多樣性、行政壟斷與我國區域經濟增長

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多樣性、行政壟斷與我國區域經濟增長

陳明明張國勝

推動經濟持續增長的三個層次(產品、企業、產業)多樣性內生于熊彼特競爭與古典競爭之間的不斷轉換過程中。非市場化因素形成的行政壟斷則抑制多樣性及其對經濟增長的促進作用。將多樣性、行政壟斷與區域經濟增長納入一個統一的分析框架中，并基于2003-2011年我國省級面板數據，實證檢驗多樣性、行政壟斷對區域經濟增長的影響。研究結果表明：其一，經濟系統中產品、企業及產業三個層次上的多樣性水平提高有利于經濟增長；其二，三個層次上的多樣性水平對經濟增長的促進效應大小依賴于行政壟斷程度的大小；其三，區域行政壟斷程度越高，三個層次上的多樣性對經濟增長的促進作用越小，區域經濟增長越緩慢，反之，對經濟增長的促進作用越大，區域經濟增長越迅速。由于行政壟斷程度在我國呈現出中西部地區高于東部地區的特征，因此，多樣性對中西部經濟增長的促進作用小于東部，導致了我國區域經濟增長的差異化。

多樣性； 行政壟斷； 區域經濟增長

一 引 言

區域經濟增長協同關系到一個國家的整體社會福利和未來經濟質量，引起了理論界與政府部門的廣泛關注。就我國而言，區域經濟增長仍然突出表現為沿海化、城市化、城市群化(世界銀行，2009)[1]，中西部地區經濟發展滯后于東部地區，如何實現東中西部地區之間的經濟增長協同，仍然是一個值得深入思考和探索的問題。

目前，這方面的研究主要集中在：(1)區域經濟增長差異的原由方面。以沈坤榮和耿強(2001)[2]、張曉蓓和李子豪(2014)[3]、王智勇(2013)[4]為代表，認為FDI、人力資本以及產業集聚對推動經濟增長具有重要作用，而這些因素在東中西部地區分布嚴重不均，東部地區明顯優于中西部地區，因此，東部地區經濟發展水平高于中西部地區。(2)促進區域經濟增長趨同的政策措施方面。林毅夫和劉培林(2003)[5]認為中西部地區應該根據自身比較優勢構建和調整產業結構，實現經濟追趕；趙亞明(2012)[6]認為中西部地區市場經濟體制改革進程滯后于東部地區，應該通過釋放制度紅利加快中西部地區發展；李妍等(2015)[7]認為中西部地區基礎設施薄弱，自身發展能力不足，應該繼續通過國家開發戰略為中西部地區經濟發展奠定起飛基礎。(3)區域經濟增長差異的實證研究方面。朱子云(2015)[8]實證檢驗了全要素生產率對區域間經濟差距的影響，認為全要素生產率落后是造成中西部地區經濟發展滯后于東部地區的主要原因。

以上文獻均以新古典增長理論為分析框架，從不同角度對我國東中西部地區經濟增長差異進行解釋，并提出相對應的政策措施。但是，新古典增長理論以同質性假設為研究前提，忽視了經濟系統中的多樣性。演化經濟學理論試圖以更符合實際的異質性為研究前提，構建了一種歷史時間的“共同演化”模式，并以此逐步完善主流經濟學分析框架，認為經濟系統中的多樣性是經濟增長的源泉。基于此，本文將多樣性、行政壟斷與區域經濟增長納入一個統一分析框架中，解釋我國區域經濟增長差異。研究結構安排：首先分析多樣性、行政壟斷與區域經濟增長差異之間影響的機制，構建理論框架；然后選取指標、構建實證模型，并基于2003-2011年我國省級面板數據檢驗本文提出的理論；最后為研究結論與政策含義。

二 多樣性、行政壟斷與區域經濟增長：理論分析

(一)經濟系統多樣性與經濟增長

知識存量和結構是整個經濟系統中最為關鍵的要素，而子經濟系統之間和子系統內部個體之間的知識在屬性上是具有差異的，這形成了經濟系統的多樣性(楊虎濤，2011)[9]。由于產品、企業以及產業不僅是知識的不同載體，而且代表了經濟系統三個不同層次的子系統，所以，經濟系統中的多樣性類型具體表現為產品多樣性、企業多樣性以及產業多樣性。其中，產品多樣性是指由產品技術特征和服務特征差異所導致的產品多元化(Saviotti和Pyka，2017)[10]；企業多樣性是指由每個企業自身長時間積累起來的獨特性知識能力所造成的企業異質性(Penrose，1959)[11]；產業多樣性則是指這樣一種情形，當某個產業趨于飽和、利潤率下降時，新產業就會被激勵創造出來，此時新舊產業并存于經濟系統中，形成了產業多樣性(Saviotti和Pyka，2008)[12]。產品、企業以及產業的多樣性水平提高通過以下三個方面來促進經濟增長。

首先，多樣性水平提高通過“供給創造需求”來促進經濟增長。薩伊定律認為新產品一經生產出來，就為與它價值相等的其他產品開辟了銷路，且產品越多樣化，產品銷售得就越多，生產者獲得的利潤就越大(薩伊，2014)[13]。因此，多樣性水平提高創造了更多需求，更多需求意味著更大市場規模、更高利潤以及更多投資，進而引致規模經濟和范圍經濟以及更高的資本-勞動比率，提高了生產效率，最終促進經濟增長。

其次，多樣性水平提高減緩了規模報酬遞減的速度。第一，多樣性水平提高為新知識、新技術提供了更多溢出途徑，引起了更多創新活動，因此，多樣性通過創造各種知識、技術溢出途徑對技術創新活動形成一種正反饋效應。正是這種正反饋效應使創新活動變成了一種自我強化的過程(福斯特和梅特卡夫，2005)[14]，有效地減緩了規模報酬遞減的速度。第二，為擴大市場份額，競爭者有動機投入大量資源進行多樣性創造來滿足消費者差異性需求，而資源的可獲得性是建立在原有經濟部門生產效率得到提高的基礎之上的。因此，為了提高多樣性水平，競爭者必須通過提高生產效率來為多樣性的創造準備充足的創新資源。這樣原有經濟部門的生產效率因多樣性水平提高而得到提升，有利于放緩規模報酬遞減速度。

最后，多樣性通過緩解“無限”供給與“有限”需求間的矛盾來促進經濟增長。由于技術進步和資源配置效率提高，經濟系統能夠以更少的投入獲得更多的產出，而消費者對既定產品或服務的需求并非隨著生產效率的提高而無限制增加。因此，當消費對既定產品或服務的需求達到飽和時，就會造成“無限”供給與“有限”需求之間的失衡(Saviotti和Pyka，2008)[12]。此時，如果沒有新產品、新企業或新產業出現，對生產性資源的需求就會因生產效率的提高而減少，造成生產資源的閑置，經濟增長隨之放緩。而多樣性水平提高能夠通過重新吸收因效率提高而被閑置下來的資源來促進經濟增長，所以多樣性水平提高是經濟持續增長的必要條件。因此，本文提出假說1：

假說1：經濟系統中產品、企業以及產業三個層次上的多樣性水平提高能夠促進經濟增長。

(二)兩類競爭、行政壟斷與經濟系統多樣性

在經濟增長過程中，存在兩類競爭：古典競爭和熊彼特競爭。古典競爭是新古典經濟學中所謂的競爭，是通過促進生產效率的提高以及產品服務質量的提升來相互競爭；熊彼特競爭是指經濟主體旨在通過創新活動來創造出其他經濟主體無法與之競爭的東西，以此獲得其他競爭者暫時無法獲得的競爭優勢，并在市場競爭中占據了主導地位的競爭(陳志廣，2008)[15]。古典競爭和熊彼特競爭并非同時存在于經濟增長過程中，而是在經濟增長過程中形成一種相互轉化的循環過程，即不同類型競爭在產業發展的不同階段分別處于不同的地位。

多樣性內生于古典競爭和熊彼特競爭之間的相互轉化過程中。每個產業都有自己的生命周期，以根本型創新為主的熊彼特競爭通過技術創新在新興產業的萌芽期占據主導地位。“毀滅性”創新活動打破了原有的經濟結構和秩序，創造出一批在知識屬性上與舊有產業具有很大差異的新興產業和新興中小企業；新產業內的新興企業憑借著新技術生產新產品，獲得高額壟斷利潤，而這種高額利潤也為企業進行創新提供了一種激勵。因此，熊彼特競爭提高了產業、企業、產品這三個層次上的多樣性水平。當新興產業進入成熟期時，技術模仿和擴散使古典競爭逐步處于主導地位。古典競爭通過以下兩種方式提高了企業、產品這兩個層次上的多樣性水平：一方面，由于新技術不斷外溢，技術壁壘逐步降低，潛在競爭者為追求超額利潤進入新興產業，企業多樣性水平提高；另一方面，迫于競爭壓力，競爭者努力進行新產品研發等漸進型創新活動，通過使其產品與其他競爭者產品相比呈現出獨有的差異性，以此達到獨享部分消費群體、擴大市場份額的目的，這又提高了產品的多樣性水平。當新興產業趨于飽和、利潤率逐漸遞減時，經濟增長也隨之陷入低迷狀態。為了追求更高的利潤率，企業家又開始通過以根本型創新為主的熊彼特競爭進行新興產業的創造，產業、企業、產品這三個層次上的多樣性水平又一次得到提高，經濟增長又一次被推動起來。以此循環往復，經濟系統中的多樣性被內生化。

熊彼特競爭提高產品、企業以及行業三個層面上多樣性程度的同時，也在新行業建立的初期形成了壟斷。但這種壟斷在市場化競爭條件下是暫時性的，持續時間比較短，因為隨著新技術的不斷成熟和擴散，技術壁壘降低，潛在競爭者獲得這種新興技術成為可能，其受到新興行業中正的經濟利潤的誘導而紛紛進入該行業并相互競爭，最終由熊彼特競爭所引致的壟斷將被隨之而來的古典競爭所打破(熊彼特，2015)[16]。但是如果政府行政干預(法律、法規、規定)等非市場化因素對因創新形成的壟斷施加行政影響，就會形成具有長期性的行政壟斷(過勇和胡鞍鋼，2003)[17]，行政壟斷的存在將會通過阻礙古典競爭的出現來阻斷這兩種類型競爭之間的相互轉化。于是非市場化因素所形成的行政壟斷將會阻斷多樣性水平提高，進而抑制多樣性對經濟增長的促進作用。因此多樣性對經濟增長的促進作用依賴于經濟系統中的行政壟斷程度。

行政壟斷通過以下幾個作用機理抑制某個區域多樣性水平提高，進而影響多樣性對該區域經濟增長的促進作用。首先，在新興行業中通過熊彼特競爭取得競爭優勢的壟斷者，借助政府行政手段設置各種行業進入壁壘對其壟斷地位進行長期性保護，阻止潛在競爭者進入和模仿(陳林和朱衛平，2011)[18]。壟斷者缺少了與之競爭的對手，因此不需要利用新工藝、新產品來維持和擴大自身市場份額，導致在位壟斷者認為漸進型的創新活動是不必要的競爭行為，于是產品這一層面上的多樣性水平無法得到提高。其次，由于政府對經濟運行擁有較大的干預權，大量潛在進入新興行業的企業是否能夠進入，主要不是取決于其自身技術等各方面能力，而是取決于政府的規制，即新企業在進入新行業的過程中政府選擇能力強，而市場選擇的作用弱。這造成了古典競爭遲遲不能出現，進而導致企業數量得不到增加，因此長期性行政壟斷就中斷了企業這一層面上的多樣性內生化進程。最后，新興行業由于缺乏古典競爭而使該行業的生產率得不到提高，加之消費需求還未能得到充分滿足，因此導致該行業遲遲達不到飽和狀態且長期存在高額壟斷利潤，進而無法激勵企業家為追求新的高額利潤而通過創新活動創造新的行業，這種長期行政壟斷的存在進一步阻斷了行業這一層次上的多樣性內生化進程。經濟增長最終因產品、企業以及行業三個層面上多樣性水平得不到提高而放緩速度。因此，本文提出假說2：

假說2：經濟系統中產品、企業以及產業三個層次上的多樣性對經濟增長的促進作用依賴于經濟系統中的行政壟斷程度。

(三)多樣性、行政壟斷與區域經濟增長差異

在不同地區，由熊彼特競爭形成的壟斷受非市場化因素影響的程度不同，即行政壟斷所持續的時間不一。造成行政壟斷程度具有區域性差異的原因有：第一，由于相對于發達地區，落后地區經濟發展緩慢，因此落后地區就有動機為本地區企業的壟斷提供保護，實行地方保護主義，限制其他潛在競爭者進入，以此實現促進本地就業、增加財政收入以及促進當地經濟發展的目標(楊品蘭，2006)[19]；第二，由于各地區之間在體制改革和經濟政策方面存在很大差異，那些政策先導、改革試點的地區往往市場化程度高、競爭度強、行政壟斷程度低，而政策、改革推行比較晚的地區由于非市場化制度的阻礙會出現市場化水平低、競爭度弱、行政壟斷程度高的現象；第三，出于發展戰略的考慮，國家對一些自然資源行業、國家安全行業以及支柱產業和高新技術產業中的企業實行行政壟斷(王俊豪和王建明，2007[20]；于良春和張偉，2010[21])，而這些產業因各種因素分布在不同區域，造成各地區行政壟斷程度也存在差異。因此，行政壟斷程度的區域性差異使各地區經濟系統中的多樣性豐富程度不一，最終導致各區域中多樣性對經濟增長促進作用表現各異。

在我國，行政壟斷程度在區域之間呈現出明顯的差異。于良春和余東華(2009)[22]通過構建地區性行政壟斷指數對我國各省市區的行政壟斷程度進行測算和比較后，發現我國東中西部地區的行政壟斷程度呈現出東部地區較低、中部地區其次、西部地區最高的特點。為了對2003-2011年我國東中西部地區行政壟斷程度進行統計分析，借鑒白明和李國璋(2006)[23]的測算方法，以國有經濟所占比重來衡量一個地區經濟系統中的行政壟斷程度，國有經濟所占比重越高，意味著該地區行政壟斷程度越高，市場競爭越低；反之，該地區行政壟斷程度越低，市場競爭越高。具體而言，以國有經濟固定資產投資總額占全社會固定資產投資總額的比重來衡量2003-2011年東中西部地區行政壟斷程度，如圖1所示。

圖1 2003-2011年我國東中西部地區行政壟斷程度均值比較

資料來源：根據《中國統計年鑒》計算整理。

由圖1可見，行政壟斷程度在東中西部地區具有差異性特點。一方面，隨著我國市場化改革進程的不斷推進，2003-2011年東中西部地區行政壟斷程度整體上逐年下降。東中西部地區分別從2003年的35%、44%、51%下降到2011年的24%、26%、37%。另一方面，由非市場化因素所形成的行政壟斷在我國東中西部地區表現出很大差異性：東部地區因市場化進程比較快，行政壟斷程度比較低；中西部地區因市場化進程比較緩慢，行政壟斷程度比較高。2003年，西部地區行政壟斷程度分別高于東中部地區16個、7個百分點，中部地區高于東部地區9個百分點；到2011年，西部地區行政壟斷程度仍分別高于東中部地區12個、11個百分點，中部地區略高于東部地區2個百分點。因此，本文提出假說3：

假說3：區域行政壟斷程度越高，經濟系統中產品、企業以及產業三個層次上的多樣性對經濟增長的促進作用越小，使經濟增長越緩慢；反之，經濟系統中三個層次上的多樣性對經濟增長的促進作用越大，使經濟增長越迅速。具體來說，我國中西部地區行政壟斷程度高于東部地區，中西部經濟系統中的多樣性豐富程度要低于東部，進而中西部經濟系統中的多樣性對經濟增長的促進作用要小于東部，最終導致了我國區域經濟增長的差異。

三 研究設計

(一)指標選取

為了準確估計多樣性、行政壟斷與我國區域經濟增長之間關系，本文選取以下指標構建計量模型，進而對上文理論假說進行實證檢驗。

1.被解釋變量

人均GDP增長率(GDP)。由于本文研究內容為行政壟斷的差異是如何不同程度地抑制各區域中多樣性對經濟增長的促進作用，進而導致區域之間經濟增長的差異，可見經濟增長是被影響因素。本文將采用各年度各省份的人均GDP實際增長率來衡量經濟增長。

2.核心解釋變量

行政壟斷水平(Mon)。在我國，由熊彼特競爭所形成的壟斷受到的非市場化因素影響主要是行政干預，因此本文借鑒白明和李國璋(2006)[23]的衡量方法，采用國有經濟固定資產投資總額占全社會固定資產投資總額的比重來衡量。經濟系統多樣性可以由產品、企業以及產業三個層次的多樣性來衡量；產品多樣性(Product)，采用工業企業新產品產值增長率來刻畫；企業多樣性(Firm)，利用規模以上國有及非國有企業數量的增長率來衡量；產業多樣性(TV)，可分解為不相關多樣性和相關多樣性(Frenken et al.，2007[24]；張德常，2010[25])，測算產業多樣性的具體步驟如下。

(1)不相關產業多樣性(UV)測算：

(2)相關產業多樣性(RV)測算公式：

其中，Hg=∑z∈g(Pz/Pg)×ln(Pg/Pz)。

(3)總的產業多樣性公式為：

TV=UV+RV

即產業總多樣性等于不相關多樣性與相關多樣性之和。

3.控制變量

本文選取勞動、資本、外商直接投資、人力資本以及稅負五個控制變量。

資本(K)和勞動(Labor)。資本和勞動是生產的兩大基本要素，資本的積累和勞動力的增加會促進經濟增長；資本和勞動投入的增長必然會帶來經濟多樣性水平的提高，因此為了避免核心變量出現內生性問題，需要對資本和勞動進行控制。資本和勞動指標分別采用各年度各省固定資產投資的增長率和就業人員數量的增長率來表示。

外商直接投資(Fdi)。FDI通過提高東道國的資本總存量，直接促進當地經濟發展；而FDI通過“接觸”的方式，促進了東道國技術水平的提高(Findlay，1978)[26]，增強創新能力，最終會提升經濟多樣性程度，因此需對FDI進行控制。本文采用國外直接投資總額占當年GDP比重作為外商直接投資的指標。

人力資本(Edu)。人力資本水平的提高對知識、技術進步、分工與專業化發展具有促進作用，有利于經濟增長；而人力資本的高低直接影響地區創新能力的大小，進而影響經濟多樣性程度。本文采用大學生畢業人數的增長率作為人力資本的指標。

稅負(Finance)。一方面，稅收是國家財政收入的主要來源，通過“看得見的手”可以促進經濟的增長；另一方面，稅收也增加了企業和消費者的負擔，不利于資本的再積累和消費的擴張，對經濟多樣性水平的提高起抑制性作用。稅負指標將采用稅收收入占當年GDP比重來刻畫。

本文借鑒劉勇政和馮海波(2011)[27]的研究成果，分別從產品、企業及產業三個層次上構建以下面板模型：

GDPi, t=α0+α1Producti, t+α2Moni, t×Producti, t+α3Ki, t+α4Labori, t+α5Fdii, t+

α6Edui, t+α7Financei, t+Year+?i+μi, t

(1)

GDPi, t=β0+β1Firmi, t+β2Moni, t×Firmi, t+β3Ki, t+β4Labori, t+β5Fdii, t+β6Edui, t+

β7Financei, t+Year+?i+μi, t

(2)

GDPi, t=γ0+γ1TVi, t+γ2Moni, t×TVi, t+γ3Ki, t+γ4Labori, t+γ5Fdii, t+γ6Edui, t+

γ7Financei, t+Year+?i+μi, t

(3)

其中，i，t表示各省、年份。GDPi, t為各省市各年度人均GDP實際增長率；Producti, t為產品多樣性，Firmi, t為企業多樣性，TVi, t為產業多樣性，Moni, t為行政壟斷程度；Moni, t×Producti, t、Moni, t×Firmi, t以及Moni, t×TVi, t分別是行政壟斷與產品、企業以及產業三個層次上多樣性的交互項，用此來考察產品多樣性、企業多樣性及產業多樣性對經濟增長的作用依賴于地區行政壟斷程度。Ki, t為資本增長率；Labori, t為勞動增長率；Fdii, t為利用外資水平；Edui, t為人力資本水平；Financei, t為稅負水平。Year為時間效應，以此來控制時間效應；?i為不隨時間變化的i省市的個體固定效應，μi, t為隨機干擾項。

(二)數據來源及主要變量的描述性統計

本文數據均來自于《中國統計年鑒》、《工業企業科技活動統計年鑒》、國研網。由于西藏數據缺失，因此，本文選取30個省區市作為觀測個體。同時，測量產業多樣性所需要的數據為大類、中類工業行業(根據測算方法要求共選取大類行業32類、中類行業143類)的平均就業人數，而國研網僅提供了2013年以前的數據，且2012年的行業劃分和統計標準與以往年份不同，無法將該年行業數據與以往年份行業數據相調整匹配，所以，本文樣本數據時間跨度為2003-2011年，主要變量描述性統計如表1所示。

表1 主要變量描述性統計

資料來源：《中國統計年鑒》、《工業企業科技活動統計年鑒》以及國研網。

四 實證結果分析

(一)基本回歸結果分析

核心變量：產品多樣性(Product)及其與行政壟斷(Mon)的交互項(模型1)、企業多樣性(Firm)及其與行政壟斷(Mon)的交互項(模型2)、產業多樣性(TV)及其與行政壟斷(Mon)交互項(模型3)。經濟增長對如上核心變量的回歸中，均利用混合最小二乘法(Pool OLS)、隨機效應(RE)以及固定效應(FE)三種估計方法，結果如表2所示。由B-P檢驗結果可知，模型1、2、3均拒絕了原假設，即在混合OLS和隨機效應之間采用隨機效應更為合適；由Hausman檢驗可知，模型1、2、3均拒絕了原假設，即在隨機效應和固定效應之間采用固定效應更為合適。在模型1、2、3的固定效應回歸結果中，各個核心解釋變量系數均顯著。

表2 計量模型回歸結果

(續上表)

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；括號內為估計系數的穩健性標準誤。

模型1、2、3中產品多樣性(Product)、企業多樣性(Firm)以及產業多樣性(TV)系數顯著為正，表明三個層次上的多樣性對經濟增長具有顯著促進作用。以模型1、模型2、模型3中的固定效應為例，當產品、企業及產業的多樣性水平分別提高1個單位時，經濟增長率分別提高0.0326、0.0881、0.4527個單位，這檢驗了本文的假說1。產品多樣性的系數為正，與鐘春平和徐長生(2011)[28]理論預期相一致，產品多樣性水平提高會改變原有市場結構，擠占在位壟斷企業的市場份額，促使在位企業為了提高競爭力，努力進行創新活動和降低成本，而企業創新和成本降低意味著生產效率的提高，因此產品多樣性水平的提高為創新活動、成本降低及效率提升提供了激勵機制，對經濟增長具有促進效應。企業多樣性意味著企業的異質性，而企業異質性形成是以不同企業在經營中形成的不同資源和能力優勢為基礎的，企業核心能力的基礎是知識，創新是核心能力提高的重要途徑，因此企業多樣性水平提高意味著經濟系統中創新能力增強，最終促進經濟快速發展。產業多樣性系數顯著為正，產業多樣性除了能夠通過重新吸收經濟系統中的閑置性生產資源這一路徑外，還能夠通過兩條正反饋路徑提高經濟多樣性水平，促進經濟的增長：其一，由于知識在產業之間能夠產生很大的溢出效應，所以產業多樣性可以通過加強個人之間的相互學習和交流等方式，加快新思想、新觀念、新產品以及新生產工藝的產生，即產業多樣性水平提高更加有助于技術創新，技術創新又提高了經濟多樣性水平(Jaeobs，1969)[29]；其二，產業多樣性水平提高通過加強市場競爭強度，促進企業家精神培養，激勵企業家進行新經濟的創造和技術創新的追逐，多樣性又會被創造出來(Pierre和Frederic，2008)[30]。

如果僅看產品多樣性、企業多樣性以及產業多樣性(Product、Firm、TV)的估計系數，那么就會錯誤地得出結論：經濟多樣性水平提高對經濟增長具有正向影響。三個層次上的多樣性估計系數只是度量了行政壟斷程度(Mon)為0的影響；而在中國，行政壟斷確實是存在的(在樣本中，行政壟斷程度最小的觀測個體為2007年的山東，行政壟斷程度為0.137)。因此，在分析多樣性對經濟增長的影響時，必須考慮行政壟斷對多樣性促進經濟增長的影響作用。由回歸結果可知，行政壟斷與產品、企業及產業三個層次上的多樣性的交互項估計系數顯著為負，表明產品多樣性、企業多樣性以及產業多樣性對經濟增長的促進效應受限于行政壟斷程度。換句話說，產品、企業以及產業的多樣性水平每提高1單位所引致經濟增長效應大小依賴于行政壟斷程度的高低，從而檢驗了本文假說2。原因是：其一，當行政壟斷長期持續下去時，為了獲得高額壟斷利潤，企業根據一級、二級或者三級價格歧視進行市場定價(丁啟軍，2010)[31]，價格高于邊際成本，造成此時對多樣性的需求量遠遠低于古典競爭水平時的需求量，因此多樣性產生的供給創造需求的效應也隨之被弱化。其二，在長期行政壟斷條件下，多樣性也會因為缺少激烈的市場競爭無法為生產效率提高提供激勵機制(余東華，2008[32]；陳林和朱衛平，2012[33])；與此同時，由于行政壟斷將產生有限的多樣性，而有限的多樣性無法為知識和技術提供更多的溢出途徑，進而難以對技術創新活動形成一種有效的正反饋(楊蘭品，2005)[34]。其三，高價格的多樣性供給量因需求量的有限而被限制，進而對閑置性生產資源的重新吸收和利用率也達不到最大化。這種行政壟斷所造成的資源配置非最優和生產低效率等問題，將大大弱化多樣性水平提高對經濟增長的促進作用，最終多樣性水平提高不但無法發揮對經濟促進作用，反而可能阻礙經濟增長。

與此同時，由結果可知，當行政壟斷超過一定臨界值時，即當行政壟斷程度分別超過0.4388、0.4394、0.2717時，產品、企業、產業多樣性水平提高不僅未能對經濟增長產生促進作用，反而對經濟增長產生抑制作用。換句換說，當某一區域行政壟斷程度較低時，產品、企業及產業三個層次上的多樣性對經濟增長的促進作用越大，區域經濟增長越迅速；反之，產品多樣性、企業多樣性及產業多樣性對區域經濟增長的促進作用越小，區域經濟增長越緩慢，這驗證了本文提出的假說3。以模型1、模型2、模型3中的固定效應為例，2003年東中西部地區行政壟斷程度的均值分別為0.35、0.44、0.51，將其代入以下產品、企業及產業三個層次上的多樣性對經濟增長的偏效應方程中：△GDP/△Product=0.0326-0.0743×Mon、△GDP/△Firm=0.0881-0.2005×Mon、△GDP/△TV=0.4257-1.666×Mon，可計算得到：當東中西部產品多樣性、企業多樣性及產業多樣性水平每提高1個單位，東部經濟增長率分別提高0.007、0.018、-0.130個單位，中部分別為-0.00009、-0.0001、-0.2803個單位，西部分別為-0.005、-0.014、-0.397個單位。這說明，由于東部的行政壟斷程度比中部小，因此，東部經濟系統多樣性對經濟增長的促進作用受行政壟斷抑制影響明顯低于中部；而西部由于行政壟斷程度超過了臨界值，使多樣性不僅沒有促進經濟增長，反而抑制了經濟增長。再如，在行政壟斷程度均很低的2011年，東中西部地區行政壟斷程度的均值分別為0.24、0.26、0.37，將其代入三個層次多樣性對經濟增長的偏效應方程中，得到產品多樣性、企業多樣性及產業多樣性每提高1單位，東部地區經濟增長率提高0.015、0.040、0.053個單位，中部提高0.013、0.036、0.020個單位，西部提高0.005、0.014、-0.164個單位。由此可見，由于東部地區行政壟斷程度較低，多樣性對經濟增長促進作用受行政壟斷抑制性影響較小，經濟增長速度較快；而由于中西部地區受行政壟斷影響較大，多樣性對經濟增長促進作用減小，經濟增長速度較慢，即驗證了本文提出的假說3。

在模型1、模型2、模型3中，其他控制變量也基本符合理論預期。資本(K)估計系數顯著為正，說明了資本增長越快越有利于經濟增長，符合哈羅德-多馬的凱恩斯主義增長理論；勞動力(Labor)估計系數均為正，表明勞動力增長越快，經濟增長越迅速，符合索洛的新古典增長理論；人力資本(Edu)估計系數為正，表明人力資本是推動地區經濟增長的重要動力之一；對外開放(Fdi)估計系數整體為正，說明一個地方對外開放程度越高，吸引外資的能力越強，進而通過知識、技術的溢出效應不斷提高當地經濟生產效率，最終促進當地經濟增長，與現有關于FDI技術溢出效應的理論研究結論相一致；稅負(Finance)估計系數為正，表明在該發展階段一定的稅負是有利于當地經濟增長的，根據“拉弗曲線”原理，在一定的稅率范圍內，稅收有利于增加財政收入，而稅收增加的基礎是國民經濟總量的增加，因此在一定稅率范圍內稅負有利于經濟增長。

(二)穩健性估計結果分析

為進一步驗證以上回歸結果是否會受產品多樣性、企業多樣性及產業多樣性的不同測量指標或測量方法的影響，本文采用新的三個層次上的多樣性替代測量指標。首先，本文采用地區專利申請數量的增長率來測度當地產品多樣性增長率(數據來自于《中國統計年鑒》)。專利分為發明專利、實用新型專利及外觀設計專利三種類型，其中發明專利是指對產品(工業上能夠制造的各種新制品)、方法(制成各種產品的方法)或其改進所提出的新技術方案；實用新型專利是指對產品的形狀、構造或其結合所提出的適于實用的新技術方案；外觀設計專利是指對產品的形狀、圖案或其結合以及色彩與形狀、圖案的結合所作出的富有美感并適于工業應用的新設計。由此可見，專利增加意味著各種新產品的出現，因此該指標能夠較好地反映地區經濟系統中產品多樣性水平的提高。其次，本文采用地區企業法人單位數的增長率來衡量當地企業多樣性的增長速度(數據來自于《中國基本單位統計年鑒》)。該指標能夠較好地刻畫出一個地區企業多樣性水平的提高。最后，本文采用地區高技術產業固定資產交付使用率來刻畫當地產業多樣性增長率(數據來自于《中國高技術產業統計年鑒》)。產業多樣性水平的提高往往是指新興高技術產業的出現，而高技術產業固定資產交付使用率反映的是新興技術產業固定資產動用的情況，該指標可以較好地衡量一個地區產業多樣性水平的提高。與上文一樣，采用混合最小二乘法(Pool OLS)、隨機效應(RE)以及固定效應(FE)三種估計方法，對產品多樣性、企業多樣性及產業多樣性替代變量進行回歸，結果如表3所示。

表3 穩健性檢驗回歸結果

(續上表)

解釋變量模型1PoolOLSREFE模型2PoolOLSREFE模型3PoolOLSREFEMon×TV-00080-00719?-01650???(0039)(0038)(0042)K01289???00763???00598???01218???00715???00565???01299???00864???00682???(0028)(0019)(0016)(0017)(0013)(0013)(0026)(0016)(0012)Labor000890024300280000240018500219000350020200271?(0014)(0015)(0018)(0019)(0016)(0015)(0016)(0013)(0015)Fdi0051802297??04873???0070102706???05324???008390204505240???(0090)(0113)(0156)(0061)(0094)(0115)(0094)(0129)(0178)Edu001700008600051001760010400072001850009500057(0010)(0008)(0009)(0012)(0011)(0010)(0011)(0008)(0008)Finance0006700253?00447?000660025000453??0009400299?00452?(0015)(0014)(0022)(0014)(0019)(0021)(0018)(0016)(0023)YearyesyesyesyesyesyesyesyesyesConstant00831???00924???00890???00850???00929???00889???00624???00787???00801???(0010)(0008)(0007)(0007)(0007)(0006)(0013)(0008)(0009)N240240240240240240270270270R2036060411104381035410409104362034490405304595B-P檢驗12351???12824???11964???Hausman檢驗3466???3392???5482???

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；括號內為估計系數的穩健性標準誤。

由B-P檢驗結果可知，模型1、2、3均采用隨機效應更為合適；而由Hausman檢驗可知，模型1、2、3均采用固定效應更為合適。在模型1、2、3的固定效應回歸結果中，各個核心解釋變量系數均在5%的水平下顯著。具體來說，采用產品多樣性替代變量的回歸估計結果與原有測量指標一致，產品多樣性估計系數在1%水平上顯著為正，表明地區產品多樣性水平的提高有利于地區經濟增長；行政壟斷與產品多樣性的交互項估計系數在5%水平上為負，表明產品多樣性對地區經濟的促進作用依賴于地區行政壟斷程度的高低，即行政壟斷程度越高，產品多樣性對經濟增長的促進作用越小，甚至為負。采用企業多樣性替代變量的回歸估計結果仍與原有測量指標一致，企業多樣性估計系數在1%水平上顯著為正，說明地區企業多樣性水平的提高顯著促進了地區經濟的增長；行政壟斷與企業多樣性交互項估計系數在5%水平上為負，說明地區企業多樣性對經濟增長的作用取決于該地區行政壟斷程度的高低，即行政壟斷程度越高，行政壟斷對企業多樣性促進經濟增長的抑制作用越大。采用產業多樣性替代變量的回歸估計結果同樣與原有測量指標一致，產業多樣性估計系數在1%水平上顯著為正，表明產業多樣性水平的提高有利于區域經濟增長；行政壟斷與產業多樣性交互項估計系數在1%水平上為負，說明產業多樣性對經濟增長的促進作用依賴于當地行政壟斷程度的強度，即行政壟斷越高，產業多樣性對經濟增長的促進作用越小。同樣其他控制變量估計系數與上文回歸結果及理論預期基本上一致。因而本文結論是穩健的。

(三)工具變量估計結果分析

本文控制了地區生產要素特征、對外環境、政府作為特征以及年份效應，以此避免因遺漏重要變量而導致的內生性問題。但是，地區經濟快速發展可能影響地區產品多樣性、企業多樣性及產業多樣性水平的提高，造成估計模型可能存在逆向因果關系，進而造成實證系數估計結果的內生性問題。因此需要尋找分別只通過影響產品、企業及產業三個層次上多樣性的工具變量解決這類內生性問題。Card和Krueger(1994)[35]、Fisman和Svensson(2007)[36]認為，內生性問題一般存在于個體層面，并非存在于更高一層級的總體層面，即一個區域層面的特征變量通常與模型中的地區層面特征變量相關，而與地區層面的其他特征不相關，因此可以將核心解釋變量區域層面的平均值視為該解釋變量的外生性工具變量。基于此，本文首先計算東中西部區域層面上產品、企業及產業三個層次上多樣性的平均值，以其作為東中西內部各省區市三個層次上多樣性的工具變量。采用工具變量方法的固定效應模型估計結果如表4所示。

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；括號內為估計系數的穩健性標準誤。

在模型1、模型2中，產品多樣性和企業多樣性估計系數在1%水平上顯著為正，這表明地區經濟系統中產品多樣性和企業多樣性水平的提高有利于地區經濟增長；行政壟斷與產品多樣性、企業多樣性的交互項系數分別在1%、10%水平上顯著為負，這表明地區經濟系統中產品多樣性和企業多樣性水平的提高對經濟增長的促進作用依賴于地區行政壟斷程度的高低。與此同時，Wald檢驗值結果在1%水平上顯著，說明工具變量滿足相關性條件和外生性條件。在模型3中，產業多樣性估計系數為正，行政壟斷與產業多樣性交互項估計系數為負，但不顯著，原因可能是產業多樣性水平的提高意味著產業結構變遷，產業結構變遷需要較長的時間過程，因此在短期內，東中西部三個區域內的產業多樣性水平提高幅度較小，使得產業多樣性這一核心解釋變量沒有足夠的變異性，進而導致產業多樣性及其與行政壟斷交互項估計系數不顯著。整體上工具變量回歸結果與前文所得到的結論相一致，本文提出的假說得到了驗證。

五 結論及政策建議

本文將多樣性、行政壟斷以及區域經濟增長納入一個分析框架中，剖析三者之間關系：經濟系統中的多樣性(產品多樣性、企業多樣性及產業多樣性)是經濟持續增長的動力，而三個層次上的多樣性內生于熊彼特競爭與古典競爭之間的不斷轉換過程中；然而，產品多樣性、企業多樣性及產業多樣性的豐富程度卻取決于由熊彼特競爭所導致的壟斷形式，即壟斷是暫時性的還是長期性的，長期的壟斷形式受非市場化因素影響，換句換說，非市場化因素形成的行政壟斷通過中斷經濟系統多樣性內生化進程而抑制地區產品多樣性、企業多樣性及產業多樣性。因此經濟系統中多樣性對經濟增長的促進作用依賴于地區行政壟斷程度的大小。具體而言：區域行政壟斷程度越高，三個層次上的多樣性對區域經濟增長的促進作用越小，反之，對經濟增長的促進作用越大。基于此，本文提出了由于我國不同地區的行政壟斷受非市場化因素影響程度不同，導致行政壟斷程度具有區域性差異，進而使區域之間的多樣性豐富程度表現各異，最終造成區域經濟增長差異的假說。并且利用2003-2011年我國省級面板數據對假說進行檢驗，實證結果驗證了上述假說。本文研究結論的政策含義體現在以下幾個方面。

第一，加大對企業產品創新的支持力度。在“毀滅性”創新沒有出現之前，產品創新是經濟系統中多樣性水平提高的主要推動力。因此，應該首先設立專項財政經費，對企業研發新產品活動進行資助，為新產品創新提供適當的財政支持；其次制定針對新產品研發項目的優惠貸款政策，如貸款利息補貼，減輕企業在研發新產品過程中所面臨的資金壓力；最后發展風險投資公司，為新產品研發提供更有效的風險保障。

第二，激勵新興中小企業、民營企業發展。新興中小企業、民營企業往往是根本型技術創新的載體，是技術軌道變更的助產婆(張國勝，2013)[37]。因此，應該首先推動借貸市場的健康發展，在保障可操作性的前提下，鼓勵建立一部分小額貸款公司和融資型擔保公司，為中小企業的建立和發展提供融資幫助；其次放寬對具有創新潛力的企業的貸款政策，國有銀行有責任幫助那些未來有助于國民經濟發展的企業的創建和發展；最后對處于剛起步階段的企業予以稅收優惠，通過稅收政策支持，減輕企業建立初期所面臨的資金緊缺壓力，促使企業將更多的資金轉移到技術創新上。

第三，加快新興科技成果的產業化，促進新興產業興起和發展。根本性創新會產生一批新興產業，進而促進產品、企業兩個層次上的多樣性水平提高。因此，應該首先建立起一整套完善的科技創新管理體系，該體系是以市場需求為導向、企業為創新載體、科研單位和高校廣泛參與、政府部門協調規劃的運轉體制與機制；其次建立和完善新興技術服務體系，為新興技術推動新興產業的興起和發展提供完備服務。

第四，完善市場經濟體制，增強市場競爭活力，削弱國有企業壟斷勢力。行政壟斷對多樣性促進經濟增長具有抑制作用。因此，應該首先充分發揮政府在市場經濟中的“守夜人”角色，為市場競爭提供一個公平、公正的環境；其次加快中西部地區國有企業的改革進程，逐步放寬國有經濟主導的一些領域的市場準入原則，降低市場進入壁壘，讓其他企業能夠自由進入，充分發揮市場的競爭作用，提高中西部地區經濟系統中的多樣性水平。

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Variety,AdministrativeMonopolyandRegionalEconomicGrowthinChina

CHEN Ming-ming ZHANG Guo-sheng

The variety of three levels (products, firms and industries) which promotes continuous economic growth is endogenous to the converting process between the schumpeterian competition and the classical competition. Administrative monopoly caused by non-market factors restrains the economic variety and reduces the positive effect of economic variety on economic growth. This paper introduces the analysis framework of variety and administrative monopoly, and constructs a theoretical framework of variety, administrative monopoly and economic growth. By using the China’s provincial panel data from 2003-2011, this paper uses panel data model to investigate the relationship of variety, administrative monopoly and regional economic growth. According to the research, first, the economic variety of products, firms and industries has a significant and positive effect on economic growth. Second, the positive effect on economic growth caused the economic variety depends only on the degree of administrative monopoly that affected by non-market factors. Third, the much higher the degree of the regional administrative monopoly, the much stronger inhibition of promoting effect in regional economic growth caused by variety; and vice versa. Because compared with eastern areas, the degree of the administrative monopoly of middle and western areas is much higher, economic variety will further boost economic growth in middle and western areas, which ultimately results in the differentiation of the regional economic growth in China.

variety； administrative monopoly； regional economic growth

2017-06-03

云南大學笹川基金科研資助項目“多樣性、壟斷與我國區域經濟增長”(項目編號：15KT207，項目負責人：陳明明)。

陳明明，云南大學發展研究院博士研究生，研究方向：創新經濟學與區域經濟增長；張國勝，云南大學發展研究院教授、博士生導師，研究方向：創新與經濟增長。

F203； F127

A

1674-8298(2017)05-0005-15

[責任編輯：陳 林]

10.14007/j.cnki.cjpl.2017.05.001

方式]陳明明, 張國勝. 多樣性、 行政壟斷與我國區域經濟增長[J]. 產經評論, 2017, 8(5): 5-19.