利益集團細分與區域經濟增長差異
——來自中國的證據

張爾升　劉殿國　明　旭

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利益集團細分與區域經濟增長差異
——來自中國的證據

張爾升劉殿國明旭

[摘要]定量識別利益集團對區域經濟增長的影響是當前經濟學領域研究的重點問題之一。在對利益集團重新分類的基礎上，根據中國1992-2011年間利益集團與區域經濟增長的面板數據，分別用面板數據模型和多層統計模型，估計利益集團對區域經濟增長的影響，發現不同的利益集團對區域經濟增長影響的差異：房地產利益集團和跨國資本利益集團對區域經濟增長的影響為正向，官僚利益集團和壟斷利益集團對區域經濟增長的影響為負向。有關結論可能會促進對利益集團與經濟增長關系的多層次研究。

[關鍵詞]利益集團識別； 區域經濟增長； 多層統計模型

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。從經濟學視角研究利益集團的學者首推Commons(1959)[4]，他十分推崇經濟利益集團。Galbraith(1952)[5]強調了在工業體系中大工業寡頭對政府政策導向的影響和作用。Olson(1965)[6]在其著作《集體行動的邏輯》比較系統地分析了利益集團的形成及內部運作情況，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定，就會出現特殊利益集團。之后， Salisbur(1969)[7]采用經濟學的分析方法，提出了利益集團的政治企業家理論。Austen-Smith(1981)[8]假設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、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。中國學者中較早關注利益集團的是厲以寧(1996)[9]，他在《轉型發展理論》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。從現有文獻看，國內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域經濟增長影響的文獻。

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

二現實命題與理論假說

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，是社會結構和利益結構不斷分化演進的產物，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、農場、合作社是社會中最重要的機構，不能缺失，Galbraith(1952)[5]認為政府政策導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濟增長，才能在選舉中贏得支持。

中國的經濟增長屬于后發式增長，與西方發達國家相比，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驗的條件下進行的。在市場化改革初期，政府通過優惠政策，運用合資經營、合作生產、三來一補等方式吸引外資，為技術進步提供了動力，這對于促進中國經濟增長是有利的。為此設立假設1：跨國資本(外資)利益集團對促進中國經濟增長有正面影響。

隨著改革的深入和產業結構的調整，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，發展房地產業拉動市場需求，在某種程度上可以促進經濟增長。為此設立假設2：房地產利益集團對經濟增長有正面影響。

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

國有企業在國民經濟中的壟斷地位在發生變化。改革使國有企業逐漸從一般性競爭領域退出，但除自然壟斷行業外，當前國有企業仍然在一些重要經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。國企已經成為一個壟斷利益集團，有資料顯示：壟斷行業職工占全國職工總數的8%，而工資總額則超過一半。壟斷的強化必然會抑制競爭，扼殺經濟活力，帶來低效和資源浪費，從而使經濟增長減速。為此設立假設4：壟斷利益集團對經濟增長有負面影響。

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

三研究設計

(一)實證模型構建

如前所述，利益集團對經濟增長既可能產生正面影響，也可能產生負面影響，然而由于現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。基于此，利用面板數據模型和多層統計模型，力圖實證分析利益集團對經濟增長的直接影響和間接影響，分兩步構建實證模型。

1.構建一層計量模型

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

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。FDI、Hou、Gov、Mon分別是外資、房地產、官僚、國企四大利益集團度量：FDI用外商直接投資測量；Hou用房地產投資測量；Gov用政府規模測量，其計算方法是，財政支出扣除科教文衛支出除以GDP(陸銘等，2005)[17]；Mon用壟斷程度測量，采用國家企業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，根據永續存盤法計算，為1990年的不變價，基本公式為Kt=(1-δ)Kt-1+It。并用張軍(2004)[18]提出的方法選擇數據：用當年固定資產形成額表示當年投資It，用各省區市1952年的固定資產形成額除以10%表示基年資本存量I0，經濟折舊率δ為9.6%。由于數據的限制，在張軍(2004)[18]對中國省際物資存量估計的基礎上，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，并以固定資產價格指數折算為1990年不變價格。L用全社會就業總人口測量。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)和勞動力數量的乘積來表示，即H=h×L，其中，勞動力數量用各省市區歷年從業人員數量(L)表示。

2.構建多層計量模型

使用一層模型分析利益集團問題明顯存在不足，截面數據和面板數據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性，增大參數估計誤差，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性，降低了多層數據的應用價值。事實上，中國的宏觀經濟活動與利益集團關系緊密，利益集團的行為一定程度上會影響整個宏觀經濟政策的走向，因此只重視利益集團層面的分析可能會忽略宏觀環境差異對效果的影響。

將利益集團作為經濟增長的背景因素(利益集團是社會環境因素)，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濟增長產生影響，并且利益集團的行為可能會產生多層效應。在此情況下很難滿足OLS的經典假設，必須用多層次的理論和分析工具進行分析。根據Liao和Chang(2007)[20]等的觀點：多層模型是假設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，使得參數估計和假設檢驗的結果更加準確有效；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濟增長的影響程度。為此，將利益集團作為環境或背景變量，將區域控制變量作為區域變量，構建如下多層模型。

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，但參數有差異：第一層模型與傳統的回歸模型類似，所不同的是，回歸方程的截距和斜率不再假設為一個常數，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，由此構成一個兩層模型。

(二)變量選擇與數據來源

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。數據來自于1993-2012年的《中國統計年鑒》、《中國勞動統計年鑒》、各省市區的統計年鑒與中宏數據庫。

表1　變量選擇與說明

(三)分析方法

使用Eviews7.0軟件完成面板數據模型的參數估計，采用HLM7軟件完成多層統計模型的參數估計。采用HLM軟件的依據是：普通最小二乘法(OLS)忽略了同一個單位中層數據的相互依賴性，可能會產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據，將預測因子保持在適當的分析層次(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，會獲得更大的權重，并提供穩健的標準誤差。而研究利益集團對經濟增長的影響，不僅要分析直接影響，還要分析交互影響，采用的是嵌套性數據。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，勞動力就業均值為2110萬人，人力資本總值的均值為16668.9，統計描述見表1。

表2　主要統計變量描述

(二)第一層模型分析

1.全模型的回歸結果分析

根據模型(1)，用經典的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域經濟增長的影響。

表3　面板數據模型分析

(續上表)

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controlcontrolcontrolcontrolcontrol時間效應controlcontrolcontrolcontrolcontrol樣本量12361236123612361236

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

表3報告了模型(1)的多元回歸結果。其中，列1和列2報告了跨國利益集團對經濟增長的影響，跨國利益集團對經濟增長有正效應，并通過1%顯著性檢驗(β=0.5731，P<0.01)，引入控制變量后，雖然系數大小有所降低，但仍通過1%顯著性檢驗(β=0.0210,P<0.01)，假設1得到了驗證。列3和列4報告了房地產利益集團對經濟增長的影響，房地產利益集團對經濟長有正向影響，并通過1%顯著檢驗(β=0.4346,P<0.01)，引入控制變量后，雖然系數大小有所降低，但仍通過1%顯著性檢查(β=0.0402,P<0.01)，假設2得到了驗證。列5和列6報告了官僚利益集團對經濟增長的影響，從列5來看，官僚利益集團對經濟增長有正向影響，并通過1%顯著性檢驗(β=8.7838,P<0.01)，引入控制變量后，對經濟增長的影響變為負向，且沒有通過顯著性檢驗，假設3沒有得到驗證。列7和列8報告了壟斷利益集團對經濟增長的影響，壟斷利益集團對經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4得到了驗證。列9和列10是將各個利益集團對經濟增長的影響放到一個模型中進行分析，分析結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的多元回歸結果還說明，資本存量(LnK)的系數始終為正，在1%水平上顯著，表明資本存量對區域經濟增長產生較大的驅動效應，勞動力就業(LnL)的系數始終為負，在一定狀態下通過1%顯著性檢驗，表明勞動力過多已成為區域經濟增長的一個沉重負擔。人力資本(LnH)的系數始終為正，基本上通過顯著性檢驗，表明人力資本已經成為區域經濟增長的重要引擎。

2.分地區的回歸分析

由于我國經濟發展不平衡，還需進一步細分利益集團對經濟增長影響的區域差異性。將全部樣本分為東、中、西部分別進行計量檢驗。分地區回歸結果顯示(表4)：東部地區(第3列)，跨國資本利益集團對經濟增長有正向影響，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(第4列)，與東部地區相似，跨國資本利益集團對經濟增長的影響與東部地區差別不大，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，只有跨國資本利益集團對經濟增長影響顯著(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域經濟增長的一個不可或缺因素，壟斷利益集團已成為我國經濟增長的阻力。

表4　分地區的回歸分析結果

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

(三)第二層模型分析

雖然用控制變量區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，實際上是假設利益集團個體之間的層次差異是固定效應，忽略了環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，加上OLS方法的缺陷，因而有必要采用多層模型的分析工具，使結論更穩健。

1.不含第二層變量的模型分析

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

表5　不含第二層變量的輸出結果

HLM輸出結果表明，組內方差r、組間方差μ都顯著，而組間相關系數為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中的結果分別顯示：截距、資本存量、勞動力就業、人力資本在不同地區有顯著性差異，χ2的P值全部小于0.001，因此應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

把利益集團作為預測因子引入模型分析，HLM輸出結果見表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果

(續上表)

固定效應系數標準誤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)的估計結果顯示：跨國資本利益集團對經濟增長有正向影響，通過5%顯著檢驗(β=0.2750,P=0.039)，房地產利益集團對經濟增長有正向影響，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1、假設2、假設3和假設4在二層模型中得到驗證。對截距的估計結果同樣說明了利益集團影響的區域差異性，其可以通過計算組間相關系數R=0.8421來反映，即區域經濟增長的影響有84.21%被利益集團所解釋。

(2)利益集團與資本存量對經濟增長的交互影響

對資本存量斜率(β1j)的估計結果顯示：利益集團與資本存量對經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%，對經濟增長的影響將比原資本規模下增加0.0641%。這說明跨國資本對經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濟增長有正向影響，即政府規模每增加1%，資本存量系數就增加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%，對經濟增長的影響將比原資本規模下增加0.3729%，這說明官僚利益集團對經濟增長的影響也依賴于資本存量的大小；兩大利益集團通過資本存量對經濟增長也有顯著性差異，組間相關系數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對經濟影響交互作用

對勞動力就業斜率(β2j)的估計結果表明：利益集團通過勞動力就業對經濟增長的影響具有負向應效，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對經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對經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對經濟增長的影響是否存在差異，通過計算組間相關系數佐證，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濟增長的交互影響

對人力資本斜率(β3j)的估計結果顯示，利益集團通過人力資本對經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濟增長的負向效應，并通過5%顯著性檢驗；官僚利益集團通過人力資本對經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濟增長的影響可以通過組間相關系數判斷，R=0.0365，即影響差異不大，只有3.65%被解釋。

對斜率的分析結果顯示，假設5得到驗證。

五穩健性檢驗

為了保證研究結果的可靠性，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謀取利益，并不完全按市場規則辦事，市場化程度的提高會對利益集團產生制約。本文的市場化程度主要根據樊綱等(2003)[24]測度各地區市場化指數的部分指標：M(市場化指數)=0.288×(非國有工業產值比重)+0.377×(非國有固定資產投資比重)+0.335×(非國有就業比重)，其中，非國有工業產值比重為非國有的工業增加值/工業增加值，非國有固定資產投資比重為非國有經濟固定資產投資/全社會固定資產投資，非國有就業比重為非國有就業人員/就業人員。

(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，中國的制度也發生了很大變化，利益集團對經濟增長的影響是否發生變化，將整個樣本分為兩個階段1992-2001年和2002-2011年分別進行回歸，回歸結果見表7。

表7　分時間的回歸分析結果

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

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)的系數為0.5005，并在1%水平上顯著，這表明市場化對經濟增長產生了積極影響，對利益集團的抑制也發揮了積極作用。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，說明技術人員對經濟增長發揮了積極作用。列(3)表明，在2002-2011年期間，跨國資本利益集團對經濟增長影響變為負向效應，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，對經濟增長產生不利影響，壟斷利益集團對經濟增長的影響變為正向，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規模擴張快，帶動了經濟增長。需要注意的是：這一階段勞動力就業對經濟增長有正向影響 (β=0.8085,P<0.01), 說明這一時期部分地區出現了用工荒，解決用工荒對經濟增長是有利的，而人力資本對經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員工缺乏成為制約經濟增長的重要因素，經濟發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果見表8。

表8　多層模型檢驗結果

表8顯示，利益集團對經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),房地產利益集團對GDP增長也有顯著的正向影響。利益集團對經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。

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

六結論

經濟社會發展環境的不均衡為利益集團的形成提供了條件，現階段利益集團反過來對我國經濟活動產生重要影響，在某種程度上左右著經濟發展的方向，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、房地產市場調控等)，但利益集團仍然在經濟活動中處于強勢地位，而研究利益集團對經濟增長貢獻的國內文獻并不多見。

本文通過收集中國1992-2011年間利益集團與區域經濟增長相匹配的面板數據，采用一層和多層計量模型，嘗試定量識別利益集團對經濟增長的影響，結果表明：利益集團對區域經濟增既有正向影響，也有負向影響,既有直接影響，也有間接影響。面板數據模型和二層模型都驗證了這個結論。需要指出的是：房地產利益集團和跨國利益集團從目前來看對區域經濟增長有正向影響，但并不意味著對區域經濟的長期增長有積極影響。因為本質上講，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，必須從經濟長期發展、社會和諧建設的角度對利益集團綜合治理。根據已有觀點，措施可歸結為兩個方面：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，實現決策民主化；二是經濟體制改革，如深化國企改革，打破壟斷，重建新型的商業信任關系和商業游戲規則，嚴格限制權力尋租的空間(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，促進區域經濟健康發展

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，由此產生的貧富差距等問題，引發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，促進區域經濟健康發展。

2.破除不合理壟斷，扶持民營經濟發展，培育經濟增長的亮點

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

3.減少管制，放權社會，營造區域經濟增長的良好環境

政府的不當管制可能會導致利益集團擴張，而利益集團擴張會引發一系列社會問題，從而阻礙經濟增長。為此，要限制政府的權力，減少管制，放權社會，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，加大和諧社會建設的力度，為經濟增長營造一個良好的發展環境。

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

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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. 利益集團細分與區域經濟增長差異——來自中國的證據[J]. 產經評論, 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計模型理論及其應用研究”(項目編號：71261004，項目主持人：劉殿國)。

[作者簡介]張爾升，海南大學經濟與管理學院教授、碩士生導師，研究方向：區域經濟學、海洋經濟學；劉殿國，海南大學經濟與管理學院教授、碩士生導師，研究方向：多層統計模型；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