为增长而失衡——中国式发展的经验与理论，本文主要内容关键词为：理论论文,经验论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
DOI：10.14116/j.nkes.2015.06.001 一、中国式发展的特征：总量增长与结构失衡 发展的目的不外乎就是把蛋糕做大而且相对公平地分享。效率和公平是评价任何发展模式的两个基本维度(Basu，2000)。就中国这样的发展中大国而言，总量增长相对单一，而结构失衡涉及的面则相对广泛——重要的方面包括居民之间的差距、城乡之间的差距、地区之间的差距、产业之间的差距、环境问题等长期问题，以及国际收支差距、投资与消费结构等短期问题(项俊波，2008)。那么，中国在这两个维度上的发展绩效如何呢①？ 图1直接从构成经济总量的部门结构层面统一了“总量增长与结构失衡”这两个发展的维度。在增长维度上，1953-2008年这56年的年均经济增长率高达8%以上，1953-1977年这25年的年均经济增长率高达6%以上，1978-2008年这31年的年均经济增长率高达9%以上。就三次产业部门结构失衡来看，1953-2008年这56年的年均熵指数高达30%以上，1953-1977年这25年的年均熵指数高达40%以上，1978-2008年这31年的年均熵指数高达26%以上。尽管改革开放是一个“结构虚拟变量”，改革开放之后总量增长增大、结构失衡减少，但增长与失衡的伴生关系特征并未改变。因此，总体上看中国的发展绩效是：总量增长成就突出，结构失衡代价沉重。更重要的是，图1还展现出了“总量增长与结构失衡”相互伴生的动态趋势：经济总量扩张必拉大经济结构失衡程度；反之，经济结构失衡程度亦随经济总量回落而缩小(袁江和张成思，2009)。因此，中国不应该对总量增长过于沉迷，当然也无需对结构失衡过于沮丧。增长与失衡只不过是发展过程中表现出来的收益和代价罢了，关键是要理解为什么中国经济发展会呈现出这种特点。
图1 中国式发展：总量增长与结构失衡的伴生关系 资料来源：根据《新中国六十年统计资料汇编》测算，关于用泰尔熵测算结构失衡的讨论参见第三部分。 二、中国式发展的缘由：寻找政府主导经济的阿基里斯之踵 (一)增长与不平等：由来已久的理论争议 正如公平与效率是人类古老的话题一样，增长与不平等的关系也是经济学重要的主题。早在半个多世纪以前，Kuznets(1955)就提出了为后世广为争议的假说：在收入水平较低阶段，经济增长与收入差距扩大相伴随，但在经济发展到一定水平之后增长会缓解收入差距②。20世纪60年代和70年代教科书中的基调是，收入差距有利于激励，从而也有利于增长(Ahgion et al.，1999)。然而，在20世纪80年代及90年代随着新增长理论的兴起，这些传统的观点遭到了驳斥，新的观点认为削减收入差距的再分配有利于增进穷人的机会和教育并扩大市场，从而有利于增长，增长反过来又有利于缓解不平等。因此，更高的平等是增长自我维系以及良性发展的条件(Murphy et al.，1989；Todaro，1997)。来自20世纪80年代之前数据的分析结论模棱两可(Aghion et al.，1999)。在争议尚未平息的20世纪80年代及90年代之后，OECD等发达国家又出现了新一轮的(工资)收入差距持续扩大的趋势。涌现了偏向型技术进步、贸易自由化、组织方式变化三种流行的解释增长放大收入差距的观点(Acemoglu，2002；Akerman et al.，2013)。这些争议确实凸显了发达国家市场机制的复杂性③。但是正如Garcia-Penalosa和Turnovsky(2007)总结道：“实际上，这些争论都忽略了扭曲税的角色。然而，一旦意识到这点，政策制定者显然会面临潜在的两难取舍(trade-offs)，即促进增长的政策可能与税前税后的收入分配相抵触”。亦即，过去的文献忽略了政府财政政策在增长与不平等之间的两难效应(trade-offs)。Garcia-Penalosa和Turnovsky(2007)在一个带有初始财富不平等和劳动供给具有弹性的理论模型中发现，增长增进型政策会引致不平等。 我们也猜测存在增长与失衡的伴生关系内生于政府政策的机制④，但这个机制在中国有其独特性。除了居民个体收入分配不平等与总量增长关系之外，构成经济总量的地区部门、城乡部门、产业部门等部门之间的结构失衡问题可能发展中国家也有其根本性的不同之处。虽然在卡尔多特征事实所刻画的平衡增长之外，发达国家与发展中国家都经历了或者正在经历由库茨尼茨特征事实所刻画的部门结构的变迁，但如图2所示，美国经济增长率与三次产业结构失衡并没有表现出中国那样的特征(图1)，总量增长和结构失衡都非常温和，尤其结构近乎均等化状态。那么，究竟存在内生增长与失衡伴生关系的中国式因素吗？
图2 美国式发展：“总量与结构”相对平稳 资料来源：根据世界银行(2013)数据测算。 (二)中国的国情：政府主导的经济增长 如果要找到增长与失衡伴生关系背后关键的中国式因素，那么势必需要从中国式增长说起。如果从新中国成立后的计划经济时代，再到渐进式市场转轨，就整个六十多年的发展历程来看，政府主导经济发展应该是一个基本特征事实。这一点可以从财政收支占GDP的比重及其支出结构得到直观的体现。1952-2008年，财政收入占GDP比重年均高达22.47%，财政支出占GDP比重年均高达23.18%。当然，这个比例还不足以说明问题。更重要的是，中国财政支出中直接用于拉动经济增长的经济建设费平均就占到了49%以上。虽然1978年改革开放之后，政府已经把定价权让位于市场了，但通过国企、市场准入限制、深度介入的产业政策、地区政策(包括特区政策)、城乡政策等等依然控制着国民经济的命脉和市场经济主体的激励机制。正如前所述，中国经济的增长成就斐然。因此，中国政府，尤其是地方政府，也被誉为“发展型政府”；中国官员，尤其是地方官员，也被冠以经营辖区经济的“政治企业家”。无数的文献和学者努力地寻找着中国经济增长奇迹背后的原因和动力机制，归纳出了众多的“中国模式”，诸如“中国式联邦主义”(Qian和Xu，1993；Qian和Weiganst，1997)、“网络资本主义”(Boisot和Child，1996)、“为增长而竞争”(张军和周黎安，2008)、“中性政府”(姚洋，2009；贺大兴和姚洋，2011)、“地区性分权式权威主义”(Xu，2011)、中国式增长(Song et al.，2011)、发展战略理论(新结构经济学)(林毅夫，1994、2012)等等⑤。 (三)政府主导经济发展的阿基里斯之踵：部门专用性政策 1.政府主导经济的得失 文献中所归纳的各种中国模式，在肯定政府主导经济的增长成绩时也都指出了其带来的负面后果，比如中国式联邦主义诱发的保护主义(Li和Zhou，2005)，网络主义陷入的规则困境(Li，2000；王永钦，2006、2008)，为增长而竞争所扭曲的民生支出(付勇和张晏，2008)，粗狂式增长(吴敬琏，2005)。王永钦等(2007)以及王贤彬和徐现祥(2014)就较为系统地总结了分权式改革的代价以及官员引领发展的风险。聂辉华(2013)也系统总结了中国经济增长模式下政企合谋诱发的一系列“事故”——矿难、高房价、食品安全等等。林毅夫等(林毅夫等，1994；林毅夫和刘培林，2003；林毅夫和苏剑，2007；林毅夫，2008；陈斌开和林毅夫，2013；林毅夫和陈斌开，2013)反复强调了政府的重工业赶超发展战略导致的三位一体的系统性结构失衡的负面后果，比如地区差距、城乡差距、分配恶化等失衡问题。贺大兴和姚洋(2011)也指出了“中性政府”为追求增长而把有限资源分配给高生产能力群体的做法势必扩大收入差距。总之，正如Heston和Sicular(2008)与其他国家对比所总结的中国式发展的几个重要特征：增长与脱贫成就表现优良，失衡与不平等表现严峻，政府及其官员在决策中的权力巨大。 因此，在此背景下将“增长与失衡”视为政府主导经济的得失并无不妥。恰如许成纲概括的(Xu，2011)：“中国改革的经验教训表明，这种根本性问题的答案由不同政府干预形成的成本和收益取舍(trade-offs)所决定”。虽然前述文献所指出的政府主导经济存在的得失对于理解总量增长与结构失衡很有启发性，但是在同时内生总量增长与结构失衡的逻辑上并不清晰流畅。姚洋的“中性政府观”虽然细致地揭示了中性政府追逐增长的机制，却未深入揭示失衡的机制。聂辉华的总结过于琐碎，缺乏一个相对一致的宏观分析框架。王永钦等、王贤彬和徐现祥、许成钢等的总结更多的偏向于评述而非建构。Brandt和Rawski(2008)的总结过于全面而无一个核心的逻辑架构。因此，未来的研究还迫切需要一个同时内生总量增长与结构失衡的统一分析框架。现有文献的积累不但极具启发性，而且对于构建这样的框架也提供了理论前提。本文直接承前于姚洋等的“中性政府观”和林毅夫等的“新结构经济学”。 2.中性政府的行为 姚洋等(姚洋，2009；贺大兴和姚洋，2011)认为，中国政府是一个中性政府(Disinterested Government)，这样的政府不会迁就某些特殊利益群体，其经济政策与群体间的非生产性特征无关，能够放开手、脚把资源分配给那些最具生产力的群体，从而促进经济增长，但必然会扩大群体或地区之间的差距。他们详细论证了非民选政府策略性选择成为中性政府所具有的效率含义。虽然尚未揭示失衡的机制，但这个思想其实已经蕴涵了政府为增长而失衡的可能性。贺大兴和姚洋(2011)理论模型的一个重要推论是：一个中性政府会选择性地采取有利于经济增长的政策，哪怕这些政策会造成收入的不平等。中国政府之所以能够采取这些看似歧视性的政策，恰恰是因为它是中性的：并不特别地照顾任何群体的利益，它才可能放开手脚采取“有偏”但与生产能力匹配的经济政策⑥。 通过农村改革和特区政策两个具体的例子，贺大兴和姚洋(2011)认为，“在具体政策上，把政府看作是一个精于计算的主体还是合适的，因为具体政策得利者和失利者是比较明显的。政府在做决策的时候总要在社会群体之间进行取舍。”如此说来，主导经济的政府确实有动力实施“为增长而失衡”的政策动机。但是，这样的政策的特征是什么？什么样的政策能够同时内生增长与失衡？机制何在？他们尚未深入阐述，不过林毅夫(2012)在新结构经济学中的论述对此极具启发性，为寻找这些问题的答案提供了思路。 3.新结构经济学的诠释：部门专用性政策 在贺大兴和姚洋(2011)的模型中，“政府决定两个政策，一个是税率，一个是政府服务。在现实中，我们可以把这两个决策理解为政府政策对不同群体的损失和收益的实质性影响”。因此，这样的政府政策的关键特征就是群体专用的。正如Kruger(2011)所指出的：“(新结构经济学)能够称为新的部分是如下断言：协调和基础设施升级应该以某种方式与一些特定产业相联系”。林毅夫(2012)进一步解释到：“事实上对发展中国家制定成功的发展战略来说，甄别新产业和优先利用政府资源来发展这些产业都是至关重要的。为什么呢？因为基础设施的改善往往是产业专用的。看看非洲国家最近一些成功的案例，你就知道甄别产业的必要性。例如：毛里求斯的纺织业、莱索托的服装业、布基纳法索的棉花产业、埃塞俄比亚的切花业、马里的芒果产业和卢旺达的猩猩旅游业。它们都需要政府提供不同类型的基础设施。把埃塞俄比亚的鲜切花运往欧洲拍卖地点需要在机场和正常航班上有冷藏设备，而毛里求斯的纺织品出口需要港口设施的改善，二者需要的基础设施显然不同。类似地，莱索托服装产业所需的基础设施与马里的芒果生产和出口或者卢旺达用以吸引猩猩观光者所需的基础设施是完全不同的。因为财政资源和实施能力的限制，每一个国家的政府必须设立优先级，以决定哪些基础设施应予优先改善以及公共设施的最优位置应设在哪里，这样才能取得成功。邓小平在中国向市场经济转型初期就解释了这种实用智慧，他同意允许一些地区和人们先富起来，最终使所有中国人能实现共同富裕。” 贺大兴和姚洋(2011)模型中的群体专用性政策与林毅夫(2012)新结构经济学中的产业或地区专用政策在促进增长作用上是一致的，并且新结构经济学中的部门专用性政策也只有在中性政府的前提下才能够发挥到极致。实际上，如贺大兴和姚洋(2011)所言，任何部门专用政策都会产生得利者和失利者，得到政策优惠的群体获利，没有得到政策优惠的群体可能还要承担政策成本。也如Kruger(2011)所言，“你可以想象，要求保护力度更大、时间更持久的保护的政治压力会有多大。大家都知道，保护一些产业就意味着不保护其他产业，所以改革的收效必然会被削弱。”因此，也只有具备强权的中性政府才能顶住各种政治压力去实施会在不同群体之间引起利益冲突的部门专用性政策。在民选或者民主政府中，部门专用的政策会遭到受损者的政治压力，迫使政府难以实施这样的政策。如反映中国增长与失衡的图1与反映美国增长与失衡的图2之间的反差，可能就反映出了这种根本性的政府行为差异。 如果说部门或群体专用性政策是内生总量增长与结构失衡关系背后直接的政策工具，那么中性政府则是实施部门专用政策的保证。林毅夫(2012)在新结构经济学中提出了这种发展的部门专用性政策的思想，并指出了倾斜程度过于违背比较优势的严重后果，如旧结构主义的主张。贺大兴和姚洋(2011)不但指出了这种群体专用的政策有利于增长最大化，还可能诱发收入差距。Kruger(2011)也担心这种部门专用性政策诱发部门之间失衡的风险而质疑了林毅夫(2012)。因此，部门专用性政策可能是解释中国总量增长与结构失衡伴生关系的核心变量，并且可能是一个极具中国特色的概念。倘若不是如此，那么有哪个发展中大国能够以将近两位数的增长率持续数十年之久呢，然而又有哪个发展中大国在取得如此骄人的总量增长成就的同时又面临着如此严峻的不平等和结构失衡呢(Heston & Sicular，2008)？ 事实上，自从Barro(1990)的开创性研究以来，政府的公共服务(税收政策与公共支出)在内生增长中得到了大量的研究。这些研究细致地分析了税收种类(劳动税、消费税、资产税、所得税以及遗产税(在代际交叠模型中))与税率，以及公共支出结构(生产性支出、消费支出、混合性支出)与转移支付(包括在多级政府架构模型中的中央政府转移支付)及其规模等等对经济增长的影响。但是，具有部门专用性政策特征的财税政策在这个主流的框架中却被忽略了。部门专用性政策实际上是根据施政群体对象不同而实施不同的政策。即
在现有文献中是n种类型的税，而部门专用性政策则意味着
是第i种类型的税(比如劳动税)所针对m个群体实施的群体专用性税(比如以户籍身份为标准的差别性劳动税)。同样，
在现有文献中是n种类型的公共支出(服务)，而部门专用性政策则意味着
是第i种类型的公共支出(比如公共教育支出)所针对m个群体实施的群体专用性公共支出(比如以户籍身份为标准的差别性公共教育支出)。现有文献虽然也探讨了不同的税和公共支出的类型组合对经济增长以及不平等可能有不同的影响(如Easterly & Rebelo，1993；Devarajan et al.，1996；Fiaschi，1999；Jha，1999；Scully，2003；Garcia-Penalosa & Turnovsky，2007)，但是新结构经济学中提出的部门专用性政策对总量增长与结构不平等的影响并未得到关注——部门专用性政策所具有的结构性特征可能才是中国等快速发展的发展中国家(广义上的)公共政策的核心⑦。 部门专用性政策的重要性在于其具有结构效应。部门专用性政策可以利用其结构效应制造更高的总量增长，但正因为如此同时可能诱发结构失衡。新结构经济学的这个部门专用性概念可能会突破传统公共经济学以及AK内生增长模型的思路，但是新结构经济学在其理想的政府与市场关系定位分析中也可能忽略了其负面后果。所以，本文将其引入Barro(1990)经典模型来解释总量增长与结构失衡具有理论创新性，进一步在新结构经济学关于政府与市场关系定位理论的基础上夯实发展战略的成本与收益理论(付才辉，2014、2015)。 三、结构失衡：概念与测度 尽管各种结构失衡现象的具体内容和表现形式千差万别，但本质特征都是一种不均等状态。自Pareto以来产生了一系列研究如何用精确的指标来衡量不均等程度的文献。Cowell(2000)在《收入分配手册》中将现有文献中不均等指标研究方法分为三类：第一类指标通过先验的选择性过程来界定不平等，比如基尼系数和方差都有着非常直观的统计学和经济学意义；第二类指标由公理性方法推导出来，比如广义熵测度族——泰尔熵指数就是这一类指标；第三类指标是在福利经济学理论的基础上发展出来的，统称为Atkinson指数。 中国经济的结构失衡主要是体现在部门之间，相对而言部门内部的失衡程度较之于部门之间的失衡程度要低得多。政策异质性也基本上表现为部门专用，而不是个人专用。加之本文的任务是分析总量增长与结构失衡的伴生关系，因此分析单元应该设置为加总成经济总量的部门，比如产业部门、地区部门、城乡部门等等。所以，以部门为分析单元的话，第二类分析方法较为合适。比如以个体为分析单元的基尼系数就难以将部门之间的差距分解出来，而且对中间阶层的收入较为敏感，而对两端部门之间的差距不太敏感，从而难以度量城乡部门以及地区部门之间的差距。所以，文献中就常常使用以城镇居民可支配收入与农村居民纯收入之比度量城乡两部门之间的差距，但是这种做法没有考虑城乡人口比重，也就没有考虑城乡两个部门在总量中的相对重要性。因此，许多研究就广泛引入泰尔熵指数测度城乡部门、地区部门、产业部门之间的差距(王少平和欧阳志刚，2007；干春晖等，2011；万广华，2013；等等)。因此，鉴于泰尔熵指数适合于以部门为分析单位的研究，而且具有公理化形式逻辑和直观的经济学含义以及便于分解的优点，本文也遵循大量文献的做法采用泰尔熵指数来研究部门之间的结构失衡。当然，有必要坦诚交代的是，尽管我们在前文中将居民个体之间的(收入或工资)不平等现象也纳入到结构失衡中，但后文模型的分析单位与分析居民个体收入差距的单元还是有所不同，即便思想上并无二致⑧。 为了不显得过于抽象，我们以产业部门为例来讨论下结构失衡的概念与测度，地区部门与城乡部门等类似。任何一本产业经济学教科书都会提到产业结构变迁的两个基本维度——产业结构高级化和产业结构合理化。产业结构高级化也就是狭义上的产业结构变迁(产业升级)，即库茨尼茨特征事实或克拉克定律——农业份额的持续减少和工业和服务业的份额持续增加。产业结构失衡就直接对应于产业结构合理化。按照已有的界定，“产业结构合理化，是产业之间协调程度的反映，也就是说它是要素投入结构和产出结构耦合程度的一种衡量”(干春晖等，2011)。就这种耦合而言，研究者一般采用结构偏离度对产业结构合理化进行衡量。经济越加偏离均衡状态，产业结构越不合理。由于经济的非均衡现象是一种常态，尤其是发展中国家更为突出(Chenery et al.，1989)，从而结构偏离度为零便是理想的基准情况。干春晖等(2011)也认为结构偏离度指标将各产业一视同仁，忽视了各个产业在经济体的相对重要程度。因此，遵循他们的做法，本文也在已有文献的基础上引入了如下的泰尔熵指数来测度产业部门之间的结构失衡程度(见公式(1))：
四、政府主导经济的动态一般均衡模型 (一)CRRA偏好与线性最终产品加总 遵循常规，我们的模型经济采取连续时间并且采纳具有如下偏好的代表性家庭：
为了尽可能保持模型的简洁，我们抹去了非一致性偏好与技术进步差异这两个因素，而引入部门间的要素密度(或产出弹性)异质性——但我们不分析其对结构变迁(非平衡增长)的影响(类似的文献可参见Acemoglu & Guerrieri，2008；Ju et al.，2015)。因此，在抹去非一致性偏好之后，最简单的最终产品加总方式便是如下的线性加总：
式(3)可以视为更加一般化的CES加总方式的特例。当然，式(3)的加总方式没有考虑到城乡部门、农业与非农业部门、重工业与轻工业部门生产的产品之间的异质性，但是我们的模型也希望容纳地区部门，这是由于各个省市生产的产品可能同质性大于异质性。由于地区之间结构失衡是中国经济结构失衡的重要内容，为了捕获城乡、地区以及产业等部门间的总量增长与结构失衡伴生关系的共性，最终产品的线性加总不但简单而且更加合意。 同样为简化分析，设定人口增长率为零，即经济体的人口L为常数，单位化为1。C(t)表示t时刻经济体家庭的总消费，人均消费为c(t)=C(t)/L；W(t)表示t时刻经济体的家庭持有的实际总资产，人均实际资产为a(t)=W(t)/L；初值a(0)给定。同样出于简化的目的，假定家庭成员在任何t时刻都无弹性地供给1单位劳动，亦即无工作与闲暇的选择。此外，假定不同部门内部均有足够多的个体以保证市场是竞争性的，即行为者是工资w、利率r的接受者。因此，家庭预算约束就为：
(二)部门要素密度异质性与部门专用政策异质性 借鉴Barro(1990)、Barro和Sala-i-Martin(1992，2004)、Turnovsky(1996，2000)、Angelopoulous等(2006)处理政府公共支出进入生产函数的方式，以及Acemoglu和Guerrieri(2008)设置的部门要素密度异质性，我们将第i部门代表性企业采取的生产函数设为柯布-道格拉斯(C-D)生产函数形式：
按照Barro(1990)的分析思路，部门专用的政府公共支出与部门人均资本比
可设置为政府的政策操作工具，那么式(7)其实就是部门层面的AK模型，从而部门加总之后的总量增长也具备AK模型的内生增长特征。因此，政府可以通过政策工具影响
推动部门的内生增长，但边际增长效应递减，即
。 依部门i而定的
以及
画了政府支出层面上的部门专用的政府政策。同样，从政府收入的层面上，政府也可以设置部门专用的税收政策
。假定政府向部门i按产出征收赋税，税率分别为
∈(0，1)；并对其进行生产性支出
。因此，政府的总收入与总支出分别为
。此外，为尽可能更简化，假定政府支出不进入消费函数，政府也无自身消费，但必须满足预算平衡：
如果我们假定政府对每个部门的支出形成了部门内部共享的公共品，但对其他部门不具有外部性，那么政府支出就能够形成具有俱乐部品性质的公共品。其实，这就是前文提到的林毅夫(2012)所强调的部门专用性政策。差别性的税率
与公共支出
反映出部门所面临的外在的政策异质性(或者称之为政策倾斜)，或者称之为部门专用的政策。部门专用的政策在资源误配学派中也可称之为异质性“税收和补贴⑨”(Restuccia & Rogerson，2013)，这里的“税收和补贴”是非常广义的，不仅仅限于政府的财税政策，可以宽泛地指政府针对部门实施的一系列影响部门损益的政策和制度安排(姚洋和贺大兴，2011)。因此，本文的模型实际上就从部门要素密度异质性与政府部门专用政策异质性两个向度上拓展了Barro(1990)的经典政府公共服务内生增长AK模型，或可称之为结构AK模型。 (三)代表性家庭最优化行为 家庭面临的问题是在预算约束式(4)以及横截性条件
下选择消费路径最大化终身效用式(2)。构造该动态规划的Hamilton函数：
通过一阶条件变换可得Euler方程：
竞争性市场的对称性均衡条件(Symmetric equilibrium condition)下，上述FOC(式(15))对所有部门的代表性企业i(i=1，2，…，n)均同时成立，也就是说要素的流动使得工资与资本利率在所有部门均相等，即
，从而有：
(五)动态一般均衡 由于通过最终产品的线性加总而简化了产品市场的均衡，而劳动供给不带弹性的假定也简化了就业市场，所以根据瓦尔拉斯法则，在一般均衡时只需要资本市场出清即可：a(t)=k(t)。将资本利率与劳动工资式(21)带入消费增长方程式(13)、家庭预算方程式(4)可得该经济体的总量增长动态方程系统，再将式(20)与式(7)带入泰尔熵指数式(1)中可得结构失衡的状态方程，最后将二者联立便可得总量增长与结构失衡的动态一般均衡伴生系统：
(六)政府推动的内生增长与结构失衡 式(22)中包含了加总的平均变量(k，c)，也包含部门层面的参数与变量(
)，直观上看还不能够断定该模型经济存在如Barro(1990)模型中那样的内生平稳增长大道(BGP)，但我们可以证明拓展模型存在BGP(11)，即：
然而，式(23)中依然含有部门层面的参数与变量(
)，这样看上去似乎BGP在部门加总上需要“刀锋条件”。其实，这个“刀锋条件”由部门之间的流动性均衡自动消除了，即要求式(23)对任意i、j均成立：
这就是竞争性市场的对称性均衡条件的式(16)。 综上，政府可以使得该模型经济直接登上增长率为γ(式(24))的平稳增长大道，起点为
。模型经济不存在转移动态，如图3所示。
图3 政府推动的内生经济增长的相图 因此，我们就得到了用以解释第一部分中图1所描绘的总量增长与结构失衡的伴生系统：
五、为增长而失衡的机制 从式(26)中我们可以看到就结构性变量而言，政府的部门专用政策异质性
(
由
传导，而
与
由政府的预算约束联系在一起，所以直观的政策异质性是
以及市场的部门要素密度异质性
均可能同时影响到总量增长与结构失衡。如前所述，我们的模型正是从这两个方向拓展了Barro(1990)的政府公共服务内生经济增长模型：第一个方向是将同质性的部门拓展到异质性部门(要素密度异质性)；第二个方向是将政府的同质性政策拓展到异质性政策(部门专用政策)。 (一)基准情景(退化情景1)：既无要素密度异质性，也无政策异质性 第一种情景便是在两个方向上都做退化后的Barro(1990)基准情景。第一个方向上的退化意味着对任意部门i均有
=α，即所有部门的要素密度相同。第二个方向上的退化意味着对任意部门i均有
=τ与
=G，这意味着公共支出是部门通用的，而且所有的(广义上的)税收政策也是平等的。在此既无要素密度异质性也无政策异质性的退化模型经济中，参数变化为
，以及政府预算约束变化为G=T=τY，由于没有部门要素密度异质性，加总后可知整个经济的代表性厂商的生产函数为：
由政府的预算约束可知税率为τ=G/Y，将其带入式(27)可得政府公共支出-人均资本比为：
因此，系统式(22)中的经济增长动态系统就退化为经典的Barro(1990)政府公共服务内生经济增长的基准模型：
再将式(28)带入式(29)，便可知此模型以式(30)的增长率在平衡大道(BGP)上运行(可直接参见Barro(1990))。
根据Barro(1990)的分析，政府在预算约束下通过政策组合(τ，G)设计可以使得增长率式(30)最大化，即政府面临的问题可以表述为：
式(33)中的最大化增长率便是Barro(1990)的基本结论。与此同时，在前述退化的Barro(1990)模型经济中，式(26)中的泰尔熵指数始终为零，不论增长率最大化与否。 (二)市场自身的问题(退化情景2)：在退化情景1中纳入部门要素密度异质性 第二种退化情景是只在第二个方向上的退化，这就意味着对任意部门i均有
=τ与
=G，即不存在政策异质性。但是，部门之间依然存在要素密度异质性，即
。因此，系统式(22)中的经济增长系统就退化为：
与Barro(1990)的分析思路一致，政府在预算约束下通过政策组合(τ，G)设计可以使得增长率式(40)最大化，即：
此时，该模型经济的总量增长率和结构失衡程度为：
式(43)是在只存在部门要素密度异质性而不存在部门专用政策异质性的模型经济中，政府最大化总量增长的情况下的总量增长与结构失衡。由此也可以看到，单单由市场自身的异质性也可能引发结构失衡，那么政府的干预就可能加剧或者抑制结构失衡。 (三)一般情景：在退化情景2中再纳入部门专用的政策异质性 在退化情景2中再纳入部门专用的政策异质性便是本文模型的一般情景。同样，政府面临的问题也是在预算约束下最大化总量增长率。首先，将加总式(20)带入总的政府收入中：
式(49)其实刻画了解式(50)中所包含的部门专用政策异质性程度或者说是政策倾斜程度。这样的政策倾斜(不妨称之为最优政策结构)实现了经济总量增长率的最大化，然而必然也会导致部门结构之间的结构失衡。我们将这一结论概括为如下的为增长失衡的理论命题(12)：若
，则TL≠0，存在这样的i≠j(i、j=1，2，…，n)使其成立。 前述命题所反映出来政府追求总量增长率最大化所实施的部门专用政策诱发部门之间的收入差距或结构失衡的结论，与新结构经济学所强调的重工业赶超战略导致收入差距的结论是一致的(林毅夫和刘培林，2003；林毅夫，2012；林毅夫和陈斌开，2013)，但是与他们前期对增长的看法有所不同。按照“为增长而失衡”的机制，总量增长便可视为政府发展战略的收益，而结构失衡则可视为政府发展战略的代价。那么，如果考虑外部性，全盘否定重工业赶超战略的观点(林毅夫、李周和蔡昉，1994；乌杰，1995；于光远，1996)便十分欠妥，姚洋和郑东雅(2008)就强调了这一点。 (四)总量增长与结构失衡的分解 为了更加清晰的揭示总量增长作为政府发展战略收益的这一点，我们不妨在抹去部门要素密度异质性后与Barro(1990)基准模型做一比较，便可以看到部门专用政策异质性的单独作用。在抹去部门要素密度异质性后，式(50)中的最大化增长率变为：
然后，将式(51)减去式(33)中的Barro(1990)基准模型中的最大化增长率可得：
我们曾在第三部分讨论结构失衡时提到泰尔熵的一个优点是便于进行具有经济学含义的具体分解，通过这个分解机制我们就能够更加直观的理解前面复杂的机制。于是可用式(1)进行如下分解：
分别对应为部门要素密度异质性引致的结构失衡、政府结构型干预引致的结构失衡、政府总量型干预引致的结构失衡。回顾泰尔熵公式(1)的形式，第二项实际上也可以看成是政策异质性的泰尔熵指数，只不过权重是收入份额而非政府支出份额。因此，需要注意的是，由于权重的更换，上述三种类型的结构失衡可能包括了对结构失衡的抑制作用与诱发作用。 同样，我们可将式(48)中的解带入式(50)中的增长率，并将其分解为：
与前面Barro(1990)的基准情景相对比，式(57)对应于在既无部门要素密度异质性又无部门专用政策异质性模型中的增长率，而式(58)可称之为部门专用政策异质性制造的结构性增长。 六、结构失衡的经验分析 (一)具有理论基础的计量模型设定 根据前面结构失衡的分解方程式(55)，可将基准的计量模型设定为：
如前所述，
刻画了与部门要素密度异质性相关的结构失衡的来源，
刻画了与政策异质性(结构性干预)相关的结构失衡来源，
刻画了与政府干预程度相关的结构失衡的来源，ε为随机扰动项。鉴于式(59)的计量模型是从理论模型中推导出来的，具有严格的理论基础，我们不轻易纳入其他控制变量。此外，考虑到改革开放前后有大的差异，设置一个虚拟变量D以反映其前后变化。如前所交代的，由于变量
、
、
的加总权重原因，其系数符号可正可负，正的符号表示诱发作用，负则表示抑制作用。 (二)来自二元经济的经验分析 1.变量与指标 我们首先选取城乡二元经济部门(农业与非农业部门)为例(即n=2)，不仅仅是因为中国的城乡二元结构失衡最为严重，更主要的是因为城乡政策异质性泾渭分明。中国的城乡政策差异不仅仅体现在财税政策上，在诸如户籍、选举权等等制度层面的政策上也有较大的异质性。如图1所示，农业与非农业的二元经济结构失调与三次产业的熵高度一致，相关系数为0.997 4。城乡二元结构失衡与农业和非农业两大部门划分的产业部门间的结构失衡较为一致。当然，要量化广义上以及更加细分产业部门的政策异质性具有一定的难度。在此，我们简要对经济结构进行非农与涉农二元划分，以此建立相应指标，见表1。
2.数据来源与样本构建 通过二元经济结构划分之后，《新中国六十年统计资料汇编》有财政支出以及支农支出的数据，因此可利用表1中的公式计算出
、
。限于财税政策的统计口径，2006年前后非常不一致，因此我们的样本也截止到2006年。与政策异质性一样，市场异质性的测度也并非易事。为了尽可能的捕获到市场异质性，我们采取多角测度策略，构建多个样本。第一类样本是部门要素密度不随时间变化，第二类样本则是要素密度在不同的时间可能会不同。参考中国资本份额的已有研究，由于农业部门是劳动密集型，
取值为0.3或0.4；非农业部门是资本密集型，
取值为0.6或0.7。因此，
、
不同的取值组合便可以构造四个样本：样本1(
=0.3、
=0.6)、样本2(
=0.3、
=0.7)、样本3(
=0.4、
=0.6)、样本4(
=0.4、
=0.7)，可用作稳健性比较。在第二类样本中，章上峰等(2009)测算了中国1979-2005年的平均资本密度。利用农业与非农部门的两组权重(0.3，0.7；0.4，0.6)可构造两个要素密度时变的样本：样本5(权重为0.3和0.7)、样本6(权重为0.4和0.6)。 3.OLS回归结果 附表(13)是样本1的OLS回归结果。第二、三栏是单独回归刻画部门要素密度异质性的变量，不论控制时间趋势与否，变量
的系数均不显著，没有太大的解释力；第四、五栏是单独回归刻画政策异质性的变量，不论控制时间趋势与否，变量
的系数均显著为正，调整的可决系数均超过0.63；第六、七栏是完整设定模型的回归结果，在没有控制时间趋势的模型中，除了
外，
、
的系数均显著；在控制时间趋势的模型中，变量
、
、
的系数均显著；并且变量
的系数为负，而变量
、
的系数为正，表明市场异质性可能对结构失衡具有抑制作用，而政策异质性却有着非常显著的诱发作用；模型的调整可决系数在0.8左右，具有较高的拟合效果。附表3是改革开放之后要素密度时变样本的OLS回归结果，刻画政策异质性和政府干预程度的变量对结构失衡都有显著的诱发作用；而刻画市场异质性的变量的作用只有在单独回归的第二、三栏中表现出了显著的诱发作用(14)。 4.ARIMA回归结果 由于在时间序列数据中随机干扰项可能存在自相关，因此OLS估计可能有偏。鉴于此，我们重新采取ARIMA方法对样本1～6进行了回归。附表2是样本1的ARIMA回归结果，与OLS回归结果一样，刻画政策异质性和政府干预的变量
、
的系数显著为正，在完整设定模型的第六、七栏中刻画市场异质性的变量
的系数为负。附表4是改革开放之后要素密度时变样本5的ARIMA回归结果，同样政策异质性相关的变量
具有显著的诱发作用，刻画政府干预以及市场异质性的变量的诱发作用不太明显(15)。在要素密度时变的样本中，我们进一步采取了GMM估计，附表5是其结果，结果依然是稳健的。总之，政策异质性对结构失衡有显著的诱发作用，市场异质性反而表现出了一定的抑制作用。 (三)来自区域经济的经验分析 1.变量与指标 如前所述，除了二元经济表现出严重结构失衡之外，就要数中国区域经济之间的结构失衡了。相对于二元经济而言，区域经济的市场异质性可能较之政策异质性程度要大得多，而区域政策异质性的区分可能更加明显。同样，除了财税政策的区域差异之外，诸如特区政策之类的广义的政策异质性也较难以测度。由于海南省缺乏改革开放之前的数据，我们将其排除在样本之外，令n=30。表2是以省市为单元构建的变量指标。 2.数据来源与样本构建 要构造变量
的样本，需要省市的要素密度，由于缺乏近六十年整个时间序列的要素密度数据，我们以傅晓霞和吴利学(2006)测算的省级平均资本密度作为近似。其余数据均来自《新中国六十年统计资料汇编》。
3.OLS回归结果 附表6是区域经济样本的OLS回归结果。不论是单独回归(第二、三栏)还是完整回归模型(第六、七栏)中，刻画地区要素密度异质性的变量
均非常显著地诱发了地区之间的结构失衡。这表明市场异质性在地区收入差距中具有十分重要的影响(可决系数超过了0.8)。在单独回归模型(第四、五栏)中，刻画政策异质性相的变量
也具有显著的影响(可决系数超过了0.6)，但是在完整的回归模型(第六、七栏)中不显著。这表明政策异质性在地区结构失衡中的相对重要性较市场异质性要低得多。刻画政府干预程度的变量
在所有回归模型中均不显著。这意味单单观察政府对经济的介入程度的意义可能远不如观察政府部门专用政策这样的政策结构特征。整个模型的可决系数将近0.9，可以说市场异质性和政策异质性确实是地区结构失衡最重要的两股因素。 4.ARIMA回归结果 同样，在时间序列数据中随机扰动项也可能存在自相关，基本的OLS估计可能是有偏的。我们进一步对区域经济样本采取ARIMA回归，附表7是其回归结果。刻画地区要素密度异质性的变量
的系数大小和显著性并未发生太大的改变，市场异质性确实对地区结构失衡有着重要而稳健的影响。在单独回归模型(第四、五栏)中，刻画政策异质性的变量
的系数也显著为正，但是有意思的是
的系数显著为负，这可能意味着改革开放之后的财政政策尤其是转移支付可能对地区结构失衡确实有一定的抑制作用。在整个回归模型(第六、七栏)中，与OLS回归结果是一致性的。 5.区域经济与二元经济结构失衡成因的差异及其可能的原因讨论 在结构失衡的成因上，区域经济和二元经济在回归中表现出了较大的差异：首先，市场异质性的作用方向不同，二元经济中起的是抑制作用，区域经济中起的是诱发作用；其次，政策异质性的作用力度不同，二元经济中政策异质性在诱发结构失衡上起到了主导作用，而在区域经济中则相对市场异质性而言重要性较低；最后，改革开放之后，政策异质性加剧了二元经济结构失衡，而对区域经济结构失衡有一定的缓和作用。造成这种差异的原因可能有如下几个方面：第一，二元经济的要素密度异质性在收入差距中的重要性要比区域经济低得多，被模型忽略了的区域经济的集聚效应可能与市场异质性密切相关；第二，较之二元经济而言，用财税政策测度的政策异质性可能低估了区域经济的政策异质性，例如对于区域经济的特区政策而言中央政府采取的是“给政策权力而不给钱”；第三，地区转移支付可能比城乡转移支付力度要大得多，从而影响了政策异质性程度。 七、经济增长的经验分析 (一)具有理论基础的计量模型设定 将式(48)中的解带入式(50)中的增长率，并进行对数线性化稍作整理可得：
(二)来自二元经济的经验分析 1.变量与指标 与前面的二元经济划分一致，这一部分我们分析二元经济中的总量增长。由于农业或农村部门与非农业或城市部门之间在要素密度异质性以及政府的部门政策异质性上较为突出，通过二元经济划分能够揭示总量增长的结构性市场动力和结构性政策动力。表3是构建的二元经济指标。
2.样本构建与数据来源 与前面结构失衡的二元经济分析中的数据口径一致，我们可以构建相应的数据样本。技术水平我们以全要素生产率(TFP)指数测度，相关数据来自张军和施少华(2003)以及赵志耕和杨朝峰(2011)。农业部门与非农业部门的资本密度依然分别取：0.3或0.4，0.6或0.7。不同的取值组合生成不同的样本。其余所有数据均来自《新中国六十年统计资料汇编》。 3.回归结果 附表8是二元经济样本(以农部门为基准，
=0.3、
=0.6)的回归结果。在所有的回归模型中，刻画技术水平的变量
的系数均非常显著，这意味着技术水平始终是经济增长稳健的动力。刻画部门专用税负的变量
的系数为正，尽管不太显著，但是系数值相对而言特别的大。刻画部门要素密度异质性的变量
的系数为负，尽管也不太显著，但系数值也相对较大。这可能表明虽然技术水平驱动的增长是稳健的，但是来自市场异质性和部门专用政策的影响可能更大。另外，在增长模式上，改革开放前后并无显著性的差异。同样，在此时间序列样本中随机干扰项也可能存在自相关，我们进一步采取了ARIMA回归，附表9是其回归结果。整体上与OLS回归结果是吻合的(16)。 (三)来自区域经济的经验分析 1.变量与指标 与前面的区域经济划分一致，这一部分我们分析区域经济中的总量增长。与总量增长的二元结构一样，区域结构也是重要的结构性增长内容。由于海南省缺乏改革开放之前的数据，我们将其排除在样本之外，令n=30。变量的内容和计算方式见表4。
2.数据与样本 同样，计算变量的值需要省市的要素密度，由于缺乏近六十年整个时间序列的要素密度数据，我们以傅晓霞和吴利学(2006)测算的省级平均资本密度作为近似。其余数据来自《新中国六十年统计资料汇编》。 3.回归结果(17) 附表10是区域经济样本(以资本最不密集的江西为基准)的OLS回归结果。同二元经济中的增长一样，刻画技术水平的变量
也是显著的增长来源。然而，与二元经济有所不同的是，刻画部门专用税负的变量
的系数显著为负，
的系数为正。这意味着改革开放前后部门专用税负对增长的影响有较大的差异，改革开放之前对劳动力最密集的省市实施的部门专用税负不利于增长，而之后却有正向的调整。在附表11的ARIMA回归结果中，除了刻画技术水平的变量
的系数在整体回归模型中的发生了不显著的改变外，其他的结果相对稳健。 4.对增长效果拟合相对乏力的讨论 在二元经济样本以及区域经济样本中，模型对结构失衡的拟合效果较好(调整可决系数均超过0.8)，而模型对总量增长的拟合效果不太好(调整可决系数还均未超过0.4)。换言之，在上述经验回归中，“为增长而失衡”的机制生成的计量模型很好地解释了二元经济以及区域经济之间的结构失衡，而对总量增长的解释相对较差。究其原因，我们猜测可能有两个方面的因素值得讨论。其一，限于数据，本文采取的财税政策可能不足以测度更加广义的政府政策，尽管财税政策是政府政策的重要内容，那么就有可能低估政策对增长的影响。例如，黄玖立等(2013)基于中国海关细分贸易数据考察了经济特区的制度，发现凭借各种优惠和政策，除了拥有更多的平均出口之外，设立经济特区的城市在契约密集型行业上具有比较优势，这种制度优势主要是沿着集约的边际实现的。其二，过度的公共支出削弱了其正外部性迫使边际收益出现递减(严成樑和龚六堂，2009；王麒麟，2011)。当然，还有许多因素不可能在一个简单的模型都考虑到，这也是出现上述增长解释相对乏力的原因。 八、增长与失衡伴生关系的经验分析 (一)计量模型设定 首先，我们设置一个似不相关方程组模型(SUR)来观察总量增长与结构失衡互不影响而只是市场异质性和政策异质性的两个内生结果的情景：
其次，我们再设置一个联立方程组模型(SEM)来观察总量增长和结构失衡互相影响并且也是市场异质性和政策异质性的两个内生结果的情景：
(二)来自二元经济的经验分析 由于数据来源和口径都一样，我们将前面的二元经济中解释结构失衡的样本和解释总量增长的样本结合起来分析增长与失衡的伴生关系。由于两个子样本均有多个生成的数据样本，也因此有多个样本组合(18)。方程组的似不相关估计考虑到了结构失衡方程和总量增长方程的随机干扰项之间(由于受共同的背景因素影响)可能存在的相关性进而提高显著性。对比前面的单方程估计，可发现显著性以及调整可决系数并没有发生较大的变化，整体上看市场异质性和政策异质性确实是增长与失衡强有力的共同影响因素。但是，为增长而失衡的机制对结构失衡具有较强的解释力度，而对增长的解释相对乏力。同前一样，不论控制时间与否，反映市场异质性的部门要素密度异质性均显著地抑制了结构失衡，而部门专用政策异质性却显著地诱发了结构失衡；技术水平依然是总量增长的稳健性增长动力，部门专用税负和市场异质性均对增长有重要的影响。结构失衡和总量增长表现出了显著的伴生关系，且增长对失衡诱发作用相对失衡对增长的刺激作用要低得多。 (三)来自区域经济的经验分析 相对于单方程回归而言，除了技术水平变量
的显著性降低之外，其他变量以及模型的调整可决系数也并无大的改变。与二元经济一样，为增长而失衡的机制对结构失衡具有较强的解释力度，而对增长的解释相对乏力。也与二元经济的回归结果一样，区域经济中增长与失衡表现出了显著的伴生关系，并且失衡对增长的刺激作用高于增长与失衡的诱发作用。 九、结论性评述 耀眼的总量增长与堪忧的结构失衡相互伴生是中国六十多年来发展的一个典型特征。站在新的历史时期，总结中国长期的发展特征背后的规律，以及反思前人对中国发展特征的总结，不论在理论还是实践上意义都非同小可。本文旨在为总量增长与结构失衡的伴生关系这一中国长期发展的特征事实提供一个理论分析框架： (1)基于中性政府理论(姚洋等，2009、2011)和新结构经济学(林毅夫等，2012)对政府行为和经济发展的解释以及中国的城乡政策、地区政策(包括特区政策)、产业政策等部门层面的特征，本文提炼出了政府部门专用性政策这一核心的概念作为解释增长与失衡伴生关系的核心变量。 (2)本文将宽泛的结构失衡问题聚焦于长期的直接构成经济总量的部门之间的结构失衡，将中国非常严重的城乡差距、地区差距以及产业差距等问题统一定义为部门结构失衡，用常用的泰尔熵操作化了部门间的结构失衡。基于部门专用性政策的概念，拓展了Barro(1990)经典的政府公共服务内生增长AK模型来内生解释增长与失衡的伴生关系。在任意的n部门要素密度异质性与政府部门专用政策异质性的一般情景设定下，我们的模型经济存在平稳增长大道(BGP)，而在BGP大道上却存在部门之间结构失衡的状态。在经典的Barro模型中，由于政府公共服务具有正外部性而不会使得边际收益递减，从而使得模型经济具有AK型的内生增长。相比于经典的Barro模型，部门专用性政策异质性通过结构效应可以制造更高的总量增长，但是会诱发结构失衡，这个理论机制本文概括为“为增长而失衡”。 (3)理论上讲，增长与失衡便可视为政府主导经济的收益与代价，而部门专用性政策是其政策操作工具。因此，对应的政策建议也是非常明确的：熨平倾斜性的部门专用政策是治理结构失衡的首要切入点。在具体的可操作的政策设计来讲，尤其是产业政策，在设计实施力度和范围时，需要设置有限倾斜原则。比如，为支持六位数层面的产业(当然是该产业中的企业获得政策优惠)，那么相应的补贴来源可以设定在该六位数产业所属的五位数、四位数或两位数产业范围内(当然是该产业中的企业承担政策负担)。设置这样的产业政策隔断机制，可以有效避免政策优惠过度支持某些企业进入某些不符合比较优势的产业，规避没有自生能力的企业大量出现，进而减缓结构失衡。举例来讲，为支持一个六位数层面的太阳能新能源产业，其补贴资金数额应该控制在来自四位数能源行业税收总量的一个比例之内，而不应该过度来自其他两位数的非能源行业。 作者感谢林毅夫教授的指导和审稿人的建议，当然文责自负。 ①限于框架的统一性，本文对于短期的投资与消费、国际收支以及环境问题不作分析，对中国结构失衡的概括性描述可参见项俊波(2008)和王保安(2010)等等。林毅夫等(1994)的《中国的奇迹》一书对改革开放前重工业赶超战略的系统扭曲与其后渐进式改革的成就与问题也有全面阐述。Brandt和Rawski(2008)主编的《China's Great Economic Transformation》对中国改革开放之后经济发展的成就和存在的问题也有较为全面的评述。 ②Piketty和Zucman(2014)利用更长的历史数据认为库茨涅茨倒U曲线只不过是发达国家在工业革命后的短暂现象，资本回报率大于经济增长率锁定的不平等始终是发达资本主义社会一个长期的持续现象。 ③可参考Aghion等(1999)对不平等与增长的关系做的综述。 ④当然，不排除其他市场自身因素驱动的增长与平等关系，比如Bandyopadhyay和Basu(2005)。 ⑤许多人也认为中国发展没有一个固定的模式。Heston和Sicular(2008)在《中国与发展经济学》一文中就没有概括一个模式，只是通过与其他发展中国家的比较概括了一些中国式发展的特征，并指出中国的经历特别，难以效仿。 ⑥本文不打算深究中国式发展的政治基础，中国政府是一个中性政府的观点可视为本文的前提。与中性政府不同，民选政府通过中位数规则选择的再分配政策是有利于缓和不平等的(Persson & Tabellini，1994)；与利益集团专制政府不同，中性政府的增长诉求更为一般化，而无需与利益集团“利益相容”(Olson，2000)。事实上，Acemoglu和Robinson(2002)也认为不同的政治因素决定了不同的发展与不平等关系模式。他们认为欧洲国家之所以遵循库茨涅茨曲线的原因是：在工业革命之前政治权力由少数权贵独享，绝大多数政策有利于权贵，少有对普通民众的再分配；工业革命的推进提高了经济不平等，但同时也加剧了社会动荡与革命的威胁；权贵为了防止社会动荡和革命，作为可置信承诺，公民权利被扩大，扩大了对大众的再分配，降低了不平等。专制灾难之所以在非洲等国家发生，是因为非洲国家的政治流动性(Political Mobilization)非常低，难以产生有效的革命威胁，初始的非民主体制得以长期持续。 ⑦其实，累进制个人所得税及其补贴也反映出了针对“穷人”与“富人”的群体专用性政策特征。米增渝等(2012)在一个政府对个人征收所得税和补贴教育的环境下，发现税收多征于富人且穷人得到更多补贴的时候，收入不平等减少，增长上升；反之则相反。他们也基于1998-2006年中国省级面板数据发现中国的税收多征于穷人而富人得到了更多的补贴，收入不平等加剧，增长放缓。然而，中国的教育支出占政府公共支出的比例在过去60年中微不足道，并且中国在20世纪80年代才开始实施个人所得税，所以他们的发现可能不足以概括中国增长与失衡的长期模式。郭凯明等(2011)也提供了类似的分析。更有趣的是，Zheng和Kuroda(2013)使用286个城市的数据对中国地区不平等和增长的研究发现，不同的基础设施类型对增长和地区收入差距的影响不同，交通基础设施在地区平等和增长之间存在取舍(trade-offs)，而教育基础设施不但可以提高增长也降低了收入差距。虽然公共基础实施可能是部门通用的，但是对地区而言可能也是地区专用的。这些经验例子也暗示了部门或群体专用政策在增长与平等关系上有重要影响。 ⑧以居民群体为分析单位讨论政策异质性对两极分化的影响可参考付才辉(2015)。 ⑨idiosyncratic policies/individual-specific "taxes and subsidies". ⑩按照资源误配学派的观点(Restuccia & Rogerson，2008、2010；Hsieh & Kleonw，2009)，从静态的局部均衡来看，式(8)中的部门专用异质性政策会导致要素市场扭曲，从而使得面临不同要素市场扭曲程度的企业边际产出不相等，资源误配通过削减全要素生产率进而抑制总量增长。与之不同，在政府公共支出具有外部性的情况下，从动态一般均衡来看，本文发现部门专用的政策异质性反而能够制造总量增长。作为一种有待进一步论证的猜想，我们觉得这或许好像是资源误配持续存在的根源。面对资源误配学派未能够清楚地解释资源配置的来源与原因(Restuccia & Rogerson，2010；鄢萍，2012)，Banerjee和Moll(2010)发问到：为什么资源误配会持续存在？按照本文的思考方式，我们觉得发展中国家广泛存在的资源误配其实可能内生于其经济增长方式之中，尤其是政府主导的经济方式。资源误配学派强调的效率损失的根源在于外部干预将资源过多配置给了低效率的企业，本文中则可能正好相反，即政府将资源过多配置给了高效率(高资本密度)的企业。本质上讲，资源误配学派的见解没有超过华盛顿共识。华盛顿共识批评了发展中国家的政府采取了结构主义的发展观导致了严重的扭曲，需要削减政府干预导致的扭曲并且保持价格正确。然而，正如Stiglitz(2011)在后华盛顿共识中的反思——华盛顿共识错把工具当目标，我们认为政府干预必有代价也必有收益。 (11)限于篇幅，平衡增长路径存在性的证明(附录1)，可扫描本文二维码，在本刊官网“附录”中查看。 (12)限于篇幅，这里略去该理论命题的证明(附录2)，有需要者，可通过扫描本文二维码在本刊官网该文的“附录”中查看。 (13)限于篇幅，附表1～附表15均未在文中报告，请感兴趣的读者扫描本文二维码在本刊官网该文“附录”中查看。 (14)限于篇幅，我们没有在文中报告样本2～4与样本6的OLS回归结果，基本上也是稳健的。 (15)限于篇幅，我们没有在文中报告样本2～4与样本6的ARIMA回归结果，基本上也是稳健的。 (16)限于篇幅，我们没有在文中报告以非农部门为基准构造的样本的回归结果。 (17)限于篇幅，我们只报告了资本密度最高(上海)和最低(江西)的省市为基准的样本和回归结果，没有逐一报告以其他每一个省市为基准的样本回归结果。 (18)限于篇幅，文中没有报告其他样本组合的回归结果，尽管其他变量的影响有所不同，但总量增长与结构失衡的伴生关系均稳健，整体上不同的样本组合回归结果是稳健的。 (19)限于篇幅，文中没有报告其他样本组合的回归结果，尽管其他变量的影响有所不同，但总量增长与结构失衡的伴生关系均稳健，整体上不同的样本组合回归结果是稳健的。
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