多樣性、行政壟斷與我國區(qū)域經(jīng)濟增長

·產(chǎn)業(yè)組織·

多樣性、行政壟斷與我國區(qū)域經(jīng)濟增長

陳明明張國勝

推動經(jīng)濟持續(xù)增長的三個層次(產(chǎn)品、企業(yè)、產(chǎn)業(yè))多樣性內(nèi)生于熊彼特競爭與古典競爭之間的不斷轉(zhuǎn)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(jīng)濟增長的促進作用。將多樣性、行政壟斷與區(qū)域經(jīng)濟增長納入一個統(tǒng)一的分析框架中，并基于2003-2011年我國省級面板數(shù)據(jù)，實證檢驗多樣性、行政壟斷對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響。研究結(jié)果表明：其一，經(jīng)濟系統(tǒng)中產(chǎn)品、企業(yè)及產(chǎn)業(yè)三個層次上的多樣性水平提高有利于經(jīng)濟增長；其二，三個層次上的多樣性水平對經(jīng)濟增長的促進效應大小依賴于行政壟斷程度的大??；其三，區(qū)域行政壟斷程度越高，三個層次上的多樣性對經(jīng)濟增長的促進作用越小，區(qū)域經(jīng)濟增長越緩慢，反之，對經(jīng)濟增長的促進作用越大，區(qū)域經(jīng)濟增長越迅速。由于行政壟斷程度在我國呈現(xiàn)出中西部地區(qū)高于東部地區(qū)的特征，因此，多樣性對中西部經(jīng)濟增長的促進作用小于東部，導致了我國區(qū)域經(jīng)濟增長的差異化。

多樣性； 行政壟斷； 區(qū)域經(jīng)濟增長

一 引 言

區(qū)域經(jīng)濟增長協(xié)同關系到一個國家的整體社會福利和未來經(jīng)濟質(zhì)量，引起了理論界與政府部門的廣泛關注。就我國而言，區(qū)域經(jīng)濟增長仍然突出表現(xiàn)為沿?；⒊鞘谢?、城市群化(世界銀行，2009)[1]，中西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展滯后于東部地區(qū)，如何實現(xiàn)東中西部地區(qū)之間的經(jīng)濟增長協(xié)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(qū)域經(jīng)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(chǎn)業(yè)集聚對推動經(jīng)濟增長具有重要作用，而這些因素在東中西部地區(qū)分布嚴重不均，東部地區(qū)明顯優(yōu)于中西部地區(qū)，因此，東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平高于中西部地區(qū)。(2)促進區(qū)域經(jīng)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(qū)應該根據(jù)自身比較優(yōu)勢構(gòu)建和調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)經(jīng)濟追趕；趙亞明(2012)[6]認為中西部地區(qū)市場經(jīng)濟體制改革進程滯后于東部地區(qū)，應該通過釋放制度紅利加快中西部地區(qū)發(fā)展；李妍等(2015)[7]認為中西部地區(qū)基礎設施薄弱，自身發(fā)展能力不足，應該繼續(xù)通過國家開發(fā)戰(zhàn)略為中西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展奠定起飛基礎。(3)區(qū)域經(jīng)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(chǎn)率對區(qū)域間經(jīng)濟差距的影響，認為全要素生產(chǎn)率落后是造成中西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展滯后于東部地區(qū)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(qū)經(jīng)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(zhì)性假設為研究前提，忽視了經(jīng)濟系統(tǒng)中的多樣性。演化經(jīng)濟學理論試圖以更符合實際的異質(zhì)性為研究前提，構(gòu)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(jīng)濟學分析框架，認為經(jīng)濟系統(tǒng)中的多樣性是經(jīng)濟增長的源泉?；诖耍疚膶⒍鄻有?、行政壟斷與區(qū)域經(jīng)濟增長納入一個統(tǒng)一分析框架中，解釋我國區(qū)域經(jīng)濟增長差異。研究結(jié)構(gòu)安排：首先分析多樣性、行政壟斷與區(qū)域經(jīng)濟增長差異之間影響的機制，構(gòu)建理論框架；然后選取指標、構(gòu)建實證模型，并基于2003-2011年我國省級面板數(shù)據(jù)檢驗本文提出的理論；最后為研究結(jié)論與政策含義。

二 多樣性、行政壟斷與區(qū)域經(jīng)濟增長：理論分析

(一)經(jīng)濟系統(tǒng)多樣性與經(jīng)濟增長

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

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

其次，多樣性水平提高減緩了規(guī)模報酬遞減的速度。第一，多樣性水平提高為新知識、新技術(shù)提供了更多溢出途徑，引起了更多創(chuàng)新活動，因此，多樣性通過創(chuàng)造各種知識、技術(shù)溢出途徑對技術(shù)創(chuàng)新活動形成一種正反饋效應。正是這種正反饋效應使創(chuàng)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(guī)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(chuàng)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(jīng)濟部門生產(chǎn)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(chǎn)效率來為多樣性的創(chuàng)造準備充足的創(chuàng)新資源。這樣原有經(jīng)濟部門的生產(chǎn)效率因多樣性水平提高而得到提升，有利于放緩規(guī)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(jīng)濟增長。由于技術(shù)進步和資源配置效率提高，經(jīng)濟系統(tǒng)能夠以更少的投入獲得更多的產(chǎn)出，而消費者對既定產(chǎn)品或服務的需求并非隨著生產(chǎn)效率的提高而無限制增加。因此，當消費對既定產(chǎn)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(chǎn)品、新企業(yè)或新產(chǎn)業(yè)出現(xiàn)，對生產(chǎn)性資源的需求就會因生產(chǎn)效率的提高而減少，造成生產(chǎn)資源的閑置，經(jīng)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(jīng)濟增長，所以多樣性水平提高是經(jīng)濟持續(xù)增長的必要條件。因此，本文提出假說1：

假說1：經(jīng)濟系統(tǒng)中產(chǎn)品、企業(yè)以及產(chǎn)業(yè)三個層次上的多樣性水平提高能夠促進經(jīng)濟增長。

(二)兩類競爭、行政壟斷與經(jīng)濟系統(tǒng)多樣性

在經(jīng)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(jīng)濟學中所謂的競爭，是通過促進生產(chǎn)效率的提高以及產(chǎn)品服務質(zhì)量的提升來相互競爭；熊彼特競爭是指經(jīng)濟主體旨在通過創(chuàng)新活動來創(chuàng)造出其他經(jīng)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(yōu)勢，并在市場競爭中占據(jù)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(jīng)濟增長過程中，而是在經(jīng)濟增長過程中形成一種相互轉(zhuǎn)化的循環(huán)過程，即不同類型競爭在產(chǎn)業(yè)發(fā)展的不同階段分別處于不同的地位。

多樣性內(nèi)生于古典競爭和熊彼特競爭之間的相互轉(zhuǎn)化過程中。每個產(chǎn)業(yè)都有自己的生命周期，以根本型創(chuàng)新為主的熊彼特競爭通過技術(shù)創(chuàng)新在新興產(chǎn)業(yè)的萌芽期占據(jù)主導地位?！皻缧浴眲?chuàng)新活動打破了原有的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和秩序，創(chuàng)造出一批在知識屬性上與舊有產(chǎn)業(yè)具有很大差異的新興產(chǎn)業(yè)和新興中小企業(yè)；新產(chǎn)業(yè)內(nèi)的新興企業(yè)憑借著新技術(shù)生產(chǎn)新產(chǎn)品，獲得高額壟斷利潤，而這種高額利潤也為企業(yè)進行創(chuàng)新提供了一種激勵。因此，熊彼特競爭提高了產(chǎn)業(yè)、企業(yè)、產(chǎn)品這三個層次上的多樣性水平。當新興產(chǎn)業(yè)進入成熟期時，技術(shù)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(yè)、產(chǎn)品這兩個層次上的多樣性水平：一方面，由于新技術(shù)不斷外溢，技術(shù)壁壘逐步降低，潛在競爭者為追求超額利潤進入新興產(chǎn)業(yè)，企業(yè)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(chǎn)品研發(fā)等漸進型創(chuàng)新活動，通過使其產(chǎn)品與其他競爭者產(chǎn)品相比呈現(xiàn)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(chǎn)品的多樣性水平。當新興產(chǎn)業(yè)趨于飽和、利潤率逐漸遞減時，經(jīng)濟增長也隨之陷入低迷狀態(tài)。為了追求更高的利潤率，企業(yè)家又開始通過以根本型創(chuàng)新為主的熊彼特競爭進行新興產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)造，產(chǎn)業(yè)、企業(yè)、產(chǎn)品這三個層次上的多樣性水平又一次得到提高，經(jīng)濟增長又一次被推動起來。以此循環(huán)往復，經(jīng)濟系統(tǒng)中的多樣性被內(nèi)生化。

熊彼特競爭提高產(chǎn)品、企業(yè)以及行業(yè)三個層面上多樣性程度的同時，也在新行業(yè)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(xù)時間比較短，因為隨著新技術(shù)的不斷成熟和擴散，技術(shù)壁壘降低，潛在競爭者獲得這種新興技術(shù)成為可能，其受到新興行業(yè)中正的經(jīng)濟利潤的誘導而紛紛進入該行業(yè)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(guī)、規(guī)定)等非市場化因素對因創(chuàng)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(xiàn)來阻斷這兩種類型競爭之間的相互轉(zhuǎn)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(jīng)濟增長的促進作用。因此多樣性對經(jīng)濟增長的促進作用依賴于經(jīng)濟系統(tǒng)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(qū)域多樣性水平提高，進而影響多樣性對該區(qū)域經(jīng)濟增長的促進作用。首先，在新興行業(yè)中通過熊彼特競爭取得競爭優(yōu)勢的壟斷者，借助政府行政手段設置各種行業(yè)進入壁壘對其壟斷地位進行長期性保護，阻止?jié)撛诟偁幷哌M入和模仿(陳林和朱衛(wèi)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(chǎn)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(chuàng)新活動是不必要的競爭行為，于是產(chǎn)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(jīng)濟運行擁有較大的干預權(quán)，大量潛在進入新興行業(yè)的企業(yè)是否能夠進入，主要不是取決于其自身技術(shù)等各方面能力，而是取決于政府的規(guī)制，即新企業(yè)在進入新行業(yè)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(xiàn)，進而導致企業(yè)數(shù)量得不到增加，因此長期性行政壟斷就中斷了企業(yè)這一層面上的多樣性內(nèi)生化進程。最后，新興行業(yè)由于缺乏古典競爭而使該行業(yè)的生產(chǎn)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(yè)遲遲達不到飽和狀態(tài)且長期存在高額壟斷利潤，進而無法激勵企業(yè)家為追求新的高額利潤而通過創(chuàng)新活動創(chuàng)造新的行業(yè)，這種長期行政壟斷的存在進一步阻斷了行業(yè)這一層次上的多樣性內(nèi)生化進程。經(jīng)濟增長最終因產(chǎn)品、企業(yè)以及行業(yè)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(jīng)濟系統(tǒng)中產(chǎn)品、企業(yè)以及產(chǎn)業(yè)三個層次上的多樣性對經(jīng)濟增長的促進作用依賴于經(jīng)濟系統(tǒng)中的行政壟斷程度。

(三)多樣性、行政壟斷與區(qū)域經(jīng)濟增長差異

在不同地區(qū)，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(xù)的時間不一。造成行政壟斷程度具有區(qū)域性差異的原因有：第一，由于相對于發(fā)達地區(qū)，落后地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展緩慢，因此落后地區(qū)就有動機為本地區(qū)企業(yè)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(xiàn)促進本地就業(yè)、增加財政收入以及促進當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的目標(楊品蘭，2006)[19]；第二，由于各地區(qū)之間在體制改革和經(jīng)濟政策方面存在很大差異，那些政策先導、改革試點的地區(qū)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(qū)由于非市場化制度的阻礙會出現(xiàn)市場化水平低、競爭度弱、行政壟斷程度高的現(xiàn)象；第三，出于發(fā)展戰(zhàn)略的考慮，國家對一些自然資源行業(yè)、國家安全行業(yè)以及支柱產(chǎn)業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)中的企業(yè)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(chǎn)業(yè)因各種因素分布在不同區(qū)域，造成各地區(qū)行政壟斷程度也存在差異。因此，行政壟斷程度的區(qū)域性差異使各地區(qū)經(jīng)濟系統(tǒng)中的多樣性豐富程度不一，最終導致各區(qū)域中多樣性對經(jīng)濟增長促進作用表現(xiàn)各異。

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

圖1 2003-2011年我國東中西部地區(qū)行政壟斷程度均值比較

資料來源：根據(jù)《中國統(tǒng)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(qū)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(qū)行政壟斷程度整體上逐年下降。東中西部地區(qū)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(qū)表現(xiàn)出很大差異性：東部地區(qū)因市場化進程比較快，行政壟斷程度比較低；中西部地區(qū)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(qū)行政壟斷程度分別高于東中部地區(qū)16個、7個百分點，中部地區(qū)高于東部地區(qū)9個百分點；到2011年，西部地區(qū)行政壟斷程度仍分別高于東中部地區(qū)12個、11個百分點，中部地區(qū)略高于東部地區(qū)2個百分點。因此，本文提出假說3：

假說3：區(qū)域行政壟斷程度越高，經(jīng)濟系統(tǒng)中產(chǎn)品、企業(yè)以及產(chǎn)業(yè)三個層次上的多樣性對經(jīng)濟增長的促進作用越小，使經(jīng)濟增長越緩慢；反之，經(jīng)濟系統(tǒng)中三個層次上的多樣性對經(jīng)濟增長的促進作用越大，使經(jīng)濟增長越迅速。具體來說，我國中西部地區(qū)行政壟斷程度高于東部地區(qū)，中西部經(jīng)濟系統(tǒng)中的多樣性豐富程度要低于東部，進而中西部經(jīng)濟系統(tǒng)中的多樣性對經(jīng)濟增長的促進作用要小于東部，最終導致了我國區(qū)域經(jīng)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(qū)域經(jīng)濟增長之間關系，本文選取以下指標構(gòu)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(nèi)容為行政壟斷的差異是如何不同程度地抑制各區(qū)域中多樣性對經(jīng)濟增長的促進作用，進而導致區(qū)域之間經(jīng)濟增長的差異，可見經(jīng)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(jīng)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(jīng)濟固定資產(chǎn)投資總額占全社會固定資產(chǎn)投資總額的比重來衡量。經(jīng)濟系統(tǒng)多樣性可以由產(chǎn)品、企業(yè)以及產(chǎn)業(yè)三個層次的多樣性來衡量；產(chǎn)品多樣性(Product)，采用工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值增長率來刻畫；企業(yè)多樣性(Firm)，利用規(guī)模以上國有及非國有企業(yè)數(shù)量的增長率來衡量；產(chǎn)業(yè)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(chǎn)業(yè)多樣性的具體步驟如下。

(1)不相關產(chǎn)業(yè)多樣性(UV)測算：

(2)相關產(chǎn)業(yè)多樣性(RV)測算公式：

其中，Hg=∑z∈g(Pz/Pg)×ln(Pg/Pz)。

(3)總的產(chǎn)業(yè)多樣性公式為：

TV=UV+RV

即產(chǎn)業(yè)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(chǎn)的兩大基本要素，資本的積累和勞動力的增加會促進經(jīng)濟增長；資本和勞動投入的增長必然會帶來經(jīng)濟多樣性水平的提高，因此為了避免核心變量出現(xiàn)內(nèi)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(chǎn)投資的增長率和就業(yè)人員數(shù)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?shù)亟?jīng)濟發(fā)展；而FDI通過“接觸”的方式，促進了東道國技術(shù)水平的提高(Findlay，1978)[26]，增強創(chuàng)新能力，最終會提升經(jīng)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(shù)進步、分工與專業(yè)化發(fā)展具有促進作用，有利于經(jīng)濟增長；而人力資本的高低直接影響地區(qū)創(chuàng)新能力的大小，進而影響經(jīng)濟多樣性程度。本文采用大學生畢業(yè)人數(shù)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(jīng)濟的增長；另一方面，稅收也增加了企業(yè)和消費者的負擔，不利于資本的再積累和消費的擴張，對經(jīng)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(chǎn)品、企業(yè)及產(chǎn)業(yè)三個層次上構(gòu)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(chǎn)品多樣性，F(xiàn)irmi, t為企業(yè)多樣性，TVi, t為產(chǎn)業(yè)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(chǎn)品、企業(yè)以及產(chǎn)業(yè)三個層次上多樣性的交互項，用此來考察產(chǎn)品多樣性、企業(yè)多樣性及產(chǎn)業(yè)多樣性對經(jīng)濟增長的作用依賴于地區(qū)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(shù)據(jù)來源及主要變量的描述性統(tǒng)計

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

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒》、《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒》以及國研網(wǎng)。

四 實證結(jié)果分析

(一)基本回歸結(jié)果分析

核心變量：產(chǎn)品多樣性(Product)及其與行政壟斷(Mon)的交互項(模型1)、企業(yè)多樣性(Firm)及其與行政壟斷(Mon)的交互項(模型2)、產(chǎn)業(yè)多樣性(TV)及其與行政壟斷(Mon)交互項(模型3)。經(jīng)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(jié)果如表2所示。由B-P檢驗結(jié)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(jié)果中，各個核心解釋變量系數(shù)均顯著。

表2 計量模型回歸結(jié)果

(續(xù)上表)

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；括號內(nèi)為估計系數(shù)的穩(wěn)健性標準誤。

模型1、2、3中產(chǎn)品多樣性(Product)、企業(yè)多樣性(Firm)以及產(chǎn)業(yè)多樣性(TV)系數(shù)顯著為正，表明三個層次上的多樣性對經(jīng)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(chǎn)品、企業(yè)及產(chǎn)業(yè)的多樣性水平分別提高1個單位時，經(jīng)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(chǎn)品多樣性的系數(shù)為正，與鐘春平和徐長生(2011)[28]理論預期相一致，產(chǎn)品多樣性水平提高會改變原有市場結(jié)構(gòu)，擠占在位壟斷企業(yè)的市場份額，促使在位企業(yè)為了提高競爭力，努力進行創(chuàng)新活動和降低成本，而企業(yè)創(chuàng)新和成本降低意味著生產(chǎn)效率的提高，因此產(chǎn)品多樣性水平的提高為創(chuàng)新活動、成本降低及效率提升提供了激勵機制，對經(jīng)濟增長具有促進效應。企業(yè)多樣性意味著企業(yè)的異質(zhì)性，而企業(yè)異質(zhì)性形成是以不同企業(yè)在經(jīng)營中形成的不同資源和能力優(yōu)勢為基礎的，企業(yè)核心能力的基礎是知識，創(chuàng)新是核心能力提高的重要途徑，因此企業(yè)多樣性水平提高意味著經(jīng)濟系統(tǒng)中創(chuàng)新能力增強，最終促進經(jīng)濟快速發(fā)展。產(chǎn)業(yè)多樣性系數(shù)顯著為正，產(chǎn)業(yè)多樣性除了能夠通過重新吸收經(jīng)濟系統(tǒng)中的閑置性生產(chǎn)資源這一路徑外，還能夠通過兩條正反饋路徑提高經(jīng)濟多樣性水平，促進經(jīng)濟的增長：其一，由于知識在產(chǎn)業(yè)之間能夠產(chǎn)生很大的溢出效應，所以產(chǎn)業(yè)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(chǎn)品以及新生產(chǎn)工藝的產(chǎn)生，即產(chǎn)業(yè)多樣性水平提高更加有助于技術(shù)創(chuàng)新，技術(shù)創(chuàng)新又提高了經(jīng)濟多樣性水平(Jaeobs，1969)[29]；其二，產(chǎn)業(yè)多樣性水平提高通過加強市場競爭強度，促進企業(yè)家精神培養(yǎng)，激勵企業(yè)家進行新經(jīng)濟的創(chuàng)造和技術(shù)創(chuàng)新的追逐，多樣性又會被創(chuàng)造出來(Pierre和Frederic，2008)[30]。

如果僅看產(chǎn)品多樣性、企業(yè)多樣性以及產(chǎn)業(yè)多樣性(Product、Firm、TV)的估計系數(shù)，那么就會錯誤地得出結(jié)論：經(jīng)濟多樣性水平提高對經(jīng)濟增長具有正向影響。三個層次上的多樣性估計系數(shù)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(jīng)濟增長的影響時，必須考慮行政壟斷對多樣性促進經(jīng)濟增長的影響作用。由回歸結(jié)果可知，行政壟斷與產(chǎn)品、企業(yè)及產(chǎn)業(yè)三個層次上的多樣性的交互項估計系數(shù)顯著為負，表明產(chǎn)品多樣性、企業(yè)多樣性以及產(chǎn)業(yè)多樣性對經(jīng)濟增長的促進效應受限于行政壟斷程度。換句話說，產(chǎn)品、企業(yè)以及產(chǎn)業(yè)的多樣性水平每提高1單位所引致經(jīng)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(xù)下去時，為了獲得高額壟斷利潤，企業(yè)根據(jù)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(chǎn)生的供給創(chuàng)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(chǎn)效率提高提供激勵機制(余東華，2008[32]；陳林和朱衛(wèi)平，2012[33])；與此同時，由于行政壟斷將產(chǎn)生有限的多樣性，而有限的多樣性無法為知識和技術(shù)提供更多的溢出途徑，進而難以對技術(shù)創(chuàng)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(chǎn)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(yōu)和生產(chǎn)低效率等問題，將大大弱化多樣性水平提高對經(jīng)濟增長的促進作用，最終多樣性水平提高不但無法發(fā)揮對經(jīng)濟促進作用，反而可能阻礙經(jīng)濟增長。

與此同時，由結(jié)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(chǎn)品、企業(yè)、產(chǎn)業(yè)多樣性水平提高不僅未能對經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進作用，反而對經(jīng)濟增長產(chǎn)生抑制作用。換句換說，當某一區(qū)域行政壟斷程度較低時，產(chǎn)品、企業(yè)及產(chǎn)業(yè)三個層次上的多樣性對經(jīng)濟增長的促進作用越大，區(qū)域經(jīng)濟增長越迅速；反之，產(chǎn)品多樣性、企業(yè)多樣性及產(chǎn)業(yè)多樣性對區(qū)域經(jīng)濟增長的促進作用越小，區(qū)域經(jīng)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(qū)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(chǎn)品、企業(yè)及產(chǎn)業(yè)三個層次上的多樣性對經(jīng)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(chǎn)品多樣性、企業(yè)多樣性及產(chǎn)業(yè)多樣性水平每提高1個單位，東部經(jīng)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(jīng)濟系統(tǒng)多樣性對經(jīng)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(jīng)濟增長，反而抑制了經(jīng)濟增長。再如，在行政壟斷程度均很低的2011年，東中西部地區(qū)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(jīng)濟增長的偏效應方程中，得到產(chǎn)品多樣性、企業(yè)多樣性及產(chǎn)業(yè)多樣性每提高1單位，東部地區(qū)經(jīng)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(qū)行政壟斷程度較低，多樣性對經(jīng)濟增長促進作用受行政壟斷抑制性影響較小，經(jīng)濟增長速度較快；而由于中西部地區(qū)受行政壟斷影響較大，多樣性對經(jīng)濟增長促進作用減小，經(jīng)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(shù)顯著為正，說明了資本增長越快越有利于經(jīng)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(shù)均為正，表明勞動力增長越快，經(jīng)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(shù)為正，表明人力資本是推動地區(qū)經(jīng)濟增長的重要動力之一；對外開放(Fdi)估計系數(shù)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(shù)的溢出效應不斷提高當?shù)亟?jīng)濟生產(chǎn)效率，最終促進當?shù)亟?jīng)濟增長，與現(xiàn)有關于FDI技術(shù)溢出效應的理論研究結(jié)論相一致；稅負(Finance)估計系數(shù)為正，表明在該發(fā)展階段一定的稅負是有利于當?shù)亟?jīng)濟增長的，根據(jù)“拉弗曲線”原理，在一定的稅率范圍內(nèi)，稅收有利于增加財政收入，而稅收增加的基礎是國民經(jīng)濟總量的增加，因此在一定稅率范圍內(nèi)稅負有利于經(jīng)濟增長。

(二)穩(wěn)健性估計結(jié)果分析

為進一步驗證以上回歸結(jié)果是否會受產(chǎn)品多樣性、企業(yè)多樣性及產(chǎn)業(yè)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(qū)專利申請數(shù)量的增長率來測度當?shù)禺a(chǎn)品多樣性增長率(數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒》)。專利分為發(fā)明專利、實用新型專利及外觀設計專利三種類型，其中發(fā)明專利是指對產(chǎn)品(工業(yè)上能夠制造的各種新制品)、方法(制成各種產(chǎn)品的方法)或其改進所提出的新技術(shù)方案；實用新型專利是指對產(chǎn)品的形狀、構(gòu)造或其結(jié)合所提出的適于實用的新技術(shù)方案；外觀設計專利是指對產(chǎn)品的形狀、圖案或其結(jié)合以及色彩與形狀、圖案的結(jié)合所作出的富有美感并適于工業(yè)應用的新設計。由此可見，專利增加意味著各種新產(chǎn)品的出現(xiàn)，因此該指標能夠較好地反映地區(qū)經(jīng)濟系統(tǒng)中產(chǎn)品多樣性水平的提高。其次，本文采用地區(qū)企業(yè)法人單位數(shù)的增長率來衡量當?shù)仄髽I(yè)多樣性的增長速度(數(shù)據(jù)來自于《中國基本單位統(tǒng)計年鑒》)。該指標能夠較好地刻畫出一個地區(qū)企業(yè)多樣性水平的提高。最后，本文采用地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)交付使用率來刻畫當?shù)禺a(chǎn)業(yè)多樣性增長率(數(shù)據(jù)來自于《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》)。產(chǎn)業(yè)多樣性水平的提高往往是指新興高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的出現(xiàn)，而高技術(shù)產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)交付使用率反映的是新興技術(shù)產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)動用的情況，該指標可以較好地衡量一個地區(qū)產(chǎn)業(yè)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(chǎn)品多樣性、企業(yè)多樣性及產(chǎn)業(yè)多樣性替代變量進行回歸，結(jié)果如表3所示。

表3 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

(續(xù)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(nèi)為估計系數(shù)的穩(wěn)健性標準誤。

由B-P檢驗結(jié)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(jié)果中，各個核心解釋變量系數(shù)均在5%的水平下顯著。具體來說，采用產(chǎn)品多樣性替代變量的回歸估計結(jié)果與原有測量指標一致，產(chǎn)品多樣性估計系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明地區(qū)產(chǎn)品多樣性水平的提高有利于地區(qū)經(jīng)濟增長；行政壟斷與產(chǎn)品多樣性的交互項估計系數(shù)在5%水平上為負，表明產(chǎn)品多樣性對地區(qū)經(jīng)濟的促進作用依賴于地區(qū)行政壟斷程度的高低，即行政壟斷程度越高，產(chǎn)品多樣性對經(jīng)濟增長的促進作用越小，甚至為負。采用企業(yè)多樣性替代變量的回歸估計結(jié)果仍與原有測量指標一致，企業(yè)多樣性估計系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明地區(qū)企業(yè)多樣性水平的提高顯著促進了地區(qū)經(jīng)濟的增長；行政壟斷與企業(yè)多樣性交互項估計系數(shù)在5%水平上為負，說明地區(qū)企業(yè)多樣性對經(jīng)濟增長的作用取決于該地區(qū)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(yè)多樣性促進經(jīng)濟增長的抑制作用越大。采用產(chǎn)業(yè)多樣性替代變量的回歸估計結(jié)果同樣與原有測量指標一致，產(chǎn)業(yè)多樣性估計系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明產(chǎn)業(yè)多樣性水平的提高有利于區(qū)域經(jīng)濟增長；行政壟斷與產(chǎn)業(yè)多樣性交互項估計系數(shù)在1%水平上為負，說明產(chǎn)業(yè)多樣性對經(jīng)濟增長的促進作用依賴于當?shù)匦姓艛喑潭鹊膹姸?，即行政壟斷越高，產(chǎn)業(yè)多樣性對經(jīng)濟增長的促進作用越小。同樣其他控制變量估計系數(shù)與上文回歸結(jié)果及理論預期基本上一致。因而本文結(jié)論是穩(wěn)健的。

(三)工具變量估計結(jié)果分析

本文控制了地區(qū)生產(chǎn)要素特征、對外環(huán)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(nèi)生性問題。但是，地區(qū)經(jīng)濟快速發(fā)展可能影響地區(qū)產(chǎn)品多樣性、企業(yè)多樣性及產(chǎn)業(yè)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(shù)估計結(jié)果的內(nèi)生性問題。因此需要尋找分別只通過影響產(chǎn)品、企業(yè)及產(chǎn)業(yè)三個層次上多樣性的工具變量解決這類內(nèi)生性問題。Card和Krueger(1994)[35]、Fisman和Svensson(2007)[36]認為，內(nèi)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(qū)域?qū)用娴奶卣髯兞客ǔＥc模型中的地區(qū)層面特征變量相關，而與地區(qū)層面的其他特征不相關，因此可以將核心解釋變量區(qū)域?qū)用娴钠骄狄暈樵摻忉屪兞康耐馍怨ぞ咦兞?。基于此，本文首先計算東中西部區(qū)域?qū)用嫔袭a(chǎn)品、企業(yè)及產(chǎn)業(yè)三個層次上多樣性的平均值，以其作為東中西內(nèi)部各省區(qū)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(jié)果如表4所示。

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；括號內(nèi)為估計系數(shù)的穩(wěn)健性標準誤。

在模型1、模型2中，產(chǎn)品多樣性和企業(yè)多樣性估計系數(shù)在1%水平上顯著為正，這表明地區(qū)經(jīng)濟系統(tǒng)中產(chǎn)品多樣性和企業(yè)多樣性水平的提高有利于地區(qū)經(jīng)濟增長；行政壟斷與產(chǎn)品多樣性、企業(yè)多樣性的交互項系數(shù)分別在1%、10%水平上顯著為負，這表明地區(qū)經(jīng)濟系統(tǒng)中產(chǎn)品多樣性和企業(yè)多樣性水平的提高對經(jīng)濟增長的促進作用依賴于地區(qū)行政壟斷程度的高低。與此同時，Wald檢驗值結(jié)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(chǎn)業(yè)多樣性估計系數(shù)為正，行政壟斷與產(chǎn)業(yè)多樣性交互項估計系數(shù)為負，但不顯著，原因可能是產(chǎn)業(yè)多樣性水平的提高意味著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷需要較長的時間過程，因此在短期內(nèi)，東中西部三個區(qū)域內(nèi)的產(chǎn)業(yè)多樣性水平提高幅度較小，使得產(chǎn)業(yè)多樣性這一核心解釋變量沒有足夠的變異性，進而導致產(chǎn)業(yè)多樣性及其與行政壟斷交互項估計系數(shù)不顯著。整體上工具變量回歸結(jié)果與前文所得到的結(jié)論相一致，本文提出的假說得到了驗證。

五 結(jié)論及政策建議

本文將多樣性、行政壟斷以及區(qū)域經(jīng)濟增長納入一個分析框架中，剖析三者之間關系：經(jīng)濟系統(tǒng)中的多樣性(產(chǎn)品多樣性、企業(yè)多樣性及產(chǎn)業(yè)多樣性)是經(jīng)濟持續(xù)增長的動力，而三個層次上的多樣性內(nèi)生于熊彼特競爭與古典競爭之間的不斷轉(zhuǎn)換過程中；然而，產(chǎn)品多樣性、企業(yè)多樣性及產(chǎn)業(yè)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(jīng)濟系統(tǒng)多樣性內(nèi)生化進程而抑制地區(qū)產(chǎn)品多樣性、企業(yè)多樣性及產(chǎn)業(yè)多樣性。因此經(jīng)濟系統(tǒng)中多樣性對經(jīng)濟增長的促進作用依賴于地區(qū)行政壟斷程度的大小。具體而言：區(qū)域行政壟斷程度越高，三個層次上的多樣性對區(qū)域經(jīng)濟增長的促進作用越小，反之，對經(jīng)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(qū)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(qū)域性差異，進而使區(qū)域之間的多樣性豐富程度表現(xiàn)各異，最終造成區(qū)域經(jīng)濟增長差異的假說。并且利用2003-2011年我國省級面板數(shù)據(jù)對假說進行檢驗，實證結(jié)果驗證了上述假說。本文研究結(jié)論的政策含義體現(xiàn)在以下幾個方面。

第一，加大對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的支持力度。在“毀滅性”創(chuàng)新沒有出現(xiàn)之前，產(chǎn)品創(chuàng)新是經(jīng)濟系統(tǒng)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(jīng)費，對企業(yè)研發(fā)新產(chǎn)品活動進行資助，為新產(chǎn)品創(chuàng)新提供適當?shù)呢斦С?；其次制定針對新產(chǎn)品研發(fā)項目的優(yōu)惠貸款政策，如貸款利息補貼，減輕企業(yè)在研發(fā)新產(chǎn)品過程中所面臨的資金壓力；最后發(fā)展風險投資公司，為新產(chǎn)品研發(fā)提供更有效的風險保障。

第二，激勵新興中小企業(yè)、民營企業(yè)發(fā)展。新興中小企業(yè)、民營企業(yè)往往是根本型技術(shù)創(chuàng)新的載體，是技術(shù)軌道變更的助產(chǎn)婆(張國勝，2013)[37]。因此，應該首先推動借貸市場的健康發(fā)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(yè)的建立和發(fā)展提供融資幫助；其次放寬對具有創(chuàng)新潛力的企業(yè)的貸款政策，國有銀行有責任幫助那些未來有助于國民經(jīng)濟發(fā)展的企業(yè)的創(chuàng)建和發(fā)展；最后對處于剛起步階段的企業(yè)予以稅收優(yōu)惠，通過稅收政策支持，減輕企業(yè)建立初期所面臨的資金緊缺壓力，促使企業(yè)將更多的資金轉(zhuǎn)移到技術(shù)創(chuàng)新上。

第三，加快新興科技成果的產(chǎn)業(yè)化，促進新興產(chǎn)業(yè)興起和發(fā)展。根本性創(chuàng)新會產(chǎn)生一批新興產(chǎn)業(yè)，進而促進產(chǎn)品、企業(yè)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(chuàng)新管理體系，該體系是以市場需求為導向、企業(yè)為創(chuàng)新載體、科研單位和高校廣泛參與、政府部門協(xié)調(diào)規(guī)劃的運轉(zhuǎn)體制與機制；其次建立和完善新興技術(shù)服務體系，為新興技術(shù)推動新興產(chǎn)業(yè)的興起和發(fā)展提供完備服務。

第四，完善市場經(jīng)濟體制，增強市場競爭活力，削弱國有企業(yè)壟斷勢力。行政壟斷對多樣性促進經(jīng)濟增長具有抑制作用。因此，應該首先充分發(fā)揮政府在市場經(jīng)濟中的“守夜人”角色，為市場競爭提供一個公平、公正的環(huán)境；其次加快中西部地區(qū)國有企業(yè)的改革進程，逐步放寬國有經(jīng)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(yè)能夠自由進入，充分發(fā)揮市場的競爭作用，提高中西部地區(qū)經(jīng)濟系統(tǒng)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(qū)域經(jīng)濟增長”(項目編號：15KT207，項目負責人：陳明明)。

陳明明，云南大學發(fā)展研究院博士研究生，研究方向：創(chuàng)新經(jīng)濟學與區(qū)域經(jīng)濟增長；張國勝，云南大學發(fā)展研究院教授、博士生導師，研究方向：創(chuàng)新與經(jīng)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(qū)域經(jīng)濟增長[J]. 產(chǎn)經(jīng)評論, 2017, 8(5): 5-19.