顧振華 沈 瑤

一、引 言

毫無疑問，國際貿(mào)易一直以來都是世界經(jīng)濟(jì)中一個重要的現(xiàn)象。特別是在全球化趨勢日益明顯的今天，任何國家都不會在一個封閉的、自給自足的條件下進(jìn)行發(fā)展。自亞當(dāng)·斯密提出自由貿(mào)易理論以來，自由貿(mào)易也成為了許多國家，特別是西方發(fā)達(dá)國家竭力推崇的貿(mào)易政策目標(biāo)。但是，當(dāng)問到為什么自由貿(mào)易政策如此受到推崇而很難看到其完全實施的時候，多數(shù)經(jīng)濟(jì)學(xué)家可能會回答這是政治因素的緣故(Grossman、Helpman，1994)。確實，已經(jīng)有越來越多的研究認(rèn)為，貿(mào)易政策并非是由政府追求社會福利最大化的目標(biāo)所決定的，而是政府與利益集團(tuán)相互博弈的結(jié)果。

在西方國家中，利益集團(tuán)參與政治活動是非常普遍的現(xiàn)象。他們通過各種方式(例如，游說政治家、向政治候選人獻(xiàn)金等)來影響政治過程，以使自身利益最大化(余淼杰，2009)。在中國，政府在制定并執(zhí)行政策的過程中也會受到各方?jīng)Q策參與者的影響，這些參與者往往來自政協(xié)、地方政府、大型國有企業(yè)、決策咨詢機(jī)構(gòu)等等(胡偉，1998)。因此，具有“中國特色”的利益集團(tuán)就很有可能來自地方政府、國內(nèi)企業(yè)、外商企業(yè)以及一些社會團(tuán)體。那么這些利益集團(tuán)會對我國的政府產(chǎn)生影響嗎？我國利益集團(tuán)的影響方式又和西方國家中的利益集團(tuán)有何區(qū)別？利益集團(tuán)之間是否也存在競爭關(guān)系？為了能夠精確刻畫存在于我國的利益集團(tuán)以及它們的影響機(jī)制，本文首先在“保護(hù)待售”模型基礎(chǔ)之上構(gòu)建了分析框架，該框架建立在壟斷競爭的市場環(huán)境中，不僅強(qiáng)調(diào)了政府與利益集團(tuán)之間的相互影響，同時還考慮了利益集團(tuán)之間的競爭關(guān)系。在該框架下，利益集團(tuán)通過和政府以及其它利益集團(tuán)之間的相互博弈后得到一個策略均衡，我們由對該均衡結(jié)果的分析得出了理論命題和推論，并利用2004—2012 年工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)檢驗了理論模型中的命題與推論。本文其余內(nèi)容的安排如下：第二部分回顧了相關(guān)文獻(xiàn)；第三部分建立了理論模型；第四部分是回歸模型的設(shè)計，包括模型設(shè)定、變量定義和數(shù)據(jù)來源；第五部分是回歸結(jié)果；最后是結(jié)論。

二、文獻(xiàn)綜述

貿(mào)易政治經(jīng)濟(jì)學(xué)中最為重要也是最受到關(guān)注的是Grossman 和Helpman(1994)所建立的“保護(hù)待售”模型。該模型提供了一個分析利益集團(tuán)與政府之間相互博弈的微觀分析框架。各行業(yè)的利益集團(tuán)首先向政府提供獻(xiàn)金以獲得關(guān)稅的保護(hù)或者出口補(bǔ)貼，獻(xiàn)金的數(shù)量應(yīng)該等于保護(hù)政策給該行業(yè)所帶來的超額收益①美國《聯(lián)邦選舉競選法》對政治獻(xiàn)金的定義是：所謂政治捐獻(xiàn)是指金錢或有價物的贈與、捐贈、借貸、墊付或儲存，用以影響聯(lián)邦公職的選舉。。政府則在各行業(yè)利益集團(tuán)給定的政治獻(xiàn)金基礎(chǔ)上最大化其目標(biāo)函數(shù)，最終決定關(guān)稅或者補(bǔ)貼率。這個過程是一個兩階段非合作博弈過程。最終的結(jié)果表明，存在利益集團(tuán)的行業(yè)將獲得更高的關(guān)稅保護(hù)。

“保護(hù)待售”模型由于其邏輯思維的嚴(yán)密性以及可經(jīng)驗驗證性而受到了各國學(xué)者的廣泛關(guān)注，從而成為了研究貿(mào)易政治經(jīng)濟(jì)問題的標(biāo)準(zhǔn)模型。許多學(xué)者在“保護(hù)待售”模型基礎(chǔ)之上進(jìn)行了理論拓展和經(jīng)驗驗證。例如，Goldberg 和Maggi(1999)利用聯(lián)立方程組首次進(jìn)行經(jīng)驗驗證；Gawande 等(2000)在理論模型中引入了中間品；李坤望、王孝松(2008)以及王孝松、謝申祥(2013)將“保護(hù)待售”模型引入了反傾銷領(lǐng)域等等；他們的研究結(jié)果都基本肯定了“保護(hù)待售”模型中的結(jié)果。不過值得注意的是，“保護(hù)待售”模型是在西方政治體制背景下建立的，而多數(shù)發(fā)展中國家的政治制度與西方國家存在比較明顯的差異，因此想要應(yīng)用該模型來解釋發(fā)展中國家的貿(mào)易問題并非易事。幸運(yùn)的是，一些學(xué)者根據(jù)不同研究對象國的實際情況對“保護(hù)待售”模型進(jìn)行了富有成效的有益改進(jìn)。Mitra 等(2002)收集了1983 年至1990 年土耳其37 部門數(shù)據(jù)進(jìn)行了經(jīng)驗驗證。他們認(rèn)為，政治獻(xiàn)金在土耳其并不是影響貿(mào)易政策的唯一手段，土耳其許多商業(yè)協(xié)會和工會組織對政府的影響力非常大，因此他們選擇了土耳其實業(yè)家和商人協(xié)會中來自各個行業(yè)代表的數(shù)量作為判斷該行業(yè)是否能夠有效影響政策的依據(jù)。檢驗的結(jié)果基本支持了“保護(hù)待售”模型的結(jié)論。同樣的，盛斌(2002)根據(jù)中國的政治經(jīng)濟(jì)背景分析了中國利益集團(tuán)與政府之間的相互影響。他的分析與“保護(hù)待售”模型最大的不同之處同樣體現(xiàn)在影響政府決策的方式上。不同行業(yè)中的利益集團(tuán)往往會通過一些“隱性”手段來影響政府的行為。這種“隱性”方式反應(yīng)在政府目標(biāo)函數(shù)中就是政府賦予了行業(yè)利潤更高的權(quán)重值。這種“邊際意義”上的影響，在他看來是對所有“隱性”影響手段的集中體現(xiàn)。他得到結(jié)論，若某個行業(yè)受重視程度越高則獲得關(guān)稅保護(hù)率也就越高。Gawande 等(2012)首次從產(chǎn)業(yè)分工的角度對貿(mào)易領(lǐng)域的利益集團(tuán)影響進(jìn)行了研究，他們的結(jié)果表明，不僅利益集團(tuán)會通過政治獻(xiàn)金方式影響政府決策，而且處于不同產(chǎn)業(yè)階段的利益集團(tuán)之間還會進(jìn)行相互競爭。下游行業(yè)的利益集團(tuán)會通過影響政府以降低上游產(chǎn)品的保護(hù)力度，從而降低自身的生產(chǎn)成本；而處在上游的利益集團(tuán)面對下游利益集團(tuán)的競爭，為了得到較高的保護(hù)只有增加更多的政治獻(xiàn)金。

應(yīng)該說，上述研究是在不同政治和經(jīng)濟(jì)背景下應(yīng)用貿(mào)易政治經(jīng)濟(jì)學(xué)來解釋問題的有益嘗試和探索，它們也是本文的研究基礎(chǔ)。Mitra 等(2002)和盛斌(2002)嘗試了有別于政治獻(xiàn)金的其它形式作為利益集團(tuán)影響政府的手段。Gawande 等(2012)則首次從產(chǎn)業(yè)分工的角度來分析利益集團(tuán)之間的競爭。不過，雖然正如上文所言已有學(xué)者觀察到政治獻(xiàn)金作為影響中國政府的手段并不合適，但是我們還是需要明確利益集團(tuán)到底是通過何種具有“中國特色”的方式來影響的。因此，本文的可能貢獻(xiàn)就在于：第一，明確提出中國利益集團(tuán)影響政府決策的機(jī)制為代表委員類政治聯(lián)系。雖然政治聯(lián)系只是諸多“隱性”影響方式的一種，但是它在中國具有典型的代表性①如果一家公司的大股東、CEO、董事會成員是政府部門的議員或者與執(zhí)政政府有著非常密切的關(guān)系，則該公司就可以被視為存在著政治聯(lián)系(Faccio，2006)。。第二，在技術(shù)上為了準(zhǔn)確刻畫理論分析當(dāng)中政府與利益集團(tuán)以及利益集團(tuán)與利益集團(tuán)之間的相互影響的過程，使用面板聯(lián)立方程組模型進(jìn)行了經(jīng)驗驗證，強(qiáng)調(diào)了利益集團(tuán)影響的內(nèi)生性。

三、理論模型

在需求方面，考慮這樣一個國家，該國家中的所有勞動人口數(shù)量為L，都擁有相同的偏好，但是他們的要素稟賦不同。每個人的擬線性效用函數(shù)為：

這里的c0是基礎(chǔ)商品0 的消費(fèi)量，則ci代表商品i 的消費(fèi)量，i=1，2……n。假設(shè)商品0 的國際和國內(nèi)價格均為1。ui可微、遞增且是嚴(yán)格凹函數(shù)。設(shè)pi是第i 種商品的國內(nèi)價格，考慮壟斷競爭市場的性質(zhì)，第i 種商品的需求滿足：

其種Di為商品i 的總需求量。假設(shè)每個人的支出水平為E，則間接效用函數(shù)為：

其中，p=(p1，p2…pn)為價格向量。定義為消費(fèi)者剩余，di為個人消費(fèi)量。根據(jù)羅爾恒等式，

供給方面，假設(shè)基礎(chǔ)商品的生產(chǎn)只需要勞動力的投入，且投入產(chǎn)出系數(shù)為1，勞動力市場是完全競爭市場，工資率為1。每一種非基礎(chǔ)商品的生產(chǎn)則需要勞動以及一種專有要素的投入。由于各部門間勞動力作為共同生產(chǎn)要素是可以完全自由流動的，所以各部門的工資率仍為1。假設(shè)勞動力以及特殊要素都是無彈性供給，且生產(chǎn)的規(guī)模報酬不變。因此，非基礎(chǔ)商品i 的的產(chǎn)量是一個里昂惕夫生產(chǎn)函數(shù)：

其中，f 表示生產(chǎn)非基礎(chǔ)商品的成本函數(shù)，ki、li、xji則代表i 產(chǎn)品生產(chǎn)中所需要的資本、勞動力和作為中間品的j 部門產(chǎn)品。顯然，考慮中間品投入的各部門利潤可以表示為：

其中，Δji表示一單位i 產(chǎn)品所需要的中間產(chǎn)品j 的數(shù)量。產(chǎn)品i 的進(jìn)口量為mi=Di-yi+∑j=1，Δijyj。產(chǎn)品i 的進(jìn)口關(guān)稅收入則為Ti=∑i=1，miti，ti為對i 商品的進(jìn)口關(guān)稅。假設(shè)政府通過轉(zhuǎn)移支付將關(guān)稅收入平均分配給每一個人，則個人的間接效用函數(shù)就可以改寫為：

該表達(dá)式中的sji表示為每個人在第i 種商品生產(chǎn)的利潤中所占的份額。

考慮政府的目標(biāo)函數(shù)：

式(7)中，W=LV 代表的是社會總福利，ζ 代表那些擁有被組織起來的利益集團(tuán)的行業(yè)部門集合。這一假設(shè)來源于Olson(1965)所提出的“集體行動”的概念。行業(yè)中的一些廠商可能由于擁有共同的利益目標(biāo)而形成利益集團(tuán)，并且采取一致的行動，而那些沒有組織起來的廠商由于沒有克服“免費(fèi)搭便車”則無法通過一致的行動來影響政府的決策。PCi代表國內(nèi)各行業(yè)利益集團(tuán)產(chǎn)生的政治影響。結(jié)構(gòu)參數(shù)a 則是政府相對于利益集團(tuán)影響賦予社會福利的權(quán)重，顯然，a＞0。

政府和利益集團(tuán)間展開一個兩階段非合作博弈。第一階段，各利益集團(tuán)視政策給定進(jìn)行決策，即maxWi-PCi，Wi為利益集團(tuán)的收益，一階條件則為 ? Wi/ ?ti= ? PCi/ ?ti。第二階段，政府根據(jù)利益集團(tuán)的影響決定關(guān)稅，一階條件為 ?G / ?ti= 0。聯(lián)合雙方的決策可得：

將 Wi、W 分別展開，通過該式可以得到：

上式中，αζ表示國內(nèi)利益集團(tuán)人數(shù)與總?cè)丝诘谋?；εi表示i 產(chǎn)品的進(jìn)口價格彈性；Ii是一個啞變量，如果某行業(yè)存在影響政府的國內(nèi)利益集團(tuán)，則該變量為1，反之則為0。由于a、αζ均大于0，因此可以得到以下命題：

命題1：如果某行業(yè)中存在可以影響政府的利益集團(tuán)，即Ii=1，則該行業(yè)將會獲得較高的貿(mào)易保護(hù)。如果該行業(yè)不存在可以影響政府的利益集團(tuán)，即Ii=0，則政府對該行業(yè)的保護(hù)較少。

命題2：如果某行業(yè)的下游行業(yè)中存在可以影響政府的利益集團(tuán)，即Ij=1，則該行業(yè)獲得較少的貿(mào)易保護(hù)。

命題3：如果某行業(yè)的下游行業(yè)中不存在可以影響政府的利益集團(tuán)，即Ij=0，則該行業(yè)獲得較高的貿(mào)易保護(hù)。

根據(jù)上文定義，對于結(jié)構(gòu)參數(shù)a、αζ可以做出以下推論：

推論1：若a≈1，政府在制定貿(mào)易政策時不僅考慮利益集團(tuán)的政治影響，也考慮社會的總體福利；若αζ＜10%,，利益集團(tuán)是由社會總?cè)丝谥械纳贁?shù)階層組成的。

四、實證模型、數(shù)據(jù)與方法

（一）模型設(shè)定和統(tǒng)計方法

1. 模型設(shè)定

為了檢驗上述命題，實證模型根據(jù)式(11)可以被設(shè)定為：

2. 統(tǒng)計方法與內(nèi)生性的處理

本文的數(shù)據(jù)屬于時間跨度較小而橫截面觀察點(diǎn)較多的面板數(shù)據(jù)，通過Hausman 檢驗發(fā)現(xiàn)個體效應(yīng)不能忽視，因此采用帶有年度控制變量的固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸。利益集團(tuán)的啞變量Ii存在內(nèi)生性。這是因為，首先不僅政府的貿(mào)易決策受到利益集團(tuán)的影響，利益集團(tuán)的行為也會根據(jù)本國貿(mào)易保護(hù)措施的情況進(jìn)行調(diào)整；其次，利益集團(tuán)之間也存在相互競爭關(guān)系，如果某行業(yè)的下游行業(yè)存在影響力較強(qiáng)的利益集團(tuán)，則該行業(yè)需要擁有更為強(qiáng)大的政治影響力才能獲得較高貿(mào)易保護(hù)。與此同時，其它因素對于產(chǎn)量yi和進(jìn)口量mi的干擾也不能忽視。因此，為了保證模型估計的一致性采用聯(lián)立方程組形式對模型進(jìn)行回歸。整個模型系統(tǒng)可以描述為：

其中，I*i是行業(yè)i 政治聯(lián)系值，啞變量Ii正是根據(jù)該政治聯(lián)系值的大小所確定的；down_ssi和down_shi分別表示i 行業(yè)的產(chǎn)品被下游行業(yè)用作中間品的比例，以及下游行業(yè)的行業(yè)集中度，根據(jù)命題2 所言，γ2和γ3預(yù)期均大于0，這是因為當(dāng)某行業(yè)的產(chǎn)品更多的作為中間品或者某行業(yè)的下游行業(yè)集中度較高，則該行業(yè)只有擁有更強(qiáng)的政治影響能力才能獲得高的貿(mào)易保護(hù)?；贕oldberg 和Maggi(1999)以及Gawande 等(2006)的研究，選取赫芬達(dá)爾指數(shù) hfdl 作為控制變量 V2，選取科技人員比例scientists_rate、行業(yè)的平均工資對數(shù)值ln(wage)作為控制變量V3。為方便起見，式(11)省略了時間下標(biāo)t。

（二）樣本選擇與變量構(gòu)建

1. 樣本的范圍與匹配

本文研究樣本是2004 年至2012 年按照中國工業(yè)行業(yè)分類(CICC)的36 個工業(yè)行業(yè)。之所以選擇2004—2012 年作為研究區(qū)間，是因為國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)和萬德數(shù)據(jù)庫(Wind)從2004 年開始才有較為完整和可信的高管資料和企業(yè)慈善捐獻(xiàn)記錄，這些資料和記錄則是構(gòu)建利益集團(tuán)啞變量的重要依據(jù)。名義關(guān)稅率數(shù)據(jù)來自World Bank 的TRAIN 數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫是按照協(xié)調(diào)制度八位編碼(HS2007)公布名義關(guān)稅率，先將HS 八位編碼按照國際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)(SITC)重新集結(jié)，再將SITC 標(biāo)準(zhǔn)下的名義關(guān)稅率按照工業(yè)標(biāo)準(zhǔn)分類(ISIC)重新集結(jié)并歸入36 個行業(yè)。重新集結(jié)和轉(zhuǎn)換過程中，參照了聯(lián)合國統(tǒng)計出網(wǎng)站提供的HS(2007)—SITC(rev.4)和SITC(rev.4)—ISIC(rev.4)轉(zhuǎn)換表，以及盛斌(2002)所提供的轉(zhuǎn)換表。各行業(yè)進(jìn)出口額和進(jìn)口價格數(shù)據(jù)主要來自聯(lián)合國COMTRAD 數(shù)據(jù)庫，也使用上述方法進(jìn)行集結(jié)和轉(zhuǎn)換。上市公司按照中國證監(jiān)會網(wǎng)站公布的《2012 年4 季度上市公司行業(yè)分類結(jié)果》進(jìn)行行業(yè)分類和數(shù)據(jù)集結(jié)。

2. 變量含義與數(shù)據(jù)來源

利益集團(tuán)啞變量Ii表示i 行業(yè)中是否存在可以影響政府的國內(nèi)利益集團(tuán)。采用Goldberg 和Maggi(1999)提出的門檻值法對該變量進(jìn)行度量。具體而言，對各行業(yè)中所有上市公司與政府之間政治聯(lián)系程度進(jìn)行統(tǒng)計，如果某行業(yè)中的上市公司與政府之間的聯(lián)系程度值Ii*超過了所設(shè)定的門限值，則Ii被賦值為1，否則則為0。根據(jù)第一部分的分析，中國各項政策的制定過程可以被分為三個步驟——決策、制定和參與，每一個步驟都對應(yīng)一個圈層，全國人大與中共中央屬于政策決策圈，中央政府各部門屬于政策制定圈，全國政協(xié)、地方政府等團(tuán)體屬于政策參與圈(朱光磊，2008；陳水生，2012)①不過根據(jù)《公務(wù)員法》，在職公務(wù)人員不得從事或者參與營利性活動，不得在企業(yè)或者其他營利性組織中兼任職務(wù)，因此擁有政企兩職的人大代表或政協(xié)委員更有可能成為利益集團(tuán)影響政府的媒介。?；谥袊@樣政策制定機(jī)制以及杜興強(qiáng)等(2009，2010)的統(tǒng)計方法，以上市公司高管中中央黨政機(jī)關(guān)公務(wù)人員數(shù)量和全國人大代表和全國政協(xié)委員的數(shù)量作為依據(jù)，將某行業(yè)中所有上市公司的公務(wù)員數(shù)量和代表委員數(shù)量加總得到該行業(yè)的政治聯(lián)系程度值Ii*。為了能夠?qū)φ温?lián)系和政治獻(xiàn)金方式進(jìn)行比較并且判斷政治聯(lián)系的具體類型，本文除了按照上述定義將Ii設(shè)定為代表委員類 Id、政府官員類 Io，還進(jìn)一步構(gòu)建了反映政治獻(xiàn)金類影響的變量 Ic。

對于 Ic，根據(jù)戴亦一等(2013)的研究，將企業(yè)的慈善捐贈作為一種政治獻(xiàn)金，也采取上述行業(yè)加總統(tǒng)計方法進(jìn)行度量。本文首先選取25th百分位數(shù)作為門檻值，也就是說，當(dāng)某行業(yè)的政治聯(lián)系程度值Ii*超過了當(dāng)年所有36 個行業(yè)的25th百分位數(shù)，則將Ii啞變量賦值為1，否則為0。以50th和75th百分位數(shù)作為門檻值的回歸分析作為穩(wěn)定性檢驗進(jìn)行。另外，Cai 等(2011)發(fā)現(xiàn)中國上市公司管理賬目中娛樂和交通費(fèi)用的部分就高達(dá)銷售收入的3%,，這些支出往往被用于“尋租”。因此，在穩(wěn)定性檢驗中使用上市公司“超額管理費(fèi)”作為政治獻(xiàn)金，來進(jìn)一步檢驗政治獻(xiàn)金是否為利益集團(tuán)的影響方式。政治聯(lián)系和政治獻(xiàn)金數(shù)據(jù)來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫和Wind 數(shù)據(jù)庫。

根據(jù)Senhadji(1997)提出的方法對進(jìn)口價格彈性 εi進(jìn)行計算。具體而言，通過回歸方程：ln(m)it=δ0+δ1，ln(p*)it+δ2，ln(E)it+δ3，ln(m)it-1+ξit，得到估計值便是i 行業(yè)的進(jìn)口價格彈性，p*為行業(yè)i 在時期t 的進(jìn)口價格。由于是上述方程的估計值，采用Fuller(1987)的方法對其修正以保證準(zhǔn)確性①具體而言，將進(jìn)口價格彈性估計值表示成進(jìn)口價格彈性真實值和測量誤差的函數(shù)，即。其中，vi的均值為0，方差為標(biāo)準(zhǔn)誤的平方，表示成。將的方差表示為，將的均值表示為。則調(diào)整后的進(jìn)口價格彈性可以表示為：。進(jìn)口價格數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國COMTRAD數(shù)據(jù)庫。

down_ss 和down_sh 是反映上下游利益集團(tuán)之間相互影響的變量，它們的構(gòu)造方法參考 Gawande 和 Bandyopadhyay(2000)的方法。具體而言，down_ss=，其中Δij表示一單位j 產(chǎn)品所需要的中間產(chǎn)品i 的數(shù)量，即投入產(chǎn)出完全消耗系數(shù)。。完全消耗系數(shù)矩陣來自2005 年、2007 年和2010 年《中國投入產(chǎn)出表》。考慮到統(tǒng)計數(shù)據(jù)的時效性，2004 年至2005 年數(shù)據(jù)使用2005 年投入產(chǎn)出表完全消耗系數(shù)矩陣，2006 年、2007 年和2008 年數(shù)據(jù)使用2007 年投入產(chǎn)出表完全消耗系數(shù)矩陣，余下4 年使用2010 年投入產(chǎn)出表完全消耗系數(shù)矩陣。為了檢驗穩(wěn)定性，對2004 年、2006 年和2009 年三年進(jìn)行回歸，該三年依次使用2005 年、2007 年和2010 年投入產(chǎn)出表完全消耗系數(shù)矩陣。

反映行業(yè)集中度的指標(biāo)是赫芬達(dá)爾指數(shù)hfdl，參考山立威等(2008)對于赫芬達(dá)爾指數(shù)的定義進(jìn)行計算。具體而言，某行業(yè)的行業(yè)集中度為，當(dāng)年該行業(yè)中每個上市公司的營業(yè)收入占該行業(yè)所有上市公司營業(yè)總收入的百分比平方和②本文利用李揚(yáng)(2009) 旻和吳昊 等(2012)的不同方法重新計算了反映行業(yè)集中度的指標(biāo)。具體而言，李楊(2009)使用某行業(yè)中最大的前4 旻家上市公司的生產(chǎn)總量占總行業(yè)產(chǎn)量的比重來反映行業(yè)集中度；吳昊 等(2012)則使用熵指數(shù)代替赫芬達(dá)爾指數(shù)。不過，最后的回歸結(jié)果基本沒有發(fā)生改變。。上市公司營業(yè)收入數(shù)據(jù)來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫。

各行業(yè)進(jìn)口額mi和行業(yè)產(chǎn)出數(shù)據(jù)yi來自各年《中國統(tǒng)計年鑒》，進(jìn)口價格數(shù)據(jù)主要來自COMTRAD 數(shù)據(jù)庫。平均工資對數(shù)值ln(wage)、科技人員比例scien、以利稅總額作為指標(biāo)的市場規(guī)模對數(shù)值ln(scale)和資本勞動比對數(shù)值ln(K/L)均可以直接從各年《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》獲得數(shù)據(jù)，或者經(jīng)過簡單變換得到。

（三）數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計

表1 列出了主要變量的描述性特征。平均名義關(guān)稅率tariff 從1998 年的18%,下降到8.16%,，這顯示了中國在加入WTO 以來的貿(mào)易自由化進(jìn)程。盡管關(guān)稅總體水平有了明顯的下降，但是有些行業(yè)仍舊有著超過30%,的高關(guān)稅，另外關(guān)稅水平的離散系數(shù)(標(biāo)準(zhǔn)差/平均值)依舊很高為1.48，這反映了我國征收關(guān)稅的稅目較多，商品間的稅率差別較大的現(xiàn)象。赫芬達(dá)爾指數(shù)hfdl 是行業(yè)集中度的指標(biāo)，36 個行業(yè)的平均值為0.26，中位數(shù)為0.2①根據(jù)美國司法部解釋如果某行業(yè)赫芬達(dá)爾指數(shù)大于1800 則為高寡占行業(yè)。。這也就說明我國各行業(yè)雖然不再是國企一家獨(dú)大，但是壟斷程度依然較高，這也為利益集團(tuán)的產(chǎn)生提供了條件。

表2 首先按照數(shù)值大小由低到高將各個政治影響變量都分為五組，隨后列出了各組的平均關(guān)稅幅度。從表2 中可以發(fā)現(xiàn)，隨著代表委員類政治聯(lián)系的加深，關(guān)稅也在逐步提高。這初步驗證了命題1 并且暗示代表委員類政治聯(lián)系可能正是國內(nèi)利益集團(tuán)的影響方式。表3 列出了不同行業(yè)的關(guān)稅和政治影響數(shù)據(jù)。從表3 中可以發(fā)現(xiàn)，在那些以國有企業(yè)為主的行業(yè)中，例如石油和天然氣開采業(yè)和電力、熱力生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，政府官員 Io的平均數(shù)量往往要超過總的平均值。與之不同的是，在那些需要較高技術(shù)的行業(yè)中，例如醫(yī)藥制造業(yè)和計算機(jī)、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)，人大代表和政協(xié)委員的數(shù)量 Id往往高于總平均值。以慈善捐贈代理變量的政治獻(xiàn)金數(shù)量 Ic在各行業(yè)的分布則較為分散，獻(xiàn)金數(shù)量較多的行業(yè)既有傳統(tǒng)的石油、天然氣開采行業(yè)也有較為高科技的電氣機(jī)械和器材制造業(yè)。在這些不同類型的政治影響機(jī)制中，究竟哪種方式才是中國國內(nèi)外利益集團(tuán)用來影響政府的方式，這一問題正是本文的研究所在。數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計無法反映出上下游之間利益集團(tuán)的相互影響，這種影響需要通過聯(lián)立方程組的回歸進(jìn)行分析。

表1 描述性統(tǒng)計量

表2 基于不同政治影響機(jī)制的關(guān)稅幅度

表3 各行業(yè)的關(guān)稅和政治影響數(shù)據(jù)

五、結(jié)果與分析

（一）相關(guān)性分析

表4 報告了變量的Pearson 相關(guān)性的分析結(jié)果。從表4 中可以看到 Id、Io與tariff之間在5%,或者1%,的顯著性水平上正相關(guān)，再一次初步驗證了命題1 的觀點(diǎn)，某行業(yè)國內(nèi)利益集團(tuán)的政治影響會給該行業(yè)帶來更高的保護(hù)。Ic與關(guān)稅并沒有明顯的相關(guān)性，這與上文推測是一致的，政治獻(xiàn)金可能并不是利益集團(tuán)影響政府的方式。從表4 中可以發(fā)現(xiàn)，控制變量變量ln(scale)和ln(K/L)與tariff 之間均在1%,的顯著性水平上存在相關(guān)性，hfdl 與利益集團(tuán)三種不同類型的影響變量I*之間均在1%,的顯著性水平上存在相關(guān)性，ln(wage)和scien 與y/m 之間至少在10%,的顯著性水平上存在相關(guān)性，這基本驗證了控制變量選取的合理性，這些控制變量與各自的解釋變量之間的確存在著聯(lián)系。另外，表4 中的各個變量間的相關(guān)性雖然大都較為顯著，但是相關(guān)系數(shù)基本保持在0.5 以下，這樣基本避免了變量間的共線性問題。當(dāng)然，更確切的結(jié)果需通過下文的多元回歸得出。

表4 相關(guān)性檢驗

（二）回歸結(jié)果與分析

表5 報告了貿(mào)易保護(hù)政策與其各個影響因素的回歸結(jié)果。該表中，判斷門限值均為25th百分位數(shù)。在關(guān)稅方程中，作為本文的研究重點(diǎn)，在代表委員類和政府官員類政治聯(lián)系類型，即 Id和 Io下，β1、β2和β3無論是從統(tǒng)計意義上還是經(jīng)濟(jì)意義上都支持了命題1 和命題2 的結(jié)果。也就是說，若某行業(yè)存在以代表委員類或政府官員類為影響方式的利益集團(tuán)，則該行業(yè)獲得的貿(mào)易保護(hù)會有約0.2%,的提高；相比較而言，那些不存在利益集團(tuán)的行業(yè)所得到的保護(hù)則會比初始狀態(tài)減少約0.05%,。在上下游利益集團(tuán)競爭中，如果某行業(yè)的下游行業(yè)擁有利益集團(tuán)，則該行業(yè)所受到的保護(hù)將會降低約0.45%,至0.65%,。β4在 Id和 Io類型下，雖然方向與命題3 一致，但是均不顯著。這說明如果某行業(yè)的下游行業(yè)不存在利益集團(tuán)，則該行業(yè)保持初始的保護(hù)水平。

表5 回歸結(jié)果

在政治影響方程中，上下游利益集團(tuán)的相互競爭被更為細(xì)致的刻畫了。在代表委員類類型方面，即 Id下down_ss 和down_sh 的系數(shù)是符合命題2 的預(yù)期的，且至少在5%,的顯著性水平上顯著。具體而言，由于平均的產(chǎn)出對數(shù)值為27.12，因此當(dāng)某行業(yè)的產(chǎn)品總產(chǎn)量中作為下游行業(yè)中間品的比例增加10%,時，該行業(yè)需要多增加約4 位全國人大代表或者政協(xié)委員來維持較高的貿(mào)易保護(hù)；類似的，當(dāng)某行業(yè)的下游行業(yè)的集中度增加1 時，該行業(yè)需要多增加3 到4 位全國人大代表或者政協(xié)委員來維持較高的貿(mào)易保護(hù)。在政府官員類型方面，即 Io下down_ss 和down_sh 的系數(shù)雖然方向上符合命題2 的預(yù)期的，但是最多只有在10%,的顯著性水平上顯著，因此政府官員類政治聯(lián)系是否是利益集團(tuán)的影響方式還需要進(jìn)行更多的檢驗。觀察a 和αζ值可知，無論是哪種類型的影響方式，a 值均在1 和5 之間，而αζ均在20%,以下，這基本支持了推論1。也就說，政府制定貿(mào)易政策時，相對于社會福利，利益集團(tuán)的政治影響也是非常重要的考量；利益集團(tuán)是由社會中少數(shù)階層構(gòu)成的。在政治獻(xiàn)金類型，即 Ic下，無論是命題1、命題2 還是命題3 基本都沒有獲得數(shù)據(jù)的顯著支持。這也就說明了政治獻(xiàn)金并非是中國國內(nèi)利益集團(tuán)影響政府的方式。為了保證結(jié)果的穩(wěn)定性，下文分別以不同的門檻值、不同的模型形式以及不同的樣本進(jìn)行了穩(wěn)定性檢驗。

（三）穩(wěn)定性檢驗

為了檢驗命題1、命題2 和推論1 的穩(wěn)定性，本文分別從變量構(gòu)建、標(biāo)準(zhǔn)設(shè)定以及樣本匹配三個方面開展了穩(wěn)定性檢驗。

首先，采用50th和 75th百分位數(shù)作為判斷門檻值進(jìn)行回歸檢驗。表6 的關(guān)稅方程表明，在50th和75th百分位數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)下，在代表委員類型 Id中的β1、β2和β3至少在5%,的顯著性水平上仍舊支持了命題1、命題2。而在政府官員類型 Io中的β1并不顯著，也就是說命題1 沒有得到數(shù)據(jù)的支持。在政治影響方程中，down_ss 和down_sh 在代表委員類型中的表現(xiàn)也要優(yōu)于政府官員類型和政治獻(xiàn)金類型，僅down_sh 的系數(shù)在75th百分位數(shù)門檻值下不顯著，其余均支持了命題2。應(yīng)該說，利用不同的門檻標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行的穩(wěn)定檢驗支持了命題1 和命題2，并且表明中國國內(nèi)利益集團(tuán)影響政府的方式主要是代表委員類類型的政治聯(lián)系。

其次，由于在理論分析部分的式(9)中并沒有出現(xiàn)ln(wage)，scien 等控制變量，因此表7 報告了不包含除年度虛擬變量以外控制變量的回歸結(jié)果。代表委員類型 Id和政府官員類型 Io中的β1、β2和β3在關(guān)稅方程中均顯著的支持了命題1 和命題2。但是在政治影響方程中，down_ss 的系數(shù)在代表委員類型中至少在5%,的顯著性水平上顯著，在政府官員類型中至多在10%,的顯著性水平上顯著，而down_sh 系數(shù)在政府官員類型中不僅不夠顯著甚至出現(xiàn)負(fù)數(shù)。由此可見，省略控制變量的穩(wěn)定性檢驗仍舊支持了命題1、命題2，并且更加明確了中國國內(nèi)利益集團(tuán)影響政府的方式是代表委員類類型的政治聯(lián)系。

再次，由于《中國投入產(chǎn)出表》只有2005 年、2007 年和2010 年三個版本，考慮數(shù)據(jù)獲得的準(zhǔn)確性以及時間滯后性，表8 報告了2004 年、2006 年和2009 年三個年度的面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果，該三年依次使用2005 年、2007 年和2010 年投入產(chǎn)出表完全消耗系數(shù)矩陣。代表委員類型 Id和政府官員類型 Io中的β1、β2和β3在關(guān)稅方程中表現(xiàn)仍舊較為穩(wěn)定，基本支持了命題1 和命題2。在政治影響方程中，在代表委員類型下down_ss 和 down_sh 系數(shù)方向雖然符合命題2 的預(yù)期但是顯著性有所減弱，這可能是因為樣本數(shù)量的減少影響了大樣本性質(zhì)。相比之下，政府官員類型 Io下的β1、down_ss和 down_sh 系數(shù)都不顯著。

表6 穩(wěn)定性檢驗A

最后，為了進(jìn)一步驗證政治獻(xiàn)金并非是中國利益集團(tuán)影響政府的主要方式，根據(jù)杜興強(qiáng)等(2010)和許罡等(2012)的研究結(jié)果，將上市公司的“超額管理費(fèi)”作為政治獻(xiàn)金的替代變量進(jìn)行回歸。具體方法為先通過分析上市公司管理費(fèi)用的諸多影響因素，估算出各個上市公司的期望管理費(fèi)用；隨后，將實際管理費(fèi)用與期望管理費(fèi)用的差額作為每個上市公司的“超額管理費(fèi)用”并按照行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行集結(jié)得到各行業(yè)的“超額管理費(fèi)”；最后，利用門檻值法得到 Ic，代入式(11)中進(jìn)行回歸分析。表9 報告了以“超額管理費(fèi)”作為政治獻(xiàn)金表現(xiàn)形式后的回歸結(jié)果。結(jié)果表明，無論是以慈善捐贈還是“超額管理費(fèi)”作為政治獻(xiàn)金的表示形式，各主要變量的系數(shù)不僅不是非常顯著，有些系數(shù)方向還與預(yù)期不符，因此正如上文分析的那樣，政治獻(xiàn)金形式并非是中國國內(nèi)利益集團(tuán)影響政府的機(jī)制。

表7 穩(wěn)定性檢驗B

表8 穩(wěn)定性檢驗C

表9 穩(wěn)定性檢驗D

值得注意的是，在穩(wěn)定性檢驗中的a 值基本保持在1 至9 之間，αζ值基本保持在20%,以下，基本支持了推論1?？偟膩砜矗诖砦瘑T類型下，命題1、命題2 和推論1得到了數(shù)據(jù)的支持，并且結(jié)論是較為穩(wěn)定的。

六、結(jié)論與政策建議

本文應(yīng)用貿(mào)易政治經(jīng)濟(jì)學(xué)的分析方法對中國貿(mào)易保護(hù)政策背后的利益集團(tuán)因素進(jìn)行了理論分析和實證檢驗。通過研究的結(jié)果，可以得到如下結(jié)論：第一，中國各個行業(yè)中確實存在著能夠影響政府決策的利益集團(tuán)，利益集團(tuán)影響政府決策的主要方式并非是政治獻(xiàn)金而是代表委員類政治聯(lián)系。第二，如果某行業(yè)中存在可以影響政府的利益集團(tuán)，則該行業(yè)將會獲得較高的貿(mào)易保護(hù)。如果該行業(yè)不存在可以影響政府的利益集團(tuán)，則政府對該行業(yè)的保護(hù)較少。第三，如果某行業(yè)的下游行業(yè)中存在可以影響政府的利益集團(tuán)，則該行業(yè)原先獲得的貿(mào)易保護(hù)會被削弱。第四，相對社會福利而言，政府在制定貿(mào)易政策時也相當(dāng)關(guān)注來自利益集團(tuán)的政治影響；利益集團(tuán)是由社會中的少數(shù)階層組成的。

貿(mào)易領(lǐng)域中的利益集團(tuán)問題，只是政治因素影響中國政策的一個縮影。本文利用貿(mào)易政治經(jīng)濟(jì)學(xué)的分析框架從產(chǎn)業(yè)分工的視角較為完整和精確地刻畫了處于上下游的各個利益集團(tuán)對中國貿(mào)易保護(hù)政策的影響機(jī)制，這就為了解和把握各種利益集團(tuán)的性質(zhì)、組成和影響方式提供了線索，平衡利益集團(tuán)的正負(fù)面影響提供了依據(jù)。上述結(jié)論中蘊(yùn)含著豐富的政策啟示。

首先，隨著政治民主化的進(jìn)程不斷加快，社會中利益多樣化的特點(diǎn)逐步得到了政府、企業(yè)以及個人的承認(rèn)和關(guān)注，各種利益集團(tuán)往往可以通過各種正式或者非正式的渠道進(jìn)行自己的利益表達(dá)。利益集團(tuán)對中國貿(mào)易保護(hù)政策產(chǎn)生的影響也只是利益集團(tuán)影響經(jīng)濟(jì)、政治等領(lǐng)域的一個縮影。這表明，在深化改革背景下，中國需要建立一套完整、公正和透明的決策機(jī)制，以便能夠考慮來自社會各界的利益表達(dá)，還可以使得各種利益集團(tuán)相互監(jiān)督各自利益訴求以使得政策更有利于整個社會的進(jìn)步和發(fā)展。

其次，從代表委員類政治聯(lián)系對貿(mào)易政策的影響中可以發(fā)現(xiàn)，來自國內(nèi)各行業(yè)的代表委員在為國家發(fā)展出謀劃策的同時，往往又會考慮自身所處行業(yè)的相關(guān)利益。他們對于政府的影響，會使得所處行業(yè)獲得更多的政府保護(hù)。毫無疑問，對于這些身兼“政企”兩職的代表委員應(yīng)該加強(qiáng)監(jiān)管力度，對他們所提出的意見更要詳細(xì)審查和仔細(xì)分析，防止他們利用自己的身份進(jìn)行權(quán)力尋租，使得政府政策偏離原先的政策目標(biāo)。

再次，利益集團(tuán)的影響不僅存在于政府和利益集團(tuán)之間，利益集團(tuán)相互之間也存在著競爭關(guān)系。從上文分析中可知，政府對于那些不存在有影響力的利益集團(tuán)的行業(yè)提供的保護(hù)較少。如果某行業(yè)的下游行業(yè)中擁有較強(qiáng)影響力的利益集團(tuán)，則該行業(yè)得到的貿(mào)易保護(hù)將會被削弱。由此可見，利益集團(tuán)增強(qiáng)自身與政府的政治聯(lián)系是存在內(nèi)生動機(jī)的，如果不進(jìn)行正確的引導(dǎo)和有效的監(jiān)管，隨著競爭激烈程度的加劇，政治聯(lián)系的成本會不斷的提高，為權(quán)力尋租提供了巨大空間。

最后，改革進(jìn)入了深水區(qū)，盡管如何克服固有利益集團(tuán)對改革產(chǎn)生的阻礙是如今推行改革的一個難題，但是利益集團(tuán)的存在并非對經(jīng)濟(jì)發(fā)展沒有益處。正如上文得到的結(jié)論，下游利益集團(tuán)的存在反而會可能會減小貿(mào)易保護(hù)的程度。因此，在改革過程中，不僅要化解利益集團(tuán)對于改革產(chǎn)生的消極作用，同時也要利用好利益集團(tuán)的積極作用，這樣可能會有事半功倍的效果。

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