王振宇，顧 昕

（1. 北京大學(xué) 政府管理學(xué)院，北京 100871；2. 浙江大學(xué) 公共管理學(xué)院，浙江 杭州 310058）

一、引 言

族群多樣性（ethnic diversity）對經(jīng)濟發(fā)展的影響及其發(fā)生機制，是近20年來經(jīng)濟學(xué)中一個方興未艾的前沿研究領(lǐng)域（Easterly 和 Levine，1997；Alesina，Baqir 和 Easterly，1999；Alesina 和Ferrara，2005）。在當(dāng)今世界，族群多樣性不僅呈現(xiàn)在國家層面（單一族群國家早已不復(fù)存在），而且也呈現(xiàn)在地區(qū)、社區(qū)（社群）、組織甚至家庭之中。族群多樣性通過族群認同等因素，引致偏好異質(zhì)性，影響著個體的微觀經(jīng)濟選擇，進而對集體的宏觀經(jīng)濟表現(xiàn)產(chǎn)生了深刻影響。

經(jīng)由長期的歷史演進和融合，中國成為一個多族群國家。新中國建立之后，中央政府自1950年代起，識別并確認了56個民族，其中漢族人口占據(jù)絕對多數(shù)，而其他55個民族被稱為“少數(shù)民族”。此外，官方還確認有近50多個未識別民族。不同族群的人口不均衡地混居在不同的地方，不少少數(shù)民族聚居的地方是中國眾所周知的貧困地區(qū)。因此，在中國的不同地區(qū)，族群多樣性存在著較大的差異性，這就構(gòu)成了一個天然的社會科學(xué)實驗場。族群多樣性如何影響各地的經(jīng)濟增長？強化還是弱化中國區(qū)域發(fā)展的不均衡？通過什么機制產(chǎn)生影響？對這些問題進行探討，既有學(xué)術(shù)意義，又有現(xiàn)實和政策意涵。就學(xué)術(shù)意義而言，有關(guān)族群多樣性與經(jīng)濟表現(xiàn)之關(guān)系的任何定律和機制，其普遍性均需受到中國經(jīng)驗的實證檢驗。就現(xiàn)實政策意涵而言，其一，在中國政府強調(diào)縮小區(qū)域發(fā)展差距和徹底根除降低絕對貧困的公共政策背景之下，對族群多樣性與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系進行實證研究，尤顯急迫；其二，在中國“平等、團結(jié)、共同繁榮”的民族政策下，研究族群多樣性對經(jīng)濟增長的影響機制，也有助于我們深化有關(guān)民族政策影響經(jīng)濟的途徑的了解，并對癥下藥，促進民族工作的進一步發(fā)展。但對這樣一個重要課題，國內(nèi)經(jīng)濟學(xué)界尚未引起足夠的重視，相關(guān)的實證研究也很少。

本文開創(chuàng)性地在市級層面對這一問題進行了深入研究。實證分析結(jié)果顯示，在中國，族群多樣性和地區(qū)經(jīng)濟增長之間存在著顯著的負向關(guān)系，在控制了其他重要控制變量，考慮測量指標(biāo)的影響和內(nèi)生性問題后，這一結(jié)論仍然穩(wěn)健。通過對影響機制的探討，本文發(fā)現(xiàn)，高的族群多樣性顯著增大了語言溝通成本，降低了私有部門投資率，但公有部門投資率不受族群多樣性影響，人均中央財政轉(zhuǎn)移支付和族群多樣性顯著正相關(guān)，這兩者緩解了族群多樣性的不利影響。該結(jié)論有豐富的政策意涵，說明中國在少數(shù)民族地區(qū)實施的推廣普通話、有傾向性的公共投資和中央轉(zhuǎn)移支付以及“興邊富民行動”等政策不僅在方向上是正確的，而且在力度上是有待加強的。此外，本文還在方法上作出了一些邊際貢獻。相較于 Alesina，Baqir 和 Easterly（1999）、Dincer 和Wang（2011）采用的似不相關(guān)回歸（SUR）模型，本文采用的雙向固定效應(yīng)（Two-way FE）模型很好地解決了地區(qū)個體固定效應(yīng)導(dǎo)致的遺漏變量問題，而且，本文還使用工具變量回歸法解決了既有文獻未能處理好的內(nèi)生性問題。

二、文獻綜述

Easterly 和 Levine（1997）開創(chuàng)了族群多樣性對經(jīng)濟增長影響的研究領(lǐng)域。他們在這篇經(jīng)典論文里分析非洲諸國經(jīng)濟增長低水平即“非洲增長悲劇”的原因時發(fā)現(xiàn)，族群多樣性與一個國家或地區(qū)的宏觀經(jīng)濟表現(xiàn)負相關(guān)。學(xué)界的研究對象從非洲拓展到其他地區(qū)乃至全球。Alesina，Baqir 和 Easterly（1999）確認了族群多樣性對美國城市的經(jīng)濟表現(xiàn)有降低效應(yīng)。Okediji（2004）發(fā)現(xiàn)，種族/膚色及其教育差異對巴西各地區(qū)民眾的收入增長潛力有著決定性的影響。Dincer 和Wang（2011）以中國省級行政地區(qū)為分析單位，考察了族群多樣性對長期平均經(jīng)濟增長率的影響，認為族群多樣性顯著降低了中國省級行政單位的經(jīng)濟增長率。

當(dāng)然，族群多樣性對經(jīng)濟增長并不一定永遠是負面因素。Alesina 和 Ferrara（2005）指出，紐約和洛杉磯是族群多樣性很高的兩個美國城市，既有最多的種族關(guān)系麻煩，也維持了最高的文化創(chuàng)意和經(jīng)濟活力。他們構(gòu)建了一個族群多樣性成本收益的理論模型，認為族群多樣性在對經(jīng)濟增長帶來潛在不利影響的同時，也會因能力、經(jīng)驗、文化的多元化帶來某些私人物品產(chǎn)量的提升。但族群多樣性對經(jīng)濟發(fā)展有益的作用，究竟在什么情況下更有可能呈現(xiàn)出來，尚需更多的實證研究加以確認。Sparber（2009）發(fā)現(xiàn)，那些依賴于決策創(chuàng)意和消費者服務(wù)體驗的行業(yè)受益于種族多樣性，而需要高水平團隊努力的行業(yè)會因種族多樣性而受損，這暗示了族群多樣性所導(dǎo)致的高溝通成本可能對有效經(jīng)濟活動的開展帶來負向影響?？梢哉f，這為Alesina 和 Ferrara（2005）中建構(gòu)的模型提供了一部分實證基礎(chǔ)。

現(xiàn)有文獻中關(guān)于族群多樣性對經(jīng)濟發(fā)展影響機制的探討可以分為微觀和宏觀兩個層面。

既有文獻對微觀機制的考察主要是在公共經(jīng)濟學(xué)的視野之中，即認為高水平的族群多樣性會引發(fā)政府失靈（government failure），尤其體現(xiàn)為諸多生產(chǎn)性公共物品提供的不足。Alesina，Baqir 和 Easterly（1999）建立了一個偏好極化與公共物品提供模型，并據(jù)此使用美國城市數(shù)據(jù)進行了實證研究，結(jié)果表明，族群分化（ethnic fragmentation）程度越高的城市，其生產(chǎn)性公共物品（如教育、道路、排水和垃圾處理）提供的公共財政支出越少。需要注意的是，中國的公共品集資模式不同于西方國家的選舉人投票模型，而是很大一部分來自上級政府和中央政府的傾向性轉(zhuǎn)移支付。毛捷、汪德華和白重恩（2011）的研究表明，中國實施的民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付政策，顯著促進了民族地區(qū)公共支出水平的相對提高和公共支出結(jié)構(gòu)的相對優(yōu)化。

文獻對宏觀機制的討論集中在兩塊：第一是族群沖突及國家失敗。很多跨國研究文獻發(fā)現(xiàn)，族群多樣性程度較高會提高族群沖突的概率，不利于政治穩(wěn)定和政府施政，導(dǎo)致國家失?。╯tate failure），從而對長期經(jīng)濟表現(xiàn)造成負面影響（Easterly 和 Levine，1997；Rodrik，1999；Elbawadi和 Sambanis，2002；Platteau，2009）。第二是族群偏袒與腐敗。相當(dāng)一部分文獻發(fā)現(xiàn)，族群分化度高的地方，尋租和政府腐敗愈甚，而腐敗在很多情況下會拉低經(jīng)濟增長（Shleifer 和 Vishny，1993；Mauro；1995；La Porta等，1997；Svensson，2000；Cerqueti等，2012）。

總之，關(guān)于族群多樣性對經(jīng)濟增長的影響這一課題的研究產(chǎn)生了一些眾所公認的研究成果，但也面臨著一系列學(xué)術(shù)挑戰(zhàn)：第一個挑戰(zhàn)，是確認族群多樣性對經(jīng)濟發(fā)展的影響到底是負面還是正面。絕大多數(shù)文獻確認了族群多樣性對經(jīng)濟發(fā)展的降低效應(yīng)，只有Alesina 和 Ferrara（2005）基于模型推演認為族群多樣性亦有可能對經(jīng)濟表現(xiàn)有提升效應(yīng)。總之，有關(guān)族群多樣性的經(jīng)濟影響，尚需要更多的實證研究加以確認。第二個挑戰(zhàn)在于內(nèi)生性問題。一方面，族群多樣性與經(jīng)濟表現(xiàn)之間可能存在的反向因果（reversal causality）問題不可忽略；另一方面，遺漏變量偏差（omitted variables bias）的問題也很重要。必須回答的問題是：族群多樣性對經(jīng)濟增長是否構(gòu)成一個新的、獨立的、結(jié)構(gòu)性影響因素，抑或族群多樣性對經(jīng)濟增長所顯示出來的影響只不過是已知結(jié)構(gòu)性和制度性因素的投射而已？第三個挑戰(zhàn)在于發(fā)現(xiàn)族群多樣性影響經(jīng)濟表現(xiàn)的機制。族群多樣性作為一種社會因素，傳導(dǎo)到經(jīng)濟表現(xiàn)，可以從交易成本經(jīng)濟學(xué)、認同經(jīng)濟學(xué)、政治經(jīng)濟學(xué)和公共部門經(jīng)濟學(xué)中找到可能的分析路徑。對增長經(jīng)濟學(xué)家來說，一般認為，經(jīng)濟增長的內(nèi)生決定因素在于要素投入的水平，其中包括物質(zhì)資本積累、人力資本提升、技術(shù)變革增速和企業(yè)家創(chuàng)新的蓬勃（Aghion 和 Howitt，2009）。如果族群多樣性對經(jīng)濟增長確有影響，那么需要進一步分析的是，其效應(yīng)是通過影響哪種要素投入水平而確立的？

直面上述挑戰(zhàn)，本文參照2010年中國行政區(qū)劃，以346個城市（包括地級市、直轄市和省直轄行政單位）為分析單位，以民族作為族群的劃分依據(jù)，考察族群多樣性與地方經(jīng)濟增長的關(guān)系。相較于Dincer 和 Wang（2011）以省為單位進行的研究，本文認為，市級是更合適的衡量經(jīng)濟集聚和人群交往的地理單位，以市級為單位的研究可以獲得更多、更穩(wěn)健的發(fā)現(xiàn)。關(guān)于中國各族群人口的居住和工作地點數(shù)據(jù)，目前最具系統(tǒng)性的可獲得資料是第五次（2000年）和第六次（2010年）全國人口普查數(shù)據(jù)以及2005年全國1%人口抽樣調(diào)查資料。相較更早的第三次（1982年）和第四次（1990年）全國人口普查數(shù)據(jù)，其優(yōu)點是提供了城市層面詳細的族群數(shù)據(jù)。利用該數(shù)據(jù)，本文構(gòu)建了城市級別的族群多樣性的面板數(shù)據(jù)，并實證分析了其對2000?2013年各市經(jīng)濟增長率的影響。

三、理論假說、數(shù)據(jù)描述、實證結(jié)果、穩(wěn)健性和內(nèi)生性分析

（一）理論假說。大部分文獻支持族群多樣性降低經(jīng)濟增長的觀點，并在跨國研究和國別研究中得到了實證支持。微觀機制的探討涉及有溝通交流成本、認同信任、合作沖突和公共物品供給。宏觀機制的探討涉及有族群沖突導(dǎo)致的政治不穩(wěn)定和執(zhí)政者庇護自身族群所誘發(fā)的腐敗。當(dāng)然，由于文化與經(jīng)濟政治體制的差異等原因，族群多樣性降低經(jīng)濟增長的觀點以及上述機制在中國并非成立。基于對中國的考察，我們提出以下假說，并在后面的實證部分中加以檢驗：

主假說1a：在中國，其他條件不變，族群多樣性高的城市，人均經(jīng)濟增長率更高。

盡管跨國和其他國別研究未得出類似結(jié)論，但以下理由仍對這個假說提供有利支持。一方面是文獻綜述提到的，不同族群能力、經(jīng)驗、文化的多元化可能促進行業(yè)創(chuàng)新，進而有利于經(jīng)濟增長，尤其是中國多民族地區(qū)的旅游和服務(wù)經(jīng)濟；另一方面是中央政府對民族地區(qū)的傾向性政策，使得族群多樣性地區(qū)可能得到了更多的公共資金和財政轉(zhuǎn)移支付（毛捷、汪德華、白重恩，2011）。

主假說1b：在中國，其他條件不變，族群多樣性高的城市，人均經(jīng)濟增長率更低。

至少兩個理由會為這個假說提供有利支持。一是族群多樣性也伴隨著語言的多樣性，導(dǎo)致較高的溝通交流成本。二是族群多樣性可能降低私有部門的投資率。不同族群之間的溝通和認同問題，可能導(dǎo)致族群多樣性高的地區(qū)有更高的投資風(fēng)險和更不穩(wěn)定的收益率。作為趨利避害的理性市場主體，私有部門可能會減少在族群多樣性高的地區(qū)的投資。對這一相關(guān)性，國際文獻有一些證據(jù)予以支持（Alesina，Baqir 和 Easterly，1999；Montalvo 和 Reynal-Querol，2005），但在中國，這仍有待驗證。

分假說2：其他條件不變，族群多樣性高的地方，語言多樣性更高（或者說語言溝通成本更高）。

在中國，不同族群有不同的日常使用語言（或方言），這可能導(dǎo)致族群多樣性增大了語言溝通成本。盡管漢字和普通話分別是全國通行的文字語言和口頭語言，但法律保障少數(shù)民族使用本民族文字語言的合法權(quán)利，除漢語外，被使用的少數(shù)民族語言有100多種（中國社會科學(xué)院語言研究所等，2012）。而且，在很多民族自治地區(qū)，少數(shù)民族文字和語言擁有同樣的官方地位。來自“中國語言文字使用情況調(diào)查”的數(shù)據(jù)顯示，藏族、維吾爾族、哈薩克族等8個少數(shù)民族能用漢語與人交談的比例在50%左右或以下（中國語言文字使用情況調(diào)查領(lǐng)導(dǎo)小組辦公室，2006）。所以，有理由認為，族群多樣性增加了語言溝通成本。

分假說3：其他條件不變，族群多樣性高的地方，私有部門投資率更低。

在中國，族群多樣性可能降低私有部門的投資率。由于不同族群之間的語言溝通成本更高，這可能在其他條件相同的情況下導(dǎo)致族群多樣性高的地區(qū)有更高的投資風(fēng)險和更不穩(wěn)定的收益率。作為趨利避害的理性市場主體，私有部門可能會減少在族群多樣性高的地區(qū)的投資。對這一相關(guān)性，國際文獻有一些證據(jù)予以支持（Alesina，Baqir 和 Easterly，1999；Montalvo 和 Reynal-Querol，2005），但在中國，這仍有待驗證。

分假說4：族群多樣性對公有部門投資率影響不確定。

公有部門的投資，既有追求盈利性的產(chǎn)業(yè)投資，也有不追求盈利性的基建投資和承擔(dān)減小區(qū)域差距功能的公共物品投資。所以我們預(yù)期，族群多樣性對公共部門投資率影響不確定。

分假說5：其他條件不變，族群多樣性高的地方，人均中央轉(zhuǎn)移支付越多。

政府間的轉(zhuǎn)移支付制度是隨著1994年分稅制改革建立起來的，是財政調(diào)節(jié)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的重要手段，以期能夠?qū)崿F(xiàn)財政資源的合理配置，促進地方公共服務(wù)的發(fā)展和均等化。在中國“平等、團結(jié)、共同繁榮”的民族政策下，中央政府始終重視對民族混居地區(qū)的財政傾斜。毛捷、汪德華和白重恩（2011）的研究也證實了這一點。

（二）數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計描述。在相關(guān)研究中，族群多樣性的劃分依據(jù)有多種，包括語言、膚色、種族、宗教等（Alesina 等，2003）。具體到中國，我們沿用 Dincer 和 Wang（2011）的做法，采用以民族作為族群劃分依據(jù)的做法。

作為多民族國家，中國的民族地理分布呈現(xiàn)“大雜居、小聚居”的特點：宏觀上看，各民族分散在各省區(qū)市，混合居??；微觀上看，相當(dāng)一部分少數(shù)民族聚居在一縣甚至一鄉(xiāng)。不同民族在各個地方的混居程度有很大的差異。根據(jù)2010年人口普查資料數(shù)據(jù)計算，以廣東省梅州市為例，常住人口的99.95%都是漢族，單一民族絕對主導(dǎo)；而在云南省普洱市，常住人口中漢族占39.0%，哈尼族占17.9%，彝族占16.6%，拉祜族占12.0%，佤族占5.9%，傣族占5.7%，其他少數(shù)民族共同占2.9%，沒有任何一個民族占據(jù)多數(shù)。因此，中國各地族群多樣性的差異，為我們檢驗有關(guān)族群多樣性經(jīng)濟影響的各種理論提供了基礎(chǔ)。

以2010年的地級行政區(qū)劃為標(biāo)準(zhǔn)，本文在333個地級行政單位的基礎(chǔ)上，加入了4個直轄市，以及河南省濟源市，湖北省仙桃市、潛江市、天門市、神農(nóng)架林區(qū)，陜西省楊凌示范區(qū)，新疆維吾爾自治區(qū)石河子市、阿拉爾市、圖木舒克市等9個省屬直轄行政單位，共計346個行政單元，下文統(tǒng)稱為“各市”。

本文的核心解釋變量是各市的族群多樣性。在查閱了歷次全國人口普查資料后，我們發(fā)現(xiàn)，第五次全國人口普查資料（2000年）和第六次全國人口普查資料（2010年）提供了市級的各民族人數(shù)詳細統(tǒng)計。此外，2005年底，全國還進行過1%人口抽樣調(diào)查。“這次調(diào)查以全國為總體，以各省、自治區(qū)、直轄市為次總體，采取分層、多階段、整群概率比例的抽樣方法。最終樣本單位為調(diào)查小區(qū)。這次調(diào)查的樣本量為1 705萬人，占全國總?cè)丝诘?.31%?！雹俪鲎浴?005年全國1%人口抽樣調(diào)查主要數(shù)據(jù)公報》，中華人民共和國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，2006-03-16。由于抽樣方法設(shè)計科學(xué)合理，我們認為可以利用1%人口抽樣調(diào)查資料來計算2005年各市的族群多樣性。

關(guān)于族群多樣性的最常用的指標(biāo)是族群分化指標(biāo)（ethnic fractionalization index），最早被Mauro（1995）使用，其現(xiàn)實含義為人群中任意兩個人屬于不同族群的概率。族群分化指標(biāo)計算方法如下：用i地區(qū)j族群人口數(shù)量除以該地區(qū)全體人口的數(shù)量，可以得到i地區(qū)j族群人口數(shù)量占該地區(qū)全體人口的比重，表示為sji，該變量也等于在i地區(qū)全體人口中隨機抽查一人時他恰好為j族群的概率。按式（1）計算出的EFIi則可以表示該地區(qū)任意兩個人來自不同族群的概率。EFIi的取值范圍為0?1，值越大就表明該地區(qū)族群越分化，通俗說也就是族群多樣性越高。

我們可以描述以族群分化指標(biāo)（2000年、2005年和2010年平均）表示的族群多樣性的空間分布（圖略）。族群分化指標(biāo)的變量描述性統(tǒng)計詳見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計

與族群分化指標(biāo)的數(shù)據(jù)年份保持一致，對作為被解釋變量的各市經(jīng)濟增長率，我們采用2000年之后，最新到2013年的數(shù)據(jù)。通過《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，可以得到各市2010?2013年的人均GDP增長率。

根據(jù)人均GDP增長率（2000?2013年平均）的空間分布（圖略）可知，經(jīng)濟發(fā)展水平較低的西部地區(qū)的人均GDP平均增長率并不明顯比其他地區(qū)低。實際上，本文后面表2和表3的回歸結(jié)果表明，控制其他因素后，越是初始人均產(chǎn)出水平低的地區(qū)，反而經(jīng)濟增長率越高。

表2 面板數(shù)據(jù)混合模型、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型回歸結(jié)果

圖1為各市人均GDP增長率2000?2010年之間的變動量（ΔGGDP）和族群分化指標(biāo)2000?2010年之間的變動量（ΔEFI）的散點分布圖以及擬合線。由擬合線可知，族群分化指標(biāo)變動量和人均GDP增長率變動量之間存在明顯的負向關(guān)系。圖2是分地區(qū)的族群分化指標(biāo)2000?2010年之間的變動量（ΔEFI）和人均GDP增長率2000?2010年之間的變動量（ΔGGDP）的均值柱狀圖。由圖2可見，西部地區(qū)和中部地區(qū)的平均ΔEFI是負值，平均ΔGGDP是正值，這說明，西部和中部地區(qū)從2000?2010年的族群多樣性在減小，而人均GDP增長率在增大；東部地區(qū)的平均ΔEFI是正值，平均ΔGGDP是負值，這說明東部地區(qū)從2000年到2010年的族群多樣性在增大，而人均GDP增長率在減小。

圖1 ΔGGDP與ΔEFI的散點圖與擬合線

圖2 分地區(qū)的ΔEFI和ΔGGDP均值柱狀

圖3和圖4的基本結(jié)論似乎更支持理論主假說1b。但要想系統(tǒng)地證實主假說1b，或者證偽主假說1a，仍需下文進行細致的模型計量和檢驗。

參照Alesina 等（2003）等的處理，考慮到族群多樣性數(shù)據(jù)只有3年，而經(jīng)濟增長率數(shù)據(jù)有14年，我們將2000?2013年分為三期：2000?2004年為第一期，2005?2009年為第二期，2010?2013年為第三期。這樣，每期的族群多樣性和經(jīng)濟增長率數(shù)據(jù)都有變化。

除了使用族群多樣性作為核心解釋變量外，我們還添加了一些影響經(jīng)濟增長率的其他因素作為控制變量。參照Dincer 和 Wang（2011）的處理，并參考其他關(guān)于經(jīng)濟增長的文獻，我們添加了初始人均產(chǎn)出水平、固定資產(chǎn)投資比例、受教育程度、外貿(mào)依存度和城鎮(zhèn)化率。另外，還添加了省會城市虛擬變量、沿海城市虛擬變量和資源型城市虛擬變量。①國家計委宏觀經(jīng)濟研究院課題組（2002）確定了富含礦產(chǎn)資源的47個地級及以上城市為資源型城市。這47個城市分別是大慶、盤錦、東營、濮陽、克拉瑪依、唐山、邯鄲、邢臺、大同、陽泉、長治、晉城、朔州、烏海、赤峰、撫順、阜新、遼源、雞西、鶴崗、雙鴨山、七臺河、淮南、淮北、萍鄉(xiāng)、棗莊、平頂山、鶴壁、焦作、廣元、達州、六盤水、銅川、石嘴山、葫蘆島、銅陵、白銀、金昌、本溪、馬鞍山、郴州、攀枝花、白山、松原、伊春、黑河和云浮。

初始人均產(chǎn)出水平采用每期前一年（分別為1999年、2004年、2009年）各市的人均GDP數(shù)據(jù)的對數(shù)值來衡量。數(shù)據(jù)來自《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。根據(jù)現(xiàn)有經(jīng)驗實證研究，初始人均產(chǎn)出水平越高的地區(qū)，人均GDP增長率越低。固定資產(chǎn)投資比例采用固定資產(chǎn)投資與總GDP的比例來衡量，通過《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》提供的數(shù)據(jù)計算得出。這一指標(biāo)可用來表示新增實物資本投入，水平越高則經(jīng)濟增長越快。受教育程度用人均受教育年限來衡量。第五次（2000年）和第六次（2010年）全國人口普查資料本身提供了縣級以上行政單位的不同受教育程度的詳細人數(shù)統(tǒng)計，2005年全國1%人口抽樣調(diào)查也提供了不同受教育程度人群所占比重。由此可計算出三個不同年份各市的人均受教育年限。外貿(mào)依存度用進出口總額與總GDP的比例來衡量。通過《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》提供的數(shù)據(jù)計算得出。城鎮(zhèn)化率用城鎮(zhèn)人口占該市總?cè)丝诘谋戎貋砗饬?。?shù)據(jù)來自第五次（2000年）和第六次（2010年）全國人口普查資料和2005年全國1%人口抽樣調(diào)查。

表1為以上變量的描述性統(tǒng)計。其中初始人均產(chǎn)出水平為每期前一年數(shù)據(jù)，族群分化指標(biāo)、人均受教育程度為每期第一年數(shù)據(jù)，人均GDP增長率、固定資產(chǎn)投資比例、貿(mào)易開放度均為各期數(shù)據(jù)的平均值。

（三）計量模型與實證結(jié)果。利用三期不同的橫截面數(shù)據(jù)構(gòu)建面板數(shù)據(jù)，由此將主要使用面板估計模型來估計中國各市的族群多樣性對人均GDP增長率的影響。我們將分別報告并比較固定效應(yīng)模型、隨機效應(yīng)模型以及混合模型的回歸結(jié)果。以下為固定效用模型的回歸方程：

回歸結(jié)果如表2所示。這里我們分別展示了混合模型（OLS）、單向固定效應(yīng)模型（One-way FE）、隨機效應(yīng)模型（RE）和雙向固定效應(yīng)模型（Two-way FE）的回歸結(jié)果。F檢驗結(jié)果表明，固定效用模型比混合模型更適用。Hausman檢驗結(jié)果表明，固定效應(yīng)模型比隨機效應(yīng)模型更適用。因此我們主要關(guān)注雙向固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果。如表2中第4列回歸結(jié)果所示，族群分化指標(biāo)的回歸系數(shù)為?0.0947，且能通過5%水平的顯著性檢驗。②考慮到媒體披露的遼寧省經(jīng)濟數(shù)據(jù)造假問題（遼寧首次公開確認：2011年至2014年經(jīng)濟數(shù)據(jù)造假http://news.xinhuanet.com/politics/2017-01/18/c_1120331628.htm），我們在刪除遼寧省樣本后，重新進行了回歸。除了系數(shù)有微小變化后，回歸結(jié)果幾乎完全不變。限于篇幅，刪除遼寧后的回歸不在此匯報，下同。也就是說：其他條件不變，族群分化指標(biāo)越大，人均經(jīng)濟增長率越低。這支持了本文的理論主假說1b。

（四）穩(wěn)健性檢驗。這里，我們將換用族群多樣性的另外一種度量，來檢驗表2中回歸結(jié)論的穩(wěn)健性。Montalvo 和 Reynal-Querol（2005）構(gòu)建了一種新的指標(biāo)?族群極化指標(biāo)（ethnic polarization index）來衡量族群多樣性，其現(xiàn)實含義為人群中不同族群兩極分化的程度。其計算方法為：用i地區(qū)j族群人口數(shù)量除以該地區(qū)全體人口的數(shù)量，可以得到i地區(qū)j族群人口數(shù)量占該地區(qū)全體人口的比重，表示為sji，該變量也等于在i地區(qū)全體人口中隨機抽查一人時他恰好為j族群的概率。按式（1）計算出的EPIi表示該地區(qū)的族群極化指標(biāo)。EPIi的取值范圍為0?1，值越大就表明該地區(qū)族群極化程度越高。

Montalvo 和 Reynal-Querol（2005）認為，族群極化指標(biāo)和族群分化指標(biāo)的共同點在于，同樣可以很好地衡量族群多樣性，實證上同樣顯著降低經(jīng)濟增長；不同點在于，增加社會沖突是族群極化指標(biāo)降低經(jīng)濟增長的機制之一，而族群分化指標(biāo)和社會沖突關(guān)系不明顯。

以族群極化指標(biāo)（2000年、2005年、2010年三年平均）表示的族群多樣性的空間分布的描述性統(tǒng)計如表3所示。

表3 族群極化指標(biāo)描述性統(tǒng)計

回歸結(jié)果如表4所示。我們同樣主要關(guān)注雙向固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果。如表4中第4列回歸結(jié)果所示，族群極化指標(biāo)的回歸系數(shù)為?0.0575，且能通過10%水平的顯著性檢驗。也就是說：其他條件不變，族群極化指標(biāo)越大，經(jīng)濟增長率越低。雖然回歸系數(shù)相比表2中第4列回歸系數(shù)有所減小，而且顯著性有所下降，但這仍支持了表2回歸的基本結(jié)論，主假說1b成立。無論以族群分化指標(biāo)還是族群極化指標(biāo)度量，族群多樣性越大，人均經(jīng)濟增長率越低。

表4 面板數(shù)據(jù)混合模型、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型回歸結(jié)果

（五）內(nèi)生性問題討論。實證結(jié)果和穩(wěn)健性分析都支持了本文的理論主假說1b，而否定了主假說1a。即其他條件不變，各市族群多樣性越大，人均經(jīng)濟增長率越低。盡管以上面板固定效應(yīng)模型最大可能地解決了遺漏變量問題，但我們?nèi)孕桕P(guān)注族群多樣性和經(jīng)濟增長率兩個變量之間的反向因果問題。因為，不僅族群多樣性可以影響人均經(jīng)濟增長率，人均經(jīng)濟增長率反過來也會影響族群多樣性，即經(jīng)濟增長快速地區(qū)會通過增加對移民的吸引而推高族群多樣性。

為了克服這種可能存在的反向因果所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，實現(xiàn)更清晰的因果識別，本文采用各市到省會的距離作為族群多樣性的工具變量，并使用兩階段最小二乘法（2SLS）重新考察族群多樣性對人均經(jīng)濟增長率的影響。使用各市到省會的距離作為工具變量的依據(jù)有以下兩點：

第一，各市到省會的距離和族群多樣性顯著正相關(guān)（表5中第2列回歸結(jié)果也支持了這一點，在控制了省會城市等變量后，各市到省會的距離仍對族群多樣性有很強的正向解釋力），這是由各民族人口在歷史上的分布和遷移所決定的。多民族高度混居的地方往往遠離省級行政中心。計量分析表明，民族自治州是多民族高度混居的地方（民族自治州虛擬變量與族群多樣性高度正相關(guān)，變量之間的相關(guān)系數(shù)為0.5883，顯著水平為0.0000），而且民族自治州虛擬變量與各市到省會的距離顯著正相關(guān)（二者相關(guān)系數(shù)為0.1485，顯著水平為0.0000）。

表5 工具變量及兩階段最小二乘法回歸結(jié)果

第二，各市到省會的距離和各市的人均經(jīng)濟增長率沒有直接關(guān)系，因為各市的人均經(jīng)濟增長率變動很大，但各市到省會的距離則是固定不變的外生地理變量。盡管各市到省會城市距離也在一定程度上反應(yīng)了省會中心城市對其他城市的經(jīng)濟輻射效應(yīng)，但更多是影響其經(jīng)濟發(fā)展水平，而非經(jīng)濟增長率。相關(guān)性分析也支持了這一結(jié)論，各市到省會的距離與人均經(jīng)濟增長率之間的相關(guān)系數(shù)極小，且在統(tǒng)計上不顯著（相關(guān)系數(shù)為?0.0038，顯著水平為0.9053）。

表5展示了工具變量及兩階段最小二乘法的回歸結(jié)果。第2列可以看出，各市到省會的距離與族群分化指標(biāo)高度相關(guān)，回歸系數(shù)為正，且能通過1%水平的顯著性檢驗。對該工具變量F檢驗的結(jié)果是19.7126，因此不是弱工具變量。第1列兩階段最小二乘法的回歸結(jié)果顯示，族群分化指標(biāo)回歸系數(shù)為?0.0858，且能通過5%水平的顯著性檢驗。這說明使用工具變量法消除變量內(nèi)生性后，族群多樣性對經(jīng)濟增長率有顯著的負向影響。當(dāng)然，需要說明的一點是，由于該工具變量是非時變的，所以這里識別的是組間效應(yīng)，而非組內(nèi)效應(yīng)。

由上分析可知，理論主假說1b得到了支持，而理論主假說1a被否定。

四、影響機制：語言溝通成本、私有及公有部門投資和中央轉(zhuǎn)移支付

這里將對族群多樣性影響地方經(jīng)濟增長的影響機制進行檢驗。本文理論假說部分提到，在中國，高的族群多樣性可能通過兩個機制，語言溝通成本和私有部門投資，降低了地方經(jīng)濟增長；但也可能通過另外兩個機制，公有部門投資和中央轉(zhuǎn)移支付緩解了這種負向影響。我們分別對這四個機制（分假說 2、3、4、5）進行檢驗。

（一）語言溝通成本。在中國，不同族群有不同的日常使用語言（或方言），這可能導(dǎo)致族群多樣性增大了語言溝通成本。盡管漢字和普通話分別是全國通行的文字語言和口頭語言，但法律保障少數(shù)民族使用本民族文字語言的合法權(quán)利，除漢語外，被使用的少數(shù)民族語言有100多種（中國社會科學(xué)院語言研究所等，2012）。而且，在很多民族自治地區(qū)，少數(shù)民族文字和語言擁有同樣的官方地位。來自“中國語言文字使用情況調(diào)查”的數(shù)據(jù)顯示，藏族、維吾爾族、哈薩克族等8個少數(shù)民族能用漢語與人交談的比例在50%左右或以下（中國語言文字使用情況調(diào)查領(lǐng)導(dǎo)小組辦公室，2006）。我們從《中國語言地圖集（第2版）》中搜集整理了全國346個市所各自包含的方言片區(qū)數(shù)據(jù)（既包括漢語方言、也包括少數(shù)民族方言）。對市級數(shù)據(jù)的相關(guān)性分析顯示，族群多樣性和語言多樣性之間顯著且高度相關(guān)（相關(guān)系數(shù)為0.585，顯著水平為0.000）。徐現(xiàn)祥等（2015）通過實證研究發(fā)現(xiàn)，在中國，以方言種類表示的語言多樣性和地方經(jīng)濟發(fā)展水平之間有負向關(guān)系。那么，語言多樣性會影響地方經(jīng)濟增長率嗎？

表6展示了OLS模型的回歸結(jié)果。表6第3列顯示，在控制了初始人均產(chǎn)出水平、固定資產(chǎn)投資比例、貿(mào)易開放度、人均受教育程度、外貿(mào)依存度、城鎮(zhèn)化率、省會城市虛擬變量、沿海城市虛擬變量、資源型城市虛擬變量和省份固定效應(yīng)后，方言多樣性的回歸系數(shù)為?0.000883，且能通過1%水平的顯著性檢驗。這說明，以方言多樣性衡量的語言溝通成本顯著降低了地方的經(jīng)濟增長率。所以我們得出結(jié)論，語言溝通成本的增加是族群多樣性降低地方經(jīng)濟增長率的一個機制。因此，在少數(shù)民族地區(qū)推廣普通話的政策對促進這些地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展具有正效應(yīng)，不僅是正確的，而且是有待加強的。分假說2得到了支持。

表6 以方言多樣性衡量的語言溝通成本對人均經(jīng)濟增長率的影響

（二）私有及公有部門投資。由于市級私有和公有部門投資數(shù)據(jù)尚不可得，這里僅提供省級數(shù)據(jù)分析的結(jié)果。通過《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》，我們查找到歷年各省按經(jīng)濟類型細分的固定資產(chǎn)投資的數(shù)量，將其中的“國有經(jīng)濟”和“集體經(jīng)濟”歸并為“公有部門”，將其中的“私營個體經(jīng)濟”“聯(lián)營經(jīng)濟”“股份經(jīng)濟”“外商投資經(jīng)濟”“港澳臺投資經(jīng)濟”和“其他經(jīng)濟”歸并為“私有部門”，這樣可以計算出歷年各省2010年到2014年“公有部門”和“私有部門”的固定資產(chǎn)投資比例。本文構(gòu)建面板數(shù)據(jù)，用雙向固定效應(yīng)模型估計族群分化指標(biāo)對各省私有部門固定資產(chǎn)投資比例及公有部門固定資產(chǎn)投資比例的影響。另外，由于全部門固定資產(chǎn)投資有市級數(shù)據(jù)，也用雙向固定效應(yīng)模型估計了族群分化指標(biāo)對各市固定資產(chǎn)投資比例的影響。

由表7第2列可見，控制了人均經(jīng)濟產(chǎn)出水平、省份固定效應(yīng)和時間效應(yīng)之后，族群分化指標(biāo)顯著降低了私有部門固定資產(chǎn)投資的比例，回歸系數(shù)為?0.996，能通過5%水平的顯著性檢驗。由表7第3列可見，族群分化指標(biāo)對公有部門固定資產(chǎn)投資比例沒有顯著影響。由表7第1列可見，族群分化指標(biāo)顯著降低了全部門固定資產(chǎn)投資比例，回歸系數(shù)為?0.525，能通過10%水平的顯著性檢驗。對比這三列結(jié)果，我們能得出一個非常有意思的發(fā)現(xiàn)：族群多樣性降低了私有部門投資率，而對公有部門投資率沒有影響。族群分化指標(biāo)對全部門固定資產(chǎn)投資比例的降低效應(yīng)，主要是通過私有部門發(fā)揮影響的。分假說3和分假說4得到了支持。

表7 族群多樣性對私有部門和公有部門的固定資產(chǎn)投資的影響

族群多樣性為什么會降低私有部門投資？我們將其解釋為，高族群多樣性導(dǎo)致人群之間語言溝通成本更高、認同信任更低、合作更少。這些可能導(dǎo)致更高的投資風(fēng)險和更不穩(wěn)定的收益率。因此作為趨利避害的市場主體，私有部門可能會減少在高族群多樣性地區(qū)的投資。而族群多樣性對公有部門投資率沒有影響也是合理的。公有部門的投資決策很大程度上是政治考量而且承擔(dān)了減小區(qū)域差距的功能，不像私有部門那樣趨利避害，對不利的投資條件也沒有那么敏感。

綜上所述，我們得出結(jié)論，降低私有部門投資是族群多樣性降低地方經(jīng)濟增長率的一個機制，而族群多樣性不影響公有部門的投資率。換言之，相較于私有部門投資，公共部門投資或政府主導(dǎo)的向西部少數(shù)民族地區(qū)傾斜的公共投資政策，起到了促進民族平等和減小區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距的作用。

（三）中央轉(zhuǎn)移支付。和投資數(shù)據(jù)類似，由于市級的中央轉(zhuǎn)移支付數(shù)據(jù)不可得，這里僅提供省級數(shù)據(jù)分析的結(jié)果。通過《中國財政年鑒》中的歷年各省公共財政預(yù)算收支決算總表中的“中央補助收入”一項除以各省當(dāng)年人口總數(shù)，可得人均中央財政轉(zhuǎn)移支付。本文構(gòu)建31個省級單位2000年、2005年和2010年年份的面板數(shù)據(jù)，用不同的模型來估計族群分化指標(biāo)對各省人均中央轉(zhuǎn)移支付的影響。F檢驗結(jié)果表明，固定效用模型比混合模型更適用。Hausman檢驗結(jié)果表明，固定效應(yīng)模型比隨機效應(yīng)模型更適用。因此我們主要關(guān)注雙向固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果。見表8所示。

表8 族群多樣性對人均中央轉(zhuǎn)移支付的影響

由表8第4列回歸結(jié)果可見，族群分化指標(biāo)的回歸系數(shù)為31 035，且能通過5%水平的顯著性檢驗。也就是說，在控制了人均經(jīng)濟產(chǎn)出水平、省份和年份固定效應(yīng)之后，族群分化指數(shù)越高，人均中央轉(zhuǎn)移支付越高。族群分化指數(shù)每提高0.1，該地能多得到人均3 103.5元的中央財政轉(zhuǎn)移支付。分假說5得到了支持。這表明，中國的轉(zhuǎn)移支付政策的確對多民族地區(qū)有傾向性，這在很大程度上緩解了族群多樣性對經(jīng)濟發(fā)展的不利影響，促進了民族和地區(qū)之間經(jīng)濟平等。

五、結(jié)論、啟示與展望

本文基于第五次（2000年）、第六次（2010年）全國人口普查數(shù)據(jù)以及2005年全國1%人口抽樣調(diào)查資料，構(gòu)建了346個城市的族群多樣性的面板數(shù)據(jù)，開創(chuàng)性地從城市層面考察了中國的族群多樣性對經(jīng)濟增長率的影響，并探求了族群多樣性影響市級經(jīng)濟增長的影響機制。

本文實證分析結(jié)果顯示，在控制了初始人均產(chǎn)出水平、固定資產(chǎn)投資比例、人均受教育程度、貿(mào)易依存度、城鎮(zhèn)化率等變量，以及控制了各市固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，最大程度地解決了遺漏變量問題后，以族群分化指標(biāo)衡量的族群多樣性仍顯著降低了地方人均經(jīng)濟增長率。在使用族群極化指標(biāo)進行穩(wěn)健性分析和采用各市到省會的距離作為族群多樣性的工具變量以消除變量內(nèi)生性后，結(jié)論仍然成立。這一發(fā)現(xiàn)，確認了國際文獻關(guān)于族群多樣性經(jīng)濟降低效應(yīng)的命題在中國也是成立的。這說明，作為一種社會結(jié)構(gòu)性因素，族群多樣性的確對經(jīng)濟表現(xiàn)有獨立的影響，這一發(fā)現(xiàn)對豐富經(jīng)濟增長的結(jié)構(gòu)主義理論有所助益。通過對族群多樣性經(jīng)濟影響機制的探討，我們進一步發(fā)現(xiàn)，高的族群多樣性顯著增大了語言溝通成本，降低了私有部門投資率；另一方面，公有部門投資率不受族群多樣性影響，人均中央財政轉(zhuǎn)移支付和族群多樣性顯著正相關(guān)，這兩者很大程度上緩解了族群多樣性對經(jīng)濟增長暫時的不利影響。

本研究具有多方面的現(xiàn)實意義和政策意涵。雖然我們的研究表明族群多樣性會顯著降低地方經(jīng)濟增長，但其負面效應(yīng)并非是一成不變的，而是會隨制度或政策變化的。事實上，Alesina和 Ferrara（2005）已表明，包容的社會體制有利于降低族群多樣性的負面經(jīng)濟影響。本文機制部分的探討，也為政府通過民族政策、語言政策、區(qū)域政策和產(chǎn)業(yè)政策消除這一效應(yīng)提供了思路。中國政府采取了一系列平等開放包容的民族政策，對少數(shù)民族聚居的地區(qū)在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會救助等領(lǐng)域的傾斜性政策，以及推行雙語政策以普及普通話等，都可以減少因族群多樣性造成的溝通和信任問題，減少各族群之間經(jīng)濟交易的成本，降低族群多樣性對經(jīng)濟發(fā)展的負面影響。同時，我們有關(guān)族群多樣性經(jīng)濟影響機制的研究結(jié)果表明:公有部門投資和中央轉(zhuǎn)移支付緩解了族群多樣性對經(jīng)濟增長的負向影響。這意味著，為了提升多族群地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平，政府一方面應(yīng)該著力加大公有部門的投資來彌補私有部門投資的短缺；另一方面可以通過增強公共部門投資以鼓勵旅游業(yè)、休閑業(yè)、文化業(yè)等領(lǐng)域的發(fā)展，以發(fā)揮多族群創(chuàng)意優(yōu)勢在推動經(jīng)濟增長中的作用。

當(dāng)然，本研究也存在一些不足，以及限于篇幅未能細致探討的地方，將來可以從以下幾方面進行拓展性研究:第一，從行業(yè)水平上考察族群多樣性對創(chuàng)新的促進和對經(jīng)濟的正向作用；第二，度量各地包容性民族政策的實施力度和效果，并進一步考察這些政策對族群多樣性地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的影響；第三，考察族群多樣性與民族聚居區(qū)特色產(chǎn)業(yè)政策和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展政策。這幾個方面，既有理論貢獻，也具有極強的公共政策意涵。最后，經(jīng)濟發(fā)展的結(jié)構(gòu)性影響因素，無論是經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、社會結(jié)構(gòu)、地理結(jié)構(gòu)、制度結(jié)構(gòu)還是文化結(jié)構(gòu)，依然是一個有待深入挖掘的研究課題。具體到族群多樣性這一結(jié)構(gòu)性因素如何對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響，還有相當(dāng)多未知的領(lǐng)域有待探索，有待更多、更細致的理論建模和計量分析。

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