张尔升　刘殿国　明　旭



利益集团细分与区域经济增长差异
——来自中国的证据

张尔升刘殿国明旭

[摘要]定量识别利益集团对区域经济增长的影响是当前经济学领域研究的重点问题之一。在对利益集团重新分类的基础上，根据中国1992-2011年间利益集团与区域经济增长的面板数据，分别用面板数据模型和多层统计模型，估计利益集团对区域经济增长的影响，发现不同的利益集团对区域经济增长影响的差异：房地产利益集团和跨国资本利益集团对区域经济增长的影响为正向，官僚利益集团和垄断利益集团对区域经济增长的影响为负向。有关结论可能会促进对利益集团与经济增长关系的多层次研究。

[关键词]利益集团识别； 区域经济增长； 多层统计模型

一引言

对利益集团(Interest Group)的研究始于西方的政治学和社会学(Bentley, 1949[1]；麦迪逊等, 1980[2]; Truman，1951[3])。一种较权威的解释源自《布莱克维尔政治学百科全书》：致力于影响国家政策方向，而其自身并不图谋组织政府的一种组织。经济学对利益集团的研究虽然起步稍晚，但更为深入和丰富。从经济学视角研究利益集团的学者首推Commons(1959)[4]，他十分推崇经济利益集团。Galbraith(1952)[5]强调了在工业体系中大工业寡头对政府政策导向的影响和作用。Olson(1965)[6]在其著作《集体行动的逻辑》比较系统地分析了利益集团的形成及内部运作情况，在《国家的兴衰》一书中提出了一个著名的观点：任何一个国家，只要有足够长时间的政治稳定，就会出现特殊利益集团。之后， Salisbur(1969)[7]采用经济学的分析方法，提出了利益集团的政治企业家理论。Austen-Smith(1981)[8]假设个人的目标是追求福利最大化，并将个人的时间分配于生产、闲暇和集团政治活动，分别在确定性条件下和不确定性条件下分析了个人投入集团政治活动的时间变动情况。

中共十三届二中全会的工作报告指出了利益集团的存在：在社会主义制度下，人民内部仍然存在着不同利益集团之间的矛盾。中国学者中较早关注利益集团的是厉以宁(1996)[9]，他在《转型发展理论》一书中对利益集团下了一个适合中国国情的概念。此后，李强(2000)[10]、陈振明(2004)[11]、王浦劬(2006)[12]分别从政治学、社会学等不同角度对这一概念进行了阐述、分析和补充完善。从现有文献看，国内学者对利益集团的研究主要集中在对政府决策、政策和法律制定的影响层面，没有形成完整成熟的理论体系，更缺乏定量识别利益集团对区域经济增长影响的文献。

本文尝试定量识别利益集团对区域经济增长的影响，搜集1992-2011年间中国各省市区经济增长及其与利益集团相匹配的面板数据，重点考察三个问题：第一，利益集团对区域经济增长的影响如何；第二，利益集团对区域经济增长影响的差异；第三，中国加入WTO后利益集团对区域经济增长影响的变化。

二现实命题与理论假说

学界普遍认为中国存在利益集团，利益集团的生成并没有获得国家正式制度的支持，是社会结构和利益结构不断分化演进的产物，但对目前存在哪些利益集团并没有达成共识。杨帆(2010)[13]认为有五大利益集团，汪玉凯(2012)[14]认为有三大利益集团，邓聿文(2013)[15]认为有七大利益集团。综合以上观点，以及便于测量的考虑，本文将利益集团分为四大类：房地产利益集团，跨国利益(外资利益)集团，官僚利益集团，国企垄断利益集团。

现有文献对利益集团积极作用的论述较少。Commons(1959)[4]曾认为：工会、农场、合作社是社会中最重要的机构，不能缺失，Galbraith(1952)[5]认为政府政策导向的积极作用在克服政府失灵和市场失灵方面有一定的作用，Olson(1965)[6]从共容组织的视角分析认为，政党作为共容组织的成员，必须尽可能地促进经济增长，才能在选举中赢得支持。

中国的经济增长属于后发式增长，与西方发达国家相比，市场机制还不完善，不能完全依靠市场机制配置资源。中国的改革开放又是在可资借鉴经验的条件下进行的。在市场化改革初期，政府通过优惠政策，运用合资经营、合作生产、三来一补等方式吸引外资，为技术进步提供了动力，这对于促进中国经济增长是有利的。为此设立假设1：跨国资本(外资)利益集团对促进中国经济增长有正面影响。

随着改革的深入和产业结构的调整，中国的消费品市场很快由卖方市场进入买方市场，当消费品市场饱和，缺乏消费热点时，市场面临通货紧缩的压力。为此，发展房地产业拉动市场需求，在某种程度上可以促进经济增长。为此设立假设2：房地产利益集团对经济增长有正面影响。

政府官员是一个特殊的利益集团，根据马克斯·韦伯的官僚制理论：政府具有双重垄断性质：公共产品垄断和预算拨款垄断，由此导致资源浪费。在中国，政府官员拥有政策制定权和决策权，他们在社会资源配置中利用自身的权力，使资源配置向符合自身利益的发展维度倾斜，由此产生贫富分化、社会不公、阻碍经济增长。同时，政府官员为强化自身权力，实现自身利益最大化，不断扩张政府规模，产生规模膨胀效应，庞大的行政成本加重了纳税人负担，制约了经济增长。为此设立假设3：官僚利益集团对经济增长有负面影响。

国有企业在国民经济中的垄断地位在发生变化。改革使国有企业逐渐从一般性竞争领域退出，但除自然垄断行业外，当前国有企业仍然在一些重要经济部门中处于垄断地位，并且在新一轮的国进民退热潮后有加强的趋势。国企已经成为一个垄断利益集团，有资料显示：垄断行业职工占全国职工总数的8%，而工资总额则超过一半。垄断的强化必然会抑制竞争，扼杀经济活力，带来低效和资源浪费，从而使经济增长减速。为此设立假设4：垄断利益集团对经济增长有负面影响。

目前，从中央到省市区乃至县市的多个层级，都存在有不同的利益集团，其活动已经渗透到社会经济生活的各个方面，对中国经济和经济生态产生着广泛而深刻的影响。为此设立假设5：利益集团不仅对区域经济增长有直接影响，而且还与其他经济要素发生交互作用，间接影响区域经济增长。

三研究设计

(一)实证模型构建

如前所述，利益集团对经济增长既可能产生正面影响，也可能产生负面影响，然而由于现有文献缺乏定量分析，至今尚未得到直接或间接的实证检验支持。基于此，利用面板数据模型和多层统计模型，力图实证分析利益集团对经济增长的直接影响和间接影响，分两步构建实证模型。

1.构建一层计量模型

为检验利益集团对经济增长的影响，须先建立一个决定经济增长的函数，根据Levine和Renelt(1992)[16]的观点，经济增长中有4个因素是稳健的：资本、人口、初始人均实际GDP和人力资本。结合经典C-D函数，设计如下计量模型：

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是被解释变量，以1992年为基期，对其他各年进行平减，然后取对数。FDI、Hou、Gov、Mon分别是外资、房地产、官僚、国企四大利益集团度量：FDI用外商直接投资测量；Hou用房地产投资测量；Gov用政府规模测量，其计算方法是，财政支出扣除科教文卫支出除以GDP(陆铭等，2005)[17]；Mon用垄断程度测量，采用国家企业职工占总职工百分比这个指标。K、L、H为控制变量，其中K用全社会资本存量测量，根据永续存盘法计算，为1990年的不变价，基本公式为Kt=(1-δ)Kt-1+It。并用张军(2004)[18]提出的方法选择数据：用当年固定资产形成额表示当年投资It，用各省区市1952年的固定资产形成额除以10%表示基年资本存量I0，经济折旧率δ为9.6%。由于数据的限制，在张军(2004)[18]对中国省际物资存量估计的基础上，选择1990年的中国省际物资存量(1952为基期)作为基年资本存量，并以固定资产价格指数折算为1990年不变价格。L用全社会就业总人口测量。H用平均受教育年限测量，采用岳书敬和刘朝明(2006)[19]的做法，使用居民平均教育年限(h)和劳动力数量的乘积来表示，即H=h×L，其中，劳动力数量用各省市区历年从业人员数量(L)表示。

2.构建多层计量模型

使用一层模型分析利益集团问题明显存在不足，截面数据和面板数据都忽略了各个因素之间的差异。将所有的个体信息归纳为一层分析，既平均化了个体之间的异质性，增大参数估计误差，又无法准确描述和分析由于层次差异形成的个体之间的异质性，降低了多层数据的应用价值。事实上，中国的宏观经济活动与利益集团关系紧密，利益集团的行为一定程度上会影响整个宏观经济政策的走向，因此只重视利益集团层面的分析可能会忽略宏观环境差异对效果的影响。

将利益集团作为经济增长的背景因素(利益集团是社会环境因素)，运用多层模型进行计量分析，主要基于两方面考虑：一是利益集团如何影响宏观经济政策走向；二是利益集团如何由下而上形成组合群体，通过各种途径和手段对经济增长产生影响，并且利益集团的行为可能会产生多层效应。在此情况下很难满足OLS的经典假设，必须用多层次的理论和分析工具进行分析。根据Liao和Chang(2007)[20]等的观点：多层模型是假设每一个高层单位都有一个不同的回归模型，在普通的回归模型中每个高层单位有各自不同的截距和斜率(因为高层单位也是抽样的)，再将这些截距和斜率看作是从所有高层单位的截距和斜率中抽样的，是高层单位总体截距和斜率的随机样本。

利用多层模型有显著优点：一是考虑了不同层次利益集团的信息和随机误差，使得参数估计和假设检验的结果更加准确有效；二是可以通过计算不同水平利益集团的变异在总变异中的比率确定各层次利益集团对经济增长的影响程度。为此，将利益集团作为环境或背景变量，将区域控制变量作为区域变量，构建如下多层模型。

第一层模型：

LnGDPij=β0j+β1jLnKij+β2jLnLij+β3jLnHij+Eij

第二层模型：

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)中的各变量相同，但参数有差异：第一层模型与传统的回归模型类似，所不同的是，回归方程的截距和斜率不再假设为一个常数，而是不同省的回归方程的截距和斜率都不同，是一个随机变量。每个省的回归方程的截距和斜率都依赖于第二层变量，由此构成一个两层模型。

(二)变量选择与数据来源

多层模型与一层模型的变量选择是一致的，变量的含义也大致相同，但需要对多层模型的变量分层予以说明。数据来自于1993-2012年的《中国统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》、各省市区的统计年鉴与中宏数据库。

表1　变量选择与说明

(三)分析方法

使用Eviews7.0软件完成面板数据模型的参数估计，采用HLM7软件完成多层统计模型的参数估计。采用HLM软件的依据是：普通最小二乘法(OLS)忽略了同一个单位中层数据的相互依赖性，可能会产生偏误与无效的估计标准误(Bryk和Raudenbush,1992[21];Hofmann,1997[22])，并且会增加第一类误差和第二类误差(Bliese和Hanges, 2004)[23]，而HLM能够明确分析嵌套性的数据，将预测因子保持在适当的分析层次(Bryk和Raudenbush,1992)[21]，不仅能够改善Level-1的估计，而且在估计Level-2固定效果时，会获得更大的权重，并提供稳健的标准误差。而研究利益集团对经济增长的影响，不仅要分析直接影响，还要分析交互影响，采用的是嵌套性数据。因此，采用HLM软件，可以大大提高估计水平，增强估计的准确性。

四实证分析

(一)统计描述

1992-2011年GDP平均值为2394亿元，最大年份达到17615亿元，最小年份为27亿元，在此期间资本存量均值为4226.7亿元，劳动力就业均值为2110万人，人力资本总值的均值为16668.9，统计描述见表1。

表2　主要统计变量描述

(二)第一层模型分析

1.全模型的回归结果分析

根据模型(1)，用经典的OLS方法对多元线性回归模型进行分析，实证检验利益集团对区域经济增长的影响。

表3　面板数据模型分析

(续上表)

变量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个体效应controlcontrolcontrolcontrolcontrol时间效应controlcontrolcontrolcontrolcontrol样本量12361236123612361236

注：括号中为异方差稳健估计值的t值，***、**、*分别表示通过显著水平为1%、5%、10%的统计检验。

表3报告了模型(1)的多元回归结果。其中，列1和列2报告了跨国利益集团对经济增长的影响，跨国利益集团对经济增长有正效应，并通过1%显著性检验(β=0.5731，P<0.01)，引入控制变量后，虽然系数大小有所降低，但仍通过1%显著性检验(β=0.0210,P<0.01)，假设1得到了验证。列3和列4报告了房地产利益集团对经济增长的影响，房地产利益集团对经济长有正向影响，并通过1%显著检验(β=0.4346,P<0.01)，引入控制变量后，虽然系数大小有所降低，但仍通过1%显著性检查(β=0.0402,P<0.01)，假设2得到了验证。列5和列6报告了官僚利益集团对经济增长的影响，从列5来看，官僚利益集团对经济增长有正向影响，并通过1%显著性检验(β=8.7838,P<0.01)，引入控制变量后，对经济增长的影响变为负向，且没有通过显著性检验，假设3没有得到验证。列7和列8报告了垄断利益集团对经济增长的影响，垄断利益集团对经济增长有负面影响并通过了1%显著性检验(β=-2.5937,P<0.01)，引入控制变量后，负向影响减弱，但仍通过1%显著性检验(β=-0.2366,P<0.01)，假设4得到了验证。列9和列10是将各个利益集团对经济增长的影响放到一个模型中进行分析，分析结果与单个分析基本一致，仅个体影响程度和显著性略微降低。

表3的多元回归结果还说明，资本存量(LnK)的系数始终为正，在1%水平上显著，表明资本存量对区域经济增长产生较大的驱动效应，劳动力就业(LnL)的系数始终为负，在一定状态下通过1%显著性检验，表明劳动力过多已成为区域经济增长的一个沉重负担。人力资本(LnH)的系数始终为正，基本上通过显著性检验，表明人力资本已经成为区域经济增长的重要引擎。

2.分地区的回归分析

由于我国经济发展不平衡，还需进一步细分利益集团对经济增长影响的区域差异性。将全部样本分为东、中、西部分别进行计量检验。分地区回归结果显示(表4)：东部地区(第3列)，跨国资本利益集团对经济增长有正向影响，并通过1%显著性检验(β=0.0412,P<0.01)，垄断利益集团对经济增长有负向影响，并通过1%显著性检验(β=-0.2613,P<0.01)，其余均未通过显著性检验；中部地区(第4列)，与东部地区相似，跨国资本利益集团对经济增长的影响与东部地区差别不大，而垄断利益集团的负向影响更大，高出0.13个百分点；西部地区，只有跨国资本利益集团对经济增长影响显著(β=-0.0399,P<0.01)，其余均不显著。表4还表明，外商直接投资仍然是我国区域经济增长的一个不可或缺因素，垄断利益集团已成为我国经济增长的阻力。

表4　分地区的回归分析结果

注：括号中为异方差稳健的系数估计值的t值，***、**、*分别表示通过显著水平为1%、5%、10%的统计检验。

(三)第二层模型分析

虽然用控制变量区分了不同利益集团个体层次的差异，但在进行一层模型分析时，实际上是假设利益集团个体之间的层次差异是固定效应，忽略了环境与利益集团个体之间交互影响所形成的层次差异的随机效应，加上OLS方法的缺陷，因而有必要采用多层模型的分析工具，使结论更稳健。

1.不含第二层变量的模型分析

在分析经济增长时，不把利益集团作为预测因子，即模型中不含二层变量，此时HLM输出结果见表5。

表5　不含第二层变量的输出结果

HLM输出结果表明，组内方差r、组间方差μ都显著，而组间相关系数为0.9984[1.22675/(1.22675+0.00199)]，说明组间方差占总方差的99.84%，μ0、μ1、μ2、μ3中的结果分别显示：截距、资本存量、劳动力就业、人力资本在不同地区有显著性差异，χ2的P值全部小于0.001，因此应引入二层变量解释方差形成的原因。

2.含二层变量的模型分析

把利益集团作为预测因子引入模型分析，HLM输出结果见表6(剔除了不显著的部分变量)。

表6　含第二层变量的模型分析结果

(续上表)

固定效应系数标准误t值自由度P值对资本存量斜率的估计(β1j)截距(γ10)0.70350.018138.9561270.0000LnFDI(γ11)0.06420.01663.8557270.0000Gov(γ13)0.37290.16432.2702270.0030对就业斜率的估计(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对人力资本斜率的估计(β3j)截距(γ30)0.51190.12953.9524280.0000LnFDI(γ31)-0.12230.0050-2.4445280.0210Gov(γ33)3.00311.08892.5778280.0100随机效应标准差方差分量自由度卡方P值对截距的估计(μ0j)0.44010.19372645269.23300.0000对资本存量斜率的估计(μ1j)0.07860.00172785.59640.0000对劳动力就业斜率的估计(μ2j)0.91220.832128106.73600.0000对人力资本斜率的估计(μ3j)0.58960.34762885.31520.0000Level-1r0.04450.0020

表6显示了不同利益集团对经济增长的不同影响，分析如下：

(1)利益集团对GDP平均增长的影响

对截距(β0j)的估计结果显示：跨国资本利益集团对经济增长有正向影响，通过5%显著检验(β=0.2750,P=0.039)，房地产利益集团对经济增长有正向影响，通过10%显著检验(β=0.3949,P=0.078)，官僚利益集团对经济增长有较大的负面影响，通过5%显著检验(β=-3.1113,P=0.041)，垄断利益集团对经济增长同样有较大的负面影响，也通过了5%显著性检验(β=-2.6005,P=0.014)。由此假设1、假设2、假设3和假设4在二层模型中得到验证。对截距的估计结果同样说明了利益集团影响的区域差异性，其可以通过计算组间相关系数R=0.8421来反映，即区域经济增长的影响有84.21%被利益集团所解释。

(2)利益集团与资本存量对经济增长的交互影响

对资本存量斜率(β1j)的估计结果显示：利益集团与资本存量对经济增长的交互影响为0.7035，并通过1%显著检验，其中跨国资本通过资本存量对经济增长有正向影响显著，即跨国资本每增加1%，资本存量系数就会增加0.0641个单位，并通过1%显著性检验，即在资本存量增加1%的情况下，跨国资本增加1%，对经济增长的影响将比原资本规模下增加0.0641%。这说明跨国资本对经济增长的影响依赖于资本存量的大小；官僚利益集团通过资本存量对经济增长有正向影响，即政府规模每增加1%，资本存量系数就增加0.3729，并通过1%显著性检验，即在资本存量增加1%的情况下，官僚利益集团增加1%，对经济增长的影响将比原资本规模下增加0.3729%，这说明官僚利益集团对经济增长的影响也依赖于资本存量的大小；两大利益集团通过资本存量对经济增长也有显著性差异，组间相关系数R=0.8056，即其差异性有80.56%被解释。

(3)利益集团与劳动力就业对经济影响交互作用

对劳动力就业斜率(β2j)的估计结果表明：利益集团通过劳动力就业对经济增长的影响具有负向应效，但没有通过显著性检验。其中，官僚利益集团通过劳动力就业对经济增长有较大的负向影响，即跨国资本每增加1个百分点，劳动力系数就下降3.6个百分点，并通过1%显著性检验，这说明跨国资本对经济增长的影响依赖于劳动力的多少；垄断利益集团通过劳动力就业对经济增长的负向影响更大，即垄断利益集团每增加1个百分点，劳动力系数就下降4.6个百分点，并通过5%的显著性检验，这说明垄断利益集团对经济增长的影响依赖于劳动力的多少；两大利益集团通过劳动力就业对经济增长的影响是否存在差异，通过计算组间相关系数佐证，R=0.0856,即影响差异不大，只有8.56%可被解释。

(4)利益集团与人力资本对经济增长的交互影响

对人力资本斜率(β3j)的估计结果显示，利益集团通过人力资本对经济增长的交互影响为0.5119，并通过1%显著性检验，其中，跨国利益集团通过人力资本对经济增长的负向效应，并通过5%显著性检验；官僚利益集团通过人力资本对经济增长有较大的正向影响，官僚利益集团每增加1个百分点，人力资本就可以增加3个百分点，并通过1%显著性检验，这说明官僚利益集团对经济增长的影响依赖于人力资本的多少；利益集团通过人力资本对经济增长的影响可以通过组间相关系数判断，R=0.0365，即影响差异不大，只有3.65%被解释。

对斜率的分析结果显示，假设5得到验证。

五稳健性检验

为了保证研究结果的可靠性，在计量模型中加入市场化程度的变量，分析市场化条件下利益集团对经济增长的影响。引入这一变量的考虑是：利益集团往往是依靠特权谋取利益，并不完全按市场规则办事，市场化程度的提高会对利益集团产生制约。本文的市场化程度主要根据樊纲等(2003)[24]测度各地区市场化指数的部分指标：M(市场化指数)=0.288×(非国有工业产值比重)+0.377×(非国有固定资产投资比重)+0.335×(非国有就业比重)，其中，非国有工业产值比重为非国有的工业增加值/工业增加值，非国有固定资产投资比重为非国有经济固定资产投资/全社会固定资产投资，非国有就业比重为非国有就业人员/就业人员。

(一)一层模型的检验

在一层计量模型加入市场化变量后，重点考察各个利益集团对经济增长的影响，考虑到2002年中国正式加入WTO，中国的制度也发生了很大变化，利益集团对经济增长的影响是否发生变化，将整个样本分为两个阶段1992-2001年和2002-2011年分别进行回归，回归结果见表7。

表7　分时间的回归分析结果

注：括号中为异方差稳健的系数估计值的t值，***、**、*分别表示通过显著性水平为1%、5%、10%的统计检验。

表7列(1)表明，在市场化条件下，跨国资本利益集团(FDI)对经济增长仍然有正向影响，并通过1%显著性检验(β=0.0225,P<0.01),房地产利益集团有负向影响，并通过5%显著性检验(β=-0.0156,P<0.05),垄断利益集团对经济增长有负向影响，并通过1%显著性检验(β=-0.1854,P<0.01),市场化(Market)的系数为0.5005，并在1%水平上显著，这表明市场化对经济增长产生了积极影响，对利益集团的抑制也发挥了积极作用。从分阶段考察来看，列(2)表明，在1992-2001年期间，跨国资本利益集团对经济增长有正面影响，但影响程度在减弱(β=0.0191,P<0.05), 垄断利益集团的负向影响也在减弱(β=-0.0808,P<0.10),此外，此期间劳动力供给对经济增长的影响是负向的，说明劳动力过多是当时的负担，人力资本的影响是正向的，说明技术人员对经济增长发挥了积极作用。列(3)表明，在2002-2011年期间，跨国资本利益集团对经济增长影响变为负向效应，并通过1%显著性检验(β=-0.0983,P<0.01),说明国际金融市场动荡，外商直接投资增长缓慢或外商撤资，对经济增长产生不利影响，垄断利益集团对经济增长的影响变为正向，并通过1%显著性检验(β=0.0685,P<0.01),说明这一阶段国有企业规模扩张快，带动了经济增长。需要注意的是：这一阶段劳动力就业对经济增长有正向影响 (β=0.8085,P<0.01), 说明这一时期部分地区出现了用工荒，解决用工荒对经济增长是有利的，而人力资本对经济增长的影响则变成负向(β=-0.1923,P<0.01),在一定程度上说明这一时期高技术员工缺乏成为制约经济增长的重要因素，经济发展方式以粗放型为主。

(二)多层模型的检验

在多层模型中，加入市场化变量后检验结果见表8。

表8　多层模型检验结果

表8显示，利益集团对经济增长的直接影响为：市场化对GDP平均增长有着显著的正向影响(β=3.3784,P<0.01),房地产利益集团对GDP增长也有显著的正向影响。利益集团对经济增长的间接影响为：市场化对资本存量有着正向影响，并通过1%显著性检验(β=0.7518,P<0.01)，这说明市场化通过资本存量对经济增长间接影响为0.7518，在市场化条件下，官僚利益集团、垄断利益集团对资本存量的利用效率形成也有正向影响(β=0.8515,P<0.01；β=0.6079,P<0.01),这说明在市场化条件下，官僚利益集团、垄断利益集团通过资本存量对经济增长的间接影响分别为0.8515、0.6079，三个因素共同促进GDP增长0.7068个单位；市场化通过劳动力供给也产生显著的正向影响(β=7.7545,P<0.01)，市场化对提高劳动力的效率产生显著的正向影响，在市场化条件下，跨国资本利益集团对劳动力供给形成负向影响(β=-0.4401，P<0.01)，跨国资本利益集团对提高劳动力的效率产生显著的负向影响，两因素对GDP增长正负影响相抵后，使GDP增长-0.0555个单位；市场化对人力资本的形成有很大的显著负向影响(β=-9.7923,P<0.01)，市场化对人力资本的使用效率有很大的显著负向影响,在市场化条件下，跨国资本利益集团对人力资本的形成有显著的正向影响(β=0.4120,P<0.01)，跨国资本利益集团对人力资本的使用效率有显著的正向影响,官僚利益集团和垄断利益集团对人力资本的使用效率有显著的负向影响(β=-4.6356,P<0.01；β=-3.3013,P<0.05),四因素对GDP增长正负影响相抵后，共同促进GDP增长0.4952个单位。

多层模型的检验结果表明，引入市场化因素后，截距和斜率的数值和符号没发生大的变化，说明以上研究结果是稳健的。

六结论

经济社会发展环境的不均衡为利益集团的形成提供了条件，现阶段利益集团反过来对我国经济活动产生重要影响，在某种程度上左右着经济发展的方向，对利益集团的争论也越来越大。近年来，中央采取了一些必要的措施对利益集团进行限制(如大部制改制、精简机构、房地产市场调控等)，但利益集团仍然在经济活动中处于强势地位，而研究利益集团对经济增长贡献的国内文献并不多见。

本文通过收集中国1992-2011年间利益集团与区域经济增长相匹配的面板数据，采用一层和多层计量模型，尝试定量识别利益集团对经济增长的影响，结果表明：利益集团对区域经济增既有正向影响，也有负向影响,既有直接影响，也有间接影响。面板数据模型和二层模型都验证了这个结论。需要指出的是：房地产利益集团和跨国利益集团从目前来看对区域经济增长有正向影响，但并不意味着对区域经济的长期增长有积极影响。因为本质上讲，我国利益集团往往通过集体的力量，借助制度安排来影响政府决策，从而谋取私利损害公共利益(邓聿文，2013)[15]，因此，必须从经济长期发展、社会和谐建设的角度对利益集团综合治理。根据已有观点，措施可归结为两个方面：一是政治体制改革，如建立公众参与多元化的民主政治制度，实现决策民主化；二是经济体制改革，如深化国企改革，打破垄断，重建新型的商业信任关系和商业游戏规则，严格限制权力寻租的空间(邓聿文，2013)[15]。这些措施的实施是一个长期的过程，当前不可能一步到位，应从解决如下问题入手。

1.寻找利益集团与全民利益的交汇点，促进区域经济健康发展

当前，中国的利益分配格局基本完成，利益集团迅速崛起，全社会利益格局呈板块化状态，由此产生的贫富差距等问题，引发一系列深层矛盾与危机，为此必须深化改革。深化改革首先要形成全社会共识，协作寻找共同的利益交汇点，增加利益集团与全民共同利益的比重，将各方利益最大化，损失最小化，从而缓解矛盾，促进区域经济健康发展。

2.破除不合理垄断，扶持民营经济发展，培育经济增长的亮点

破除利益集团对政策制定的垄断权与国有企业的不合理垄断，在制定经济政策方面，要以市场为导向，将市场作为资源配置的主要手段，并向民营经济倾斜，使政策在扶持民营经济发展方面发挥积极作用，由此增强全社会经济活力，培育经济增长亮点，提高经济增长质量。

3.减少管制，放权社会，营造区域经济增长的良好环境

政府的不当管制可能会导致利益集团扩张，而利益集团扩张会引发一系列社会问题，从而阻碍经济增长。为此，要限制政府的权力，减少管制，放权社会，这样一方面可以限制利益集团的活动空间，抑制利益集团的膨胀，另一方面可以促进公民社会的建设，加大和谐社会建设的力度，为经济增长营造一个良好的发展环境。

本文局限和不足：(1)由于利益集团的测量因素较为复杂，选取四类利益集团指标，分析其对区域经济增长影响，有关估计的准确性有待进一步验证。(2)由于资料的限制，对于缺失数据采用平均值替代，可能会在一定程度上影响估计结果。

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[责任编辑：莫扬]

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

[引用方式]张尔升, 刘殿国, 明旭. 利益集团细分与区域经济增长差异——来自中国的证据[J]. 产经评论, 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

[基金项目]国家自然科学基金项目“交叉分类累加方法与合并方法的多层统计模型理论及其应用研究”(项目编号：71261004，项目主持人：刘殿国)。

[作者简介]张尔升，海南大学经济与管理学院教授、硕士生导师，研究方向：区域经济学、海洋经济学；刘殿国，海南大学经济与管理学院教授、硕士生导师，研究方向：多层统计模型；明旭，浙江传媒学院管理学院教师，研究方向：儒商。

[中图分类号]F061.3

[文献标识码]A

[文章编号]1674-8298(2016)03-0016-15