付才輝

一、中國式發(fā)展的特征：總量增長與結(jié)構(gòu)失衡

發(fā)展的目的不外乎就是把蛋糕做大而且相對(duì)公平地分享。效率和公平是評(píng)價(jià)任何發(fā)展模式的兩個(gè)基本維度(Basu，2000)。就中國這樣的發(fā)展中大國而言，總量增長相對(duì)單一，而結(jié)構(gòu)失衡涉及的面則相對(duì)廣泛——重要的方面包括居民之間的差距、城鄉(xiāng)之間的差距、地區(qū)之間的差距、產(chǎn)業(yè)之間的差距、環(huán)境問題等長期問題，以及國際收支差距、投資與消費(fèi)結(jié)構(gòu)等短期問題(項(xiàng)俊波，2008)。那么，中國在這兩個(gè)維度上的發(fā)展績效如何呢①限于框架的統(tǒng)一性，本文對(duì)于短期的投資與消費(fèi)、國際收支以及環(huán)境問題不做作分析，對(duì)中國結(jié)構(gòu)失衡的概括性描述可參見項(xiàng)俊波(2008)和王保安(2010)等等。林毅夫等(1994)的《中國的奇跡》一書對(duì)改革開放前重工業(yè)趕超戰(zhàn)略的系統(tǒng)扭曲與其后漸進(jìn)式改革的成就與問題也有全面闡述。Brandt 和Rawski(2008)主編的《China′s Great Economic Transformation》對(duì)中國改革開放之后經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成就和存在的問題也有較為全面的評(píng)述。？

圖1 直接從構(gòu)成經(jīng)濟(jì)總量的部門結(jié)構(gòu)層面統(tǒng)一了“總量增長與結(jié)構(gòu)失衡”這兩個(gè)發(fā)展的維度。在增長維度上，1953—2008 年這56 年的年均經(jīng)濟(jì)增長率高達(dá)8%,,以上，1953—1977 年這25 年的年均經(jīng)濟(jì)增長率高達(dá)6%,,以上，1978—2008 年這31 年的年均經(jīng)濟(jì)增長率高達(dá)9%,,以上。就三次產(chǎn)業(yè)部門結(jié)構(gòu)失衡來看，1953—2008 年這56 年的年均熵指數(shù)高達(dá)30%,,以上，1953—1977 年這25 年的年均熵指數(shù)高達(dá)40%,,以上，1978—2008 年這31 年的年均熵指數(shù)高達(dá)26%,,以上。盡管改革開放是一個(gè)“結(jié)構(gòu)虛擬變量”，改革開放之后總量增長增大、結(jié)構(gòu)失衡減少，但增長與失衡的伴生關(guān)系特征并未改變。因此，總體上看中國的發(fā)展績效是：總量增長成就突出，結(jié)構(gòu)失衡代價(jià)沉重。更重要的是，圖1 還展現(xiàn)出了“總量增長與結(jié)構(gòu)失衡”相互伴生的動(dòng)態(tài)趨勢：經(jīng)濟(jì)總量擴(kuò)張必拉大經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡程度；反之，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡程度亦隨經(jīng)濟(jì)總量回落而縮小(袁江和張成思，2009)。因此，中國不應(yīng)該對(duì)總量增長過于沉迷，當(dāng)然也無需對(duì)結(jié)構(gòu)失衡過于沮喪。增長與失衡只不過是發(fā)展過程中表現(xiàn)出來的收益和代價(jià)罷了，關(guān)鍵是要理解為什么中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展會(huì)呈現(xiàn)出這種特點(diǎn)。

圖1 中國式發(fā)展：總量增長與結(jié)構(gòu)失衡的伴生關(guān)系

二、中國式發(fā)展的緣由：尋找政府主導(dǎo)經(jīng)濟(jì)的阿基里斯之踵

（一）增長與不平等：由來已久的理論爭議

正如公平與效率是人類古老的話題一樣，增長與不平等的關(guān)系也是經(jīng)濟(jì)學(xué)重要的主題。早在半個(gè)多世紀(jì)以前，Kuznets(1955)就提出了為后世廣為爭議的假說：在收入水平較低階段，經(jīng)濟(jì)增長與收入差距擴(kuò)大相伴隨，但在經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定水平之后增長會(huì)緩解收入差距①Piketty 和 Zucman(2014)利用更長的歷史數(shù)據(jù)認(rèn)為庫茨涅茨倒U 曲線只不過是發(fā)達(dá)國家在工業(yè)革命后的短暫現(xiàn)象，資本回報(bào)率大于經(jīng)濟(jì)增長率鎖定的不平等始終是發(fā)達(dá)資本主義社會(huì)一個(gè)長期的持續(xù)現(xiàn)象。。20 世紀(jì)60 年代和70 年代教科書中的基調(diào)是，收入差距有利于激勵(lì)，從而也有利于增長(Ahgion et al.，1999)。然而，在20 世紀(jì)80 年代及90 年代隨著新增長理論的興起，這些傳統(tǒng)的觀點(diǎn)遭到了駁斥，新的觀點(diǎn)認(rèn)為削減收入差距的再分配有利于增進(jìn)窮人的機(jī)會(huì)和教育并擴(kuò)大市場，從而有利于增長，增長反過來又有利于緩解不平等。因此，更高的平等是增長自我維系以及良性發(fā)展的條件(Murphy et al.，1989；Todaro，1997)。來自20 世紀(jì)80 年代之前數(shù)據(jù)的分析結(jié)論模棱兩可(Ahgion et al.，1999)。在爭議尚未平息的20 世紀(jì)80 年代及90 年代之后，OECD 等發(fā)達(dá)國家又出現(xiàn)了新一輪的(工資)收入差距持續(xù)擴(kuò)大的趨勢。涌現(xiàn)了偏向型技術(shù)進(jìn)步、貿(mào)易自由化、組織方式變化三種流行的解釋增長放大收入差距的觀點(diǎn)(Acemoglu，2002；Akerman et al.，2013)。這些爭議確實(shí)凸顯了發(fā)達(dá)國家市場機(jī)制的復(fù)雜性①可參考Ahgion 等(1999)對(duì)不平等與增長的關(guān)系做的綜述。。但是正如Garcia-Penalosa 和Turnovsky(2007)總結(jié)道：“實(shí)際上，這些爭論都忽略了扭曲稅的角色。然而，一旦意識(shí)到這點(diǎn)，政策制定者顯然會(huì)面臨潛在的兩難取舍(trade-offs)，即促進(jìn)增長的政策可能與稅前稅后的收入分配相抵觸”。亦即，過去的文獻(xiàn)忽略了政府財(cái)政政策在增長與不平等之間的兩難效應(yīng)(trade-offs)。Garcia-Penalosa 和Turnovsky(2007)在一個(gè)帶有初始財(cái)富不平等和勞動(dòng)供給具有彈性的理論模型中發(fā)現(xiàn)，增長增進(jìn)型政策會(huì)引致不平等。

我們也猜測存在增長與失衡的伴生關(guān)系內(nèi)生于政府政策的機(jī)制②當(dāng)然，不排除其他市場自身因素驅(qū)動(dòng)的增長與平等關(guān)系，比如Bandyopadhyay 和Basu(2005)。，但這個(gè)機(jī)制在中國有其獨(dú)特性。除了居民個(gè)體收入分配不平等與總量增長關(guān)系之外，構(gòu)成經(jīng)濟(jì)總量的地區(qū)部門、城鄉(xiāng)部門、產(chǎn)業(yè)部門等部門之間的結(jié)構(gòu)失衡問題可能發(fā)展中國家也有其根本性的不同之處。雖然在卡爾多特征事實(shí)所刻畫的平衡增長之外，發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家都經(jīng)歷了或者正在經(jīng)歷由庫茨尼茨特征事實(shí)所刻畫的部門結(jié)構(gòu)的變遷，但如圖2 所示，美國經(jīng)濟(jì)增長率與三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡并沒有表現(xiàn)出中國那樣的特征(圖1)，總量增長和結(jié)構(gòu)失衡都非常溫和，尤其結(jié)構(gòu)近乎均等化狀態(tài)。那么，究竟存在內(nèi)生增長與失衡伴生關(guān)系的中國式因素嗎？

圖2 美國式發(fā)展：“總量與結(jié)構(gòu)”相對(duì)平穩(wěn)

（二）中國的國情：政府主導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)增長

如果要找到增長與失衡伴生關(guān)系背后關(guān)鍵的中國式因素，那么勢必需要從中國式增長說起。如果從建國后的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)代，再到漸進(jìn)式市場轉(zhuǎn)軌，就整個(gè)六十多年的發(fā)展歷程來看，政府主導(dǎo)經(jīng)濟(jì)發(fā)展應(yīng)該是一個(gè)基本特征事實(shí)。這一點(diǎn)可以從財(cái)政收支占GDP 的比重及其支出結(jié)構(gòu)得到直觀的體現(xiàn)。1952—2008 年，財(cái)政收入占GDP 比重年均高達(dá)22.47%，財(cái)政支出占GDP 比重年均高達(dá)23.18%。當(dāng)然，這個(gè)比例還不足以說明問題。更重要的是，中國財(cái)政支出中直接用于拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)平均就占到了49%,,以上。雖然1978 年改革開放之后，政府已經(jīng)把定價(jià)權(quán)讓位于市場了，但通過國企、市場準(zhǔn)入限制、深度介入的產(chǎn)業(yè)政策、地區(qū)政策(包括特區(qū)政策)、城鄉(xiāng)政策等等依然控制著國民經(jīng)濟(jì)的命脈和市場經(jīng)濟(jì)主體的激勵(lì)機(jī)制。正如前所述，中國經(jīng)濟(jì)的增長成就斐然。因此，中國政府，尤其是地方政府，也被譽(yù)為“發(fā)展型政府”；中國官員，尤其是地方官員，也被冠以經(jīng)營轄區(qū)經(jīng)濟(jì)的“政治企業(yè)家”。無數(shù)的文獻(xiàn)和學(xué)者努力地尋找著中國經(jīng)濟(jì)增長奇跡背后的原因和動(dòng)力機(jī)制，歸納出了眾多的“中國模式”，諸如“中國式聯(lián)邦主義”(Qian 和Xu，1993；Qian 和Weiganst，1997)、“網(wǎng)絡(luò)資本主義”(Boisot 和Child，1996)、“為增長而競爭”(張軍和周黎安，2008)、“中性政府”(姚洋，2009；賀大興和姚洋，2011)、“地區(qū)性分權(quán)式權(quán)威主義”(Xu，2011)、中國式增長(Song et al.，2011)、發(fā)展戰(zhàn)略理論(新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué))(林毅夫，1994、2012)等等①許多人也認(rèn)為中國發(fā)展沒有一個(gè)固定的模式。Heston 和Sicular(2008)在《中國與發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)》一文中就沒有概括一個(gè)模式，只是通過與其他發(fā)展中國家的比較概括了一些中國式發(fā)展的特征，并指出中國的經(jīng)歷特別，難以效仿。。

（三）政府主導(dǎo)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的阿基里斯之踵：部門專用性政策

1. 政府主導(dǎo)經(jīng)濟(jì)的得失

文獻(xiàn)中所歸納的各種中國模式，在肯定政府主導(dǎo)經(jīng)濟(jì)的增長成績時(shí)也都指出了其帶來的負(fù)面后果，比如中國式聯(lián)邦主義誘發(fā)的保護(hù)主義(Li 和Zhou，2005)，網(wǎng)絡(luò)主義陷入的規(guī)則困境(Li，2000；王永欽，2006、2008)，為增長而競爭所扭曲的民生支出(付勇和張晏，2008)，粗狂式增長(吳敬璉，2005)。王永欽等(2007)以及王賢彬和徐現(xiàn)祥(2014)就較為系統(tǒng)地總結(jié)了分權(quán)式改革的代價(jià)以及官員引領(lǐng)發(fā)展的風(fēng)險(xiǎn)。聶輝華(2013)也系統(tǒng)總結(jié)了中國經(jīng)濟(jì)增長模式下政企合謀誘發(fā)的一系列“事故”——礦難、高房價(jià)、食品安全等等。林毅夫等(林毅夫等，1994；林毅夫和劉培林，2003；林毅夫和蘇劍，2007；林毅夫，2008；陳斌開和林毅夫，2013；林毅夫和陳斌開，2013)反復(fù)強(qiáng)調(diào)了政府的重工業(yè)趕超發(fā)展戰(zhàn)略導(dǎo)致的三位一體的系統(tǒng)性結(jié)構(gòu)失衡的負(fù)面后果，比如地區(qū)差距、城鄉(xiāng)差距、分配惡化等失衡問題。賀大興和姚洋(2011)也指出了“中性政府”為追求增長而把有限資源分配給高生產(chǎn)能力群體的做法勢必?cái)U(kuò)大收入差距?？傊鏗eston 和Sicular(2008)與其他國家對(duì)比所總結(jié)的中國式發(fā)展的幾個(gè)重要特征：增長與脫貧成就表現(xiàn)優(yōu)良，失衡與不平等表現(xiàn)嚴(yán)峻，政府及其官員在決策中的權(quán)力巨大。

因此，在此背景下將“增長與失衡”視為政府主導(dǎo)經(jīng)濟(jì)的得失并無不妥。恰如許成綱概括的(Xu，2011)：“中國改革的經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)表明，這種根本性問題的答案由不同政府干預(yù)形成的成本和收益取舍(trade-offs)所決定”。雖然前述文獻(xiàn)所指出的政府主導(dǎo)經(jīng)濟(jì)存在的得失對(duì)于理解總量增長與結(jié)構(gòu)失衡很有啟發(fā)性，但是在同時(shí)內(nèi)生總量增長與結(jié)構(gòu)失衡的邏輯上并不清晰流暢。姚洋的“中性政府觀”雖然細(xì)致地揭示了中性政府追逐增長的機(jī)制，卻未深入揭示失衡的機(jī)制。聶輝華的總結(jié)過于瑣碎，缺乏一個(gè)相對(duì)一致的宏觀分析框架。王永欽等、王賢彬和徐現(xiàn)祥、許成鋼等的總結(jié)更多的偏向于評(píng)述而非建構(gòu)。Brandt 和Rawski(2008)的總結(jié)過于全面而無一個(gè)核心的邏輯架構(gòu)。因此，未來的研究還迫切需要一個(gè)同時(shí)內(nèi)生總量增長與結(jié)構(gòu)失衡的統(tǒng)一分析框架?，F(xiàn)有文獻(xiàn)的積累不但極具啟發(fā)性，而且對(duì)于構(gòu)建這樣的框架也提供了理論前提。本文直接承前于姚洋等的“中性政府觀”和林毅夫等的“新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)”。

2. 中性政府的行為

姚洋等(姚洋，2009；賀大興和姚洋，2011)認(rèn)為，中國政府是一個(gè)中性政府(Disinterested Government)，這樣的政府不會(huì)遷就某些特殊利益群體，其經(jīng)濟(jì)政策與群體間的非生產(chǎn)性特征無關(guān)，能夠放開手、腳把資源分配給那些最具生產(chǎn)力的群體，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但必然會(huì)擴(kuò)大群體或地區(qū)之間的差距。他們詳細(xì)論證了非民選政府策略性選擇成為中性政府所具有的效率含義。雖然尚未揭示失衡的機(jī)制，但這個(gè)思想其實(shí)已經(jīng)蘊(yùn)涵了政府為增長而失衡的可能性。賀大興和姚洋(2011)理論模型的一個(gè)重要推論是：一個(gè)中性政府會(huì)選擇性地采取有利于經(jīng)濟(jì)增長的政策，哪怕這些政策會(huì)造成收入的不平等。中國政府之所以能夠采取這些看似歧視性的政策，恰恰是因?yàn)樗侵行缘模翰⒉惶貏e地照顧任何群體的利益，它才可能放開手腳采取“有偏”但與生產(chǎn)能力匹配的經(jīng)濟(jì)政策①本文不打算深究中國式發(fā)展的政治基礎(chǔ)，中國政府是一個(gè)中性政府的觀點(diǎn)可視為本文的前提。與中性政府不同，民選政府通過中位數(shù)規(guī)則選擇的再分配政策是有利于緩和不平等的(Persson & Tabellini，1994)；與利益集團(tuán)專制政府不同，中性政府的增長訴求更為一般化，而無需與利益集團(tuán)“利益相容”(Olson，2000)。事實(shí)上，Acemoglu 和Robinson(2002)也認(rèn)為不同的政治因素決定了不同的發(fā)展與不平等關(guān)系模式。他們認(rèn)為歐洲國家之所以遵循庫茨涅茨曲線的原因是：在工業(yè)革命之前政治權(quán)力由少數(shù)權(quán)貴獨(dú)享，絕大多數(shù)政策有利于權(quán)貴，少有對(duì)普通民眾的再分配；工業(yè)革命的推進(jìn)提高了經(jīng)濟(jì)不平等，但同時(shí)也加劇了社會(huì)動(dòng)蕩與革命的威脅；權(quán)貴為了防止社會(huì)動(dòng)蕩和革命，作為可置信承諾，公民權(quán)力被擴(kuò)大，擴(kuò)大了對(duì)大眾的再分配，降低了不平等。專制災(zāi)難之所以在非洲等國家發(fā)生，是因?yàn)榉侵迖业恼瘟鲃?dòng)性(Political Mobilization)非常低，難以產(chǎn)生有效的革命威脅，初始的非民主體制得以長期持續(xù)。。

通過農(nóng)村改革和特區(qū)政策兩個(gè)具體的例子，賀大興和姚洋(2011)認(rèn)為，“在具體政策上，把政府看作是一個(gè)精于計(jì)算的主體還是合適的，因?yàn)榫唧w政策得利者和失利者是比較明顯的。政府在做決策的時(shí)候總要在社會(huì)群體之間進(jìn)行取舍?！比绱苏f來，主導(dǎo)經(jīng)濟(jì)的政府確實(shí)有動(dòng)力實(shí)施“為增長而失衡”的政策動(dòng)機(jī)。但是，這樣的政策的特征是什么？什么樣的政策能夠同時(shí)內(nèi)生增長與失衡？機(jī)制何在？他們尚未深入闡述，不過林毅夫(2012)在新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)中的論述對(duì)此極具啟發(fā)性，為尋找這些問題的答案提供了思路。

3. 新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)的詮釋：部門專用性政策

在賀大興和姚洋(2011)的模型中，“政府決定兩個(gè)政策，一個(gè)是稅率，一個(gè)是政府服務(wù)。在現(xiàn)實(shí)中，我們可以把這兩個(gè)決策理解為政府政策對(duì)不同群體的損失和收益的實(shí)質(zhì)性影響”。因此，這樣的政府政策的關(guān)鍵特征就是群體專用的。正如Kruger(2011)所指出的：“(新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué))能夠稱為新的部分是如下斷言：協(xié)調(diào)和基礎(chǔ)設(shè)施升級(jí)應(yīng)該以某種方式與一些特定產(chǎn)業(yè)相聯(lián)系”。林毅夫(2012)進(jìn)一步解釋到：“事實(shí)上對(duì)發(fā)展中國家制定成功的發(fā)展戰(zhàn)略來說，甄別新產(chǎn)業(yè)和優(yōu)先利用政府資源來發(fā)展這些產(chǎn)業(yè)都是至關(guān)重要的。為什么呢？因?yàn)榛A(chǔ)設(shè)施的改善往往是產(chǎn)業(yè)專用的。看看非洲國家最近一些成功的案例，你就知道甄別產(chǎn)業(yè)的必要性。例如：毛里求斯的紡織業(yè)、萊索托的服裝業(yè)、布基納法索的棉花產(chǎn)業(yè)、埃塞俄比亞的切花業(yè)、馬里的芒果產(chǎn)業(yè)和盧旺達(dá)的猩猩旅游業(yè)。它們都需要政府提供不同類型的基礎(chǔ)設(shè)施。把埃塞俄比亞的鮮切花運(yùn)往歐洲拍賣地點(diǎn)需要在機(jī)場和正常航班上有冷藏設(shè)備，而毛里求斯的紡織品出口需要港口設(shè)施的改善，二者需要的基礎(chǔ)設(shè)施顯然不同。類似地，萊索托服裝產(chǎn)業(yè)所需的基礎(chǔ)設(shè)施與馬里的芒果生產(chǎn)和出口或者盧旺達(dá)用以吸引猩猩觀光者所需的基礎(chǔ)設(shè)施是完全不同的。因?yàn)樨?cái)政資源和實(shí)施能力的限制，每一個(gè)國家的政府必須設(shè)立優(yōu)先級(jí)，以決定哪些基礎(chǔ)設(shè)施應(yīng)予優(yōu)先改善以及公共設(shè)施的最優(yōu)位置應(yīng)設(shè)在哪里，這樣才能取得成功。鄧小平在中國向市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型初期就解釋了這種實(shí)用智慧，他同意允許一些地區(qū)和人們先富起來，最終使所有中國人能實(shí)現(xiàn)共同富裕?！?/p>

賀大興和姚洋(2011)模型中的群體專用性政策與林毅夫(2012)新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)中的產(chǎn)業(yè)或地區(qū)專用政策在促進(jìn)增長作用上是一致的，并且新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)中的部門專用性政策也只有在中性政府的前提下才能夠發(fā)揮到極致。實(shí)際上，如賀大興和姚洋(2011)所言，任何部門專用政策都會(huì)產(chǎn)生得利者和失利者，得到政策優(yōu)惠的群體獲利，沒有得到政策優(yōu)惠的群體可能還要承擔(dān)政策成本。也如Kruger(2011)所言，“你可以想象，要求保護(hù)力度更大、時(shí)間更持久的保護(hù)的政治壓力會(huì)有多大。大家都知道，保護(hù)一些產(chǎn)業(yè)就意味著不保護(hù)其他產(chǎn)業(yè)，所以改革的收效必然會(huì)被削弱?！币虼耍仓挥芯邆鋸?qiáng)權(quán)的中性政府才能頂住各種政治壓力去實(shí)施會(huì)在不同群體之間引起利益沖突的部門專用性政策。在民選或者民主政府中，部門專用的政策會(huì)遭到受損者的政治壓力，迫使政府難以實(shí)施這樣的政策。如反映中國增長與失衡的圖1 與反映美國增長與失衡的圖2 之間的反差，可能就反映出了這種根本性的政府行為差異。

如果說部門或群體專用性政策是內(nèi)生總量增長與結(jié)構(gòu)失衡關(guān)系背后直接的政策工具，那么中性政府則是實(shí)施部門專用政策的保證。林毅夫(2012)在新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)中提出了這種發(fā)展的部門專用性政策的思想，并指出了傾斜程度過于違背比較優(yōu)勢的嚴(yán)重后果，如舊結(jié)構(gòu)主義的主張。賀大興和姚洋(2011)不但指出了這種群體專用的政策有利于增長最大化，還可能誘發(fā)收入差距。Kruger(2011)也擔(dān)心這種部門專用性政策誘發(fā)部門之間失衡的風(fēng)險(xiǎn)而質(zhì)疑了林毅夫(2012)。因此，部門專用性政策可能是解釋中國總量增長與結(jié)構(gòu)失衡伴生關(guān)系的核心變量，并且可能是一個(gè)極具中國特色的概念。倘若不是如此，那么有哪個(gè)發(fā)展中大國能夠以將近兩位數(shù)的增長率持續(xù)數(shù)十年之久呢，然而又有哪個(gè)發(fā)展中大國在取得如此驕人的總量增長成就的同時(shí)又面臨著如此嚴(yán)峻的不平等和結(jié)構(gòu)失衡呢(Heston&Sicular，2008)？

事實(shí)上，自從Barro(1990)的開創(chuàng)性研究以來，政府的公共服務(wù)(稅收政策與公共支出)在內(nèi)生增長中得到了大量的研究。這些研究細(xì)致地分析了稅收種類(勞動(dòng)稅、消費(fèi)稅、資產(chǎn)稅、所得稅以及遺產(chǎn)稅(在代際交疊模型中))與稅率，以及公共支出結(jié)構(gòu)(生產(chǎn)性支出、消費(fèi)支出、混合性支出)與轉(zhuǎn)移支付(包括在多級(jí)政府架構(gòu)模型中的中央政府轉(zhuǎn)移支付)及其規(guī)模等等對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。但是，具有部門專用性政策特征的財(cái)稅政策在這個(gè)主流的框架中卻被忽略了。部門專用性政策實(shí)際上是根據(jù)施政群體對(duì)象不同而實(shí)施不同的政策。即 {τ1,… ,τn}在現(xiàn)有文獻(xiàn)中是n 種類型的稅，而部門專用性政策則意味著 {τi1,… ,τim}是第i 種類型的稅(比如勞動(dòng)稅)所針對(duì)m 個(gè)群體實(shí)施的群體專用性稅(比如以戶籍身份為標(biāo)準(zhǔn)的差別性勞動(dòng)稅)。同樣，{ G1,… , Gn}在現(xiàn)有文獻(xiàn)中是n 種類型的公共支出(服務(wù))，而部門專用性政策則意味著 {Gi1,… ,Gim}是第i 種類型的公共支出(比如公共教育支出)所針對(duì)m 個(gè)群體實(shí)施的群體專用性公共支出(比如以戶籍身份為標(biāo)準(zhǔn)的差別性公共教育支出)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)雖然也探討了不同的稅和公共支出的類型組合對(duì)經(jīng)濟(jì)增長以及不平等可能有不同的影響(如Easterly&Rebelo，1993；Devarajan et al.，1996；Fiaschi，1999；Jha，1999；Scully，2003；Garcia-Penalosa &Turnovsky，2007)，但是新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)中提出的部門專用性政策對(duì)總量增長與結(jié)構(gòu)不平等的影響并未得到關(guān)注——部門專用性政策所具有的結(jié)構(gòu)性特征可能才是中國等快速發(fā)展的發(fā)展中國家(廣義上的)公共政策的核心①其實(shí)，累進(jìn)制個(gè)人所得稅及其補(bǔ)貼也反映出了針對(duì)“窮人”與“富人”的群體專用性政策特征。米增渝等(2012)在一個(gè)政府對(duì)個(gè)人征收所得稅和補(bǔ)貼教育的環(huán)境下，發(fā)現(xiàn)稅收多征于富人且窮人得到更多補(bǔ)貼的時(shí)候，收入不平等減少，增長上升；反之則相反。他們也基于1998—2006 年中國省級(jí)面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)中國的稅收多征于窮人而富人得到了更多的補(bǔ)貼，收入不平等加劇，增長放緩。然而，中國的教育支出占政府公共支出的比例在過去60 年中微不足道，并且中國在20 世紀(jì)80 年代才開始實(shí)施個(gè)人所得稅，所以他們的發(fā)現(xiàn)可能不足以概括中國增長與失衡的長期模式。郭凱明等(2011)也提供了類似的分析。更有趣的是，Zheng 和Kuroda(2013)使用286 個(gè)城市的數(shù)據(jù)對(duì)中國地區(qū)不平等和增長的研究發(fā)現(xiàn)，不同的基礎(chǔ)設(shè)施類型對(duì)增長和地區(qū)收入差距的影響不同，交通基礎(chǔ)設(shè)施在地區(qū)平等和增長之間存在取舍(trade-offs)，而教育基礎(chǔ)設(shè)施不但可以提高增長也降低了收入差距。雖然公共基礎(chǔ)實(shí)施可能是部門通用的，但是對(duì)地區(qū)而言可能也是地區(qū)專用的。這些經(jīng)驗(yàn)例子也暗示了部門或群體專用政策在增長與平等關(guān)系上有重要影響。。

部門專用性政策的重要性在于其具有結(jié)構(gòu)效應(yīng)。部門專用性政策可以利用其結(jié)構(gòu)效應(yīng)制造更高的總量增長，但正因?yàn)槿绱送瑫r(shí)可能誘發(fā)結(jié)構(gòu)失衡。新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)的這個(gè)部門專用性概念可能會(huì)突破傳統(tǒng)公共經(jīng)濟(jì)學(xué)以及AK 內(nèi)生增長模型的思路，但是新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)在其理想的政府與市場關(guān)系定位分析中也可能忽略了其負(fù)面后果。所以，本文將其引入Barro(1990)經(jīng)典模型來解釋總量增長與結(jié)構(gòu)失衡具有理論創(chuàng)新性，進(jìn)一步在新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)于政府與市場關(guān)系定位理論的基礎(chǔ)上夯實(shí)發(fā)展戰(zhàn)略的成本與收益理論(付才輝，2014、2015)。

三、結(jié)構(gòu)失衡：概念與測度

盡管各種結(jié)構(gòu)失衡現(xiàn)象的具體內(nèi)容和表現(xiàn)形式千差萬別，但本質(zhì)特征都是一種不均等狀態(tài)。自Pareto 以來產(chǎn)生了一系列研究如何用精確的指標(biāo)來衡量不均等程度的文獻(xiàn)。Cowell(2000)在《收入分配手冊》中將現(xiàn)有文獻(xiàn)中不均等指標(biāo)研究方法分為三類：第一類指標(biāo)通過先驗(yàn)的選擇性過程來界定不平等，比如基尼系數(shù)和方差都有著非常直觀的統(tǒng)計(jì)學(xué)和經(jīng)濟(jì)學(xué)意義；第二類指標(biāo)由公理性方法推導(dǎo)出來，比如廣義熵測度族——泰爾熵指數(shù)就是這一類指標(biāo)；第三類指標(biāo)是在福利經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的基礎(chǔ)上發(fā)展出來的，統(tǒng)稱為Atkinson 指數(shù)。

中國經(jīng)濟(jì)的結(jié)構(gòu)失衡主要是體現(xiàn)在部門之間，相對(duì)而言部門內(nèi)部的失衡程度較之于部門之間的失衡程度要低得多。政策異質(zhì)性也基本上表現(xiàn)為部門專用，而不是個(gè)人專用。加之本文的任務(wù)是分析總量增長與結(jié)構(gòu)失衡的伴生關(guān)系，因此分析單元應(yīng)該設(shè)置為加總成經(jīng)濟(jì)總量的部門，比如產(chǎn)業(yè)部門、地區(qū)部門、城鄉(xiāng)部門等等。所以，以部門為分析單元的話，第二類分析方法較為合適。比如以個(gè)體為分析單元的基尼系數(shù)就難以將部門之間的差距分解出來，而且對(duì)中間階層的收入較為敏感，而對(duì)兩端部門之間的差距不太敏感，從而難以度量城鄉(xiāng)部門以及地區(qū)部門之間的差距。所以，文獻(xiàn)中就常常使用以城鎮(zhèn)居民可支配收入與農(nóng)村居民純收入之比度量城鄉(xiāng)兩部門之間的差距，但是這種做法沒有考慮城鄉(xiāng)人口比重，也就沒有考慮城鄉(xiāng)兩個(gè)部門在總量中的相對(duì)重要性。因此，許多研究就廣泛引入泰爾熵指數(shù)測度城鄉(xiāng)部門、地區(qū)部門、產(chǎn)業(yè)部門之間的差距(王少平和歐陽志剛，2007；干春暉等，2011；萬廣華，2013；等等)。因此，鑒于泰爾熵指數(shù)適合于以部門為分析單位的研究，而且具有公理化形式邏輯和直觀的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義以及便于分解的優(yōu)點(diǎn)，本文也遵循大量文獻(xiàn)的做法采用泰爾熵指數(shù)來研究部門之間的結(jié)構(gòu)失衡。當(dāng)然，有必要坦誠交待的是，盡管我們在前文中將居民個(gè)體之間的(收入或工資)不平等現(xiàn)象也納入到結(jié)構(gòu)失衡中，但后文模型的分析單位與分析居民個(gè)體收入差距的單元還是有所不同，即便思想上并無二致①以居民群體為分析單位討論政策異質(zhì)性對(duì)兩極分化的影響可參考付才輝(2015)。。

為了不顯得過于抽象，我們以產(chǎn)業(yè)部門為例來討論下結(jié)構(gòu)失衡的概念與測度，地區(qū)部門與城鄉(xiāng)部門等類似。任何一本產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)教科書都會(huì)提到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的兩個(gè)基本維度——產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化也就是狹義上的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷(產(chǎn)業(yè)升級(jí))，即庫茨尼茨特征事實(shí)或克拉克定律——農(nóng)業(yè)份額的持續(xù)減少和工業(yè)和服務(wù)業(yè)的份額持續(xù)增加。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡就直接對(duì)應(yīng)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化。按照已有的界定，“產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，是產(chǎn)業(yè)之間協(xié)調(diào)程度的反映，也就是說它是要素投入結(jié)構(gòu)和產(chǎn)出結(jié)構(gòu)耦合程度的一種衡量”(干春暉等，2011)。就這種耦合而言，研究者一般采用結(jié)構(gòu)偏離度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化進(jìn)行衡量。經(jīng)濟(jì)越加偏離均衡狀態(tài)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越不合理。由于經(jīng)濟(jì)的非均衡現(xiàn)象是一種常態(tài)，尤其是發(fā)展中國家更為突出(Chenery et al.，1989)，從而結(jié)構(gòu)偏離度為零便是理想的基準(zhǔn)情況。干春暉等(2011)也認(rèn)為結(jié)構(gòu)偏離度指標(biāo)將各產(chǎn)業(yè)一視同仁，忽視了各個(gè)產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)體的相對(duì)重要程度。因此，遵循他們的做法，本文也在已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上引入了如下的泰爾熵指數(shù)來測度產(chǎn)業(yè)部門之間的結(jié)構(gòu)失衡程度(見公式(1))：

四、政府主導(dǎo)經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)一般均衡模型

（一）CRRA 偏好與線性最終產(chǎn)品加總

遵循常規(guī)，我們的模型經(jīng)濟(jì)采取連續(xù)時(shí)間并且采納具有如下偏好的代表性家庭：

為了盡可能保持模型的簡潔，我們抹去了非一致性偏好與技術(shù)進(jìn)步差異這兩個(gè)因素，而引入部門間的要素密度(或產(chǎn)出彈性)異質(zhì)性——但我們不分析其對(duì)結(jié)構(gòu)變遷(非平衡增長)的影響(類似的文獻(xiàn)可參見Acemoglu & Guerrieri，2008；Ju et al.，2015)。因此，在抹去非一致性偏好之后，最簡單的最終產(chǎn)品加總方式便是如下的線性加總：

式(3)可以視為更加一般化的CES 加總方式的特例。當(dāng)然，式(3)的加總方式?jīng)]有考慮到城鄉(xiāng)部門、農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)部門、重工業(yè)與輕工業(yè)部門生產(chǎn)的產(chǎn)品之間的異質(zhì)性，但是我們的模型也希望容納地區(qū)部門，這是由于各個(gè)省市生產(chǎn)的產(chǎn)品可能同質(zhì)性大于異質(zhì)性。由于地區(qū)之間結(jié)構(gòu)失衡是中國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡的重要內(nèi)容，為了捕獲城鄉(xiāng)、地區(qū)以及產(chǎn)業(yè)等部門間的總量增長與結(jié)構(gòu)失衡伴生關(guān)系的共性，最終產(chǎn)品的線性加總不但簡單而且更加合意。

同樣為簡化分析，設(shè)定人口增長率為零，即經(jīng)濟(jì)體的人口L 為常數(shù)，單位化為1。C(t)表示t 時(shí)刻經(jīng)濟(jì)體家庭的總消費(fèi)，人均消費(fèi)為c(t)=C(t)/L；W(t)表示t 時(shí)刻經(jīng)濟(jì)體的家庭持有的實(shí)際總資產(chǎn)，人均實(shí)際資產(chǎn)為a(t)=W(t)/L；初值a(0)給定。同樣出于簡化的目的，假定家庭成員在任何t 時(shí)刻都無彈性地供給1 單位勞動(dòng)，亦即無工作與閑暇的選擇。此外，假定不同部門內(nèi)部均有足夠多的個(gè)體以保證市場是競爭性的，即行為者是工資w、利率r 的接受者。因此，家庭預(yù)算約束就為：

（二）部門要素密度異質(zhì)性與部門專用政策異質(zhì)性

借鑒Barro(1990)、Barro 和Sala-i-Martin(1992，2004)、Turnovsky(1996，2000)、Angelopoulous 等(2006)處理政府公共支出進(jìn)入生產(chǎn)函數(shù)的方式，以及Acemoglu 和Guerrieri(2008)設(shè)置的部門要素密度異質(zhì)性，我們將第i 部門代表性企業(yè)采取的生產(chǎn)函數(shù)設(shè)為柯布-道格拉斯(C-D)生產(chǎn)函數(shù)形式：

以部門i 的人均形式表示之：

我們不妨將式(6)表示為：

其中：

按照Barro(1990)的分析思路，部門專用的政府公共支出與部門人均資本比可設(shè)置為政府的政策操作工具，那么式(7)其實(shí)就是部門層面的AK 模型，從而部門加總之后的總量增長也具備AK 模型的內(nèi)生增長特征。因此，政府可以通過政策工具影響推動(dòng)部門的內(nèi)生增長，但邊際增長效應(yīng)遞減，即

依部門i 而定的 Gi以及 χi刻畫了政府支出層面上的部門專用的政府政策。同樣，從政府收入的層面上，政府也可以設(shè)置部門專用的稅收政策τi。假定政府向部門i 按產(chǎn)出征收賦稅，稅率分別為 τi∈ ( 0, 1)；并對(duì)其進(jìn)行生產(chǎn)性支出 Gi。因此，政府的總收入與總支出分別為。此外，為盡可能更簡化，假定政府支出不進(jìn)入消費(fèi)函數(shù)，政府也無自身消費(fèi)，但必須滿足預(yù)算平衡：

如果我們假定政府對(duì)每個(gè)部門的支出形成了部門內(nèi)部共享的公共品，但對(duì)其他部門不具有外部性，那么政府支出就能夠形成具有俱樂部品性質(zhì)的公共品。其實(shí)，這就是前文提到的林毅夫(2012)所強(qiáng)調(diào)的部門專用性政策。差別性的稅率與公共支出反映出部門所面臨的外在的政策異質(zhì)性(或者稱之為政策傾斜)，或者稱之為部門專用的政策。部門專用的政策在資源誤配學(xué)派中也可稱之為異質(zhì)性“稅收和補(bǔ)貼①idiosyncratic policies/individual-specific “taxes and subsidies””(Restuccia & Rogerson，2013)，這里的“稅收和補(bǔ)貼”是非常廣義的，不僅僅限于政府的財(cái)稅政策，可以寬泛地指政府針對(duì)部門實(shí)施的一系列影響部門損益的政策和制度安排(姚洋和賀大興，2011)。因此，本文的模型實(shí)際上就從部門要素密度異質(zhì)性與政府部門專用政策異質(zhì)性兩個(gè)向度上拓展了Barro(1990)的經(jīng)典政府公共服務(wù)內(nèi)生增長AK 模型，或可稱之為結(jié)構(gòu)AK 模型。

（三）代表性家庭最優(yōu)化行為

可得最優(yōu)化的一階條件為：

通過一階條件變換可得Euler 方程：

由力效用函數(shù)以及式(12)可得我們熟悉的消費(fèi)增長方程：

（四）企業(yè)最優(yōu)化行為與流動(dòng)性均衡下的加總

任意部門i 的代表性廠商在任意時(shí)刻最大化本期利潤，所面臨的問題為：

其中δ 為折舊率(為簡化起見，假定所有部門折舊率均相同)。式(14)最優(yōu)化的一階條件(FOC)為①按照資源誤配學(xué)派的觀點(diǎn)(Restuccia & Rogerson，2008、2010；Hsieh & Kleonw，2009)，從靜態(tài)的局部均衡來看，式(8)中的部門專用異質(zhì)性政策會(huì)導(dǎo)致要素市場扭曲，從而使得面臨不同要素市場扭曲程度的企業(yè)邊際產(chǎn)出不相等，資源誤配通過削減全要素生產(chǎn)率進(jìn)而抑制總量增長。與之不同，在政府公共支出具有外部性的情況下，從動(dòng)態(tài)一般均衡來看，本文發(fā)現(xiàn)部門專用的政策異質(zhì)性反而能夠制造總量增長。作為一種有待進(jìn)一步論證的猜想，我們覺得這或許好像是資源誤配持續(xù)存在的根源。面對(duì)資源誤配學(xué)派未能夠清楚地解釋資源配置的來源與原因(Restuccia & Rogerson，2010；鄢萍，2012)，Banerjee 和Moll(2010)發(fā)問到：為什么資源誤配會(huì)持續(xù)存在? 按照本文的思考方式，我們覺得發(fā)展中國家廣泛存在的資源誤配其實(shí)可能內(nèi)生于其經(jīng)濟(jì)增長方式之中，尤其是政府主導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)方式。資源誤配學(xué)派強(qiáng)調(diào)的效率損失的根源在于外部干預(yù)將資源過多配置給了低效率的企業(yè)，本文中則可能正好相反，即政府將資源過多配置給了高效率(高資本密度)的企業(yè)。本質(zhì)上講，資源誤配學(xué)派的見解沒有超過華盛頓共識(shí)。華盛頓共識(shí)批評(píng)了發(fā)展中國家的政府采取了結(jié)構(gòu)主義的發(fā)展觀導(dǎo)致了嚴(yán)重的扭曲，需要削減政府干預(yù)導(dǎo)致的扭曲并且保持價(jià)格正確。然而，正如Stigliz(2011)在后華盛頓共識(shí)中的反思——華盛頓共識(shí)錯(cuò)把工具當(dāng)目標(biāo)，我們認(rèn)為政府干預(yù)必有代價(jià)也必有收益。：

競爭性市場的對(duì)稱性均衡條件(Symmetric equilibrium condition)下，上述FOC(式(15))對(duì)所有部門的代表性企業(yè)i(i=1,2,…,n)均同時(shí)成立，也就是說要素的流動(dòng)使得工資與資本利率在所有部門均相等，即 ri= rj= r、wi= wj= w，從而有：

由式(16)可得：

式(17)對(duì)任意的 i、j 均成立，對(duì)上式兩邊乘以 Li并對(duì)i 加總可得：然后將其以人均形式表示為：

從而得到對(duì)后文至關(guān)重要的加總關(guān)系式(也是資本的競爭性均衡配置方式)：

將式(20)帶入FOC 式(15)可得資本利率與勞動(dòng)工資在對(duì)稱性均衡下的加總式：

（五）動(dòng)態(tài)一般均衡

由于通過最終產(chǎn)品的線性加總而簡化了產(chǎn)品市場的均衡，而勞動(dòng)供給不帶彈性的假定也簡化了就業(yè)市場，所以根據(jù)瓦爾拉斯法則，在一般均衡時(shí)只需要資本市場出清即可： a (t ) = k (t)。將資本利率與勞動(dòng)工資式(21)帶入消費(fèi)增長方程式(13)、家庭預(yù)算方程式(4)可得該經(jīng)濟(jì)體的總量增長動(dòng)態(tài)方程系統(tǒng)，再將式(20)與式(7)帶入泰爾熵指數(shù)式(1)中可得結(jié)構(gòu)失衡的狀態(tài)方程，最后將二者聯(lián)立便可得總量增長與結(jié)構(gòu)失衡的動(dòng)態(tài)一般均衡伴生系統(tǒng)：

式(22)中包含了加總的平均變量( k ,c )，也包含部門層面的參數(shù)與變量直觀上看還不能夠斷定該模型經(jīng)濟(jì)存在如Barro(1990)模型中那樣的內(nèi)生平穩(wěn)增長大道(BGP)，但我們可以證明拓展模型存在BGP①限于篇幅，平衡增長路徑存在性的證明(附錄1)，可掃描本文二維碼，在本刊官網(wǎng)“附錄”中查看。，即：

（六）政府推動(dòng)的內(nèi)生增長與結(jié)構(gòu)失衡

對(duì)式(24)化簡為：

這就是競爭性市場的對(duì)稱性均衡條件的式(16)。

綜上，政府可以使得該模型經(jīng)濟(jì)直接登上增長率為γ(式(24))的平穩(wěn)增長大道，起點(diǎn)為 k (0)、c (0) = (η - γc) k (0)、y (0) = ζ k (0)。模型經(jīng)濟(jì)不存在轉(zhuǎn)移動(dòng)態(tài)，如圖3 所示。

圖3 政府推動(dòng)的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長的相圖

因此，我們就得到了用以解釋第一部分中圖1 所描繪的總量增長與結(jié)構(gòu)失衡的伴生系統(tǒng)：

五、為增長而失衡的機(jī)制

從式(26)中我們可以看到就結(jié)構(gòu)性變量而言，政府的部門專用政策異質(zhì)性由 Gi傳導(dǎo)，而 Gi與τi由政府的預(yù)算約束聯(lián)系在一起，所以直觀的 政 策 異 質(zhì) 性 是以 及 市 場 的 部 門 要 素 密 度 異 質(zhì) 性均可能同時(shí)影響到總量增長與結(jié)構(gòu)失衡。如前所述，我們的模型正是從這兩個(gè)方向拓展了Barro(1990)的政府公共服務(wù)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型：第一個(gè)方向是將同質(zhì)性的部門拓展到異質(zhì)性部門(要素密度異質(zhì)性)；第二個(gè)方向是將政府的同質(zhì)性政策拓展到異質(zhì)性政策(部門專用政策)。

（一）基準(zhǔn)情景(退化情景1)：既無要素密度異質(zhì)性，也無政策異質(zhì)性

第一種情景便是在兩個(gè)方向上都做退化后的Barro(1990)基準(zhǔn)情景。第一個(gè)方向上的退化意味著對(duì)任意部門i 均有αi= α，即所有部門的要素密度相同。第二個(gè)方向上的退化意味著對(duì)任意部門i 均有τi= τ與 Gi= G，這意味著公共支出是部門通用的，而且所有的(廣義上的)稅收政策也是平等的。在此既無要素密度異質(zhì)性也無政策異質(zhì)性的退化模型經(jīng)濟(jì)中，參數(shù)變化為 zi= z、ki= k、ω = Aα、υ = A(1 - α)，以及政府預(yù)算約束變化為G = T = τY，由于沒有部門要素密度異質(zhì)性，加總后可知整個(gè)經(jīng)濟(jì)的代表性廠商的生產(chǎn)函數(shù)為：

因此，系統(tǒng)式(22)中的經(jīng)濟(jì)增長動(dòng)態(tài)系統(tǒng)就退化為經(jīng)典的Barro(1990)政府公共服務(wù)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長的基準(zhǔn)模型：

再將式(28)帶入式(29)，便可知此模型以式(30)的增長率在平衡大道(BGP)上運(yùn)行(可直接參見Barro(1990))。

根據(jù)Barro(1990)的分析，政府在預(yù)算約束下通過政策組合(τ ,G)設(shè)計(jì)可以使得增長率式(30)最大化，即政府面臨的問題可以表述為：

規(guī)劃式(31)的最優(yōu)解為：

此時(shí)，將式(32)帶入退化后的增長與失衡伴生關(guān)系式(26)可知：

式(33)中的最大化增長率便是Barro(1990)的基本結(jié)論。與此同時(shí)，在前述退化的Barro(1990)模型經(jīng)濟(jì)中，式(26)中的泰爾熵指數(shù)始終為零，不論增長率最大化與否。

（二）市場自身的問題(退化情景2)：在退化情景1 中納入部門要素密度異質(zhì)性

第二種退化情景是只在第二個(gè)方向上的退化，這就意味著對(duì)任意部門i 均有τi=τ與 Gi= G，即不存在政策異質(zhì)性。但是，部門之間依然存在要素密度異質(zhì)性，即。因此，系統(tǒng)式(22)中的經(jīng)濟(jì)增長系統(tǒng)就退化為：

政府的預(yù)算約束也退化為τ Y =G ，再將加總式(20)帶入退化后的部門i 的生產(chǎn)函數(shù)可得：

再將式(35)稍作變形并將退化后的政府預(yù)算約束帶入其中可得：

然后，對(duì)式(35)進(jìn)行加總可得：

由式(37)和式(35)可得：

將式(38)帶入式(36)可得：

然后，將滿足式(39)的χ 帶入式(34)可知該模型經(jīng)濟(jì)以式(40)的增長率在平穩(wěn)大道(BGP)上運(yùn)行。

與Barro(1990)的分析思路一致，政府在預(yù)算約束下通過政策組合(τ ,G)設(shè)計(jì)可以使得增長率式(40)最大化，即：

此時(shí)，該模型經(jīng)濟(jì)的總量增長率和結(jié)構(gòu)失衡程度為：

式(43)是在只存在部門要素密度異質(zhì)性而不存在部門專用政策異質(zhì)性的模型經(jīng)濟(jì)中，政府最大化總量增長的情況下的總量增長與結(jié)構(gòu)失衡。由此也可以看到，單單由市場自身的異質(zhì)性也可能引發(fā)結(jié)構(gòu)失衡，那么政府的干預(yù)就可能加劇或者抑制結(jié)構(gòu)失衡。

（三）一般情景：在退化情景2 中再納入部門專用的政策異質(zhì)性

在退化情景2 中再納入部門專用的政策異質(zhì)性便是本文模型的一般情景。同樣，政府面臨的問題也是在預(yù)算約束下最大化總量增長率。首先，將加總式(20)帶入總的政府收入中：

再將加總式(20)帶入總的政府支出中：

因此，政府的預(yù)算約束變?yōu)椋?/p>

那么，政府面臨的問題便是：

規(guī)劃式(47)的解為：

此時(shí)，該模型經(jīng)濟(jì)的總量增長率和結(jié)構(gòu)失衡程度(式(26))為：

式(49)其實(shí)刻畫了解式(50)中所包含的部門專用政策異質(zhì)性程度或者說是政策傾斜程度。這樣的政策傾斜(不妨稱之為最優(yōu)政策結(jié)構(gòu))實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)總量增長率的最大化，然而必然也會(huì)導(dǎo)致部門結(jié)構(gòu)之間的結(jié)構(gòu)失衡。我們將這一結(jié)論概括為如下的為增長失衡的理論命題①限于篇幅，這里略去該理論命題的證明(附錄2)，有需要者，可通過掃描本文二維碼在本刊官網(wǎng)該文的“附錄”中查看。：若，則 TL ≠ 0，存在這樣的i ≠ j(i、j=1，2，…，n)使其成立。

前述命題所反映出來政府追求總量增長率最大化所實(shí)施的部門專用政策誘發(fā)部門之間的收入差距或結(jié)構(gòu)失衡的結(jié)論，與新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)所強(qiáng)調(diào)的重工業(yè)趕超戰(zhàn)略導(dǎo)致收入差距的結(jié)論是一致的(林毅夫和劉培林，2003；林毅夫，2012；林毅夫和陳斌開，2013)，但是與他們前期對(duì)增長的看法有所不同。按照“為增長而失衡”的機(jī)制，總量增長便可視為政府發(fā)展戰(zhàn)略的收益，而結(jié)構(gòu)失衡則可視為政府發(fā)展戰(zhàn)略的代價(jià)。那么，如果考慮外部性，全盤否定重工業(yè)趕超戰(zhàn)略的觀點(diǎn)(林毅夫、 昉李周和蔡 ，1994；烏杰，1995；于光遠(yuǎn)，1996)便十分欠妥，姚洋和鄭東雅(2008)就強(qiáng)調(diào)了這一點(diǎn)。

（四）總量增長與結(jié)構(gòu)失衡的分解

為了更加清晰的揭示總量增長作為政府發(fā)展戰(zhàn)略收益的這一點(diǎn)，我們不妨在抹去部門要素密度異質(zhì)性后與Barro(1990)基準(zhǔn)模型做一比較，便可以看到部門專用政策異質(zhì)性的單獨(dú)作用。在抹去部門要素密度異質(zhì)性后，式(50)中的最大化增長率變?yōu)椋?/p>

然后，將式(51)減去式(33)中的Barro(1990)基準(zhǔn)模型中的最大化增長率可得：

我們曾在第三部分討論結(jié)構(gòu)失衡時(shí)提到泰爾熵的一個(gè)優(yōu)點(diǎn)是便于進(jìn)行具有經(jīng)濟(jì)學(xué)含義的具體分解，通過這個(gè)分解機(jī)制我們就能夠更加直觀的理解前面復(fù)雜的機(jī)制。于是可用式(1)進(jìn)行如下分解：

再由式(48)中的解可知：

因此，將式(54)帶入分解式(53)，便可把結(jié)構(gòu)失衡分解為：

同樣，我們可將式(48)中的解帶入式(50)中的增長率，并將其分解為：

其中：

與前面Barro(1990)的基準(zhǔn)情景相對(duì)比，式(57)對(duì)應(yīng)于在既無部門要素密度異質(zhì)性又無部門專用政策異質(zhì)性模型中的增長率，而式(58)可稱之為部門專用政策異質(zhì)性制造的結(jié)構(gòu)性增長。

六、結(jié)構(gòu)失衡的經(jīng)驗(yàn)分析

（一）具有理論基礎(chǔ)的計(jì)量模型設(shè)定

根據(jù)前面結(jié)構(gòu)失衡的分解方程式(55)，可將基準(zhǔn)的計(jì)量模型設(shè)定為：

如前所述，X1刻畫了與部門要素密度異質(zhì)性相關(guān)的結(jié)構(gòu)失衡的來源，X2刻畫了與政策異質(zhì)性(結(jié)構(gòu)性干預(yù))相關(guān)的結(jié)構(gòu)失衡來源，X3刻畫了與政府干預(yù)程度相關(guān)的結(jié)構(gòu)失衡的來源，ε 為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。鑒于式(59)的計(jì)量模型是從理論模型中推導(dǎo)出來的，具有嚴(yán)格的理論基礎(chǔ)，我們不輕易納入其他控制變量。此外，考慮到改革開放前后有大的差異，設(shè)置一個(gè)虛擬變量D 以反應(yīng)其前后變化。如前所交代的，由于變量X1、X2、X2的加總權(quán)重原因，其系數(shù)符號(hào)可正可負(fù)，正的符號(hào)表示誘發(fā)作用，負(fù)則表示抑制作用。

（二）來自二元經(jīng)濟(jì)的經(jīng)驗(yàn)分析

1. 變量與指標(biāo)

我們首先選取城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)部門(農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)部門)為例(即n=2)，不僅僅是因?yàn)橹袊某青l(xiāng)二元結(jié)構(gòu)失衡最為嚴(yán)重，更主要的是因?yàn)槌青l(xiāng)政策異質(zhì)性涇渭分明。中國的城鄉(xiāng)政策差異不僅僅體現(xiàn)在財(cái)稅政策上，在諸如戶籍、選舉權(quán)等等制度層面的政策上也有較大的異質(zhì)性。如圖1 所示，農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失調(diào)與三次產(chǎn)業(yè)的熵高度一致，相關(guān)系數(shù)為0.997,4。城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)失衡與農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)兩大部門劃分的產(chǎn)業(yè)部門間的結(jié)構(gòu)失衡較為一致。當(dāng)然，要量化廣義上以及更加細(xì)分產(chǎn)業(yè)部門的政策異質(zhì)性具有一定的難度。在此，我們簡要對(duì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)進(jìn)行非農(nóng)與涉農(nóng)二元?jiǎng)澐郑源私⑾鄳?yīng)指標(biāo)，見表1。

表1 變量、計(jì)算公式與說明及其含義

2. 數(shù)據(jù)來源與樣本構(gòu)建

通過二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)劃分之后，《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》有財(cái)政支出以及支農(nóng)支出的數(shù)據(jù)，因此可利用表1 中的公式計(jì)算出X2、X3。限于財(cái)稅政策的統(tǒng)計(jì)口徑，2006 年前后非常不一致，因此我們的樣本也截止到2006 年。與政策異質(zhì)性一樣，市場異質(zhì)性的測度也并非易事。為了盡可能的捕獲到市場異質(zhì)性，我們采取多角測度策略，構(gòu)建多個(gè)樣本。第一類樣本是部門要素密度不隨時(shí)間變化，第二類樣本則是要素密度在不同的時(shí)間可能會(huì)不同。參考中國資本份額的已有研究，由于農(nóng)業(yè)部門是勞動(dòng)密集型，α1取值為0.3 或0.4；非農(nóng)業(yè)部門是資本密集型，α2取值為0.6 或0.7。因此，α1、α2不同的取值組合便可以構(gòu)造四個(gè)樣本：樣本1(α1=0.3、α2=0.6)、樣本2(α1=0.3、α2=0.7)、樣本3(α1=0.4、α2=0.6)、樣本4(α1=0.4、α2=0.7)，可用作穩(wěn)健性比較。在第二類樣本中，章上峰等(2009)測算了中國1979—2005 年的平均資本密度。利用農(nóng)業(yè)與非農(nóng)部門的兩組權(quán)重(0.3，0.7；0.4，0.6)可構(gòu)造兩個(gè)要素密度時(shí)變的樣本：樣本5(權(quán)重為0.3 和0.7)、樣本6(權(quán)重為0.4 和0.6)。

3. OLS 回歸結(jié)果

附表1①限于篇幅，附表1～附表15 均未在文中報(bào)告，請感興趣的讀者掃描本文二維碼在本刊官網(wǎng)該文“附錄”中查看。是樣本1 的OLS 回歸結(jié)果。第二、三欄是單獨(dú)回歸刻畫部門要素密度異質(zhì)性的變量，不論控制時(shí)間趨勢與否，變量X1的系數(shù)均不顯著，沒有太大的解釋力；第四、五欄是單獨(dú)回歸刻畫政策異質(zhì)性的變量，不論控制時(shí)間趨勢與否，變量X2的系數(shù)均顯著為正，調(diào)整的可決系數(shù)均超過0.63；第六、七欄是完整設(shè)定模型的回歸結(jié)果，在沒有控制時(shí)間趨勢的模型中，除了X3外，X1、X2的系數(shù)均顯著；在控制時(shí)間趨勢的模型中，變量X1、X2、X3的系數(shù)均顯著；并且變量X1的系數(shù)為負(fù)，而變量X2、X3的系數(shù)為正，表明市場異質(zhì)性可能對(duì)結(jié)構(gòu)失衡具有抑制作用，而政策異質(zhì)性卻有著非常顯著的誘發(fā)作用；模型的調(diào)整可決系數(shù)在0.8 左右，具有較高的擬合效果。附表3 是改革開放之后要素密度時(shí)變樣本的OLS 回歸結(jié)果，刻畫政策異質(zhì)性和政府干預(yù)程度的變量對(duì)結(jié)構(gòu)失衡都有顯著的誘發(fā)作用；而刻畫市場異質(zhì)性的變量的作用只有在單獨(dú)回歸的第二、三欄中表現(xiàn)出了顯著的誘發(fā)作用②限于篇幅，我們沒有在文中報(bào)告樣本2～4 與樣本6 的OLS 回歸結(jié)果，基本上也是穩(wěn)健的。。

4. ARIMA 回歸結(jié)果

由于在時(shí)間序列數(shù)據(jù)中隨機(jī)干擾項(xiàng)可能存在自相關(guān)，因此OLS 估計(jì)可能有偏。鑒于此，我們重新采取ARIMA 方法對(duì)樣本1～6 進(jìn)行了回歸。附表2 是樣本1 的ARIMA 回歸結(jié)果，與OLS 回歸結(jié)果一樣，刻畫政策異質(zhì)性和政府干預(yù)的變量X2、X3的系數(shù)顯著為正，在完整設(shè)定模型的第六、七欄中刻畫市場異質(zhì)性的變量X1的系數(shù)為負(fù)。附表4 是改革開放之后要素密度時(shí)變樣本5 的ARIMA 回歸結(jié)果，同樣政策異質(zhì)性相關(guān)的變量X2具有顯著的誘發(fā)作用，刻畫政府干預(yù)以及市場異質(zhì)性的變量的誘發(fā)作用不太明顯③限于篇幅，我們沒有在文中報(bào)告樣本2～4 與樣本6 的ARIMA 回歸結(jié)果，基本上也是穩(wěn)健的。。在要素密度時(shí)變的樣本中，我們進(jìn)一步采取了GMM 估計(jì)，附表5 是其結(jié)果，結(jié)果依然是穩(wěn)健的?？傊?，政策異質(zhì)性對(duì)結(jié)構(gòu)失衡有顯著的誘發(fā)作用，市場異質(zhì)性反而表現(xiàn)出了一定的抑制作用。

（三）來自區(qū)域經(jīng)濟(jì)的經(jīng)驗(yàn)分析

1. 變量與指標(biāo)

如前所述，除了二元經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)出嚴(yán)重結(jié)構(gòu)失衡之外，就要數(shù)中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)之間的結(jié)構(gòu)失衡了。相對(duì)于二元經(jīng)濟(jì)而言，區(qū)域經(jīng)濟(jì)的市場異質(zhì)性可能較之政策異質(zhì)性程度要大得多，而區(qū)域政策異質(zhì)性的區(qū)分可能更加明顯。同樣，除了財(cái)稅政策的區(qū)域差異之外，諸如特區(qū)政策之類的廣義的政策異質(zhì)性也較難以測度。由于海南省缺乏改革開放之前的數(shù)據(jù)，我們將其排除在樣本之外，令n=30。表2 是以省市為單元構(gòu)建的變量指標(biāo)。

2. 數(shù)據(jù)來源與樣本構(gòu)建

要構(gòu)造變量X1的樣本，需要省市的要素密度，由于缺乏近六十年整個(gè)時(shí)間序列的要素密度數(shù)據(jù)，我們以傅曉霞和吳利學(xué)(2006)測算的省級(jí)平均資本密度作為近似。其余數(shù)據(jù)均來自《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。

表2 變量、計(jì)算公式與說明及其含義

3. OLS 回歸結(jié)果

附表6 是區(qū)域經(jīng)濟(jì)樣本的OLS 回歸結(jié)果。不論是單獨(dú)回歸(第二、三欄)還是完整回歸模型(第六、七欄)中，刻畫地區(qū)要素密度異質(zhì)性的變量X1均非常顯著地誘發(fā)了地區(qū)之間的結(jié)構(gòu)失衡。這表明市場異質(zhì)性在地區(qū)收入差距中具有十分重要的影響(可決系數(shù)超過了0.8)。在單獨(dú)回歸模型(第四、五欄)中，刻畫政策異質(zhì)性相的變量X2也具有顯著的影響(可決系數(shù)超過了0.6)，但是在完整的回歸模型(第六、七欄)中不顯著。這表明政策異質(zhì)性在地區(qū)結(jié)構(gòu)失衡中的相對(duì)重要性較市場異質(zhì)性要低得多?？坍嬚深A(yù)程度的變量X3在所有回歸模型中均不顯著。這意味單單觀察政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的介入程度的意義可能遠(yuǎn)不如觀察政府部門專用政策這樣的政策結(jié)構(gòu)特征。整個(gè)模型的可決系數(shù)將近0.9，可以說市場異質(zhì)性和政策異質(zhì)性確實(shí)是地區(qū)結(jié)構(gòu)失衡最重要的兩股因素。

4. ARIMA 回歸結(jié)果

同樣，在時(shí)間序列數(shù)據(jù)中隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)也可能存在自相關(guān)，基本的OLS 估計(jì)可能是有偏的。我們進(jìn)一步對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)樣本采取ARIMA 回歸，附表7 是其回歸結(jié)果?？坍嫷貐^(qū)要素密度異質(zhì)性的變量X1的系數(shù)大小和顯著性并未發(fā)生太大的改變，市場異質(zhì)性確實(shí)對(duì)地區(qū)結(jié)構(gòu)失衡有著重要而穩(wěn)健的影響。在單獨(dú)回歸模型(第四、五欄)中，刻畫政策異質(zhì)性的變量X2的系數(shù)也顯著為正，但是有意思的是DX2的系數(shù)顯著為負(fù)，這可能意味著改革開放之后的財(cái)政政策尤其是轉(zhuǎn)移支付可能對(duì)地區(qū)結(jié)構(gòu)失衡確實(shí)有一定的抑制作用。在整個(gè)回歸模型(第六、七欄)中，與OLS 回歸結(jié)果是一致性的。

5. 區(qū)域經(jīng)濟(jì)與二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡成因的差異及其可能的原因討論

在結(jié)構(gòu)失衡的成因上，區(qū)域經(jīng)濟(jì)和二元經(jīng)濟(jì)在回歸中表現(xiàn)出了較大的差異：首先，市場異質(zhì)性的作用方向不同，二元經(jīng)濟(jì)中起的是抑制作用，區(qū)域經(jīng)濟(jì)中起的是誘發(fā)作用；其次，政策異質(zhì)性的作用力度不同，二元經(jīng)濟(jì)中政策異質(zhì)性在誘發(fā)結(jié)構(gòu)失衡上起到了主導(dǎo)作用，而在區(qū)域經(jīng)濟(jì)中則相對(duì)市場異質(zhì)性而言重要性較低；最后，改革開放之后，政策異質(zhì)性加劇了二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡，而對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡有一定的緩和作用。造成這種差異的原因可能有如下幾個(gè)方面：第一，二元經(jīng)濟(jì)的要素密度異質(zhì)性在收入差距中的重要性要比區(qū)域經(jīng)濟(jì)低得多，被模型忽略了的區(qū)域經(jīng)濟(jì)的集聚效應(yīng)可能與市場異質(zhì)性密切相關(guān)；第二，較之二元經(jīng)濟(jì)而言，用財(cái)稅政策測度的政策異質(zhì)性可能低估了區(qū)域經(jīng)濟(jì)的政策異質(zhì)性，例如對(duì)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)的特區(qū)政策而言中央政府采取的是“給政策權(quán)力而不給錢”；第三，地區(qū)轉(zhuǎn)移支付可能比城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)移支付力度要大得多，從而影響了政策異質(zhì)性程度。

七、經(jīng)濟(jì)增長的經(jīng)驗(yàn)分析

（一）具有理論基礎(chǔ)的計(jì)量模型設(shè)定

將式(48)中的解帶入式(50)中的增長率，并進(jìn)行對(duì)數(shù)線性化稍作整理可得：

（二）來自二元經(jīng)濟(jì)的經(jīng)驗(yàn)分析

1. 變量與指標(biāo)

與前面的二元經(jīng)濟(jì)劃分一致，這一部分我們分析二元經(jīng)濟(jì)中的總量增長。由于農(nóng)業(yè)或農(nóng)村部門與非農(nóng)業(yè)或城市部門之間在要素密度異質(zhì)性以及政府的部門政策異質(zhì)性上較為突出，通過二元經(jīng)濟(jì)劃分能夠揭示總量增長的結(jié)構(gòu)性市場動(dòng)力和結(jié)構(gòu)性政策動(dòng)力。表3 是構(gòu)建的二元經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。

表3 變量、計(jì)算公式與說明及其含義

2. 樣本構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

與前面結(jié)構(gòu)失衡的二元經(jīng)濟(jì)分析中的數(shù)據(jù)口徑一致，我們可以構(gòu)建相應(yīng)的數(shù)據(jù)樣本。技術(shù)水平我們以全要素生產(chǎn)率(TFP)指數(shù)測度，相關(guān)數(shù)據(jù)來自張軍和施少華(2003)以及趙志耕和楊朝峰(2011)。農(nóng)業(yè)部門與非農(nóng)業(yè)部門的資本密度依然分別?。?.3 或0.4，0.6 或0.7。不同的取值組合生成不同的樣本。其余所有數(shù)據(jù)均來自《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。

3. 回歸結(jié)果

附表8 是二元經(jīng)濟(jì)樣本(以農(nóng)部門為基準(zhǔn)，α1=0.3、α2=0.6)的回歸結(jié)果。在所有的回歸模型中，刻畫技術(shù)水平的變量Z1的系數(shù)均非常顯著，這意味著技術(shù)水平始終是經(jīng)濟(jì)增長穩(wěn)健的動(dòng)力。刻畫部門專用稅負(fù)的變量Z4的系數(shù)為正，盡管不太顯著，但是系數(shù)值相對(duì)而言特別的大?？坍嫴块T要素密度異質(zhì)性的變量Z3的系數(shù)為負(fù)，盡管也不太顯著，但系數(shù)值也相對(duì)較大。這可能表明雖然技術(shù)水平驅(qū)動(dòng)的增長是穩(wěn)健的，但是來自市場異質(zhì)性和部門專用政策的影響可能更大。另外，在增長模式上，改革開放前后并無顯著性的差異。同樣，在此時(shí)間序列樣本中隨機(jī)干擾項(xiàng)也可能存在自相關(guān)，我們進(jìn)一步采取了ARIMA 回歸，附表9 是其回歸結(jié)果。整體上與OLS 回歸結(jié)果是吻合的①限于篇幅，我們沒有在文中報(bào)告以非農(nóng)部門為基準(zhǔn)構(gòu)造的樣本的回歸結(jié)果。。

（三）來自區(qū)域經(jīng)濟(jì)的經(jīng)驗(yàn)分析

1. 變量與指標(biāo)

與前面的區(qū)域經(jīng)濟(jì)劃分一致，這一部分我們分析區(qū)域經(jīng)濟(jì)中的總量增長。與總量增長的二元結(jié)構(gòu)一樣，區(qū)域結(jié)構(gòu)也是重要的結(jié)構(gòu)性增長內(nèi)容。由于海南省缺乏改革開放之前的數(shù)據(jù)，我們將其排除在樣本之外，令n=30。變量的內(nèi)容和計(jì)算方式見表4。

表4 變量、計(jì)算公式與說明及其含義

2. 數(shù)據(jù)與樣本

同樣，計(jì)算變量的值需要省市的要素密度，由于缺乏近六十年整個(gè)時(shí)間序列的要素密度數(shù)據(jù)，我們以傅曉霞和吳利學(xué)(2006)測算的省級(jí)平均資本密度作為近似。其余數(shù)據(jù)來自《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。

3. 回歸結(jié)果①限于篇幅，我們只報(bào)告了資本密度最高(上海)和最低(江西)的省市為基準(zhǔn)的樣本和回歸結(jié)果，沒有逐一報(bào)告以其他每一個(gè)省市為基準(zhǔn)的樣本回歸結(jié)果。

附表10 是區(qū)域經(jīng)濟(jì)樣本(以資本最不密集的江西為基準(zhǔn))的OLS 回歸結(jié)果。同二元經(jīng)濟(jì)中的增長一樣，刻畫技術(shù)水平的變量Z1也是顯著的增長來源。然而，與二元經(jīng)濟(jì)有所不同的是，刻畫部門專用稅負(fù)的變量Z4的系數(shù)顯著為負(fù)，DZ4的系數(shù)為正。這意味著改革開放前后部門專用稅負(fù)對(duì)增長的影響有較大的差異，改革開放之前對(duì)勞動(dòng)力最密集的省市實(shí)施的部門專用稅負(fù)不利于增長，而之后卻有正向的調(diào)整。在附表11的ARIMA 回歸結(jié)果中，除了刻畫技術(shù)水平的變量Z1的系數(shù)在整體回歸模型中的發(fā)生了不顯著的改變外，其他的結(jié)果相對(duì)穩(wěn)健。

4. 對(duì)增長效果擬合相對(duì)乏力的討論

在二元經(jīng)濟(jì)樣本以及區(qū)域經(jīng)濟(jì)樣本中，模型對(duì)結(jié)構(gòu)失衡的擬合效果較好(調(diào)整可決系數(shù)均超過0.8)，而模型對(duì)總量增長的擬合效果不太好(調(diào)整可決系數(shù)還均未超過0.4)。換言之，在上述經(jīng)驗(yàn)回歸中，“為增長而失衡”的機(jī)制生成的計(jì)量模型很好地解釋了二元經(jīng)濟(jì)以及區(qū)域經(jīng)濟(jì)之間的結(jié)構(gòu)失衡，而對(duì)總量增長的解釋相對(duì)較差。究其原因，我們猜測可能有兩個(gè)方面的因素值得討論。其一，限于數(shù)據(jù)，本文采取的財(cái)稅政策可能不足以測度更加廣義的政府政策，盡管財(cái)稅政策是政府政策的重要內(nèi)容，那么就有可能低估政策對(duì)增長的影響。例如，黃玖立等(2013)基于中國海關(guān)細(xì)分貿(mào)易數(shù)據(jù)考察了經(jīng)濟(jì)特區(qū)的制度，發(fā)現(xiàn)憑借各種優(yōu)惠和政策，除了擁有更多的平均出口之外，設(shè)立經(jīng)濟(jì)特區(qū)的城市在契約密集型行業(yè)上具有比較優(yōu)勢，這種制度優(yōu)勢主要是沿著集約的邊際實(shí)現(xiàn)的。其二，過度的公共支出削弱了其正外部性迫使邊際收益出現(xiàn)遞減(嚴(yán)成樑和龔六堂，2009；王麒麟，2011)。當(dāng)然，還有許多因素不可能在一個(gè)簡單的模型都考慮到，這也是出現(xiàn)上述增長解釋相對(duì)乏力的原因。

八、增長與失衡伴生關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)分析

（一）計(jì)量模型設(shè)定

首先，我們設(shè)置一個(gè)似不相關(guān)方程組模型(SUR)來觀察總量增長與結(jié)構(gòu)失衡互不影響而只是市場異質(zhì)性和政策異質(zhì)性的兩個(gè)內(nèi)生結(jié)果的情景：

其次，我們再設(shè)置一個(gè)聯(lián)立方程組模型(SEM)來觀察總量增長和結(jié)構(gòu)失衡互相影響并且也是市場異質(zhì)性和政策異質(zhì)性的兩個(gè)內(nèi)生結(jié)果的情景：

（二）來自二元經(jīng)濟(jì)的經(jīng)驗(yàn)分析

由于數(shù)據(jù)來源和口徑都一樣，我們將前面的二元經(jīng)濟(jì)中解釋結(jié)構(gòu)失衡的樣本和解釋總量增長的樣本結(jié)合起來分析增長與失衡的伴生關(guān)系。由于兩個(gè)子樣本均有多個(gè)生成的數(shù)據(jù)樣本，也因此有多個(gè)樣本組合①限于篇幅，文中沒有報(bào)告其他樣本組合的回歸結(jié)果，盡管其他變量的影響有所不同，但總量增長與結(jié)構(gòu)失衡的伴生關(guān)系均穩(wěn)健，整體上不同的樣本組合回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。。附表12 是回歸方程組(62)對(duì)二元經(jīng)濟(jì)樣本組合(1-1)的似不相關(guān)(SUR)回歸結(jié)果。方程組的似不相關(guān)估計(jì)考慮到了結(jié)構(gòu)失衡方程和總量增長方程的隨機(jī)干擾項(xiàng)之間(由于受共同的背景因素影響)可能存在的相關(guān)性進(jìn)而提高顯著性。對(duì)比前面的單方程估計(jì)，可發(fā)現(xiàn)顯著性以及調(diào)整可決系數(shù)并沒有發(fā)生較大的變化，整體上看市場異質(zhì)性和政策異質(zhì)性確實(shí)是增長與失衡強(qiáng)有力的共同影響因素。但是，為增長而失衡的機(jī)制對(duì)結(jié)構(gòu)失衡具有較強(qiáng)的解釋力度，而對(duì)增長的解釋相對(duì)乏力。同前一樣，不論控制時(shí)間與否，反映市場異質(zhì)性的部門要素密度異質(zhì)性均顯著地抑制了結(jié)構(gòu)失衡，而部門專用政策異質(zhì)性卻顯著地誘發(fā)了結(jié)構(gòu)失衡；技術(shù)水平依然是總量增長的穩(wěn)健性增長動(dòng)力，部門專用稅負(fù)和市場異質(zhì)性均對(duì)增長有重要的影響。附表13 是回歸聯(lián)立方程組(63)對(duì)二元經(jīng)濟(jì)樣本組合(1-1)的三階段完全信息最小二乘(3,SLS)回歸結(jié)果。其他變量與附表12 相差無幾，而結(jié)構(gòu)失衡和總量增長表現(xiàn)出了顯著的伴生關(guān)系，且增長對(duì)失衡誘發(fā)作用相對(duì)失衡對(duì)增長的刺激作用要低得多。

（三）來自區(qū)域經(jīng)濟(jì)的經(jīng)驗(yàn)分析

同樣，附表14 是回歸方程組(62)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)樣本組合(1-1)的似不相關(guān)(SUR)回歸結(jié)果②限于篇幅，文中沒有報(bào)告其他樣本組合的回歸結(jié)果，盡管其他變量的影響有所不同，但總量增長與結(jié)構(gòu)失衡的伴生關(guān)系均穩(wěn)健，整體上不同的樣本組合回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。。相對(duì)于單方程回歸而言，除了技術(shù)水平變量Z1的顯著性降低之外，其他變量以及模型的調(diào)整可決系數(shù)也并無大的改變。與二元經(jīng)濟(jì)一樣，為增長而失衡的機(jī)制對(duì)結(jié)構(gòu)失衡具有較強(qiáng)的解釋力度，而對(duì)增長的解釋相對(duì)乏力。附表15 是回歸聯(lián)立方程組(63)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)樣本組合(1-1)的三階段完全信息最小二乘(3,SLS)回歸結(jié)果。也與二元經(jīng)濟(jì)的回歸結(jié)果一樣，區(qū)域經(jīng)濟(jì)中增長與失衡表現(xiàn)出了顯著的伴生關(guān)系，并且失衡對(duì)增長的刺激作用高于增長與失衡的誘發(fā)作用。

九、結(jié)論性評(píng)述

耀眼的總量增長與堪憂的結(jié)構(gòu)失衡相互伴生是中國六十多年來發(fā)展的一個(gè)典型特征。站在新的歷史時(shí)期，總結(jié)中國長期的發(fā)展特征背后的規(guī)律，以及反思前人對(duì)中國發(fā)展特征的總結(jié)，不論在理論還是實(shí)踐上意義都非同小可。本文旨在為總量增長與結(jié)構(gòu)失衡的伴生關(guān)系這一中國長期發(fā)展的特征事實(shí)提供一個(gè)理論分析框架：

(1) 基于中性政府理論(姚洋等，2009、2011)和新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)(林毅夫等，2012)對(duì)政府行為和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的解釋以及中國的城鄉(xiāng)政策、地區(qū)政策(包括特區(qū)政策)、產(chǎn)業(yè)政策等部門層面的特征，本文提煉出了政府部門專用性政策這一核心的概念作為解釋增長與失衡伴生關(guān)系的核心變量。

(2) 本文將寬泛的結(jié)構(gòu)失衡問題聚焦于長期的直接構(gòu)成經(jīng)濟(jì)總量的部門之間的結(jié)構(gòu)失衡，將中國非常嚴(yán)重的城鄉(xiāng)差距、地區(qū)差距以及產(chǎn)業(yè)差距等問題統(tǒng)一定義為部門結(jié)構(gòu)失衡，用常用的泰爾熵操作化了部門間的結(jié)構(gòu)失衡。基于部門專用性政策的概念，拓展了Barro(1990)經(jīng)典的政府公共服務(wù)內(nèi)生增長AK 模型來內(nèi)生解釋增長與失衡的伴生關(guān)系。在任意的n 部門要素密度異質(zhì)性與政府部門專用政策異質(zhì)性的一般情景設(shè)定下，我們的模型經(jīng)濟(jì)存在平穩(wěn)增長大道(BGP)，而在BGP 大道上卻存在部門之間結(jié)構(gòu)失衡的狀態(tài)。在經(jīng)典的Barro 模型中，由于政府公共服務(wù)具有正外部性而不會(huì)使得邊際收益遞減，從而使得模型經(jīng)濟(jì)具有AK 型的內(nèi)生增長。相比于經(jīng)典的Barro 模型，部門專用性政策異質(zhì)性通過結(jié)構(gòu)效應(yīng)可以制造更高的總量增長，但是會(huì)誘發(fā)結(jié)構(gòu)失衡，這個(gè)理論機(jī)制本文概括為“為增長而失衡”。

(3) 理論上講，增長與失衡便可視為政府主導(dǎo)經(jīng)濟(jì)的收益與代價(jià)，而部門專用性政策是其政策操作工具。因此，對(duì)應(yīng)的政策建議也是非常明確的：熨平傾斜性的部門專用政策是治理結(jié)構(gòu)失衡的首要切入點(diǎn)。在具體的可操作的政策設(shè)計(jì)來講，尤其是產(chǎn)業(yè)政策，在設(shè)計(jì)實(shí)施力度和范圍時(shí)，需要設(shè)置有限傾斜原則。比如，為支持六位數(shù)層面的產(chǎn)業(yè)(當(dāng)然是該產(chǎn)業(yè)中的企業(yè)獲得政策優(yōu)惠)，那么相應(yīng)的補(bǔ)貼來源可以設(shè)定在該六位數(shù)產(chǎn)業(yè)所屬的五位數(shù)、四位數(shù)或兩位數(shù)產(chǎn)業(yè)范圍內(nèi)(當(dāng)然是該產(chǎn)業(yè)中的企業(yè)承擔(dān)政策負(fù)擔(dān))。設(shè)置這樣的產(chǎn)業(yè)政策隔斷機(jī)制，可以有效避免政策優(yōu)惠過度支持某些企業(yè)進(jìn)入某些不符合比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)，規(guī)避沒有自生能力的企業(yè)大量出現(xiàn)，進(jìn)而減緩結(jié)構(gòu)失衡。舉例來講，為支持一個(gè)六位數(shù)層面的太陽能新能源產(chǎn)業(yè)，其補(bǔ)貼資金數(shù)額應(yīng)該控制在來自四位數(shù)能源行業(yè)稅收總量的一個(gè)比例之內(nèi)，而不應(yīng)該過度來自其他兩位數(shù)的非能源行業(yè)。

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