張爾升　劉殿國　明　旭

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利益集團細分與區(qū)域經(jīng)濟增長差異
——來自中國的證據(jù)

張爾升劉殿國明旭

[摘要]定量識別利益集團對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響是當前經(jīng)濟學領(lǐng)域研究的重點問題之一。在對利益集團重新分類的基礎(chǔ)上，根據(jù)中國1992-2011年間利益集團與區(qū)域經(jīng)濟增長的面板數(shù)據(jù)，分別用面板數(shù)據(jù)模型和多層統(tǒng)計模型，估計利益集團對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響，發(fā)現(xiàn)不同的利益集團對區(qū)域經(jīng)濟增長影響的差異：房地產(chǎn)利益集團和跨國資本利益集團對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響為正向，官僚利益集團和壟斷利益集團對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響為負向。有關(guān)結(jié)論可能會促進對利益集團與經(jīng)濟增長關(guān)系的多層次研究。

[關(guān)鍵詞]利益集團識別； 區(qū)域經(jīng)濟增長； 多層統(tǒng)計模型

一引言

對利益集團(Interest Group)的研究始于西方的政治學和社會學(Bentley, 1949[1]；麥迪遜等, 1980[2]; Truman，1951[3])。一種較權(quán)威的解釋源自《布萊克維爾政治學百科全書》：致力于影響國家政策方向，而其自身并不圖謀組織政府的一種組織。經(jīng)濟學對利益集團的研究雖然起步稍晚，但更為深入和豐富。從經(jīng)濟學視角研究利益集團的學者首推Commons(1959)[4]，他十分推崇經(jīng)濟利益集團。Galbraith(1952)[5]強調(diào)了在工業(yè)體系中大工業(yè)寡頭對政府政策導(dǎo)向的影響和作用。Olson(1965)[6]在其著作《集體行動的邏輯》比較系統(tǒng)地分析了利益集團的形成及內(nèi)部運作情況，在《國家的興衰》一書中提出了一個著名的觀點：任何一個國家，只要有足夠長時間的政治穩(wěn)定，就會出現(xiàn)特殊利益集團。之后， Salisbur(1969)[7]采用經(jīng)濟學的分析方法，提出了利益集團的政治企業(yè)家理論。Austen-Smith(1981)[8]假設(shè)個人的目標是追求福利最大化，并將個人的時間分配于生產(chǎn)、閑暇和集團政治活動，分別在確定性條件下和不確定性條件下分析了個人投入集團政治活動的時間變動情況。

中共十三屆二中全會的工作報告指出了利益集團的存在：在社會主義制度下，人民內(nèi)部仍然存在著不同利益集團之間的矛盾。中國學者中較早關(guān)注利益集團的是厲以寧(1996)[9]，他在《轉(zhuǎn)型發(fā)展理論》一書中對利益集團下了一個適合中國國情的概念。此后，李強(2000)[10]、陳振明(2004)[11]、王浦劬(2006)[12]分別從政治學、社會學等不同角度對這一概念進行了闡述、分析和補充完善。從現(xiàn)有文獻看，國內(nèi)學者對利益集團的研究主要集中在對政府決策、政策和法律制定的影響層面，沒有形成完整成熟的理論體系，更缺乏定量識別利益集團對區(qū)域經(jīng)濟增長影響的文獻。

本文嘗試定量識別利益集團對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響，搜集1992-2011年間中國各省市區(qū)經(jīng)濟增長及其與利益集團相匹配的面板數(shù)據(jù)，重點考察三個問題：第一，利益集團對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響如何；第二，利益集團對區(qū)域經(jīng)濟增長影響的差異；第三，中國加入WTO后利益集團對區(qū)域經(jīng)濟增長影響的變化。

二現(xiàn)實命題與理論假說

學界普遍認為中國存在利益集團，利益集團的生成并沒有獲得國家正式制度的支持，是社會結(jié)構(gòu)和利益結(jié)構(gòu)不斷分化演進的產(chǎn)物，但對目前存在哪些利益集團并沒有達成共識。楊帆(2010)[13]認為有五大利益集團，汪玉凱(2012)[14]認為有三大利益集團，鄧聿文(2013)[15]認為有七大利益集團。綜合以上觀點，以及便于測量的考慮，本文將利益集團分為四大類：房地產(chǎn)利益集團，跨國利益(外資利益)集團，官僚利益集團，國企壟斷利益集團。

現(xiàn)有文獻對利益集團積極作用的論述較少。Commons(1959)[4]曾認為：工會、農(nóng)場、合作社是社會中最重要的機構(gòu)，不能缺失，Galbraith(1952)[5]認為政府政策導(dǎo)向的積極作用在克服政府失靈和市場失靈方面有一定的作用，Olson(1965)[6]從共容組織的視角分析認為，政黨作為共容組織的成員，必須盡可能地促進經(jīng)濟增長，才能在選舉中贏得支持。

中國的經(jīng)濟增長屬于后發(fā)式增長，與西方發(fā)達國家相比，市場機制還不完善，不能完全依靠市場機制配置資源。中國的改革開放又是在可資借鑒經(jīng)驗的條件下進行的。在市場化改革初期，政府通過優(yōu)惠政策，運用合資經(jīng)營、合作生產(chǎn)、三來一補等方式吸引外資，為技術(shù)進步提供了動力，這對于促進中國經(jīng)濟增長是有利的。為此設(shè)立假設(shè)1：跨國資本(外資)利益集團對促進中國經(jīng)濟增長有正面影響。

隨著改革的深入和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，中國的消費品市場很快由賣方市場進入買方市場，當消費品市場飽和，缺乏消費熱點時，市場面臨通貨緊縮的壓力。為此，發(fā)展房地產(chǎn)業(yè)拉動市場需求，在某種程度上可以促進經(jīng)濟增長。為此設(shè)立假設(shè)2：房地產(chǎn)利益集團對經(jīng)濟增長有正面影響。

政府官員是一個特殊的利益集團，根據(jù)馬克斯·韋伯的官僚制理論：政府具有雙重壟斷性質(zhì)：公共產(chǎn)品壟斷和預(yù)算撥款壟斷，由此導(dǎo)致資源浪費。在中國，政府官員擁有政策制定權(quán)和決策權(quán)，他們在社會資源配置中利用自身的權(quán)力，使資源配置向符合自身利益的發(fā)展維度傾斜，由此產(chǎn)生貧富分化、社會不公、阻礙經(jīng)濟增長。同時，政府官員為強化自身權(quán)力，實現(xiàn)自身利益最大化，不斷擴張政府規(guī)模，產(chǎn)生規(guī)模膨脹效應(yīng)，龐大的行政成本加重了納稅人負擔，制約了經(jīng)濟增長。為此設(shè)立假設(shè)3：官僚利益集團對經(jīng)濟增長有負面影響。

國有企業(yè)在國民經(jīng)濟中的壟斷地位在發(fā)生變化。改革使國有企業(yè)逐漸從一般性競爭領(lǐng)域退出，但除自然壟斷行業(yè)外，當前國有企業(yè)仍然在一些重要經(jīng)濟部門中處于壟斷地位，并且在新一輪的國進民退熱潮后有加強的趨勢。國企已經(jīng)成為一個壟斷利益集團，有資料顯示：壟斷行業(yè)職工占全國職工總數(shù)的8%，而工資總額則超過一半。壟斷的強化必然會抑制競爭，扼殺經(jīng)濟活力，帶來低效和資源浪費，從而使經(jīng)濟增長減速。為此設(shè)立假設(shè)4：壟斷利益集團對經(jīng)濟增長有負面影響。

目前，從中央到省市區(qū)乃至縣市的多個層級，都存在有不同的利益集團，其活動已經(jīng)滲透到社會經(jīng)濟生活的各個方面，對中國經(jīng)濟和經(jīng)濟生態(tài)產(chǎn)生著廣泛而深刻的影響。為此設(shè)立假設(shè)5：利益集團不僅對區(qū)域經(jīng)濟增長有直接影響，而且還與其他經(jīng)濟要素發(fā)生交互作用，間接影響區(qū)域經(jīng)濟增長。

三研究設(shè)計

(一)實證模型構(gòu)建

如前所述，利益集團對經(jīng)濟增長既可能產(chǎn)生正面影響，也可能產(chǎn)生負面影響，然而由于現(xiàn)有文獻缺乏定量分析，至今尚未得到直接或間接的實證檢驗支持?；诖?，利用面板數(shù)據(jù)模型和多層統(tǒng)計模型，力圖實證分析利益集團對經(jīng)濟增長的直接影響和間接影響，分兩步構(gòu)建實證模型。

1.構(gòu)建一層計量模型

為檢驗利益集團對經(jīng)濟增長的影響，須先建立一個決定經(jīng)濟增長的函數(shù)，根據(jù)Levine和Renelt(1992)[16]的觀點，經(jīng)濟增長中有4個因素是穩(wěn)健的：資本、人口、初始人均實際GDP和人力資本。結(jié)合經(jīng)典C-D函數(shù)，設(shè)計如下計量模型：

LnGDPij=β0+β1LnFDIij+β2LnHOUij+β3GOVij+β4MONij+β5LnKij+β6LnLij+β7LnHij+εij

(1)

式中，i=1、2、3…31代表各省，j=1992、1993…2011代表年份。GDP是被解釋變量，以1992年為基期，對其他各年進行平減，然后取對數(shù)。FDI、Hou、Gov、Mon分別是外資、房地產(chǎn)、官僚、國企四大利益集團度量：FDI用外商直接投資測量；Hou用房地產(chǎn)投資測量；Gov用政府規(guī)模測量，其計算方法是，財政支出扣除科教文衛(wèi)支出除以GDP(陸銘等，2005)[17]；Mon用壟斷程度測量，采用國家企業(yè)職工占總職工百分比這個指標。K、L、H為控制變量，其中K用全社會資本存量測量，根據(jù)永續(xù)存盤法計算，為1990年的不變價，基本公式為Kt=(1-δ)Kt-1+It。并用張軍(2004)[18]提出的方法選擇數(shù)據(jù)：用當年固定資產(chǎn)形成額表示當年投資It，用各省區(qū)市1952年的固定資產(chǎn)形成額除以10%表示基年資本存量I0，經(jīng)濟折舊率δ為9.6%。由于數(shù)據(jù)的限制，在張軍(2004)[18]對中國省際物資存量估計的基礎(chǔ)上，選擇1990年的中國省際物資存量(1952為基期)作為基年資本存量，并以固定資產(chǎn)價格指數(shù)折算為1990年不變價格。L用全社會就業(yè)總?cè)丝跍y量。H用平均受教育年限測量，采用岳書敬和劉朝明(2006)[19]的做法，使用居民平均教育年限(h)和勞動力數(shù)量的乘積來表示，即H=h×L，其中，勞動力數(shù)量用各省市區(qū)歷年從業(yè)人員數(shù)量(L)表示。

2.構(gòu)建多層計量模型

使用一層模型分析利益集團問題明顯存在不足，截面數(shù)據(jù)和面板數(shù)據(jù)都忽略了各個因素之間的差異。將所有的個體信息歸納為一層分析，既平均化了個體之間的異質(zhì)性，增大參數(shù)估計誤差，又無法準確描述和分析由于層次差異形成的個體之間的異質(zhì)性，降低了多層數(shù)據(jù)的應(yīng)用價值。事實上，中國的宏觀經(jīng)濟活動與利益集團關(guān)系緊密，利益集團的行為一定程度上會影響整個宏觀經(jīng)濟政策的走向，因此只重視利益集團層面的分析可能會忽略宏觀環(huán)境差異對效果的影響。

將利益集團作為經(jīng)濟增長的背景因素(利益集團是社會環(huán)境因素)，運用多層模型進行計量分析，主要基于兩方面考慮：一是利益集團如何影響宏觀經(jīng)濟政策走向；二是利益集團如何由下而上形成組合群體，通過各種途徑和手段對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響，并且利益集團的行為可能會產(chǎn)生多層效應(yīng)。在此情況下很難滿足OLS的經(jīng)典假設(shè)，必須用多層次的理論和分析工具進行分析。根據(jù)Liao和Chang(2007)[20]等的觀點：多層模型是假設(shè)每一個高層單位都有一個不同的回歸模型，在普通的回歸模型中每個高層單位有各自不同的截距和斜率(因為高層單位也是抽樣的)，再將這些截距和斜率看作是從所有高層單位的截距和斜率中抽樣的，是高層單位總體截距和斜率的隨機樣本。

利用多層模型有顯著優(yōu)點：一是考慮了不同層次利益集團的信息和隨機誤差，使得參數(shù)估計和假設(shè)檢驗的結(jié)果更加準確有效；二是可以通過計算不同水平利益集團的變異在總變異中的比率確定各層次利益集團對經(jīng)濟增長的影響程度。為此，將利益集團作為環(huán)境或背景變量，將區(qū)域控制變量作為區(qū)域變量，構(gòu)建如下多層模型。

第一層模型：

LnGDPij=β0j+β1jLnKij+β2jLnLij+β3jLnHij+Eij

第二層模型：

β0j=γ00+γ01LnFDIj+γ02LnHOUj+γ03GOVj+γ04MONj+u0j

β1j=γ10+γ11LnFDIj+γ12LnHOUj+γ13GOVj+γ14MONj+u1j

(2)

β2j=γ20+γ21LnFDIj+γ22LnHOUj+γ23GOVj+γ24MONj+u2j

β3j=γ30+γ31LnFDIj+γ32LnHOUj+γ33GOVj+γ34MONj+u3j

模型(1)和模型(2)中的各變量相同，但參數(shù)有差異：第一層模型與傳統(tǒng)的回歸模型類似，所不同的是，回歸方程的截距和斜率不再假設(shè)為一個常數(shù)，而是不同省的回歸方程的截距和斜率都不同，是一個隨機變量。每個省的回歸方程的截距和斜率都依賴于第二層變量，由此構(gòu)成一個兩層模型。

(二)變量選擇與數(shù)據(jù)來源

多層模型與一層模型的變量選擇是一致的，變量的含義也大致相同，但需要對多層模型的變量分層予以說明。數(shù)據(jù)來自于1993-2012年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、各省市區(qū)的統(tǒng)計年鑒與中宏數(shù)據(jù)庫。

表1　變量選擇與說明

(三)分析方法

使用Eviews7.0軟件完成面板數(shù)據(jù)模型的參數(shù)估計，采用HLM7軟件完成多層統(tǒng)計模型的參數(shù)估計。采用HLM軟件的依據(jù)是：普通最小二乘法(OLS)忽略了同一個單位中層數(shù)據(jù)的相互依賴性，可能會產(chǎn)生偏誤與無效的估計標準誤(Bryk和Raudenbush,1992[21];Hofmann,1997[22])，并且會增加第一類誤差和第二類誤差(Bliese和Hanges, 2004)[23]，而HLM能夠明確分析嵌套性的數(shù)據(jù)，將預(yù)測因子保持在適當?shù)姆治鰧哟?Bryk和Raudenbush,1992)[21]，不僅能夠改善Level-1的估計，而且在估計Level-2固定效果時，會獲得更大的權(quán)重，并提供穩(wěn)健的標準誤差。而研究利益集團對經(jīng)濟增長的影響，不僅要分析直接影響，還要分析交互影響，采用的是嵌套性數(shù)據(jù)。因此，采用HLM軟件，可以大大提高估計水平，增強估計的準確性。

四實證分析

(一)統(tǒng)計描述

1992-2011年GDP平均值為2394億元，最大年份達到17615億元，最小年份為27億元，在此期間資本存量均值為4226.7億元，勞動力就業(yè)均值為2110萬人，人力資本總值的均值為16668.9，統(tǒng)計描述見表1。

表2　主要統(tǒng)計變量描述

(二)第一層模型分析

1.全模型的回歸結(jié)果分析

根據(jù)模型(1)，用經(jīng)典的OLS方法對多元線性回歸模型進行分析，實證檢驗利益集團對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響。

表3　面板數(shù)據(jù)模型分析

(續(xù)上表)

變量678910LnFDI0.0489***-0.0090(2.3290)(-1.1081)LnHou0.3978***0.0409***(21.7367)(4.0933)Gov-0.11591.0076*0.3154***(-0.9664)(1.8967)(1.8751)Mon-2.5937***-0.2366***-0.7259***-0.2967***(-9.8651)(-5.8544)(-6.5536)(-6.9937)LnK0.7872***0.7676***0.6565***(82.4551)(83.8812)(34.5291)LnL-0.2036***-0.1011-0.4093***(-2.2694)(-1.2931)(-3.6635)LnH0.1880***0.1258***0.5277***(2.7433)(2.2671)(5.2987)AdjR20.99550.81850.99640.95890.9943F-stat3575.353476.95274195.2899307.82772091.9053個體效應(yīng)controlcontrolcontrolcontrolcontrol時間效應(yīng)controlcontrolcontrolcontrolcontrol樣本量12361236123612361236

注：括號中為異方差穩(wěn)健估計值的t值，***、**、*分別表示通過顯著水平為1%、5%、10%的統(tǒng)計檢驗。

表3報告了模型(1)的多元回歸結(jié)果。其中，列1和列2報告了跨國利益集團對經(jīng)濟增長的影響，跨國利益集團對經(jīng)濟增長有正效應(yīng)，并通過1%顯著性檢驗(β=0.5731，P<0.01)，引入控制變量后，雖然系數(shù)大小有所降低，但仍通過1%顯著性檢驗(β=0.0210,P<0.01)，假設(shè)1得到了驗證。列3和列4報告了房地產(chǎn)利益集團對經(jīng)濟增長的影響，房地產(chǎn)利益集團對經(jīng)濟長有正向影響，并通過1%顯著檢驗(β=0.4346,P<0.01)，引入控制變量后，雖然系數(shù)大小有所降低，但仍通過1%顯著性檢查(β=0.0402,P<0.01)，假設(shè)2得到了驗證。列5和列6報告了官僚利益集團對經(jīng)濟增長的影響，從列5來看，官僚利益集團對經(jīng)濟增長有正向影響，并通過1%顯著性檢驗(β=8.7838,P<0.01)，引入控制變量后，對經(jīng)濟增長的影響變?yōu)樨撓?，且沒有通過顯著性檢驗，假設(shè)3沒有得到驗證。列7和列8報告了壟斷利益集團對經(jīng)濟增長的影響，壟斷利益集團對經(jīng)濟增長有負面影響并通過了1%顯著性檢驗(β=-2.5937,P<0.01)，引入控制變量后，負向影響減弱，但仍通過1%顯著性檢驗(β=-0.2366,P<0.01)，假設(shè)4得到了驗證。列9和列10是將各個利益集團對經(jīng)濟增長的影響放到一個模型中進行分析，分析結(jié)果與單個分析基本一致，僅個體影響程度和顯著性略微降低。

表3的多元回歸結(jié)果還說明，資本存量(LnK)的系數(shù)始終為正，在1%水平上顯著，表明資本存量對區(qū)域經(jīng)濟增長產(chǎn)生較大的驅(qū)動效應(yīng)，勞動力就業(yè)(LnL)的系數(shù)始終為負，在一定狀態(tài)下通過1%顯著性檢驗，表明勞動力過多已成為區(qū)域經(jīng)濟增長的一個沉重負擔。人力資本(LnH)的系數(shù)始終為正，基本上通過顯著性檢驗，表明人力資本已經(jīng)成為區(qū)域經(jīng)濟增長的重要引擎。

2.分地區(qū)的回歸分析

由于我國經(jīng)濟發(fā)展不平衡，還需進一步細分利益集團對經(jīng)濟增長影響的區(qū)域差異性。將全部樣本分為東、中、西部分別進行計量檢驗。分地區(qū)回歸結(jié)果顯示(表4)：東部地區(qū)(第3列)，跨國資本利益集團對經(jīng)濟增長有正向影響，并通過1%顯著性檢驗(β=0.0412,P<0.01)，壟斷利益集團對經(jīng)濟增長有負向影響，并通過1%顯著性檢驗(β=-0.2613,P<0.01)，其余均未通過顯著性檢驗；中部地區(qū)(第4列)，與東部地區(qū)相似，跨國資本利益集團對經(jīng)濟增長的影響與東部地區(qū)差別不大，而壟斷利益集團的負向影響更大，高出0.13個百分點；西部地區(qū)，只有跨國資本利益集團對經(jīng)濟增長影響顯著(β=-0.0399,P<0.01)，其余均不顯著。表4還表明，外商直接投資仍然是我國區(qū)域經(jīng)濟增長的一個不可或缺因素，壟斷利益集團已成為我國經(jīng)濟增長的阻力。

表4　分地區(qū)的回歸分析結(jié)果

注：括號中為異方差穩(wěn)健的系數(shù)估計值的t值，***、**、*分別表示通過顯著水平為1%、5%、10%的統(tǒng)計檢驗。

(三)第二層模型分析

雖然用控制變量區(qū)分了不同利益集團個體層次的差異，但在進行一層模型分析時，實際上是假設(shè)利益集團個體之間的層次差異是固定效應(yīng)，忽略了環(huán)境與利益集團個體之間交互影響所形成的層次差異的隨機效應(yīng)，加上OLS方法的缺陷，因而有必要采用多層模型的分析工具，使結(jié)論更穩(wěn)健。

1.不含第二層變量的模型分析

在分析經(jīng)濟增長時，不把利益集團作為預(yù)測因子，即模型中不含二層變量，此時HLM輸出結(jié)果見表5。

表5　不含第二層變量的輸出結(jié)果

HLM輸出結(jié)果表明，組內(nèi)方差r、組間方差μ都顯著，而組間相關(guān)系數(shù)為0.9984[1.22675/(1.22675+0.00199)]，說明組間方差占總方差的99.84%，μ0、μ1、μ2、μ3中的結(jié)果分別顯示：截距、資本存量、勞動力就業(yè)、人力資本在不同地區(qū)有顯著性差異，χ2的P值全部小于0.001，因此應(yīng)引入二層變量解釋方差形成的原因。

2.含二層變量的模型分析

把利益集團作為預(yù)測因子引入模型分析，HLM輸出結(jié)果見表6(剔除了不顯著的部分變量)。

表6　含第二層變量的模型分析結(jié)果

(續(xù)上表)

固定效應(yīng)系數(shù)標準誤t值自由度P值對資本存量斜率的估計(β1j)截距(γ10)0.70350.018138.9561270.0000LnFDI(γ11)0.06420.01663.8557270.0000Gov(γ13)0.37290.16432.2702270.0030對就業(yè)斜率的估計(β2j)截距(γ20)-0.0544 0.1881-0.2889 280.7740LnFDI(γ21)-3.62611.0652-3.4044280.0020Gov(γ23)-4.57282.0387-2.2425280.0330對人力資本斜率的估計(β3j)截距(γ30)0.51190.12953.9524280.0000LnFDI(γ31)-0.12230.0050-2.4445280.0210Gov(γ33)3.00311.08892.5778280.0100隨機效應(yīng)標準差方差分量自由度卡方P值對截距的估計(μ0j)0.44010.19372645269.23300.0000對資本存量斜率的估計(μ1j)0.07860.00172785.59640.0000對勞動力就業(yè)斜率的估計(μ2j)0.91220.832128106.73600.0000對人力資本斜率的估計(μ3j)0.58960.34762885.31520.0000Level-1r0.04450.0020

表6顯示了不同利益集團對經(jīng)濟增長的不同影響，分析如下：

(1)利益集團對GDP平均增長的影響

對截距(β0j)的估計結(jié)果顯示：跨國資本利益集團對經(jīng)濟增長有正向影響，通過5%顯著檢驗(β=0.2750,P=0.039)，房地產(chǎn)利益集團對經(jīng)濟增長有正向影響，通過10%顯著檢驗(β=0.3949,P=0.078)，官僚利益集團對經(jīng)濟增長有較大的負面影響，通過5%顯著檢驗(β=-3.1113,P=0.041)，壟斷利益集團對經(jīng)濟增長同樣有較大的負面影響，也通過了5%顯著性檢驗(β=-2.6005,P=0.014)。由此假設(shè)1、假設(shè)2、假設(shè)3和假設(shè)4在二層模型中得到驗證。對截距的估計結(jié)果同樣說明了利益集團影響的區(qū)域差異性，其可以通過計算組間相關(guān)系數(shù)R=0.8421來反映，即區(qū)域經(jīng)濟增長的影響有84.21%被利益集團所解釋。

(2)利益集團與資本存量對經(jīng)濟增長的交互影響

對資本存量斜率(β1j)的估計結(jié)果顯示：利益集團與資本存量對經(jīng)濟增長的交互影響為0.7035，并通過1%顯著檢驗，其中跨國資本通過資本存量對經(jīng)濟增長有正向影響顯著，即跨國資本每增加1%，資本存量系數(shù)就會增加0.0641個單位，并通過1%顯著性檢驗，即在資本存量增加1%的情況下，跨國資本增加1%，對經(jīng)濟增長的影響將比原資本規(guī)模下增加0.0641%。這說明跨國資本對經(jīng)濟增長的影響依賴于資本存量的大小；官僚利益集團通過資本存量對經(jīng)濟增長有正向影響，即政府規(guī)模每增加1%，資本存量系數(shù)就增加0.3729，并通過1%顯著性檢驗，即在資本存量增加1%的情況下，官僚利益集團增加1%，對經(jīng)濟增長的影響將比原資本規(guī)模下增加0.3729%，這說明官僚利益集團對經(jīng)濟增長的影響也依賴于資本存量的大??；兩大利益集團通過資本存量對經(jīng)濟增長也有顯著性差異，組間相關(guān)系數(shù)R=0.8056，即其差異性有80.56%被解釋。

(3)利益集團與勞動力就業(yè)對經(jīng)濟影響交互作用

對勞動力就業(yè)斜率(β2j)的估計結(jié)果表明：利益集團通過勞動力就業(yè)對經(jīng)濟增長的影響具有負向應(yīng)效，但沒有通過顯著性檢驗。其中，官僚利益集團通過勞動力就業(yè)對經(jīng)濟增長有較大的負向影響，即跨國資本每增加1個百分點，勞動力系數(shù)就下降3.6個百分點，并通過1%顯著性檢驗，這說明跨國資本對經(jīng)濟增長的影響依賴于勞動力的多少；壟斷利益集團通過勞動力就業(yè)對經(jīng)濟增長的負向影響更大，即壟斷利益集團每增加1個百分點，勞動力系數(shù)就下降4.6個百分點，并通過5%的顯著性檢驗，這說明壟斷利益集團對經(jīng)濟增長的影響依賴于勞動力的多少；兩大利益集團通過勞動力就業(yè)對經(jīng)濟增長的影響是否存在差異，通過計算組間相關(guān)系數(shù)佐證，R=0.0856,即影響差異不大，只有8.56%可被解釋。

(4)利益集團與人力資本對經(jīng)濟增長的交互影響

對人力資本斜率(β3j)的估計結(jié)果顯示，利益集團通過人力資本對經(jīng)濟增長的交互影響為0.5119，并通過1%顯著性檢驗，其中，跨國利益集團通過人力資本對經(jīng)濟增長的負向效應(yīng)，并通過5%顯著性檢驗；官僚利益集團通過人力資本對經(jīng)濟增長有較大的正向影響，官僚利益集團每增加1個百分點，人力資本就可以增加3個百分點，并通過1%顯著性檢驗，這說明官僚利益集團對經(jīng)濟增長的影響依賴于人力資本的多少；利益集團通過人力資本對經(jīng)濟增長的影響可以通過組間相關(guān)系數(shù)判斷，R=0.0365，即影響差異不大，只有3.65%被解釋。

對斜率的分析結(jié)果顯示，假設(shè)5得到驗證。

五穩(wěn)健性檢驗

為了保證研究結(jié)果的可靠性，在計量模型中加入市場化程度的變量，分析市場化條件下利益集團對經(jīng)濟增長的影響。引入這一變量的考慮是：利益集團往往是依靠特權(quán)謀取利益，并不完全按市場規(guī)則辦事，市場化程度的提高會對利益集團產(chǎn)生制約。本文的市場化程度主要根據(jù)樊綱等(2003)[24]測度各地區(qū)市場化指數(shù)的部分指標：M(市場化指數(shù))=0.288×(非國有工業(yè)產(chǎn)值比重)+0.377×(非國有固定資產(chǎn)投資比重)+0.335×(非國有就業(yè)比重)，其中，非國有工業(yè)產(chǎn)值比重為非國有的工業(yè)增加值/工業(yè)增加值，非國有固定資產(chǎn)投資比重為非國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資/全社會固定資產(chǎn)投資，非國有就業(yè)比重為非國有就業(yè)人員/就業(yè)人員。

(一)一層模型的檢驗

在一層計量模型加入市場化變量后，重點考察各個利益集團對經(jīng)濟增長的影響，考慮到2002年中國正式加入WTO，中國的制度也發(fā)生了很大變化，利益集團對經(jīng)濟增長的影響是否發(fā)生變化，將整個樣本分為兩個階段1992-2001年和2002-2011年分別進行回歸，回歸結(jié)果見表7。

表7　分時間的回歸分析結(jié)果

注：括號中為異方差穩(wěn)健的系數(shù)估計值的t值，***、**、*分別表示通過顯著性水平為1%、5%、10%的統(tǒng)計檢驗。

表7列(1)表明，在市場化條件下，跨國資本利益集團(FDI)對經(jīng)濟增長仍然有正向影響，并通過1%顯著性檢驗(β=0.0225,P<0.01),房地產(chǎn)利益集團有負向影響，并通過5%顯著性檢驗(β=-0.0156,P<0.05),壟斷利益集團對經(jīng)濟增長有負向影響，并通過1%顯著性檢驗(β=-0.1854,P<0.01),市場化(Market)的系數(shù)為0.5005，并在1%水平上顯著，這表明市場化對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了積極影響，對利益集團的抑制也發(fā)揮了積極作用。從分階段考察來看，列(2)表明，在1992-2001年期間，跨國資本利益集團對經(jīng)濟增長有正面影響，但影響程度在減弱(β=0.0191,P<0.05), 壟斷利益集團的負向影響也在減弱(β=-0.0808,P<0.10),此外，此期間勞動力供給對經(jīng)濟增長的影響是負向的，說明勞動力過多是當時的負擔，人力資本的影響是正向的，說明技術(shù)人員對經(jīng)濟增長發(fā)揮了積極作用。列(3)表明，在2002-2011年期間，跨國資本利益集團對經(jīng)濟增長影響變?yōu)樨撓蛐?yīng)，并通過1%顯著性檢驗(β=-0.0983,P<0.01),說明國際金融市場動蕩，外商直接投資增長緩慢或外商撤資，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生不利影響，壟斷利益集團對經(jīng)濟增長的影響變?yōu)檎?，并通過1%顯著性檢驗(β=0.0685,P<0.01),說明這一階段國有企業(yè)規(guī)模擴張快，帶動了經(jīng)濟增長。需要注意的是：這一階段勞動力就業(yè)對經(jīng)濟增長有正向影響 (β=0.8085,P<0.01), 說明這一時期部分地區(qū)出現(xiàn)了用工荒，解決用工荒對經(jīng)濟增長是有利的，而人力資本對經(jīng)濟增長的影響則變成負向(β=-0.1923,P<0.01),在一定程度上說明這一時期高技術(shù)員工缺乏成為制約經(jīng)濟增長的重要因素，經(jīng)濟發(fā)展方式以粗放型為主。

(二)多層模型的檢驗

在多層模型中，加入市場化變量后檢驗結(jié)果見表8。

表8　多層模型檢驗結(jié)果

表8顯示，利益集團對經(jīng)濟增長的直接影響為：市場化對GDP平均增長有著顯著的正向影響(β=3.3784,P<0.01),房地產(chǎn)利益集團對GDP增長也有顯著的正向影響。利益集團對經(jīng)濟增長的間接影響為：市場化對資本存量有著正向影響，并通過1%顯著性檢驗(β=0.7518,P<0.01)，這說明市場化通過資本存量對經(jīng)濟增長間接影響為0.7518，在市場化條件下，官僚利益集團、壟斷利益集團對資本存量的利用效率形成也有正向影響(β=0.8515,P<0.01；β=0.6079,P<0.01),這說明在市場化條件下，官僚利益集團、壟斷利益集團通過資本存量對經(jīng)濟增長的間接影響分別為0.8515、0.6079，三個因素共同促進GDP增長0.7068個單位；市場化通過勞動力供給也產(chǎn)生顯著的正向影響(β=7.7545,P<0.01)，市場化對提高勞動力的效率產(chǎn)生顯著的正向影響，在市場化條件下，跨國資本利益集團對勞動力供給形成負向影響(β=-0.4401，P<0.01)，跨國資本利益集團對提高勞動力的效率產(chǎn)生顯著的負向影響，兩因素對GDP增長正負影響相抵后，使GDP增長-0.0555個單位；市場化對人力資本的形成有很大的顯著負向影響(β=-9.7923,P<0.01)，市場化對人力資本的使用效率有很大的顯著負向影響,在市場化條件下，跨國資本利益集團對人力資本的形成有顯著的正向影響(β=0.4120,P<0.01)，跨國資本利益集團對人力資本的使用效率有顯著的正向影響,官僚利益集團和壟斷利益集團對人力資本的使用效率有顯著的負向影響(β=-4.6356,P<0.01；β=-3.3013,P<0.05),四因素對GDP增長正負影響相抵后，共同促進GDP增長0.4952個單位。

多層模型的檢驗結(jié)果表明，引入市場化因素后，截距和斜率的數(shù)值和符號沒發(fā)生大的變化，說明以上研究結(jié)果是穩(wěn)健的。

六結(jié)論

經(jīng)濟社會發(fā)展環(huán)境的不均衡為利益集團的形成提供了條件，現(xiàn)階段利益集團反過來對我國經(jīng)濟活動產(chǎn)生重要影響，在某種程度上左右著經(jīng)濟發(fā)展的方向，對利益集團的爭論也越來越大。近年來，中央采取了一些必要的措施對利益集團進行限制(如大部制改制、精簡機構(gòu)、房地產(chǎn)市場調(diào)控等)，但利益集團仍然在經(jīng)濟活動中處于強勢地位，而研究利益集團對經(jīng)濟增長貢獻的國內(nèi)文獻并不多見。

本文通過收集中國1992-2011年間利益集團與區(qū)域經(jīng)濟增長相匹配的面板數(shù)據(jù)，采用一層和多層計量模型，嘗試定量識別利益集團對經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果表明：利益集團對區(qū)域經(jīng)濟增既有正向影響，也有負向影響,既有直接影響，也有間接影響。面板數(shù)據(jù)模型和二層模型都驗證了這個結(jié)論。需要指出的是：房地產(chǎn)利益集團和跨國利益集團從目前來看對區(qū)域經(jīng)濟增長有正向影響，但并不意味著對區(qū)域經(jīng)濟的長期增長有積極影響。因為本質(zhì)上講，我國利益集團往往通過集體的力量，借助制度安排來影響政府決策，從而謀取私利損害公共利益(鄧聿文，2013)[15]，因此，必須從經(jīng)濟長期發(fā)展、社會和諧建設(shè)的角度對利益集團綜合治理。根據(jù)已有觀點，措施可歸結(jié)為兩個方面：一是政治體制改革，如建立公眾參與多元化的民主政治制度，實現(xiàn)決策民主化；二是經(jīng)濟體制改革，如深化國企改革，打破壟斷，重建新型的商業(yè)信任關(guān)系和商業(yè)游戲規(guī)則，嚴格限制權(quán)力尋租的空間(鄧聿文，2013)[15]。這些措施的實施是一個長期的過程，當前不可能一步到位，應(yīng)從解決如下問題入手。

1.尋找利益集團與全民利益的交匯點，促進區(qū)域經(jīng)濟健康發(fā)展

當前，中國的利益分配格局基本完成，利益集團迅速崛起，全社會利益格局呈板塊化狀態(tài)，由此產(chǎn)生的貧富差距等問題，引發(fā)一系列深層矛盾與危機，為此必須深化改革。深化改革首先要形成全社會共識，協(xié)作尋找共同的利益交匯點，增加利益集團與全民共同利益的比重，將各方利益最大化，損失最小化，從而緩解矛盾，促進區(qū)域經(jīng)濟健康發(fā)展。

2.破除不合理壟斷，扶持民營經(jīng)濟發(fā)展，培育經(jīng)濟增長的亮點

破除利益集團對政策制定的壟斷權(quán)與國有企業(yè)的不合理壟斷，在制定經(jīng)濟政策方面，要以市場為導(dǎo)向，將市場作為資源配置的主要手段，并向民營經(jīng)濟傾斜，使政策在扶持民營經(jīng)濟發(fā)展方面發(fā)揮積極作用，由此增強全社會經(jīng)濟活力，培育經(jīng)濟增長亮點，提高經(jīng)濟增長質(zhì)量。

3.減少管制，放權(quán)社會，營造區(qū)域經(jīng)濟增長的良好環(huán)境

政府的不當管制可能會導(dǎo)致利益集團擴張，而利益集團擴張會引發(fā)一系列社會問題，從而阻礙經(jīng)濟增長。為此，要限制政府的權(quán)力，減少管制，放權(quán)社會，這樣一方面可以限制利益集團的活動空間，抑制利益集團的膨脹，另一方面可以促進公民社會的建設(shè)，加大和諧社會建設(shè)的力度，為經(jīng)濟增長營造一個良好的發(fā)展環(huán)境。

本文局限和不足：(1)由于利益集團的測量因素較為復(fù)雜，選取四類利益集團指標，分析其對區(qū)域經(jīng)濟增長影響，有關(guān)估計的準確性有待進一步驗證。(2)由于資料的限制，對于缺失數(shù)據(jù)采用平均值替代，可能會在一定程度上影響估計結(jié)果。

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[責任編輯：莫揚]

[DOI]10.14007/j.cnki.cjpl.2016.03.002

[引用方式]張爾升, 劉殿國, 明旭. 利益集團細分與區(qū)域經(jīng)濟增長差異——來自中國的證據(jù)[J]. 產(chǎn)經(jīng)評論, 2016, 7(3): 16-30.

Differentiation of Interest Groups and Differences of Regional Economic Growth

ZHANG Er-shengLIU Dian-guoMING Xu

Abstract:Quantitative identification of interest groups influence on regional economic growth is one of the key issues of current research in economics. Based on the reclassification of interest groups, we collect panel data of regional economic growth and activities of interest groups from 1992 to 2011, and try to estimate their influences by using panel data model and multilevel statistical model. It finds out that, different types of interest groups exerted different impacts on regional economic growth. Interest groups of real estates and international capitals positively affected the regional economic performance, while the interest groups of bureaucrats and monopolists did it negatively. The panel data model estimates a direct influence, and the multilevel model estimates a direct as well as indirect influence. This finding is robust and will help to benefit a deep research and understanding of regional groups.

Key words:identification of interest groups; regional economic growth; multilevel statistical model

[收稿日期]2016-01-20

[基金項目]國家自然科學基金項目“交叉分類累加方法與合并方法的多層統(tǒng)計模型理論及其應(yīng)用研究”(項目編號：71261004，項目主持人：劉殿國)。

[作者簡介]張爾升，海南大學經(jīng)濟與管理學院教授、碩士生導(dǎo)師，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟學、海洋經(jīng)濟學；劉殿國，海南大學經(jīng)濟與管理學院教授、碩士生導(dǎo)師，研究方向：多層統(tǒng)計模型；明旭，浙江傳媒學院管理學院教師，研究方向：儒商。

[中圖分類號]F061.3

[文獻標識碼]A

[文章編號]1674-8298(2016)03-0016-15