利益集團(tuán)細(xì)分與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異
——來(lái)自中國(guó)的證據(jù)

張爾升　劉殿國(guó)　明　旭

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利益集團(tuán)細(xì)分與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異
——來(lái)自中國(guó)的證據(jù)

張爾升劉殿國(guó)明旭

[摘要]定量識(shí)別利益集團(tuán)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是當(dāng)前經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域研究的重點(diǎn)問(wèn)題之一。在對(duì)利益集團(tuán)重新分類(lèi)的基礎(chǔ)上，根據(jù)中國(guó)1992-2011年間利益集團(tuán)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的面板數(shù)據(jù)，分別用面板數(shù)據(jù)模型和多層統(tǒng)計(jì)模型，估計(jì)利益集團(tuán)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，發(fā)現(xiàn)不同的利益集團(tuán)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的差異：房地產(chǎn)利益集團(tuán)和跨國(guó)資本利益集團(tuán)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響為正向，官僚利益集團(tuán)和壟斷利益集團(tuán)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響為負(fù)向。有關(guān)結(jié)論可能會(huì)促進(jìn)對(duì)利益集團(tuán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的多層次研究。

[關(guān)鍵詞]利益集團(tuán)識(shí)別； 區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)； 多層統(tǒng)計(jì)模型

一引言

對(duì)利益集團(tuán)(Interest Group)的研究始于西方的政治學(xué)和社會(huì)學(xué)(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(xué)百科全書(shū)》：致力于影響國(guó)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(jì)學(xué)對(duì)利益集團(tuán)的研究雖然起步稍晚，但更為深入和豐富。從經(jīng)濟(jì)學(xué)視角研究利益集團(tuán)的學(xué)者首推Commons(1959)[4]，他十分推崇經(jīng)濟(jì)利益集團(tuán)。Galbraith(1952)[5]強(qiáng)調(diào)了在工業(yè)體系中大工業(yè)寡頭對(duì)政府政策導(dǎo)向的影響和作用。Olson(1965)[6]在其著作《集體行動(dòng)的邏輯》比較系統(tǒng)地分析了利益集團(tuán)的形成及內(nèi)部運(yùn)作情況，在《國(guó)家的興衰》一書(shū)中提出了一個(gè)著名的觀點(diǎn)：任何一個(gè)國(guó)家，只要有足夠長(zhǎng)時(shí)間的政治穩(wěn)定，就會(huì)出現(xiàn)特殊利益集團(tuán)。之后， Salisbur(1969)[7]采用經(jīng)濟(jì)學(xué)的分析方法，提出了利益集團(tuán)的政治企業(yè)家理論。Austen-Smith(1981)[8]假設(shè)個(gè)人的目標(biāo)是追求福利最大化，并將個(gè)人的時(shí)間分配于生產(chǎn)、閑暇和集團(tuán)政治活動(dòng)，分別在確定性條件下和不確定性條件下分析了個(gè)人投入集團(tuán)政治活動(dòng)的時(shí)間變動(dòng)情況。

中共十三屆二中全會(huì)的工作報(bào)告指出了利益集團(tuán)的存在：在社會(huì)主義制度下，人民內(nèi)部仍然存在著不同利益集團(tuán)之間的矛盾。中國(guó)學(xué)者中較早關(guān)注利益集團(tuán)的是厲以寧(1996)[9]，他在《轉(zhuǎn)型發(fā)展理論》一書(shū)中對(duì)利益集團(tuán)下了一個(gè)適合中國(guó)國(guó)情的概念。此后，李強(qiáng)(2000)[10]、陳振明(2004)[11]、王浦劬(2006)[12]分別從政治學(xué)、社會(huì)學(xué)等不同角度對(duì)這一概念進(jìn)行了闡述、分析和補(bǔ)充完善。從現(xiàn)有文獻(xiàn)看，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)利益集團(tuán)的研究主要集中在對(duì)政府決策、政策和法律制定的影響層面，沒(méi)有形成完整成熟的理論體系，更缺乏定量識(shí)別利益集團(tuán)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的文獻(xiàn)。

本文嘗試定量識(shí)別利益集團(tuán)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，搜集1992-2011年間中國(guó)各省市區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及其與利益集團(tuán)相匹配的面板數(shù)據(jù)，重點(diǎn)考察三個(gè)問(wèn)題：第一，利益集團(tuán)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響如何；第二，利益集團(tuán)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的差異；第三，中國(guó)加入WTO后利益集團(tuán)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的變化。

二現(xiàn)實(shí)命題與理論假說(shuō)

學(xué)界普遍認(rèn)為中國(guó)存在利益集團(tuán)，利益集團(tuán)的生成并沒(méi)有獲得國(guó)家正式制度的支持，是社會(huì)結(jié)構(gòu)和利益結(jié)構(gòu)不斷分化演進(jìn)的產(chǎn)物，但對(duì)目前存在哪些利益集團(tuán)并沒(méi)有達(dá)成共識(shí)。楊帆(2010)[13]認(rèn)為有五大利益集團(tuán)，汪玉凱(2012)[14]認(rèn)為有三大利益集團(tuán)，鄧聿文(2013)[15]認(rèn)為有七大利益集團(tuán)。綜合以上觀點(diǎn)，以及便于測(cè)量的考慮，本文將利益集團(tuán)分為四大類(lèi)：房地產(chǎn)利益集團(tuán)，跨國(guó)利益(外資利益)集團(tuán)，官僚利益集團(tuán)，國(guó)企壟斷利益集團(tuán)。

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

中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)屬于后發(fā)式增長(zhǎng)，與西方發(fā)達(dá)國(guó)家相比，市場(chǎng)機(jī)制還不完善，不能完全依靠市場(chǎng)機(jī)制配置資源。中國(guó)的改革開(kāi)放又是在可資借鑒經(jīng)驗(yàn)的條件下進(jìn)行的。在市場(chǎng)化改革初期，政府通過(guò)優(yōu)惠政策，運(yùn)用合資經(jīng)營(yíng)、合作生產(chǎn)、三來(lái)一補(bǔ)等方式吸引外資，為技術(shù)進(jìn)步提供了動(dòng)力，這對(duì)于促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是有利的。為此設(shè)立假設(shè)1：跨國(guó)資本(外資)利益集團(tuán)對(duì)促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(guó)的消費(fèi)品市場(chǎng)很快由賣(mài)方市場(chǎng)進(jìn)入買(mǎi)方市場(chǎng)，當(dāng)消費(fèi)品市場(chǎng)飽和，缺乏消費(fèi)熱點(diǎn)時(shí)，市場(chǎng)面臨通貨緊縮的壓力。為此，發(fā)展房地產(chǎn)業(yè)拉動(dòng)市場(chǎng)需求，在某種程度上可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。為此設(shè)立假設(shè)2：房地產(chǎn)利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正面影響。

政府官員是一個(gè)特殊的利益集團(tuán)，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(fèi)。在中國(guó)，政府官員擁有政策制定權(quán)和決策權(quán)，他們?cè)谏鐣?huì)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(huì)不公、阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。同時(shí)，政府官員為強(qiáng)化自身權(quán)力，實(shí)現(xiàn)自身利益最大化，不斷擴(kuò)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(fù)擔(dān)，制約了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。為此設(shè)立假設(shè)3：官僚利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有負(fù)面影響。

國(guó)有企業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的壟斷地位在發(fā)生變化。改革使國(guó)有企業(yè)逐漸從一般性競(jìng)爭(zhēng)領(lǐng)域退出，但除自然壟斷行業(yè)外，當(dāng)前國(guó)有企業(yè)仍然在一些重要經(jīng)濟(jì)部門(mén)中處于壟斷地位，并且在新一輪的國(guó)進(jìn)民退熱潮后有加強(qiáng)的趨勢(shì)。國(guó)企已經(jīng)成為一個(gè)壟斷利益集團(tuán)，有資料顯示：壟斷行業(yè)職工占全國(guó)職工總數(shù)的8%，而工資總額則超過(guò)一半。壟斷的強(qiáng)化必然會(huì)抑制競(jìng)爭(zhēng)，扼殺經(jīng)濟(jì)活力，帶來(lái)低效和資源浪費(fèi)，從而使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)減速。為此設(shè)立假設(shè)4：壟斷利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有負(fù)面影響。

目前，從中央到省市區(qū)乃至縣市的多個(gè)層級(jí)，都存在有不同的利益集團(tuán)，其活動(dòng)已經(jīng)滲透到社會(huì)經(jīng)濟(jì)生活的各個(gè)方面，對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)和經(jīng)濟(jì)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(tuán)不僅對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有直接影響，而且還與其他經(jīng)濟(jì)要素發(fā)生交互作用，間接影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

三研究設(shè)計(jì)

(一)實(shí)證模型構(gòu)建

如前所述，利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)既可能產(chǎn)生正面影響，也可能產(chǎn)生負(fù)面影響，然而由于現(xiàn)有文獻(xiàn)缺乏定量分析，至今尚未得到直接或間接的實(shí)證檢驗(yàn)支持。基于此，利用面板數(shù)據(jù)模型和多層統(tǒng)計(jì)模型，力圖實(shí)證分析利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接影響和間接影響，分兩步構(gòu)建實(shí)證模型。

1.構(gòu)建一層計(jì)量模型

為檢驗(yàn)利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，須先建立一個(gè)決定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的函數(shù)，根據(jù)Levine和Renelt(1992)[16]的觀點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中有4個(gè)因素是穩(wěn)健的：資本、人口、初始人均實(shí)際GDP和人力資本。結(jié)合經(jīng)典C-D函數(shù)，設(shè)計(jì)如下計(jì)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(duì)其他各年進(jìn)行平減，然后取對(duì)數(shù)。FDI、Hou、Gov、Mon分別是外資、房地產(chǎn)、官僚、國(guó)企四大利益集團(tuán)度量：FDI用外商直接投資測(cè)量；Hou用房地產(chǎn)投資測(cè)量；Gov用政府規(guī)模測(cè)量，其計(jì)算方法是，財(cái)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(cè)量，采用國(guó)家企業(yè)職工占總職工百分比這個(gè)指標(biāo)。K、L、H為控制變量，其中K用全社會(huì)資本存量測(cè)量，根據(jù)永續(xù)存盤(pán)法計(jì)算，為1990年的不變價(jià)，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(dāng)年固定資產(chǎn)形成額表示當(dāng)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(jì)折舊率δ為9.6%。由于數(shù)據(jù)的限制，在張軍(2004)[18]對(duì)中國(guó)省際物資存量估計(jì)的基礎(chǔ)上，選擇1990年的中國(guó)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(jià)格指數(shù)折算為1990年不變價(jià)格。L用全社會(huì)就業(yè)總?cè)丝跍y(cè)量。H用平均受教育年限測(cè)量，采用岳書(shū)敬和劉朝明(2006)[19]的做法，使用居民平均教育年限(h)和勞動(dòng)力數(shù)量的乘積來(lái)表示，即H=h×L，其中，勞動(dòng)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(jì)量模型

使用一層模型分析利益集團(tuán)問(wèn)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(gè)因素之間的差異。將所有的個(gè)體信息歸納為一層分析，既平均化了個(gè)體之間的異質(zhì)性，增大參數(shù)估計(jì)誤差，又無(wú)法準(zhǔn)確描述和分析由于層次差異形成的個(gè)體之間的異質(zhì)性，降低了多層數(shù)據(jù)的應(yīng)用價(jià)值。事實(shí)上，中國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)活動(dòng)與利益集團(tuán)關(guān)系緊密，利益集團(tuán)的行為一定程度上會(huì)影響整個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)政策的走向，因此只重視利益集團(tuán)層面的分析可能會(huì)忽略宏觀環(huán)境差異對(duì)效果的影響。

將利益集團(tuán)作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的背景因素(利益集團(tuán)是社會(huì)環(huán)境因素)，運(yùn)用多層模型進(jìn)行計(jì)量分析，主要基于兩方面考慮：一是利益集團(tuán)如何影響宏觀經(jīng)濟(jì)政策走向；二是利益集團(tuán)如何由下而上形成組合群體，通過(guò)各種途徑和手段對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響，并且利益集團(tuán)的行為可能會(huì)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(jìn)行分析。根據(jù)Liao和Chang(2007)[20]等的觀點(diǎn)：多層模型是假設(shè)每一個(gè)高層單位都有一個(gè)不同的回歸模型，在普通的回歸模型中每個(gè)高層單位有各自不同的截距和斜率(因?yàn)楦邔訂挝灰彩浅闃拥?，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(jī)樣本。

利用多層模型有顯著優(yōu)點(diǎn)：一是考慮了不同層次利益集團(tuán)的信息和隨機(jī)誤差，使得參數(shù)估計(jì)和假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)果更加準(zhǔn)確有效；二是可以通過(guò)計(jì)算不同水平利益集團(tuán)的變異在總變異中的比率確定各層次利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度。為此，將利益集團(tuán)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(lèi)似，所不同的是，回歸方程的截距和斜率不再假設(shè)為一個(gè)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(gè)隨機(jī)變量。每個(gè)省的回歸方程的截距和斜率都依賴(lài)于第二層變量，由此構(gòu)成一個(gè)兩層模型。

(二)變量選擇與數(shù)據(jù)來(lái)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(duì)多層模型的變量分層予以說(shuō)明。數(shù)據(jù)來(lái)自于1993-2012年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省市區(qū)的統(tǒng)計(jì)年鑒與中宏數(shù)據(jù)庫(kù)。

表1　變量選擇與說(shuō)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(jì)，采用HLM7軟件完成多層統(tǒng)計(jì)模型的參數(shù)估計(jì)。采用HLM軟件的依據(jù)是：普通最小二乘法(OLS)忽略了同一個(gè)單位中層數(shù)據(jù)的相互依賴(lài)性，可能會(huì)產(chǎn)生偏誤與無(wú)效的估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤(Bryk和Raudenbush,1992[21];Hofmann,1997[22])，并且會(huì)增加第一類(lèi)誤差和第二類(lèi)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(cè)因子保持在適當(dāng)?shù)姆治鰧哟?Bryk和Raudenbush,1992)[21]，不僅能夠改善Level-1的估計(jì)，而且在估計(jì)Level-2固定效果時(shí)，會(huì)獲得更大的權(quán)重，并提供穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤差。而研究利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jì)水平，增強(qiáng)估計(jì)的準(zhǔn)確性。

四實(shí)證分析

(一)統(tǒng)計(jì)描述

1992-2011年GDP平均值為2394億元，最大年份達(dá)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(dòng)力就業(yè)均值為2110萬(wàn)人，人力資本總值的均值為16668.9，統(tǒng)計(jì)描述見(jiàn)表1。

表2　主要統(tǒng)計(jì)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(duì)多元線性回歸模型進(jìn)行分析，實(shí)證檢驗(yàn)利益集團(tuán)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(gè)體效應(yīng)controlcontrolcontrolcontrolcontrol時(shí)間效應(yīng)controlcontrolcontrolcontrolcontrol樣本量12361236123612361236

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

表3報(bào)告了模型(1)的多元回歸結(jié)果。其中，列1和列2報(bào)告了跨國(guó)利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，跨國(guó)利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正效應(yīng)，并通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)(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(guò)1%顯著性檢驗(yàn)(β=0.0210,P<0.01)，假設(shè)1得到了驗(yàn)證。列3和列4報(bào)告了房地產(chǎn)利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，房地產(chǎn)利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)有正向影響，并通過(guò)1%顯著檢驗(yàn)(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(guò)1%顯著性檢查(β=0.0402,P<0.01)，假設(shè)2得到了驗(yàn)證。列5和列6報(bào)告了官僚利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，從列5來(lái)看，官僚利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向影響，并通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)(β=8.7838,P<0.01)，引入控制變量后，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響變?yōu)樨?fù)向，且沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，假設(shè)3沒(méi)有得到驗(yàn)證。列7和列8報(bào)告了壟斷利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，壟斷利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有負(fù)面影響并通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)(β=-2.5937,P<0.01)，引入控制變量后，負(fù)向影響減弱，但仍通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)(β=-0.2366,P<0.01)，假設(shè)4得到了驗(yàn)證。列9和列10是將各個(gè)利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響放到一個(gè)模型中進(jìn)行分析，分析結(jié)果與單個(gè)分析基本一致，僅個(gè)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(shuō)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(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生較大的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)，勞動(dòng)力就業(yè)(LnL)的系數(shù)始終為負(fù)，在一定狀態(tài)下通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，表明勞動(dòng)力過(guò)多已成為區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)沉重負(fù)擔(dān)。人力資本(LnH)的系數(shù)始終為正，基本上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明人力資本已經(jīng)成為區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要引擎。

2.分地區(qū)的回歸分析

由于我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，還需進(jìn)一步細(xì)分利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的區(qū)域差異性。將全部樣本分為東、中、西部分別進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)。分地區(qū)回歸結(jié)果顯示(表4)：東部地區(qū)(第3列)，跨國(guó)資本利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向影響，并通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)(β=0.0412,P<0.01)，壟斷利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有負(fù)向影響，并通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)(β=-0.2613,P<0.01)，其余均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；中部地區(qū)(第4列)，與東部地區(qū)相似，跨國(guó)資本利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響與東部地區(qū)差別不大，而壟斷利益集團(tuán)的負(fù)向影響更大，高出0.13個(gè)百分點(diǎn)；西部地區(qū)，只有跨國(guó)資本利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)不可或缺因素，壟斷利益集團(tuán)已成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的阻力。

表4　分地區(qū)的回歸分析結(jié)果

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

(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(tuán)個(gè)體層次的差異，但在進(jìn)行一層模型分析時(shí)，實(shí)際上是假設(shè)利益集團(tuán)個(gè)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(tuán)個(gè)體之間交互影響所形成的層次差異的隨機(jī)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(jì)增長(zhǎng)時(shí)，不把利益集團(tuán)作為預(yù)測(cè)因子，即模型中不含二層變量，此時(shí)HLM輸出結(jié)果見(jiàn)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(shuō)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(dòng)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(tuán)作為預(yù)測(cè)因子引入模型分析，HLM輸出結(jié)果見(jiàn)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(biāo)準(zhǔn)誤t值自由度P值對(duì)資本存量斜率的估計(jì)(β1j)截距(γ10)0.70350.018138.9561270.0000LnFDI(γ11)0.06420.01663.8557270.0000Gov(γ13)0.37290.16432.2702270.0030對(duì)就業(yè)斜率的估計(jì)(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(duì)人力資本斜率的估計(jì)(β3j)截距(γ30)0.51190.12953.9524280.0000LnFDI(γ31)-0.12230.0050-2.4445280.0210Gov(γ33)3.00311.08892.5778280.0100隨機(jī)效應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)差方差分量自由度卡方P值對(duì)截距的估計(jì)(μ0j)0.44010.19372645269.23300.0000對(duì)資本存量斜率的估計(jì)(μ1j)0.07860.00172785.59640.0000對(duì)勞動(dòng)力就業(yè)斜率的估計(jì)(μ2j)0.91220.832128106.73600.0000對(duì)人力資本斜率的估計(jì)(μ3j)0.58960.34762885.31520.0000Level-1r0.04450.0020

表6顯示了不同利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的不同影響，分析如下：

(1)利益集團(tuán)對(duì)GDP平均增長(zhǎng)的影響

對(duì)截距(β0j)的估計(jì)結(jié)果顯示：跨國(guó)資本利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向影響，通過(guò)5%顯著檢驗(yàn)(β=0.2750,P=0.039)，房地產(chǎn)利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向影響，通過(guò)10%顯著檢驗(yàn)(β=0.3949,P=0.078)，官僚利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較大的負(fù)面影響，通過(guò)5%顯著檢驗(yàn)(β=-3.1113,P=0.041)，壟斷利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)同樣有較大的負(fù)面影響，也通過(guò)了5%顯著性檢驗(yàn)(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(yàn)證。對(duì)截距的估計(jì)結(jié)果同樣說(shuō)明了利益集團(tuán)影響的區(qū)域差異性，其可以通過(guò)計(jì)算組間相關(guān)系數(shù)R=0.8421來(lái)反映，即區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響有84.21%被利益集團(tuán)所解釋。

(2)利益集團(tuán)與資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的交互影響

對(duì)資本存量斜率(β1j)的估計(jì)結(jié)果顯示：利益集團(tuán)與資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的交互影響為0.7035，并通過(guò)1%顯著檢驗(yàn)，其中跨國(guó)資本通過(guò)資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向影響顯著，即跨國(guó)資本每增加1%，資本存量系數(shù)就會(huì)增加0.0641個(gè)單位，并通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，即在資本存量增加1%的情況下，跨國(guó)資本增加1%，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響將比原資本規(guī)模下增加0.0641%。這說(shuō)明跨國(guó)資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響依賴(lài)于資本存量的大??；官僚利益集團(tuán)通過(guò)資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，即在資本存量增加1%的情況下，官僚利益集團(tuán)增加1%，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響將比原資本規(guī)模下增加0.3729%，這說(shuō)明官僚利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響也依賴(lài)于資本存量的大??；兩大利益集團(tuán)通過(guò)資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(tuán)與勞動(dòng)力就業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)影響交互作用

對(duì)勞動(dòng)力就業(yè)斜率(β2j)的估計(jì)結(jié)果表明：利益集團(tuán)通過(guò)勞動(dòng)力就業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響具有負(fù)向應(yīng)效，但沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。其中，官僚利益集團(tuán)通過(guò)勞動(dòng)力就業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較大的負(fù)向影響，即跨國(guó)資本每增加1個(gè)百分點(diǎn)，勞動(dòng)力系數(shù)就下降3.6個(gè)百分點(diǎn)，并通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明跨國(guó)資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響依賴(lài)于勞動(dòng)力的多少；壟斷利益集團(tuán)通過(guò)勞動(dòng)力就業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)向影響更大，即壟斷利益集團(tuán)每增加1個(gè)百分點(diǎn)，勞動(dòng)力系數(shù)就下降4.6個(gè)百分點(diǎn)，并通過(guò)5%的顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明壟斷利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響依賴(lài)于勞動(dòng)力的多少；兩大利益集團(tuán)通過(guò)勞動(dòng)力就業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是否存在差異，通過(guò)計(jì)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(tuán)與人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的交互影響

對(duì)人力資本斜率(β3j)的估計(jì)結(jié)果顯示，利益集團(tuán)通過(guò)人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的交互影響為0.5119，并通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，其中，跨國(guó)利益集團(tuán)通過(guò)人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)向效應(yīng)，并通過(guò)5%顯著性檢驗(yàn)；官僚利益集團(tuán)通過(guò)人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較大的正向影響，官僚利益集團(tuán)每增加1個(gè)百分點(diǎn)，人力資本就可以增加3個(gè)百分點(diǎn)，并通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明官僚利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響依賴(lài)于人力資本的多少；利益集團(tuán)通過(guò)人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響可以通過(guò)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(duì)斜率的分析結(jié)果顯示，假設(shè)5得到驗(yàn)證。

五穩(wěn)健性檢驗(yàn)

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

(一)一層模型的檢驗(yàn)

在一層計(jì)量模型加入市場(chǎng)化變量后，重點(diǎn)考察各個(gè)利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，考慮到2002年中國(guó)正式加入WTO，中國(guó)的制度也發(fā)生了很大變化，利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是否發(fā)生變化，將整個(gè)樣本分為兩個(gè)階段1992-2001年和2002-2011年分別進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見(jiàn)表7。

表7　分時(shí)間的回歸分析結(jié)果

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

表7列(1)表明，在市場(chǎng)化條件下，跨國(guó)資本利益集團(tuán)(FDI)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍然有正向影響，并通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)(β=0.0225,P<0.01),房地產(chǎn)利益集團(tuán)有負(fù)向影響，并通過(guò)5%顯著性檢驗(yàn)(β=-0.0156,P<0.05),壟斷利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有負(fù)向影響，并通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)(β=-0.1854,P<0.01),市場(chǎng)化(Market)的系數(shù)為0.5005，并在1%水平上顯著，這表明市場(chǎng)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了積極影響，對(duì)利益集團(tuán)的抑制也發(fā)揮了積極作用。從分階段考察來(lái)看，列(2)表明，在1992-2001年期間，跨國(guó)資本利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(tuán)的負(fù)向影響也在減弱(β=-0.0808,P<0.10),此外，此期間勞動(dòng)力供給對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是負(fù)向的，說(shuō)明勞動(dòng)力過(guò)多是當(dāng)時(shí)的負(fù)擔(dān)，人力資本的影響是正向的，說(shuō)明技術(shù)人員對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮了積極作用。列(3)表明，在2002-2011年期間，跨國(guó)資本利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響變?yōu)樨?fù)向效應(yīng)，并通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)(β=-0.0983,P<0.01),說(shuō)明國(guó)際金融市場(chǎng)動(dòng)蕩，外商直接投資增長(zhǎng)緩慢或外商撤資，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生不利影響，壟斷利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響變?yōu)檎?，并通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)(β=0.0685,P<0.01),說(shuō)明這一階段國(guó)有企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張快，帶動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。需要注意的是：這一階段勞動(dòng)力就業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向影響 (β=0.8085,P<0.01), 說(shuō)明這一時(shí)期部分地區(qū)出現(xiàn)了用工荒，解決用工荒對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是有利的，而人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響則變成負(fù)向(β=-0.1923,P<0.01),在一定程度上說(shuō)明這一時(shí)期高技術(shù)員工缺乏成為制約經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素，經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式以粗放型為主。

(二)多層模型的檢驗(yàn)

在多層模型中，加入市場(chǎng)化變量后檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表8。

表8　多層模型檢驗(yàn)結(jié)果

表8顯示，利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接影響為：市場(chǎng)化對(duì)GDP平均增長(zhǎng)有著顯著的正向影響(β=3.3784,P<0.01),房地產(chǎn)利益集團(tuán)對(duì)GDP增長(zhǎng)也有顯著的正向影響。利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的間接影響為：市場(chǎng)化對(duì)資本存量有著正向影響，并通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)(β=0.7518,P<0.01)，這說(shuō)明市場(chǎng)化通過(guò)資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間接影響為0.7518，在市場(chǎng)化條件下，官僚利益集團(tuán)、壟斷利益集團(tuán)對(duì)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(shuō)明在市場(chǎng)化條件下，官僚利益集團(tuán)、壟斷利益集團(tuán)通過(guò)資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的間接影響分別為0.8515、0.6079，三個(gè)因素共同促進(jìn)GDP增長(zhǎng)0.7068個(gè)單位；市場(chǎng)化通過(guò)勞動(dòng)力供給也產(chǎn)生顯著的正向影響(β=7.7545,P<0.01)，市場(chǎng)化對(duì)提高勞動(dòng)力的效率產(chǎn)生顯著的正向影響，在市場(chǎng)化條件下，跨國(guó)資本利益集團(tuán)對(duì)勞動(dòng)力供給形成負(fù)向影響(β=-0.4401，P<0.01)，跨國(guó)資本利益集團(tuán)對(duì)提高勞動(dòng)力的效率產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，兩因素對(duì)GDP增長(zhǎng)正負(fù)影響相抵后，使GDP增長(zhǎng)-0.0555個(gè)單位；市場(chǎng)化對(duì)人力資本的形成有很大的顯著負(fù)向影響(β=-9.7923,P<0.01)，市場(chǎng)化對(duì)人力資本的使用效率有很大的顯著負(fù)向影響,在市場(chǎng)化條件下，跨國(guó)資本利益集團(tuán)對(duì)人力資本的形成有顯著的正向影響(β=0.4120,P<0.01)，跨國(guó)資本利益集團(tuán)對(duì)人力資本的使用效率有顯著的正向影響,官僚利益集團(tuán)和壟斷利益集團(tuán)對(duì)人力資本的使用效率有顯著的負(fù)向影響(β=-4.6356,P<0.01；β=-3.3013,P<0.05),四因素對(duì)GDP增長(zhǎng)正負(fù)影響相抵后，共同促進(jìn)GDP增長(zhǎng)0.4952個(gè)單位。

多層模型的檢驗(yàn)結(jié)果表明，引入市場(chǎng)化因素后，截距和斜率的數(shù)值和符號(hào)沒(méi)發(fā)生大的變化，說(shuō)明以上研究結(jié)果是穩(wěn)健的。

六結(jié)論

經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展環(huán)境的不均衡為利益集團(tuán)的形成提供了條件，現(xiàn)階段利益集團(tuán)反過(guò)來(lái)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)產(chǎn)生重要影響，在某種程度上左右著經(jīng)濟(jì)發(fā)展的方向，對(duì)利益集團(tuán)的爭(zhēng)論也越來(lái)越大。近年來(lái)，中央采取了一些必要的措施對(duì)利益集團(tuán)進(jìn)行限制(如大部制改制、精簡(jiǎn)機(jī)構(gòu)、房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控等)，但利益集團(tuán)仍然在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中處于強(qiáng)勢(shì)地位，而研究利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)并不多見(jiàn)。

本文通過(guò)收集中國(guó)1992-2011年間利益集團(tuán)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相匹配的面板數(shù)據(jù)，采用一層和多層計(jì)量模型，嘗試定量識(shí)別利益集團(tuán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，結(jié)果表明：利益集團(tuán)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增既有正向影響，也有負(fù)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(yàn)證了這個(gè)結(jié)論。需要指出的是：房地產(chǎn)利益集團(tuán)和跨國(guó)利益集團(tuán)從目前來(lái)看對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向影響，但并不意味著對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)有積極影響。因?yàn)楸举|(zhì)上講，我國(guó)利益集團(tuán)往往通過(guò)集體的力量，借助制度安排來(lái)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(jì)長(zhǎng)期發(fā)展、社會(huì)和諧建設(shè)的角度對(duì)利益集團(tuán)綜合治理。根據(jù)已有觀點(diǎn)，措施可歸結(jié)為兩個(gè)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(shí)現(xiàn)決策民主化；二是經(jīng)濟(jì)體制改革，如深化國(guó)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(yán)格限制權(quán)力尋租的空間(鄧聿文，2013)[15]。這些措施的實(shí)施是一個(gè)長(zhǎng)期的過(guò)程，當(dāng)前不可能一步到位，應(yīng)從解決如下問(wèn)題入手。

1.尋找利益集團(tuán)與全民利益的交匯點(diǎn)，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展

當(dāng)前，中國(guó)的利益分配格局基本完成，利益集團(tuán)迅速崛起，全社會(huì)利益格局呈板塊化狀態(tài)，由此產(chǎn)生的貧富差距等問(wèn)題，引發(fā)一系列深層矛盾與危機(jī)，為此必須深化改革。深化改革首先要形成全社會(huì)共識(shí)，協(xié)作尋找共同的利益交匯點(diǎn)，增加利益集團(tuán)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(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展。

2.破除不合理壟斷，扶持民營(yíng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，培育經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的亮點(diǎn)

破除利益集團(tuán)對(duì)政策制定的壟斷權(quán)與國(guó)有企業(yè)的不合理壟斷，在制定經(jīng)濟(jì)政策方面，要以市場(chǎng)為導(dǎo)向，將市場(chǎng)作為資源配置的主要手段，并向民營(yíng)經(jīng)濟(jì)傾斜，使政策在扶持民營(yíng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面發(fā)揮積極作用，由此增強(qiáng)全社會(huì)經(jīng)濟(jì)活力，培育經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)亮點(diǎn)，提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。

3.減少管制，放權(quán)社會(huì)，營(yíng)造區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的良好環(huán)境

政府的不當(dāng)管制可能會(huì)導(dǎo)致利益集團(tuán)擴(kuò)張，而利益集團(tuán)擴(kuò)張會(huì)引發(fā)一系列社會(huì)問(wèn)題，從而阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。為此，要限制政府的權(quán)力，減少管制，放權(quán)社會(huì)，這樣一方面可以限制利益集團(tuán)的活動(dòng)空間，抑制利益集團(tuán)的膨脹，另一方面可以促進(jìn)公民社會(huì)的建設(shè)，加大和諧社會(huì)建設(shè)的力度，為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)營(yíng)造一個(gè)良好的發(fā)展環(huán)境。

本文局限和不足：(1)由于利益集團(tuán)的測(cè)量因素較為復(fù)雜，選取四類(lèi)利益集團(tuán)指標(biāo)，分析其對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響，有關(guān)估計(jì)的準(zhǔn)確性有待進(jìn)一步驗(yàn)證。(2)由于資料的限制，對(duì)于缺失數(shù)據(jù)采用平均值替代，可能會(huì)在一定程度上影響估計(jì)結(jié)果。

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[責(zé)任編輯：莫揚(yáng)]

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

[引用方式]張爾升, 劉殿國(guó), 明旭. 利益集團(tuán)細(xì)分與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異——來(lái)自中國(guó)的證據(jù)[J]. 產(chǎn)經(jīng)評(píng)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(xiàng)目]國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“交叉分類(lèi)累加方法與合并方法的多層統(tǒng)計(jì)模型理論及其應(yīng)用研究”(項(xiàng)目編號(hào)：71261004，項(xiàng)目主持人：劉殿國(guó))。

[作者簡(jiǎn)介]張爾升，海南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教授、碩士生導(dǎo)師，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)、海洋經(jīng)濟(jì)學(xué)；劉殿國(guó)，海南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教授、碩士生導(dǎo)師，研究方向：多層統(tǒng)計(jì)模型；明旭，浙江傳媒學(xué)院管理學(xué)院教師，研究方向：儒商。

[中圖分類(lèi)號(hào)]F061.3

[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

[文章編號(hào)]1674-8298(2016)03-0016-15