国式制度变迁？

邵传林1金立民2

（1.兰州商学院金融学院 甘肃兰州 730020）（2.兰州商学院长青学院 甘肃兰州 730020）

文章基于中国省级层面的非平衡面板数据实证研究了商业文化传统影响地区制度变迁的内在机制，这不仅有助于揭开中国地区市场化制度变迁进程差异化之谜，还为化解当前经济体制市场化改革困局提供新的启示。实证结果表明，历史上商业文化传统资源越丰富的地区越具有较彻底、较迅速的市场化制度变迁进程。不论是采用市场化进程的各项分指标衡量中国式制度变迁，还是使用商业文化传统的其他衡量指标，以及其他各种稳健性检验，均表明商业文化传统对中国式制度变迁具有重要影响。

文化 商业文化传统 市场化 中国式制度变迁 制度互补

一、引 言

在社会科学界，有越来越多的学者从文化的视角解释制度的起源、绩效差异以及文化对制度变迁方式和进程的影响。比如，经济社会学大师Weber（1930）最早指出，新教伦理为西方资本主义制度的兴起提供了宗教基础。此后，Weber（1951）在《中国宗教》中进一步指出，中国儒家文化不利于资本主义精神的产生，甚至还是资本主义没能在中国崛起的重要原因。但余英时（2004）、杜维明（2013）等学者并不认同韦伯的判断。与此同时，在主流经济学界，自从诺贝尔经济学奖获得者North（1990）在其经典著作《制度、制度变迁与经济绩效》一书中详细探讨了文化对制度和制度变迁的影响之后，开始有越来越多的学者对North的制度变迁理论进行了验证与拓展。孔泾源（1993）基于North教授的理论进一步分析了中国古典商业精神对市场经济的促进作用。此后，有不少学者加入该研究领域。譬如，韦森（2004）指出，农耕文化、岭南文化、吴越文化等地方亚文化在中国市场化改革中具有不同的作用效果。Roland（2004）开创性地将制度变迁二分为速变型制度变迁与渐进型制度变迁，价值观、信念和社会规范等文化因素具有渐进型制度变迁的特征，它们在一定程度上决定了速变型制度变迁的经济绩效。Noland（2005）认为，若将宗教看作广义文化中的一种特定类型，则以宗教形态呈现的文化对地区经济增长具有影响，但影响方向并不具有一致性。Licht等（2007）使用语言规则中的代词省略作为自治型文化与嵌入型文化的工具变量，并基于50个国家或地区的实证研究发现，外生性文化与法治、腐败、民主问责制等制度形式具有显著的系统性关系。Tabellini（2008）的跨国研究发现，历史上的政治体制会影响广义道德的普及，而作为文化因素存在的广义道德是决定当前制度能否有效发挥作用的关键性条件。Gorodnichenko和Roland（2011）基于一个理论模型发现，在个人主义文化背景下，个人的创新行为会得到较高的社会性奖励和认可，因而个人主义文化观可以弥补坏制度对经济增长的负面影响。Maridal（2013）基于世界价值观调研数据研究发现，文化通过个体动机、社会资本这两个渠道影响国家经济绩效。

综上所述，有关文化影响制度或制度变迁的既有研究多基于跨国横截面数据进行实证检验，多采用主观指标衡量国家或地区层面的文化。比如，有人采用社会信任、社会资本、广义道德、个人主义与集体主义、自洽秩序与嵌入秩序等主观指标界定文化的特性与内涵，还有人采用宗教虚拟变量间接衡量文化因素。不同于既有研究对文化内涵的界定，本文不准备一般化地对文化的内涵进行界定，而是侧重于强调文化的商人精神维度或商业文化传统维度，并采用民国时期的历史资料作为商业文化传统的客观衡量指标，即采用民国时期各地区著名企业家人数作为中国地区层面商业文化传统的替代性衡量指标。其实，本文中的商业文化传统反映了历史上既有的被传承下来的商业精神观念，这种商业精神观念反映了社会群体有关经商或做买卖的意愿以及社会群体对商人阶层的认同度。正如孔泾源（1993）所言，这种商业精神层面的文化观是中国民间商人精神的集中体现，并不被封建统治阶级认可，一直受到压制。无疑，与正统的儒家主流思想观念相比，这种商人精神维度的文化观念是一种“异端”的价值观念。直到中国实施改革开放政策之后，民间的这种商业精神传统或商人精神传统才逐渐得以复归，并对中国式制度变迁产生了深远影响。

本文拟研究历史上既有的被传承下来的商业文化传统对中国近30多年来地区层面的市场化制度变迁的影响，而这种市场化制度变迁具有明显的中国特色，本文将其称为“中国式制度变迁”。何谓“中国式”呢？作为市场化制度变迁过程特征的“中国式”包含三层涵义：一是指中国30多年的制度变迁过程是渐进式的，渐进、缓慢地从原来的计划经济体制转向市场经济体制，这明显不同于中欧前社会主义国家“休克式”的体制改革；其二，不同于其他前社会主义国家多进行全面的体制改革，中国式制度变迁仅发生在经济体制领域，是在政治制度不发生变革的前提背景下展开的，故对整个社会的冲击较小；其三，由于中国经济体制变革遵循“先试点、后推广”的办法，在中央下放各种权力的现实背景下各地区因地制宜地从现实出发，积极探索各种制度创新形式，最终形成了类似于财政联邦主义式的制度变迁竞争锦标赛，于是，纵向地看，尽管所有地区的市场化制度变迁进程均在向前推进，但在同一时点上各地区具有不同的市场化改革进程。这就为本文基于商业文化传统的独特视角探讨中国各地区市场化制度变迁进程的区域差异性提供了现实可能性。本文基于中国省级层面的数据对此进行了实证检验，结果表明，历史上商业文化传统资源越丰富的地区越具有较彻底、较迅速的市场化制度变迁进程。

本文后续章节安排如下：第二部分分析商业文化传统影响中国式制度变迁的机制，第三部分为研究设计，第四部分为实证结果的估计和分析，最后是研究结论。

二、理论阐释与假说提出

首先，作为初始文化禀赋的历史商业文化传统不仅为中国经济从计划体制转向市场体制的制度变迁过程提供了强大的原初动力，还有效降低了旧体制下既得利益对市场化制度变迁的阻扰。受历史过程、地理环境、人文观念等因素的影响，中国各地区在对待商人的态度上并不具有完全的一致性，那些更能容忍商人及商业活动的地区在历史上往往拥有较频繁的商人活动和较丰富的企业家资源；与之相反，那些具有浓厚“重农抑商”色彩的地区在历史上并不拥有较活跃的商人活动。在中国体制改革初期，国家政策发生了新的转向，权力中心开始实施放权让利的市场化改革，即允许私人从事商业活动，于是，在那些曾经拥有较频繁的商人活动的地区，历史上传承下来的企业家创业精神和创新精神逐渐迸发出来，利益独立化的企业家群体捕捉了市场化制度变迁所产生的收益，这一方面对旧体制的进一步改革产生了强大的需求，另一方面从底层自发推动了旧体制的变革。鉴于市场化制度变迁更有助于使那些曾经拥有丰富商业文化传统资源的地区充分发挥其比较优势，使历史上留存下来的经商技能和市场交易知识重新得到利用，因而在商业文化传统资源越丰富的地区，市场化制度变迁更易于被认同和接受。这不仅有助于降低制度变迁的摩擦成本，还有助于加快制度变迁的进程；但在那些历史上商人活动并不频繁的地区，人们可能更不愿意接受市场化改革，市场化制度变迁进程限于阻力较大，往往难以快速推进。

不仅如此，在那些拥有较丰富的商业文化传统资源的地区，其地方政府较开明、能容忍各种形式的市场化制度创新，并会主动推进中间扩散型的制度变迁。在商业文化传统较浓厚的地区，地方政府官员更易受历史上传承下来的商业精神的影响，比较支持市场化制度变革，故在这些地区更容易形成改革共识。当地方政府官员更认同经济体制变革时，更不易受既得利益集团的影响，往往抱着“走着瞧”的心态，暂时允许民间自发进行各种形式的制度创新活动，这在一定程度上为民间市场化活动提供了一个优良的局部营商环境。譬如，作为中国市场经济典范的温州地区之所以能在经济体制改革后迅速崛起，这绝对离不开当地政府的宽容或支持。更为关键的是，历史上传承下来的商业文化传统还为地方国有企业的变革提供了必要的条件。当各级地方政府对国有企业进行改制时，在那些拥有较丰富的民营企业家资源和初步形成市场经济萌芽的地区，地方政府更容易将地方国有企业卖出去，而不是简单关闭国有企业、让工人下岗。与之相反，在商业文化传统资源稀缺的地区，当地方政府落实“抓大放小”政策进而卖出国有企业时，限于当地缺乏民营企业家资源，很难顺利推进国企民营化政策，不得不直接关闭国有企业，但这势必会遭遇强大的改制阻力。

其次，商业文化传统为中国式制度变迁的推进提供了丰富的知识来源。有证据表明，在1978年改革开放初期，中国社会并不具备有关企业如何运作的知识以及大范围、远距离交易的契约知识（朱锡庆，2008）。并非所有地区的经济行为主体都具有如何进行创业、生产、产品销售等方面的知识，但那些在历史上原本就拥有丰富、频繁的商业活动的地区似乎并不缺乏相关知识，其实，这些地区早就拥有关于市场制度的完整知识，只是这些知识在计划经济时期被“束之高阁”了，一旦经济体制发生根本性变革，便为这些知识的运用和传播提供了机会。事实上，民营及个体经济之所以能够在温州、泉州等东南沿海地区率先兴起，这与当地的重商主义文化传统密不可分，这种商业文化传统为当地群众快速融入市场经济提供了一种共同知识。当其他地区还沉浸在社会主义国家到底要不要发展市场经济的争论中时，这些地区的企业家早已将其商品打入了全国市场，并在市场中占有了一席之地。

再者，依据制度互补理论，中国式制度变迁过程与作为初始文化禀赋的商业传统在精神实质上具有内在一致性，因而中国式制度变迁进程在历史商业文化精神资源较丰富的地区更容易快速推进。制度经济学家Aoki（2001）早就指出，若不同域里的制度之间存在互补支持关系，那么对于互补性制度系统中的任何一个制度部分，其性质及经济绩效不仅取决于其内在的激励及约束机制，还依赖于与其互补的制度安排。进言之，当市场域的制度形态与文化域的商业文化传统之间存在相互依赖的关系时，就不能单独地界定和研究市场域里的制度变迁过程及其绩效，而置与其互补的非正式制度形态域（即文化）于不顾。事实上，作为商人精神的传统文化在本质上是一种亲“市场”的价值观念，特别强调学以致用，倡导对社会实际问题的研究，注重实践精神，反对虚言空行，尤为反对儒家学说中只重义而不讲利的观念。上述商业文化传统与现代市场经济的理念是相通的，具有较强的经商意识，注重对利润的追求，强调通过个人奋斗来实现其价值，具有鲜明的个人主义色彩，鼓励通过商品生产来获利（邵传林等，2014）。显然，商业文化传统的要义在于为微观行为主体参与市场活动提供合法性来源，潜意识暗示这种逐利行为自古就是天经地义的。因此，当地方亚文化环境能够更好地支撑市场化制度变迁时，制度变迁就会在这些地区得到快速发展，并呈现出较佳的制度变迁绩效；反之，当地方亚文化环境无法为市场化制度变迁提供信念支撑时，中国式制度变迁很难在这些地区得到迅速推进。

最后，根据Roland（2004）对制度变迁的理解，速变型制度变迁的效果依赖于既存的文化观念，作为价值观念的文化一经产生便具有较强的可持续性，故可从文化的地域差异性理解缘何同样的制度被移植到了不同的地区却产生了迥然效果。这一点能从拉美国家的失败经验中找到佐证。譬如，二战后拉美前殖民地民族国家纷纷独立，并效仿欧美的宪政体制，但事实表明，并没有哪个拉美国家成功地从传统的集权垄断政体转向民主政治，都以失败告终，其中一个重要的原因就在于该地区的传统文化难以为移植过来的正式制度提供一个自洽的观念基础（邵传林等，2014）。这表明，转型社会要想提高制度变革的成功率就不能不考虑该社会已存的文化性质，而且比较成功的制度变迁或具有较低变迁成本的制度革新往往发轫于既存的文化传统。客观地讲，在中国儒家文化传统比较浓厚的地区更多地呈现出“农耕文化”的色彩，这样的传统文化在精神实质上与市场经济相排斥，难以为市场秩序的自发扩展提供一个广泛的信念基础，于是，也就不难理解中国市场化制度变迁缘何难以在山东、河南等“农耕文化”区快速推进（韦森，2004）。与此同时，在商业文化传统资源较丰富的地区，如温州等东南沿海地区，既存的商业文化传统与所构建的市场经济在某种程度上具有内在的一致性，能够为市场秩序的扩展提供一个广泛的信念基础，于是，市场化制度变迁能够在这些地区快速推进。事实上，商业文化传统在中国东南沿海地区存续的历史甚为悠久，尽管在我国计划经济时代，该类商业精神曾因国家的强行控制而暂时消失，但有关经商及市场交易的知识却被完整地存留在了当地群众的记忆深处，一旦国家政策发生转变，自发的民间商业活动便再次复活了。

总之，中国市场化制度变迁过程需要建立在一定的商业文化传统之上，否则市场化制度变迁的速度就会放慢，也难以低成本地持续向纵深方向推进。基于此，本文提出如下假说：历史上商业文化传统资源越丰富的地区越具有较彻底、较迅速的市场化制度变迁进程。

三、研究设计

（一）计量模型设定与变量定义

为了验证上述假说，本文构建如下计量模型：

依据杨瑞龙和杨其静（2000）、金太军和汪波（2003）、邓宏图（2004）等学者有关中国制度变迁决定因素的前期理论研究，本文选取地区经济发展水平（GDP）、政府的资源控制力（exp）、财政分权（decen）、国有经济（soe）、教育水平（edu）、产业结构（struc）、地区开放程度（trade）、金融发展（f_l）、基础设施建设（lnroad）、城市化进程（urban）等变量构建控制变量集。最后，由于市场化制度变迁的进程还受宏观经济走势、国家政策等随时间发生变化的因素的影响，在估计模型（1）时，本文还考虑了时间效应，所有模型均使用混合OLS进行估计。相关变量的详细界定见表1。

（二）数据来源与说明

本文基于中国1992年～2011年省级层面的非平衡面板数据进行实证研究。其中，衡量地区制度变迁程度的指标（Mar）来源于樊纲等（2011）编著的《中国市场化指数（2011）》一书，时间范围均为1997年～2009年，因此在本文回归模型中凡是采用市场化指数及其分指标作为因变量时，时间范围均为1997年～2009年。此外，当采用market衡量因变量时，时间范围则为1992年～2011年。本文根据维基百科“中华民国企业家”条目中列示的名人企业家统计资料，手工查询名人企业家的祖籍，再分省（市）统计各地区民国时期著名企业家的总人数，即民国时期各地区著名企业家的人数（culture），并用1949年各地区总人口剔除规模效应的影响。此外，其他变量的原始数据取自《新中国五十五年统计资料汇编》、《新中国六十年统计资料汇编》、各年《中国统计年鉴》、各省统计年鉴。地区进出口总额的原始数据单位为美元，通过各年中间汇率进行相应换算；由于重庆市1997年从四川分离出来，本文对重庆与四川省的数据重新进行了调整。需要特别说明的是，由于无法获得西藏地区实际人均GDP的资料，若无特殊说明则在本文所有回归中均不包括西藏地区的数据。

表1 变量定义及统计特征

四、实证分析

（一）基准回归分析

表2列出了基于回归模型（1）的估计结果。在模型（1）中用民国时期地区著名企业家人数（culture）来衡量商业文化传统时，发现估计系数为0.0134，且在1%的水平上高度显著，这表明，商业文化传统每增加1个标准差，制度变迁进程变量将增加0.11个标准差，故上文假说是初步成立的，即历史上商业文化传统资源越丰富的地区越具有较彻底、较迅速的市场化制度变迁进程。模型（2）在模型（1）的基础上又加入了控制变量——政府对资源的控制力（exp），发现culture的系数估计值下降到0.0068，且在1%的水平上显著。模型（3）、模型（4）、模型（5）、模型（6）、模型（7）及模型（8）又进一步控制了财政分权（decen）、国有经济（soe）、教育水平（edu）、产业结构（struc）、地区开放程度（trade）、金融发展（f_l）等变量，结果发现，这些控制变量的加入尚未对商业文化传统变量（culture）的系数估计值及其显著性水平产生显著影响，商业文化传统变量（culture）的估计系数仍显著大于0。上述分析表明，商业文化传统确实显著促进了中国式制度变迁的推进。模型（9）在模型（8）的基础上进一步控制了基础设施建设（lnroad）和城市化进程（urban），[①]结果发现，商业文化传统变量（culture）的系数估计值仍为0.0078，且在1%的水平上显著，这再次表明本文假说是稳健的。

表2 商业文化传统与中国式制度变迁

注：（1）***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著，括号内为稳健型标准误；（2）所有模型的被解释变量均为制度变迁指标（Mar），估计方法均为混合OLS；（3）所有模型均控制了年度固定效应，年度效应通过加入时间虚拟变量来衡量。

（二）稳健性检验

首先，由于采用市场化综合指数（Mar）衡量地区市场化制度变迁进程仅反映了中国市场化改革的总体方面，为了能够反映中国市场化改革的不同侧面，接下来，本文基于市场化进程的各项分指标，即非国有经济发展（mar1）、产品市场发育（mar2）、要素市场发育（mar3）、中介组织发育与法律（mar4）、政府与企业的关系（mar5），衡量地区市场化制度变迁进程，稳健性检验结果见表3。在表3模型（1）和模型（2）中分别采用mar1和mar3衡量市场化制度变迁，商业文化传统变量的估计系数均大于0，且在1%的水平上显著，这与前文的研究结果相一致。需要特别说明的是，当使用mar2、mar4、mar5等指标衡量市场化制度变迁时，商业文化传统变量（culture）的估计系数均大于0，但不显著。这表明，商业文化传统对市场化制度变迁的推动作用，更多地表现在非国有经济发展（mar1）和要素市场发育（mar3）上。事实上，非国有经济的发展和要素市场的市场化改革是中国式制度变迁最重要的方面，而商业文化传统对制度变迁的推动作用更多体现在这两个方面上。表3模型（3）、模型（4）、模型（5）、模型（6）和模型（7）中分别使用Mar、mar1、mar2、mar3、mar5作为因变量的衡量指标，同时使用culture1作为商业文化传统的衡量指标，估计结果表明，商业文化传统变量（culture1）的估计系数均显著大于0，再次表明变量衡量问题并不会使本文的研究结论发生改变。[②]另外，鉴于樊纲等（2011）编著的市场化指数时间范围偏短（1997年～2009年），这有可能影响本文研究假说的稳健性，接下来，本文使用非国有固定资产投资在全社会固定资产投资中的占比（market）作为市场化制度变迁的衡量指标，时间范围为1992年～2011年，估计结果见表3第3组。模型（8）中，商业文化传统变量（culture1）估计系数为4.901，且在1%的水平上显著；模型（9）中，商业文化传统变量（culture）估计系数为0.0004，且在10%的水平上显著；这与前文的估计结论相一致，再次印证了本文假说。

表3 稳健性检验

第1组第2组第3组 soe-11.4817***(2.8212)-4.9224***(1.2631)-6.0873***(1.4789)-10.7723***(2.6813)-4.6223***(1.2019)-3.7165***(0.9830)-4.3394***(1.1057)-0.4829***(0.0713)-0.4752***(0.0702) edu-1.7e+02***(20.1695)-42.1291***(15.8728)-20.1296*(10.3060)-1.2e+02***(19.8513)7.5312(17.2578)-3.9328(15.3934)9.6435(11.7899)-3.0225***(0.9903)-4.5768***(1.0098) struc-4.1646***-1.9527**-0.6961-2.9032**2.6444***-1.1262-2.4320***-0.2886***-0.3146*** (1.2402)(0.9901)(0.5494)(1.1374)(0.9933)(0.9849)(0.7679)(0.0581)(0.0597) trade1.1364**(0.4915)1.4292***(0.2954)1.7245***(0.2693)1.4138***(0.4814)1.0952***(0.2926)1.7674***(0.2796)1.2848***(0.2173)0.0060(0.0141)0.0069(0.0145) f_l0.6884**(0.3000)1.0107***(0.2947)0.2164(0.1526)0.2222(0.3175)-1.3601***(0.3489)0.5146*(0.2816)-0.4218(0.2610)-0.0759***(0.0180)-0.0662***(0.0171) lnroad-0.4342**(0.2067)-0.2746*(0.1459)-0.4001***(0.1056)-0.4781**(0.2051)-0.3144(0.2236)-0.3150**(0.1416)-0.8926***(0.1313)-0.0671***(0.0084)-0.0647***(0.0091) urban1.2641*(0.7496)-1.3871**(0.5693)-0.6590(0.4230)-0.0059(0.7720)0.9085(0.6448)-3.1175***(0.6943)-1.9806***(0.4553)-0.0930***(0.0335)-0.1087***(0.0339) N390390377377377377377580600 F182.492761.4588198.0561177.737337.713462.104381.5016159.2991127.1930 R2_adj0.89140.76510.93570.88760.68090.78840.80920.86000.8484

注：（1）***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著，括号内为稳健型标准误；（2）所有模型的估计方法均为混合OLS；（3）所有模型均控制了年度固定效应，年度效应通过加入时间虚拟变量来衡量。

五、结论与启示

既有的研究表明，文化对制度变迁具有因果性影响，但尚未有学者定量地分析中国商业文化传统对地区市场化制度变迁的影响。本文的理论分析表明：历史上延存下来的商业文化传统不仅为中国经济从计划体制转向市场体制的制度变迁过程提供了强大的原初动力，有效降低了旧体制下既得利益对市场化制度变迁的阻扰，还为制度变迁的推进提供了丰富的知识来源；既存的商业文化传统与所构建的市场经济在某种程度上具有内在的一致性，能够为市场化制度变迁提供一个广泛的信念基础，从而促使市场化制度变迁得以快速推进。本文的实证结果表明：历史上商业文化传统资源越丰富的地区越具有较彻底、较迅速的市场化制度变迁进程；即使控制经济发展水平、政府的资源控制力、财政分权等因素对中国各地区市场化制度变迁的影响，商业文化传统对地区市场化制度变迁的影响仍然显著存在；各种稳健性检验的估计结果均表明，历史上商业文化传统资源越丰富的地区越具有较彻底、较迅速的市场化制度变迁进程。既然商业文化传统对市场化制度变迁具有重要影响，那么，在当前重新启动新一轮经济体制改革的现实背景下，应该重点培育企业家的商人精神和商业精神，为企业家的创业活动创造良好的营商环境，不遗余力地保护企业家的私人财产权，提高商人及企业家群体的社会地位，借助优惠政策促进地区间商人精神的跨地区传播和交流，着力建设政商对话沟通平台，在推动新一轮经济体制改革时应重点考虑商人的呼声和利益。

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（CH）

[①]在模型（9）中，基础设施建设（lnroad）变量的估计系数小于零，且在1%的水平上显著，这表明，地区基础设施建设与市场化制度变迁负相关；由于中国地区基础设施建设是由地方政府负责实施的，地方基础设施建设投资越大，则地方政府所掌控的经济资源就越大，故对市场化制度变迁产生不利影响；在模型（9）中，城市化进程（urban）变量的估计系数小于零，但不显著，这表明，地区城市化进程与市场化制度变迁负相关；与地方基础设施建设相似，地方政府在城市化进程中发挥着主导性作用，故城市化进程越快的地区，由地方政府发起的投资就越高，这有可能负向影响市场化制度变迁进程。

[②]在表3第2组中，本文还使用mar4衡量市场化制度变迁进程，但限于culture1的估计系数并不显著，未呈现这一估计结果。