多样性、行政垄断与我国区域经济增长

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多样性、行政垄断与我国区域经济增长

陈明明张国胜

推动经济持续增长的三个层次(产品、企业、产业)多样性内生于熊彼特竞争与古典竞争之间的不断转换过程中。非市场化因素形成的行政垄断则抑制多样性及其对经济增长的促进作用。将多样性、行政垄断与区域经济增长纳入一个统一的分析框架中，并基于2003-2011年我国省级面板数据，实证检验多样性、行政垄断对区域经济增长的影响。研究结果表明：其一，经济系统中产品、企业及产业三个层次上的多样性水平提高有利于经济增长；其二，三个层次上的多样性水平对经济增长的促进效应大小依赖于行政垄断程度的大小；其三，区域行政垄断程度越高，三个层次上的多样性对经济增长的促进作用越小，区域经济增长越缓慢，反之，对经济增长的促进作用越大，区域经济增长越迅速。由于行政垄断程度在我国呈现出中西部地区高于东部地区的特征，因此，多样性对中西部经济增长的促进作用小于东部，导致了我国区域经济增长的差异化。

多样性； 行政垄断； 区域经济增长

一 引 言

区域经济增长协同关系到一个国家的整体社会福利和未来经济质量，引起了理论界与政府部门的广泛关注。就我国而言，区域经济增长仍然突出表现为沿海化、城市化、城市群化(世界银行，2009)[1]，中西部地区经济发展滞后于东部地区，如何实现东中西部地区之间的经济增长协同，仍然是一个值得深入思考和探索的问题。

目前，这方面的研究主要集中在：(1)区域经济增长差异的原由方面。以沈坤荣和耿强(2001)[2]、张晓蓓和李子豪(2014)[3]、王智勇(2013)[4]为代表，认为FDI、人力资本以及产业集聚对推动经济增长具有重要作用，而这些因素在东中西部地区分布严重不均，东部地区明显优于中西部地区，因此，东部地区经济发展水平高于中西部地区。(2)促进区域经济增长趋同的政策措施方面。林毅夫和刘培林(2003)[5]认为中西部地区应该根据自身比较优势构建和调整产业结构，实现经济追赶；赵亚明(2012)[6]认为中西部地区市场经济体制改革进程滞后于东部地区，应该通过释放制度红利加快中西部地区发展；李妍等(2015)[7]认为中西部地区基础设施薄弱，自身发展能力不足，应该继续通过国家开发战略为中西部地区经济发展奠定起飞基础。(3)区域经济增长差异的实证研究方面。朱子云(2015)[8]实证检验了全要素生产率对区域间经济差距的影响，认为全要素生产率落后是造成中西部地区经济发展滞后于东部地区的主要原因。

以上文献均以新古典增长理论为分析框架，从不同角度对我国东中西部地区经济增长差异进行解释，并提出相对应的政策措施。但是，新古典增长理论以同质性假设为研究前提，忽视了经济系统中的多样性。演化经济学理论试图以更符合实际的异质性为研究前提，构建了一种历史时间的“共同演化”模式，并以此逐步完善主流经济学分析框架，认为经济系统中的多样性是经济增长的源泉。基于此，本文将多样性、行政垄断与区域经济增长纳入一个统一分析框架中，解释我国区域经济增长差异。研究结构安排：首先分析多样性、行政垄断与区域经济增长差异之间影响的机制，构建理论框架；然后选取指标、构建实证模型，并基于2003-2011年我国省级面板数据检验本文提出的理论；最后为研究结论与政策含义。

二 多样性、行政垄断与区域经济增长：理论分析

(一)经济系统多样性与经济增长

知识存量和结构是整个经济系统中最为关键的要素，而子经济系统之间和子系统内部个体之间的知识在属性上是具有差异的，这形成了经济系统的多样性(杨虎涛，2011)[9]。由于产品、企业以及产业不仅是知识的不同载体，而且代表了经济系统三个不同层次的子系统，所以，经济系统中的多样性类型具体表现为产品多样性、企业多样性以及产业多样性。其中，产品多样性是指由产品技术特征和服务特征差异所导致的产品多元化(Saviotti和Pyka，2017)[10]；企业多样性是指由每个企业自身长时间积累起来的独特性知识能力所造成的企业异质性(Penrose，1959)[11]；产业多样性则是指这样一种情形，当某个产业趋于饱和、利润率下降时，新产业就会被激励创造出来，此时新旧产业并存于经济系统中，形成了产业多样性(Saviotti和Pyka，2008)[12]。产品、企业以及产业的多样性水平提高通过以下三个方面来促进经济增长。

首先，多样性水平提高通过“供给创造需求”来促进经济增长。萨伊定律认为新产品一经生产出来，就为与它价值相等的其他产品开辟了销路，且产品越多样化，产品销售得就越多，生产者获得的利润就越大(萨伊，2014)[13]。因此，多样性水平提高创造了更多需求，更多需求意味着更大市场规模、更高利润以及更多投资，进而引致规模经济和范围经济以及更高的资本-劳动比率，提高了生产效率，最终促进经济增长。

其次，多样性水平提高减缓了规模报酬递减的速度。第一，多样性水平提高为新知识、新技术提供了更多溢出途径，引起了更多创新活动，因此，多样性通过创造各种知识、技术溢出途径对技术创新活动形成一种正反馈效应。正是这种正反馈效应使创新活动变成了一种自我强化的过程(福斯特和梅特卡夫，2005)[14]，有效地减缓了规模报酬递减的速度。第二，为扩大市场份额，竞争者有动机投入大量资源进行多样性创造来满足消费者差异性需求，而资源的可获得性是建立在原有经济部门生产效率得到提高的基础之上的。因此，为了提高多样性水平，竞争者必须通过提高生产效率来为多样性的创造准备充足的创新资源。这样原有经济部门的生产效率因多样性水平提高而得到提升，有利于放缓规模报酬递减速度。

最后，多样性通过缓解“无限”供给与“有限”需求间的矛盾来促进经济增长。由于技术进步和资源配置效率提高，经济系统能够以更少的投入获得更多的产出，而消费者对既定产品或服务的需求并非随着生产效率的提高而无限制增加。因此，当消费对既定产品或服务的需求达到饱和时，就会造成“无限”供给与“有限”需求之间的失衡(Saviotti和Pyka，2008)[12]。此时，如果没有新产品、新企业或新产业出现，对生产性资源的需求就会因生产效率的提高而减少，造成生产资源的闲置，经济增长随之放缓。而多样性水平提高能够通过重新吸收因效率提高而被闲置下来的资源来促进经济增长，所以多样性水平提高是经济持续增长的必要条件。因此，本文提出假说1：

假说1：经济系统中产品、企业以及产业三个层次上的多样性水平提高能够促进经济增长。

(二)两类竞争、行政垄断与经济系统多样性

在经济增长过程中，存在两类竞争：古典竞争和熊彼特竞争。古典竞争是新古典经济学中所谓的竞争，是通过促进生产效率的提高以及产品服务质量的提升来相互竞争；熊彼特竞争是指经济主体旨在通过创新活动来创造出其他经济主体无法与之竞争的东西，以此获得其他竞争者暂时无法获得的竞争优势，并在市场竞争中占据了主导地位的竞争(陈志广，2008)[15]。古典竞争和熊彼特竞争并非同时存在于经济增长过程中，而是在经济增长过程中形成一种相互转化的循环过程，即不同类型竞争在产业发展的不同阶段分别处于不同的地位。

多样性内生于古典竞争和熊彼特竞争之间的相互转化过程中。每个产业都有自己的生命周期，以根本型创新为主的熊彼特竞争通过技术创新在新兴产业的萌芽期占据主导地位。“毁灭性”创新活动打破了原有的经济结构和秩序，创造出一批在知识属性上与旧有产业具有很大差异的新兴产业和新兴中小企业；新产业内的新兴企业凭借着新技术生产新产品，获得高额垄断利润，而这种高额利润也为企业进行创新提供了一种激励。因此，熊彼特竞争提高了产业、企业、产品这三个层次上的多样性水平。当新兴产业进入成熟期时，技术模仿和扩散使古典竞争逐步处于主导地位。古典竞争通过以下两种方式提高了企业、产品这两个层次上的多样性水平：一方面，由于新技术不断外溢，技术壁垒逐步降低，潜在竞争者为追求超额利润进入新兴产业，企业多样性水平提高；另一方面，迫于竞争压力，竞争者努力进行新产品研发等渐进型创新活动，通过使其产品与其他竞争者产品相比呈现出独有的差异性，以此达到独享部分消费群体、扩大市场份额的目的，这又提高了产品的多样性水平。当新兴产业趋于饱和、利润率逐渐递减时，经济增长也随之陷入低迷状态。为了追求更高的利润率，企业家又开始通过以根本型创新为主的熊彼特竞争进行新兴产业的创造，产业、企业、产品这三个层次上的多样性水平又一次得到提高，经济增长又一次被推动起来。以此循环往复，经济系统中的多样性被内生化。

熊彼特竞争提高产品、企业以及行业三个层面上多样性程度的同时，也在新行业建立的初期形成了垄断。但这种垄断在市场化竞争条件下是暂时性的，持续时间比较短，因为随着新技术的不断成熟和扩散，技术壁垒降低，潜在竞争者获得这种新兴技术成为可能，其受到新兴行业中正的经济利润的诱导而纷纷进入该行业并相互竞争，最终由熊彼特竞争所引致的垄断将被随之而来的古典竞争所打破(熊彼特，2015)[16]。但是如果政府行政干预(法律、法规、规定)等非市场化因素对因创新形成的垄断施加行政影响，就会形成具有长期性的行政垄断(过勇和胡鞍钢，2003)[17]，行政垄断的存在将会通过阻碍古典竞争的出现来阻断这两种类型竞争之间的相互转化。于是非市场化因素所形成的行政垄断将会阻断多样性水平提高，进而抑制多样性对经济增长的促进作用。因此多样性对经济增长的促进作用依赖于经济系统中的行政垄断程度。

行政垄断通过以下几个作用机理抑制某个区域多样性水平提高，进而影响多样性对该区域经济增长的促进作用。首先，在新兴行业中通过熊彼特竞争取得竞争优势的垄断者，借助政府行政手段设置各种行业进入壁垒对其垄断地位进行长期性保护，阻止潜在竞争者进入和模仿(陈林和朱卫平，2011)[18]。垄断者缺少了与之竞争的对手，因此不需要利用新工艺、新产品来维持和扩大自身市场份额，导致在位垄断者认为渐进型的创新活动是不必要的竞争行为，于是产品这一层面上的多样性水平无法得到提高。其次，由于政府对经济运行拥有较大的干预权，大量潜在进入新兴行业的企业是否能够进入，主要不是取决于其自身技术等各方面能力，而是取决于政府的规制，即新企业在进入新行业的过程中政府选择能力强，而市场选择的作用弱。这造成了古典竞争迟迟不能出现，进而导致企业数量得不到增加，因此长期性行政垄断就中断了企业这一层面上的多样性内生化进程。最后，新兴行业由于缺乏古典竞争而使该行业的生产率得不到提高，加之消费需求还未能得到充分满足，因此导致该行业迟迟达不到饱和状态且长期存在高额垄断利润，进而无法激励企业家为追求新的高额利润而通过创新活动创造新的行业，这种长期行政垄断的存在进一步阻断了行业这一层次上的多样性内生化进程。经济增长最终因产品、企业以及行业三个层面上多样性水平得不到提高而放缓速度。因此，本文提出假说2：

假说2：经济系统中产品、企业以及产业三个层次上的多样性对经济增长的促进作用依赖于经济系统中的行政垄断程度。

(三)多样性、行政垄断与区域经济增长差异

在不同地区，由熊彼特竞争形成的垄断受非市场化因素影响的程度不同，即行政垄断所持续的时间不一。造成行政垄断程度具有区域性差异的原因有：第一，由于相对于发达地区，落后地区经济发展缓慢，因此落后地区就有动机为本地区企业的垄断提供保护，实行地方保护主义，限制其他潜在竞争者进入，以此实现促进本地就业、增加财政收入以及促进当地经济发展的目标(杨品兰，2006)[19]；第二，由于各地区之间在体制改革和经济政策方面存在很大差异，那些政策先导、改革试点的地区往往市场化程度高、竞争度强、行政垄断程度低，而政策、改革推行比较晚的地区由于非市场化制度的阻碍会出现市场化水平低、竞争度弱、行政垄断程度高的现象；第三，出于发展战略的考虑，国家对一些自然资源行业、国家安全行业以及支柱产业和高新技术产业中的企业实行行政垄断(王俊豪和王建明，2007[20]；于良春和张伟，2010[21])，而这些产业因各种因素分布在不同区域，造成各地区行政垄断程度也存在差异。因此，行政垄断程度的区域性差异使各地区经济系统中的多样性丰富程度不一，最终导致各区域中多样性对经济增长促进作用表现各异。

在我国，行政垄断程度在区域之间呈现出明显的差异。于良春和余东华(2009)[22]通过构建地区性行政垄断指数对我国各省市区的行政垄断程度进行测算和比较后，发现我国东中西部地区的行政垄断程度呈现出东部地区较低、中部地区其次、西部地区最高的特点。为了对2003-2011年我国东中西部地区行政垄断程度进行统计分析，借鉴白明和李国璋(2006)[23]的测算方法，以国有经济所占比重来衡量一个地区经济系统中的行政垄断程度，国有经济所占比重越高，意味着该地区行政垄断程度越高，市场竞争越低；反之，该地区行政垄断程度越低，市场竞争越高。具体而言，以国有经济固定资产投资总额占全社会固定资产投资总额的比重来衡量2003-2011年东中西部地区行政垄断程度，如图1所示。

图1 2003-2011年我国东中西部地区行政垄断程度均值比较

资料来源：根据《中国统计年鉴》计算整理。

由图1可见，行政垄断程度在东中西部地区具有差异性特点。一方面，随着我国市场化改革进程的不断推进，2003-2011年东中西部地区行政垄断程度整体上逐年下降。东中西部地区分别从2003年的35%、44%、51%下降到2011年的24%、26%、37%。另一方面，由非市场化因素所形成的行政垄断在我国东中西部地区表现出很大差异性：东部地区因市场化进程比较快，行政垄断程度比较低；中西部地区因市场化进程比较缓慢，行政垄断程度比较高。2003年，西部地区行政垄断程度分别高于东中部地区16个、7个百分点，中部地区高于东部地区9个百分点；到2011年，西部地区行政垄断程度仍分别高于东中部地区12个、11个百分点，中部地区略高于东部地区2个百分点。因此，本文提出假说3：

假说3：区域行政垄断程度越高，经济系统中产品、企业以及产业三个层次上的多样性对经济增长的促进作用越小，使经济增长越缓慢；反之，经济系统中三个层次上的多样性对经济增长的促进作用越大，使经济增长越迅速。具体来说，我国中西部地区行政垄断程度高于东部地区，中西部经济系统中的多样性丰富程度要低于东部，进而中西部经济系统中的多样性对经济增长的促进作用要小于东部，最终导致了我国区域经济增长的差异。

三 研究设计

(一)指标选取

为了准确估计多样性、行政垄断与我国区域经济增长之间关系，本文选取以下指标构建计量模型，进而对上文理论假说进行实证检验。

1.被解释变量

人均GDP增长率(GDP)。由于本文研究内容为行政垄断的差异是如何不同程度地抑制各区域中多样性对经济增长的促进作用，进而导致区域之间经济增长的差异，可见经济增长是被影响因素。本文将采用各年度各省份的人均GDP实际增长率来衡量经济增长。

2.核心解释变量

行政垄断水平(Mon)。在我国，由熊彼特竞争所形成的垄断受到的非市场化因素影响主要是行政干预，因此本文借鉴白明和李国璋(2006)[23]的衡量方法，采用国有经济固定资产投资总额占全社会固定资产投资总额的比重来衡量。经济系统多样性可以由产品、企业以及产业三个层次的多样性来衡量；产品多样性(Product)，采用工业企业新产品产值增长率来刻画；企业多样性(Firm)，利用规模以上国有及非国有企业数量的增长率来衡量；产业多样性(TV)，可分解为不相关多样性和相关多样性(Frenken et al.，2007[24]；张德常，2010[25])，测算产业多样性的具体步骤如下。

(1)不相关产业多样性(UV)测算：

(2)相关产业多样性(RV)测算公式：

其中，Hg=∑z∈g(Pz/Pg)×ln(Pg/Pz)。

(3)总的产业多样性公式为：

TV=UV+RV

即产业总多样性等于不相关多样性与相关多样性之和。

3.控制变量

本文选取劳动、资本、外商直接投资、人力资本以及税负五个控制变量。

资本(K)和劳动(Labor)。资本和劳动是生产的两大基本要素，资本的积累和劳动力的增加会促进经济增长；资本和劳动投入的增长必然会带来经济多样性水平的提高，因此为了避免核心变量出现内生性问题，需要对资本和劳动进行控制。资本和劳动指标分别采用各年度各省固定资产投资的增长率和就业人员数量的增长率来表示。

外商直接投资(Fdi)。FDI通过提高东道国的资本总存量，直接促进当地经济发展；而FDI通过“接触”的方式，促进了东道国技术水平的提高(Findlay，1978)[26]，增强创新能力，最终会提升经济多样性程度，因此需对FDI进行控制。本文采用国外直接投资总额占当年GDP比重作为外商直接投资的指标。

人力资本(Edu)。人力资本水平的提高对知识、技术进步、分工与专业化发展具有促进作用，有利于经济增长；而人力资本的高低直接影响地区创新能力的大小，进而影响经济多样性程度。本文采用大学生毕业人数的增长率作为人力资本的指标。

税负(Finance)。一方面，税收是国家财政收入的主要来源，通过“看得见的手”可以促进经济的增长；另一方面，税收也增加了企业和消费者的负担，不利于资本的再积累和消费的扩张，对经济多样性水平的提高起抑制性作用。税负指标将采用税收收入占当年GDP比重来刻画。

本文借鉴刘勇政和冯海波(2011)[27]的研究成果，分别从产品、企业及产业三个层次上构建以下面板模型：

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

α6Edui, t+α7Financei, t+Year+ϑi+μi, t

(1)

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

β7Financei, t+Year+ϑi+μi, t

(2)

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

γ7Financei, t+Year+ϑi+μi, t

(3)

其中，i，t表示各省、年份。GDPi, t为各省市各年度人均GDP实际增长率；Producti, t为产品多样性，Firmi, t为企业多样性，TVi, t为产业多样性，Moni, t为行政垄断程度；Moni, t×Producti, t、Moni, t×Firmi, t以及Moni, t×TVi, t分别是行政垄断与产品、企业以及产业三个层次上多样性的交互项，用此来考察产品多样性、企业多样性及产业多样性对经济增长的作用依赖于地区行政垄断程度。Ki, t为资本增长率；Labori, t为劳动增长率；Fdii, t为利用外资水平；Edui, t为人力资本水平；Financei, t为税负水平。Year为时间效应，以此来控制时间效应；ϑi为不随时间变化的i省市的个体固定效应，μi, t为随机干扰项。

(二)数据来源及主要变量的描述性统计

本文数据均来自于《中国统计年鉴》、《工业企业科技活动统计年鉴》、国研网。由于西藏数据缺失，因此，本文选取30个省区市作为观测个体。同时，测量产业多样性所需要的数据为大类、中类工业行业(根据测算方法要求共选取大类行业32类、中类行业143类)的平均就业人数，而国研网仅提供了2013年以前的数据，且2012年的行业划分和统计标准与以往年份不同，无法将该年行业数据与以往年份行业数据相调整匹配，所以，本文样本数据时间跨度为2003-2011年，主要变量描述性统计如表1所示。

表1 主要变量描述性统计

资料来源：《中国统计年鉴》、《工业企业科技活动统计年鉴》以及国研网。

四 实证结果分析

(一)基本回归结果分析

核心变量：产品多样性(Product)及其与行政垄断(Mon)的交互项(模型1)、企业多样性(Firm)及其与行政垄断(Mon)的交互项(模型2)、产业多样性(TV)及其与行政垄断(Mon)交互项(模型3)。经济增长对如上核心变量的回归中，均利用混合最小二乘法(Pool OLS)、随机效应(RE)以及固定效应(FE)三种估计方法，结果如表2所示。由B-P检验结果可知，模型1、2、3均拒绝了原假设，即在混合OLS和随机效应之间采用随机效应更为合适；由Hausman检验可知，模型1、2、3均拒绝了原假设，即在随机效应和固定效应之间采用固定效应更为合适。在模型1、2、3的固定效应回归结果中，各个核心解释变量系数均显著。

表2 计量模型回归结果

(续上表)

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；括号内为估计系数的稳健性标准误。

模型1、2、3中产品多样性(Product)、企业多样性(Firm)以及产业多样性(TV)系数显著为正，表明三个层次上的多样性对经济增长具有显著促进作用。以模型1、模型2、模型3中的固定效应为例，当产品、企业及产业的多样性水平分别提高1个单位时，经济增长率分别提高0.0326、0.0881、0.4527个单位，这检验了本文的假说1。产品多样性的系数为正，与钟春平和徐长生(2011)[28]理论预期相一致，产品多样性水平提高会改变原有市场结构，挤占在位垄断企业的市场份额，促使在位企业为了提高竞争力，努力进行创新活动和降低成本，而企业创新和成本降低意味着生产效率的提高，因此产品多样性水平的提高为创新活动、成本降低及效率提升提供了激励机制，对经济增长具有促进效应。企业多样性意味着企业的异质性，而企业异质性形成是以不同企业在经营中形成的不同资源和能力优势为基础的，企业核心能力的基础是知识，创新是核心能力提高的重要途径，因此企业多样性水平提高意味着经济系统中创新能力增强，最终促进经济快速发展。产业多样性系数显著为正，产业多样性除了能够通过重新吸收经济系统中的闲置性生产资源这一路径外，还能够通过两条正反馈路径提高经济多样性水平，促进经济的增长：其一，由于知识在产业之间能够产生很大的溢出效应，所以产业多样性可以通过加强个人之间的相互学习和交流等方式，加快新思想、新观念、新产品以及新生产工艺的产生，即产业多样性水平提高更加有助于技术创新，技术创新又提高了经济多样性水平(Jaeobs，1969)[29]；其二，产业多样性水平提高通过加强市场竞争强度，促进企业家精神培养，激励企业家进行新经济的创造和技术创新的追逐，多样性又会被创造出来(Pierre和Frederic，2008)[30]。

如果仅看产品多样性、企业多样性以及产业多样性(Product、Firm、TV)的估计系数，那么就会错误地得出结论：经济多样性水平提高对经济增长具有正向影响。三个层次上的多样性估计系数只是度量了行政垄断程度(Mon)为0的影响；而在中国，行政垄断确实是存在的(在样本中，行政垄断程度最小的观测个体为2007年的山东，行政垄断程度为0.137)。因此，在分析多样性对经济增长的影响时，必须考虑行政垄断对多样性促进经济增长的影响作用。由回归结果可知，行政垄断与产品、企业及产业三个层次上的多样性的交互项估计系数显著为负，表明产品多样性、企业多样性以及产业多样性对经济增长的促进效应受限于行政垄断程度。换句话说，产品、企业以及产业的多样性水平每提高1单位所引致经济增长效应大小依赖于行政垄断程度的高低，从而检验了本文假说2。原因是：其一，当行政垄断长期持续下去时，为了获得高额垄断利润，企业根据一级、二级或者三级价格歧视进行市场定价(丁启军，2010)[31]，价格高于边际成本，造成此时对多样性的需求量远远低于古典竞争水平时的需求量，因此多样性产生的供给创造需求的效应也随之被弱化。其二，在长期行政垄断条件下，多样性也会因为缺少激烈的市场竞争无法为生产效率提高提供激励机制(余东华，2008[32]；陈林和朱卫平，2012[33])；与此同时，由于行政垄断将产生有限的多样性，而有限的多样性无法为知识和技术提供更多的溢出途径，进而难以对技术创新活动形成一种有效的正反馈(杨兰品，2005)[34]。其三，高价格的多样性供给量因需求量的有限而被限制，进而对闲置性生产资源的重新吸收和利用率也达不到最大化。这种行政垄断所造成的资源配置非最优和生产低效率等问题，将大大弱化多样性水平提高对经济增长的促进作用，最终多样性水平提高不但无法发挥对经济促进作用，反而可能阻碍经济增长。

与此同时，由结果可知，当行政垄断超过一定临界值时，即当行政垄断程度分别超过0.4388、0.4394、0.2717时，产品、企业、产业多样性水平提高不仅未能对经济增长产生促进作用，反而对经济增长产生抑制作用。换句换说，当某一区域行政垄断程度较低时，产品、企业及产业三个层次上的多样性对经济增长的促进作用越大，区域经济增长越迅速；反之，产品多样性、企业多样性及产业多样性对区域经济增长的促进作用越小，区域经济增长越缓慢，这验证了本文提出的假说3。以模型1、模型2、模型3中的固定效应为例，2003年东中西部地区行政垄断程度的均值分别为0.35、0.44、0.51，将其代入以下产品、企业及产业三个层次上的多样性对经济增长的偏效应方程中：△GDP/△Product=0.0326-0.0743×Mon、△GDP/△Firm=0.0881-0.2005×Mon、△GDP/△TV=0.4257-1.666×Mon，可计算得到：当东中西部产品多样性、企业多样性及产业多样性水平每提高1个单位，东部经济增长率分别提高0.007、0.018、-0.130个单位，中部分别为-0.00009、-0.0001、-0.2803个单位，西部分别为-0.005、-0.014、-0.397个单位。这说明，由于东部的行政垄断程度比中部小，因此，东部经济系统多样性对经济增长的促进作用受行政垄断抑制影响明显低于中部；而西部由于行政垄断程度超过了临界值，使多样性不仅没有促进经济增长，反而抑制了经济增长。再如，在行政垄断程度均很低的2011年，东中西部地区行政垄断程度的均值分别为0.24、0.26、0.37，将其代入三个层次多样性对经济增长的偏效应方程中，得到产品多样性、企业多样性及产业多样性每提高1单位，东部地区经济增长率提高0.015、0.040、0.053个单位，中部提高0.013、0.036、0.020个单位，西部提高0.005、0.014、-0.164个单位。由此可见，由于东部地区行政垄断程度较低，多样性对经济增长促进作用受行政垄断抑制性影响较小，经济增长速度较快；而由于中西部地区受行政垄断影响较大，多样性对经济增长促进作用减小，经济增长速度较慢，即验证了本文提出的假说3。

在模型1、模型2、模型3中，其他控制变量也基本符合理论预期。资本(K)估计系数显著为正，说明了资本增长越快越有利于经济增长，符合哈罗德-多马的凯恩斯主义增长理论；劳动力(Labor)估计系数均为正，表明劳动力增长越快，经济增长越迅速，符合索洛的新古典增长理论；人力资本(Edu)估计系数为正，表明人力资本是推动地区经济增长的重要动力之一；对外开放(Fdi)估计系数整体为正，说明一个地方对外开放程度越高，吸引外资的能力越强，进而通过知识、技术的溢出效应不断提高当地经济生产效率，最终促进当地经济增长，与现有关于FDI技术溢出效应的理论研究结论相一致；税负(Finance)估计系数为正，表明在该发展阶段一定的税负是有利于当地经济增长的，根据“拉弗曲线”原理，在一定的税率范围内，税收有利于增加财政收入，而税收增加的基础是国民经济总量的增加，因此在一定税率范围内税负有利于经济增长。

(二)稳健性估计结果分析

为进一步验证以上回归结果是否会受产品多样性、企业多样性及产业多样性的不同测量指标或测量方法的影响，本文采用新的三个层次上的多样性替代测量指标。首先，本文采用地区专利申请数量的增长率来测度当地产品多样性增长率(数据来自于《中国统计年鉴》)。专利分为发明专利、实用新型专利及外观设计专利三种类型，其中发明专利是指对产品(工业上能够制造的各种新制品)、方法(制成各种产品的方法)或其改进所提出的新技术方案；实用新型专利是指对产品的形状、构造或其结合所提出的适于实用的新技术方案；外观设计专利是指对产品的形状、图案或其结合以及色彩与形状、图案的结合所作出的富有美感并适于工业应用的新设计。由此可见，专利增加意味着各种新产品的出现，因此该指标能够较好地反映地区经济系统中产品多样性水平的提高。其次，本文采用地区企业法人单位数的增长率来衡量当地企业多样性的增长速度(数据来自于《中国基本单位统计年鉴》)。该指标能够较好地刻画出一个地区企业多样性水平的提高。最后，本文采用地区高技术产业固定资产交付使用率来刻画当地产业多样性增长率(数据来自于《中国高技术产业统计年鉴》)。产业多样性水平的提高往往是指新兴高技术产业的出现，而高技术产业固定资产交付使用率反映的是新兴技术产业固定资产动用的情况，该指标可以较好地衡量一个地区产业多样性水平的提高。与上文一样，采用混合最小二乘法(Pool OLS)、随机效应(RE)以及固定效应(FE)三种估计方法，对产品多样性、企业多样性及产业多样性替代变量进行回归，结果如表3所示。

表3 稳健性检验回归结果

(续上表)

解释变量模型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检验12351∗∗∗12824∗∗∗11964∗∗∗Hausman检验3466∗∗∗3392∗∗∗5482∗∗∗

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；括号内为估计系数的稳健性标准误。

由B-P检验结果可知，模型1、2、3均采用随机效应更为合适；而由Hausman检验可知，模型1、2、3均采用固定效应更为合适。在模型1、2、3的固定效应回归结果中，各个核心解释变量系数均在5%的水平下显著。具体来说，采用产品多样性替代变量的回归估计结果与原有测量指标一致，产品多样性估计系数在1%水平上显著为正，表明地区产品多样性水平的提高有利于地区经济增长；行政垄断与产品多样性的交互项估计系数在5%水平上为负，表明产品多样性对地区经济的促进作用依赖于地区行政垄断程度的高低，即行政垄断程度越高，产品多样性对经济增长的促进作用越小，甚至为负。采用企业多样性替代变量的回归估计结果仍与原有测量指标一致，企业多样性估计系数在1%水平上显著为正，说明地区企业多样性水平的提高显著促进了地区经济的增长；行政垄断与企业多样性交互项估计系数在5%水平上为负，说明地区企业多样性对经济增长的作用取决于该地区行政垄断程度的高低，即行政垄断程度越高，行政垄断对企业多样性促进经济增长的抑制作用越大。采用产业多样性替代变量的回归估计结果同样与原有测量指标一致，产业多样性估计系数在1%水平上显著为正，表明产业多样性水平的提高有利于区域经济增长；行政垄断与产业多样性交互项估计系数在1%水平上为负，说明产业多样性对经济增长的促进作用依赖于当地行政垄断程度的强度，即行政垄断越高，产业多样性对经济增长的促进作用越小。同样其他控制变量估计系数与上文回归结果及理论预期基本上一致。因而本文结论是稳健的。

(三)工具变量估计结果分析

本文控制了地区生产要素特征、对外环境、政府作为特征以及年份效应，以此避免因遗漏重要变量而导致的内生性问题。但是，地区经济快速发展可能影响地区产品多样性、企业多样性及产业多样性水平的提高，造成估计模型可能存在逆向因果关系，进而造成实证系数估计结果的内生性问题。因此需要寻找分别只通过影响产品、企业及产业三个层次上多样性的工具变量解决这类内生性问题。Card和Krueger(1994)[35]、Fisman和Svensson(2007)[36]认为，内生性问题一般存在于个体层面，并非存在于更高一层级的总体层面，即一个区域层面的特征变量通常与模型中的地区层面特征变量相关，而与地区层面的其他特征不相关，因此可以将核心解释变量区域层面的平均值视为该解释变量的外生性工具变量。基于此，本文首先计算东中西部区域层面上产品、企业及产业三个层次上多样性的平均值，以其作为东中西内部各省区市三个层次上多样性的工具变量。采用工具变量方法的固定效应模型估计结果如表4所示。

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；括号内为估计系数的稳健性标准误。

在模型1、模型2中，产品多样性和企业多样性估计系数在1%水平上显著为正，这表明地区经济系统中产品多样性和企业多样性水平的提高有利于地区经济增长；行政垄断与产品多样性、企业多样性的交互项系数分别在1%、10%水平上显著为负，这表明地区经济系统中产品多样性和企业多样性水平的提高对经济增长的促进作用依赖于地区行政垄断程度的高低。与此同时，Wald检验值结果在1%水平上显著，说明工具变量满足相关性条件和外生性条件。在模型3中，产业多样性估计系数为正，行政垄断与产业多样性交互项估计系数为负，但不显著，原因可能是产业多样性水平的提高意味着产业结构变迁，产业结构变迁需要较长的时间过程，因此在短期内，东中西部三个区域内的产业多样性水平提高幅度较小，使得产业多样性这一核心解释变量没有足够的变异性，进而导致产业多样性及其与行政垄断交互项估计系数不显著。整体上工具变量回归结果与前文所得到的结论相一致，本文提出的假说得到了验证。

五 结论及政策建议

本文将多样性、行政垄断以及区域经济增长纳入一个分析框架中，剖析三者之间关系：经济系统中的多样性(产品多样性、企业多样性及产业多样性)是经济持续增长的动力，而三个层次上的多样性内生于熊彼特竞争与古典竞争之间的不断转换过程中；然而，产品多样性、企业多样性及产业多样性的丰富程度却取决于由熊彼特竞争所导致的垄断形式，即垄断是暂时性的还是长期性的，长期的垄断形式受非市场化因素影响，换句换说，非市场化因素形成的行政垄断通过中断经济系统多样性内生化进程而抑制地区产品多样性、企业多样性及产业多样性。因此经济系统中多样性对经济增长的促进作用依赖于地区行政垄断程度的大小。具体而言：区域行政垄断程度越高，三个层次上的多样性对区域经济增长的促进作用越小，反之，对经济增长的促进作用越大。基于此，本文提出了由于我国不同地区的行政垄断受非市场化因素影响程度不同，导致行政垄断程度具有区域性差异，进而使区域之间的多样性丰富程度表现各异，最终造成区域经济增长差异的假说。并且利用2003-2011年我国省级面板数据对假说进行检验，实证结果验证了上述假说。本文研究结论的政策含义体现在以下几个方面。

第一，加大对企业产品创新的支持力度。在“毁灭性”创新没有出现之前，产品创新是经济系统中多样性水平提高的主要推动力。因此，应该首先设立专项财政经费，对企业研发新产品活动进行资助，为新产品创新提供适当的财政支持；其次制定针对新产品研发项目的优惠贷款政策，如贷款利息补贴，减轻企业在研发新产品过程中所面临的资金压力；最后发展风险投资公司，为新产品研发提供更有效的风险保障。

第二，激励新兴中小企业、民营企业发展。新兴中小企业、民营企业往往是根本型技术创新的载体，是技术轨道变更的助产婆(张国胜，2013)[37]。因此，应该首先推动借贷市场的健康发展，在保障可操作性的前提下，鼓励建立一部分小额贷款公司和融资型担保公司，为中小企业的建立和发展提供融资帮助；其次放宽对具有创新潜力的企业的贷款政策，国有银行有责任帮助那些未来有助于国民经济发展的企业的创建和发展；最后对处于刚起步阶段的企业予以税收优惠，通过税收政策支持，减轻企业建立初期所面临的资金紧缺压力，促使企业将更多的资金转移到技术创新上。

第三，加快新兴科技成果的产业化，促进新兴产业兴起和发展。根本性创新会产生一批新兴产业，进而促进产品、企业两个层次上的多样性水平提高。因此，应该首先建立起一整套完善的科技创新管理体系，该体系是以市场需求为导向、企业为创新载体、科研单位和高校广泛参与、政府部门协调规划的运转体制与机制；其次建立和完善新兴技术服务体系，为新兴技术推动新兴产业的兴起和发展提供完备服务。

第四，完善市场经济体制，增强市场竞争活力，削弱国有企业垄断势力。行政垄断对多样性促进经济增长具有抑制作用。因此，应该首先充分发挥政府在市场经济中的“守夜人”角色，为市场竞争提供一个公平、公正的环境；其次加快中西部地区国有企业的改革进程，逐步放宽国有经济主导的一些领域的市场准入原则，降低市场进入壁垒，让其他企业能够自由进入，充分发挥市场的竞争作用，提高中西部地区经济系统中的多样性水平。

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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

云南大学笹川基金科研资助项目“多样性、垄断与我国区域经济增长”(项目编号：15KT207，项目负责人：陈明明)。

陈明明，云南大学发展研究院博士研究生，研究方向：创新经济学与区域经济增长；张国胜，云南大学发展研究院教授、博士生导师，研究方向：创新与经济增长。

F203； F127

A

1674-8298(2017)05-0005-15

[责任编辑：陈 林]

10.14007/j.cnki.cjpl.2017.05.001

方式]陈明明, 张国胜. 多样性、 行政垄断与我国区域经济增长[J]. 产经评论, 2017, 8(5): 5-19.