政治资本与中国的地区收入差异，本文主要内容关键词为：中国论文,差异论文,资本论文,收入论文,政治论文，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。
一、引言
一般文献中论及的政治资本即制度化的社会资本(Szelenyi et al.，1989；Lin，2001)，指的是由政党、政权及意识形态提供的身份、权力、资源和由此而来的威慑和影响力(边燕杰等，2008)。在众多围绕市场转型理论进行争论的社会学者那里，干部或党员身份经常被用作政治资本的表征，用以定量研究政治资本对个体间收入差距的影响。
市场转型理论倾向于认为，不平等是资源差别配置的一个自洽的结果，而政治资本之所以与收入差距呈正相关关系，其逻辑恰在于政治资本的有无及多寡意味着个体之间能得到的资源或政策倾斜是不同的。Szelenyi et al.(1996)曾指出，计划经济与市场经济分别是由再分配和市场机制主导资源配置的经济形态，转型本质上即是两种资源配置机制力量彼此消长的过程。传统上政治资本与收入差距相关，根源于个人或群体拥有的政治资本越是丰厚，它距离再分配中心的距离就越近，从而或者易受到庇护，或者本身掌握再分配权力，能够在资源配置过程中做出利于自己的决策。而对转型之后政治资本为什么依然对收入差距有重要影响，则存在众多解释。解释之一认为，政治资本本身可由政治性社会网络来定义，所以即便转型引发了政治秩序的变换，政治资本也能够转化为社会网络，有助于个体或群体在私有化过程中累积财富(Rona-Tas，1994)。Parish and Michelson(1996)给出的另一种解释则认为，转型会在转型国家社会互动诸领域形成所谓的政治市场，在这些领域内，工人、干部、企业及其对应的主管部门、中央与地方之间，都会凭其拥有的政治资源进行持续的议价，以至于政治权力不仅不会贬值，在一定条件下还会带来更高的经济回报。
政治资本与中国地区层面收入差距的相关性是本文关心的一个重要问题，这是因为，如果采用Parish and Michelson(1996)的视角，把中国地方与中央政府的互动关系视为一种政治市场，且不同地区拥有的政治资本又是不均等的，那么地方政府掌握的不同政治资源就意味着它们与中央政府的议价能力是不同的，进而可能引发地区经济增长路径的分流。然而我们注意到，尽管经济学者一方面沿古典、新古典及内生增长模型对资本、劳动力、技术及人力资本对中国地区收入差距的贡献逐个进行了检验，另一方面也沿新制度经济学框架对制度的贡献进行了实证研究(徐现祥和李郇，2005；方颖和赵扬，2008)，但除Yang et al.(2000)和王绍光(2002)曾就政治资本与中央政府的资源配置偏向有过一些间接研究外，尚未有文献对政治资本对地区收入差距是否有贡献进行过直接探讨。
实际上，现有文献中形成的关于政治资本与收入差距关系的结论普遍是通过对微观调查数据的分析得到的，至少有两方面的原因使得它们结论的可靠性值得怀疑，也要求我们尝试从宏观数据中找到证据。首先，微观调查数据有它固有的缺陷，比如易存在度量误差，当然更为要紧的，它还存在较严重的自选择问题。比如，王小鲁(2007)发现在对有关居民收入数据进行七等分组之后，最高收入组中有70％的居民倾向于低报其真实收入，即使最低收入组中也有30％的居民未报告其真实收入水平。其次，有学者怀疑由党员或干部身份表征的政治资本具有内生性，可能造成实证上的估计偏误，既有命题揭示的也可能并不是二者之间的因果关系，但现有文献对此并未有过改进。
采用地区对中央政府的影响力或者在中央决策层的代表性来定义地区政治资本，我们从经济史中有一个有意思的发现：政权的更替总能造成地区政治资本分布的变换，以至于某种程度上可以把政权更迭看作一种“自然试验”，来考察政治资本与地区收入差距的关系。比如东汉定都洛阳，使得重要历史人物的地理分布由山东占先变为河南占先；南宋定都杭州，使浙江取代河南占先①；民国政府时期，浙江位列政界影响力前茅(王奇生，1996；袁成毅，2007)，而至新中国成立之初，则湖南居上。在资源配置(从而经济增长)高度依赖再分配的背景下，政治资本对收入差距存在影响是比较直观的。为此，本文构造了一套地区政治资本与收入水平的混合截面数据，一方面希望可以对政治资本与收入差距的因果关系进行检验，另一方面也希望能对转型经济的地区间收入差距提供一个政治经济学视角。
然而完成以上两个目标绝非是一个容易的课题，其中首先要解决的一个难题是如何把以往文献中通过党员或干部身份代理的政治资本拓展到地区层面，其次是要尽可能选择一个恰当的工具变量，来识别收入差距与政治资本之间是否存在因果关系。通过参照微观政治资本的基本内涵，在界定地区政治资本含义的基础上，我们构造了一套地区政治资本指数。本文定义地区政治资本为某一地区在国家权力格局或网络中所占的位势，在具体操作过程中，考虑到中共中央委员会在国家政治、经济和社会生活中的重要作用，我们选用各地区拥有的中央委员来界定政治资本②，同时考虑了户籍、最长任职工作经历与核心任职工作经历三个要素，构造了三套政治资本指数，在稳健性检验过程中替换使用。
我们的实证结果显示，在控制了地区、直辖市和年份等虚拟变量以及其他一些可能与政治资本相关且对经济发展有长期影响的变量之后，政治资本与地区收入水平呈正相关关系，进一步证实了传统采用微观数据得到的政治资本与收入差距存在相关关系的结论，也更表明政治资本对地区收入差距有正的贡献，不过其效应是二阶的。总体上来讲，本文的研究可能对现有文献有以下贡献：首先，我们借鉴其他学科的成果，在定义地区政治资本的基础上，初步研究了政治资本与地区收入差距的关系，是对地区收入差距实证政治经济学文献的一个补充；其次，鉴于政治资本可能具有内生性，本文通过采用中共中央第8届中央委员的地区分布情况作为工具变量对此进行了控制，实证表明政治资本与地区收入差距的关系为一种正向因果关系。
本文余下内容结构安排如下：第二节简述中国地区收入差异的变动趋势，并结合现有文献给出一些解释；第三节首先定义地区政治资本指数，然后在中国式分权改革的背景下，讨论了政治资本对地区收入水平可能的作用机制；第四节是实证研究部分；最后是文章的结论及对未来研究的展望。
二、中国地区收入差距文献述评
我们可分别从改革开放前、后两个时间区间来考察中国地区收入差距的变动趋势，区分的依据在于，一方面，文献对改革前中国地区收入差距的趋势给出的判断是不同的，另一方面，一般来说，改革前后地区收入差距演化背后的逻辑是不同的。
相当多的研究直接或间接认为，建国至改革开放前中国的地方收入差距扩大了，比如林毅夫和刘培林(2003)对1952年和1978年地区人均GDP及其变异系数的计算就倾向于支持这一结论；Tsui(1991)也认为，尽管存在财政转移支付的努力，中国地区收入差距至改革开放前实际上扩大了。然而这一判断至少遭到如下两点争辩：一是董先安(2006)的测算表明，1952-1966年间，由于中央政府通过计划与行政命令形式实施了全国统一的价格控制和资源配置，地区收入差距轻微缩小。与此同时，剔除直辖市后，1966-1976年的地区收入差距也比较平稳；二是张曙光(1993)根据传统国民经济统计账户，在区分了生产额和最终使用额之后计算指出，由生产额与最终使用额计算的地区收入差距趋势呈反向变动趋势，即尽管由生产额计算的地区收入差距一定程度上扩大，但由最终使用额得到的趋势却相对平稳。岳希明(1999)根据人均GDP与消费计算得出的结论与此一致。
改革前由生产额(或人均GDP)与最终使用额(或人均消费)计算得出的地区收入差距变动趋势的结论相反，其背后的逻辑显而易见，因为当时政府在全国范围内对价格和工资水平进行了管制，并且也在全国范围进行资源配置，从而尽管在赶超战略之下，中西部地区较高的农业比重更不利于其经济增长(林毅夫和刘培林，2003)③，但中央政府主导的转移支付却在客观上能保证它们的最终使用额与东部地区相差不大。根据张曙光(1993)的计算，从产出流向来说，大体上，改革开放前发达地区都一直在向欠发达地区进行着收入转移，其中上海的转移数额甚至长期超过其实际使用额。产出转移的客观结果不仅避免了各地区之间使用额的过多差异，也在各地区之间保持了一个差别不大的生产增长④。
图1 1952年以来中国地区收入差距变动趋势
数据来源：Kanbur and Zhang(2001).
注：图中主坐标轴代表Gini系数，次坐标轴代表GE指数。
图1根据Kanbur and Zhang(2001)提供的数据，分别以人均GDP的Gini和GE系数刻画了1952年以来中国地区收入差距的变动趋势。由于分权改革之后中央政府的转移支付能力显著下降，各地区生产与消费之间的差别趋于缩小，所以我们可以通过上图来说明改革开放以后地区收入差距的变动趋势。图1显示，总体来说中国的地区收入差距在1978年之后呈“U”形或“V”形趋势，即在阶段性下降之后最终又呈持续扩大趋势，转折点大致出现在1980年代中期，这与众多文献的判断一致(如Sachs et al.，1996；范剑勇和朱国林，2002)。国内外众多学者对此变动趋势予以高度关注，并提出了各种假说。
比如，一些文献秉承古典、新古典及内生经济增长模型，对物质资本、劳动力、技术进步以及人力资本等因素对中国地区收入差距的贡献进行了检验。Fleisher and Chen(1997)认为，投资分布的区域差异是造成中国地区收入差距的重要原因，王小鲁和樊纲(2004)的测算进一步支持他们的这一假说。劳动力方面，朱金生(2006)根据第三、四、五次人口普查数据对地区就业差距的计算表明，中国东部地区就业人口较中西部地区始终较高，且到2000年仍有82％的劳动力流动流向了东部(王小鲁和樊纲，2004)。与之相对应，东部地区的劳动力市场发育程度、平均受教育年限更高(人力资本代理变量)，劳动力与人力资本的边际回报也始终较中西部地区大，自然也就对地区收入差距有贡献(蔡昉等，2001；蔡昉和王德文，2002)。在技术条件方面，张军和金煜(2005)对分地区TFP的估算表明，东部地区省份较中西部地区省份表现出系统性差异，有助于解释地区收入差异的动态变化。
再如，地理位置与政策假说也被用于解释中国的地区收入差异。Démurger et al.(2002)的一个重要贡献就是放弃通常以虚拟变量表征地理位置的方式，构造了一个单纯的地理位置变量，他们的实证研究发现，改革开放以来地理位置因素对各地区经济增长的差异有显著影响。政策变量通常通过两种方法代表：其一是Démurger et al.(2002)通过加总一段时间以内出台改革政策构造的优惠指数，其二是樊纲等逐年发布的市场化指数。而无论选用哪一种指标，他们各自的研究都揭示政策差异是解释地区收入差距扩大的一个变量。
此外，发展战略差异与新地理经济学更是解释中国地区收入差距的两个比较新的理论视角(张吉鹏和吴桂英，2004)。林毅夫等认为，政府在计划经济阶段客观上在广大中西部地区实施了一条赶超战略的发展道路，由于投资形成的资本品专用性极强、无法吸纳当地农业劳动力，以及项目所在地长期以非市场价格补贴赶超项目，使得东、中、西部在改革开放之后的差距越来越大。新地理经济学则强调，地理位置、开放以及政策倾斜造成了工业在东部省份的集聚(金煜等，2006；袁志刚和范剑勇，2003；Tsui，1993)，不仅产生了规模经济效应，还造成劳动力的跨区域转移和生产率的地区差距(范剑勇等，2004；范剑勇，2006)，在引发要素边际报酬存在差异的基础上，又进一步引发了产业和要素转移，构成地区收入差距持续扩大的循环动力。
然而图1在揭示中国地区收入差距变动趋势的同时，也为我们指出了造成地区收入差距的一个政治经济学逻辑，尽管这个逻辑有助于我们理解上述假说存在的一些问题，却尚未为实证研究所关注。图1分别在地区收入差异变动的关键时点标出三条垂线，其中改革前的两条垂线是收入差距的极值点，分别处于“大跃进”和“文化大革命”两个历史时期，两阶段的相同之处在于地方都获得了高度的行政性及政治性权力，前者表现为计划权、企业管辖权以及物质分配权等一系列权力的下移(吴敬琏，2003)，后者表现为在对应时间内的中共中央委员会构成中，来自地方及军队系统委员的占比上升(见表1)。1980年代的中期垂线是地区收入差距扩大的一个分水岭，也与一些政治事件的发生时间是契合的。首先，我国在1984年将建国初就执行的中央人事管理权力由“下管两级”改为“下管一级”，使得中央直辖干部由之前的约13 000人下降到约7 000人，加强了地方的人事权力(Burns，1987)；其次，我国在1985年进一步明确提出了“两个大局”的发展战略，逐步优先发展东部地区。
这些情况表明，中国地区收入差距的变动很可能是与政治高度相关的，不过却很少为研究地区收入差距的文献所捕捉。实际上，无视收入差距扩大背后的政治逻辑也无助于我们检视众多尝试解释中国地区收入差距文献背后可能存在的问题。比如，地理条件无论在改革前后都是外生的，为什么只在改革之后才对地区经济增长的差异有显著影响呢？另如，改革以后各地区都在不断推进国有企业改革和产业结构调整，摒弃赶超战略的影响，为什么地区差距依然在扩大？更为重要的，同为沿海省份，无论是资源配置还是政策倾斜(从而经济发展水平)，为什么在不同地区是不同的？实际上，政治资本是否以及如何发挥作用，可能恰是地理位置、经济结构相仿的地区在分权改革之后发生分流的一个重要诱因。
受帕特南及其合作者对意大利研究的影响，最近有文献尝试从社会资本的角度来解释中国地区收入差距的成因(如张维迎和柯荣柱，2002)。与中国的分权体制相仿，意大利从1970年左右开始也进行了一次面向地方的分权变革。不过尽管它们各地方政府制度大致是相仿的，其稍后的经济发展水平却是发散的。经过细致的考察研究，帕特南指出这其实可以由意大利南北地区的社会资本差别来解释。帕特南(2001)注意到，意大利南北两大地区市民社会传统不同，历史的传承使得北部大部分地区在地方政府建成之后受控于更高水平的市民社会，在其中社会成员之间相互信任，并与众多社会组织一道约束着政府的运作，使之更加务实和致力于为选民服务。与北部地方政府不同的是，意大利南方地区社会成员信任度普遍较低，政治参与水平也较差，其政府在与中央政府博弈时更多采取的是一种垂直的寻求庇护与被庇护的战略，不利于地方政府更务实地推动经济增长。实证研究也支持了帕特南等人的观察。
与帕特南视野中的意大利不同，中国市民社会的发育是受限的，所以即便各地区的社会资本存在差异，更主要的还应是地区间与中央政府进行议价以争取资源、政策倾斜或政治庇护的能力是不同的。有两个背景支持这一假设。首先，如Blanchard and Shleifer(2001)强调的，中国仍保留着垂直向上负责的政治结构；其次，在广泛实施分权的同时，又坚持了以GDP为主要晋升标准的官员治理机制(周黎安2004；Li and Zhou，2005)。这些安排赋予官员以充分的激励来谋求发展，而中央政府的支持与庇护无疑是一个重要工具。
综合以上论述，一个逻辑自洽的推论是，鉴于中国向市场经济的转型是自上而下推动的，地区间差别的政治资本就有可能是引发地区经济增长出现分流的一个重要因素。实际上，这一推论具有一定的合理性，正是预期到政治资本差异可能是构成地区失衡的一个根源，美国建国之父们才在草创联邦之时就设立了两院制议会结构，用以平衡大小州的利益(汉密尔顿和麦迪逊，1787；Crémer，1997)。遗憾的是现有文献并未对以上推论进行过检验。基于此，我们希望在把微观层面以党员和干部身份表征的政治资本拓展到地区层面的基础上，探讨政治资本对中国地区收入差距的影响。
三、政治资本与中国的地区收入差距
(一)地区政治资本的定义
市场转型理论文献普遍采用党员或干部身份来代理个体政治资本，如何将其拓展到地区层面是本文工作的关键。鉴于中共中央委员会在国家政治、经济生活中的重要作用，也遵循Yang et al.(2000)的研究，本文用地区(省、直辖市、自治区)在中央委员会中的代表性来定义地区政治资本，它代表地区可能获取的中央政府支持或庇护的能力。从构成上来讲，中央委员会由中央委员与候补中央委员构成，但由于缺乏合理的赋权依据，所以与Yang et al.(2000)同时考虑两者不同，我们仅考察中央委员这一层对象。
我们注意到，尽管Yang et al.(2000)也提到可以通过考察户籍等一些因素来定义地区政治资本，但遵循Shirk(1993)的传统，他们仍仅仅关注地区现职领导人在中央委员会的代表性。尽管地区现职领导人有激励为本地区争取资源、政策倾斜及谋求政治庇护，但我们认为地方在谋求这些倾斜时主要依赖的还是它们拥有的政治资本网络，所以由存量来衡量地区政治资本可能是一个更稳妥的办法。为此，本文追踪了任职于十五届中央委员会中央委员的籍贯(或出生地)、最长任职所在地和核心任职所在地三方面信息，用它们来反映政治资本，其中，最长任职所在地用于追踪某中央委员任职最长时间的工作地点；核心任职所在地用于追踪该委员在十五届中央委员会或之前任党委、政府、人大及政协正职或常务副职的所在地。对于存在多于两个核心任职地区的情况，我们遵循以下两原则进行处理：(1)至少有一任职经历不在十五届中央委员会任职期间的，取距离样本期最近任职所在地；(2)十五届中央委员会任职期间同时在两个以上地区有任职经历的，则取平均值。
图2给出了本文定义政治资本的基本逻辑。第一个政治资本指数(Pindex_Z)是加总籍贯(或出生地)与最长任职所在地的地区政治资本指数，是考虑到中央委员籍贯(或出生地)以及最长任职经历后，某一地区在十五届中央委员会的代表性，由于缺乏合理的依据，我们也没有对籍贯(或出生地)及最长任职经历赋权，实际上也很难判定籍贯(或出生地)与最长任职所在地的权重，因为一般来看权重取决于任职者个人和地方政府复杂的互动。基于同样的方法，第二项政治资本指数(Pindex_C)为同时考虑了籍贯(或出生地)与核心任职经历两项因素后，某一地区在十五届中央委员会中的代表性。
图2 地区政治资本指数操作定义基本逻辑
中共十五届中央委员会第一次会议计选出中央委员193人，其中来自军队系统40人，当选时平均年龄约59.3岁，有86人曾任职十四届中央委员会。从籍贯或出生地来说，分布于除海南、云南、青海和宁夏外的所有省份⑤，但各省分布并不均匀，其中江苏最多，累计达36人，其次为山东。考虑到军事工作的性质及信息的可得性，本文在地区政治资本指数构建时仅对隶属于军事系统的中央委员追踪了他们的籍贯或出生地，同时也仅依据各中央委员的籍贯(或出生地)信息构造了第三个政治资本指数(Pindex_J)。无论采用哪一套指数，我们始终发现政治资本在地区间的分布是不均衡的，并呈现与地区经济发展水平相关的特征；进一步地，把政治指数按东、中、西地区进行划分后，我们发现东部均值也依次显著高于中部和西部地区。图3刻画了三个政治资本指数的相关性，横轴均为Pindex_J，Pindex_Z、Pindex_C与其都呈现出高度的相关性，当然Pindex_Z、Pindex_C两者之间也高度相关。由于更倾向于把政治资本看成存量概念，所以本文实证研究中主要采用Pindex_Z，不过在稳健性检验中交替引入另两个指数。
图3a Pindex_Z指数与Pindex_J指数相关性图示
(二)政治资本、分权改革与收入差距
第二节我们在考察中国地区收入差距变动趋势、评述现有文献的基础上，指出中国地区收入差距呈现出与政治高度相关的特征，但对政治资本何以引发地区经济增长分流，则未作说明，本节在中国式分权的背景下探讨政治资本作用于地区收入水平的可能机制。
图3b Pindex_C指数与Pindex_J指数相关性图示
至少在20世纪90年代之前，中央政府对发展战略的选择还始终较少地受到利益集团影响，比如蔡昉和杨涛(2000)的研究表明，改革开放前城乡发展水平的差异内生于赶超战略，压力集团的影响基本上不存在。再有，尽管面临内陆省份的强烈反对，1980年代中央政府依然提出并推行了对外开放与优先发展东部的战略(Yang，1991)。不过，一旦给定发展战略并允许地方发挥积极性，服务于发展战略的政策支持和资源倾斜在很大程度上就容易受到官僚决策的影响。根据政治资本的内涵，某一地区拥有的政治资本越高，则意味着该地区影响资源、政策倾斜以及获得政治庇护的能力就越强，也就越有可能取得经济的较快增长。据此，我们总结出政治资本可能影响地区收入差距的第一个的机制：
机制(1)：地区政治资本越是丰厚，它越能够通过获取中央政府偏向的政策支持和资源配置得以优先、较快发展。
机制(1)的存在与中国特定的转型背景相关。Polanyi(1944)曾指出，世界上存在市场经济、再分配经济和互惠经济三种形态的经济生产方式，其中再分配经济是指生产者与消费者之间没有横向联系，生产者受控于一个权力中心，所生产的产品和剩余自下而上集中于该权力中心，并由之根据权力关系自上而下对产品和剩余进行再分配的经济形态；而市场经济则是生产者与消费者通过货币与价格建立横向联系的另一种经济形态。Szelenyi et al.(1978，1996)曾明确地认为，社会主义制度国家属于再分配经济形态。尽管随计划经济的解体，中国中央政府进行再分配或转移支付的能力下降，但它仍掌握有相当大的物质资源以及掌握有项目审批、税费减免等各种权限，为政治资本的作用提供了空间。
机制(2)：某一地区政治资本越是丰厚，即便是中央的转移支付能力在逐步下降，它也能够通过获得更多的政治庇护，来通过自主积累和创新来实现经济更快发展。
机制(2)获得了众多经验材料的支持。以农村改革为例，安徽、四川等地区之所以能够率先推行家庭联产承包责任制，与它们时任省委书记的万里、赵紫阳的个人支持及其与中央的互动模式密不可分；同时，苏南模式与温州模式得以发展，也与它们得到的特殊关注相关，比如赵紫阳、万里、田纪云与胡乔木、宋平等国家领导人都曾重点考察过温州，两者又都分别于1987年获国务院批准为农村改革实验区⑥。城市改革过程中，不仅特区的设立与特定的人物相关，计划单列市的设立及沿海开放城市政策也存在类似的情形。
机制(3)：某一地区政治资本越是丰厚，任职该地区的(核心)领导人就越有可能在政治锦标赛中得以晋升，发展经济作为一个重要的辅助选项将成为占优策略。换言之，地区丰厚的政治资本将为领导人推动经济增长赋予更强的激励。
机制(3)得以可能，与政治晋升过程中社会网络发挥的作用相关。功能主义理论认为，职位与人的匹配是基于社会提高生产效率的需要进行的⑦，然而政治市场并非为开放竞争的市场，其职位与人的匹配受各方因素影响。比如Zang(2001)发现，对一些高级领导人而言，除教育程度(专业技术水平)外，政治忠诚度也是影响选拔的一个重要因素；与此同时，Opper et al.(2007)在一份针对中国官员政治晋升的实证研究中指出，在控制了官员的社会网络及有关背景后，官员的执政(经济)绩效与其晋升概率并不存在稳健的相关性，反倒是社会网络与政治背景的作用始终显著。他们的工作为我们的研究提供了一个思路，如果一个地区的政治资本较为丰厚，也即意味着该地区现职官员拥有丰厚的政治背景，理论上任职此类地区的官员将能预期到自身有更大晋升优势，在以GDP为“充分统计量”的晋升标准下，富足的政治资本将给领导人发展经济提供更强的激励。
即便政治资本有可能通过以上机制引发地区间经济增长水平的差异，然而，就我们所知，现有文献中尚未对此有过直接的实证研究，这在很大程度上可能与地区政治资本的测量困难有关。间接研究来源于Yang et al.(2000)和王绍光(2002)。Yang et al.(2000)在定义了一套地区政治资本指数后发现，除直辖市以外的其他地区，政治资本越是丰厚，它所能获取的国家投资也就越多。然而Yang et al.(2000)的研究可能存在以下问题。首先，他们关注的是一个地区现职领导干部在中央委员会中的代表性，从而未能捕捉地方依赖的整体政治权力网络；其次，在政治资本指数的定义上，他们对中央委员与候补委员分别赋值2分和1分，也缺乏合理的依据。Yang et al.(2000)的研究最值得斟酌的地方，还在于它们的政治资本可能是内生的，当然这也是市场转型理论文献普遍存在的问题。政治资本的内生性意味着，它与收入水平之间仅是一种相关关系，然而，众多文献又都试图给出因果关系结论。王绍光(2002)研究了中国财政转移支付的政治逻辑，在研究中他发现，由地区是否拥有政治局席位代理的政治资本与转移支付力度呈正相关，但并不显著。以上两项研究都未直接涉及政治资本与收入差距这一命题。
政治资本可能引发地区间增长差距的逻辑在不同历史阶段是不同的。比如，中国计划经济时期资源和政策倾斜的方向是中央及其计划部门力主的，资本性投入呈向中西部地区偏移的趋势⑧。这在一定程度上说明，计划经济时期政治资本的作用并不突出，因为无论采用什么指标，西部整体政治资本并没有特别的优势。而一旦国家阶段性地实施放权改革，政治资本影响资源和政策倾斜的功能即会凸显。此外，即便计划经济时期政治资本在理论上能对国家的资源或政策倾斜施以影响，但在集权和以政治表现为政治晋升考核依据的政绩观下，地方政府有多大的激励去开掘其所拥有的政治资本并用于经济发展，也是值得怀疑的。
在分税制改革推行和GDP标准成为官员政治晋升的重要依据(周黎安，2004；Li and Zhou，2005)之后，政治资本就获得了发挥作用的空间。由于地方政府被赋予了强大的增长激励，地区由历史累积的政治资本就不仅会获得政府的关注，甚至还可能成为它们谋求发展的重要手段，盛行的“跑部进京”能够说明这一点。然而即便政治资本与资源或政策的偏向之间存在相关性，一旦走向地区层面，政治资本与地区经济增长水平是否仍存在相关关系呢？为直观回答这一问题，图4把政治资本与地区实际人均GDP进行了拟合，横轴表示政治资本。可以看到，政治资本与经济增长水平的相关性是存在的，且正如我们预期的，一旦政治资本的定义由定性转为定量，它与经济增长水平的关系就可能是二阶的。问题在于，图4描述的政治资本与经济增长水平的关系是否稳健呢？我们只能寄希望于随后的实证检验。需要说明的是，如果在地区层面中政治资本与经济增长差距的上述关系是稳健的，那么中国的情形与意大利的情形就存在某种程度的形似，只不过在意大利是在向地方分权之后累积于公民社会的社会资本对地区经济增长产生了重要影响，中国则是在向地方分权之后累积于地区的政治资本对它们的经济增长水平产生了重要影响。
图4 政治资本与经济增长水平(对数)拟合图示(混合截面数据)
四、政治资本与地区间增长差距的实证研究
(一)回归模型设定
就我们的关切来说，本文旨在考察政治资本对中国地区层面经济增长水平的长期影响。实际上，我们构建的政治资本指数本身就是一个长期指标，体现在我们考虑了户籍(或出生地)和最长任职工作经历等因素。为证明这一点，我们还采用同样的方法，以两届中央顾问委员会委员为对象构建了两套政治资本指数，相关性分析显示它们与以十五届中央委员为对象构建的政治资本指数也高度相关。
面板数据并不适用于考察一些长期因素对经济增长的影响，并且对任何一届五年任期的中央委员会来说，以构成它的中央委员为对象构建的地区政治资本指数在五年内并不随时变化，所以差分也不合适。经济增长文献中通常用来考察地理位置、制度等长期因素影响的是截面数据(Acemoglu et al.，2001；徐现祥和李郇，2005；方颖和赵扬，2008)，基于他们的贡献，同时也为了扩大样本量和控制住时间趋势，本文构造了一套混合截面数据，涵盖1998-2002年5年间30个地区(省、市、自治区)的150个观测值⑨。计量模型设定如下：
(二)数据来源、变量定义与描述
政治资本数据参考第三节的方法构造，共有三个，实证研究中主要采用Pindex_Z指数，同时也在稳健性检验中引入另外两个。
我们用人均GDP来表征地区间经济增长差距情况，GDP数据来源于1996-2002年的《中国统计年鉴》以及《新中国50年统计资料汇编》，数据以1996年为基期进行平减。由于采用地区所拥有的中央委员来定义政治资本，为确保数据的权威性，我们参考了中共中央组织部组织出版的《中国共产党中央委员大辞典》以及新华网发布的中央委员的简历。控制变量的情况，如期初人口密度，我们主要依据历年《中国统计年鉴》和《新中国50年统计资料汇编》计算，期初人力资本则主要参考《中国人口统计年鉴》计算。
我们构造的是一套大致为十五届中央委员会任职的1998-2002年的地区混合截面数据，涵盖三十个省、直辖市和自治区。之所以选择这样一个时间段，是因为之前或更早阶段的中央决策工作可能受到其他一些因素的影响，而之后又涉及中央领导集体的换届。使用混合截面数据一方面有助于扩大样本量，另一方面也有助于控制时间趋势。本文主要包含以下变量，分别定义如下：
收入水平(取对数值)：为被解释变量，由经消胀后的地区人均GDP代理。政治资本，核心解释变量，按照第三节的内容我们定义了三套地区政治资本指数，其中Pindex_C、Pindex_H主要应用于稳健性检验。
初始经济发展水平(Ln_y84)：由1984年各地区人均GDP对数值度量。Wooldridge(2000)认为，引入这样的变量有助于减少遗漏变量问题。另一方面，Kanbur and Zhang(2000)的数据显示1984年是地区收入差距逆转的一年，同时这一年也恰是中国城市改革深入推进的一年，控制它也有助于查看初始经济条件对后续地区收入差距的影响。
期初人口密度(Pop)：由1953年地区单位平方公里所容纳的人口数量度量。人口密度同时考察了地区人口规模及地区面积大小，本身即是政治资本的一个重要指标。
期初人力资本(Hcap)：用第三次人口普查(1982)报告的各地区12岁以上人口识字率代理。引入这一变量主要是考虑到，内生经济增长理论强调人力资本是推动经济增长的重要因素，更重要的是，与人相关的那些“制度”或工具变量可能仅是在通过人力资本渠道影响经济增长。社会资本(Scap)来自于张维迎和柯荣柱(2002)的第一信任度数据，由某一地区最值得信任的人数占受调查样本总量的比例度量。
最后我们还设置了东部地区、直辖市和年份三类虚拟变量。东部地区虚拟变量(D_east)，北京、天津、上海、辽宁、河北、山东、江苏、浙江、福建、广东和海南取1，其余取0⑩；直辖市虚拟变量(D_spec)，北京、上海、天津和重庆各取1，其余地区则取0。引入直辖市虚拟变量，首先是基于计量策略的考虑，因为一些检验中国地区差距的文献显示它们的回归系数对直辖市的反映较为敏感。其次是直辖市本身的特殊地位，它们往往拥有更强的政治资本，它们的“一把手”经常由中央政治局委员充任。实际上，史鹏宇和周黎安(2007)关于计划单列市有更高放权度，从而具有更高的经济发展水平的观察也蕴含这一逻辑。最后设置的是年份虚拟变量，以1998年为基期，1999、2000、2001、2002各自年依次取1。
(三)回归结果报告
1.最小与加权最小二乘回归结果
表2报告了我们的回归结果。通过逐步引入变量，第(1)到(4)列依次报告了采用最小二乘法回归得到的结果。结果显示，既往文献中由微观数据揭示的政治资本与收入水平的关系在地区层面依然成立，表现为政治资本回归系数始终显著为正。同时，政治资本二次项系数始终显著为负，表明政治资本对收入水平的边际效应递减，超过一定阈值之后效应为负，进一步计算表明，江苏和山东处于政治资本阈值之上。此外，我们还发现：东部较其他地区收入水平显著较高；初始经济发展水平与当前收入水平正相关。
对于可能存在的异方差等问题，我们还尝试通过加权最小二乘法改进回归效果，第(5)列报告了回归结果。相较第(4)列，可以清楚地看到加权最小二乘法回归的结果更为理想，不仅不改变核心解释变量系数的符号和显著性，而且直辖市虚拟变量回归系数也在1％的显著性水平上显著，显示出直辖市较其他地区存在相当的优势。
2.工具变量回归结果
加权最小二乘回归结果较好地解决了我们在本文的两个主要问题，即在地区层面上政治资本与收入水平是否存在相关性及其边际效应的变化。不过，我们尚未对政治资本与地区收入差异之间关系的因果性予以考察，毕竟，很有可能是经济发展水平越好，政治资本越富足，而非相反。文献中能够用于识别变量之间因果关系的方法之一，是寻找一个工具变量，它与被工具变量相关且也仅能通过被工具变量来对被解释变量产生影响。尽管本文中的政治资本指数反映的是地区长期的政治资本存量，理论上应该不具有显著的内生性(11)，不过为准确判定政治资本与地区收入差距间的因果链条，我们还是尝试进行工具变量回归。
新中国成立作为重要的政治事件，对过去累积的地区政治资本分布是一个严格的外生冲击，从而为检视政治资本与收入差距的因果关系提供了一个可能。1956年的中国共产党第八次全国代表大会是在民主政治氛围极为浓厚的背景下召开的，以在第八届中央委员会的代表性来界定地区政治资本分布将是合意的。更重要的是，中共第八届中央委员会的构成是由中国民族、民主革命的历史决定的，因而具有严格的外生性。对此，陈云(1956)有过陈述，在回应第八届中央委员(含候补)地区分布不均衡的言论时，陈云说：“这反映了中国革命历史的发展，反映了中国革命的不平衡。”(12)并且由于建国时间尚短，由战争等因素造成的工作调动频繁，所以仅他们的户籍(或出生地)分布就大致能体现出地区的政治资本。我们基于此所构建的政治资本指数就具有严格的外生性，并可能构成样本期间内地区政治资本的工具变量。中共第八届中央委员会有中央委员97名，候补委员96名，计193名(13)。根据本文第三节政治资本指数建构方法，我们参考户籍(或出生地)因素构建了1956年前后中国各地区的政治资本指数，结果表明湖南省最高。
为什么1956年地区政治资本能够部分反映样本期地区政治资本分布的情况呢？首先，根据汤森和沃马克(1986)及Shih et al.(2007)的研究，即便是在屡次中国国内政治运动期间，十三届中央委员会之前历届中央委员的年龄结构都显示，由长征以及稍后抗日战争时期磨炼出的资深党员都一直是党和国家的坚强领导力量(14)。十一届三中全会后组织路线上对历次政治运动的厘清进一步保证了这种传承关系。尽管中央顾问委员会成立以后，绝大部分功勋卓著的领导人退出了工作岗位，但通过对新晋领导干部的传、帮、带，一定程度上确保了政治资本的稳定性(15)。
紧接着的问题是，什么因素决定着对官员的选拔，进而维持着政治资本的稳定性呢？文献对政治精英流动模式的研究有助于我们找到答案。Zang(2001)的研究发现，对比较高级的领导人来说，除教育程度(专业技术水平)外，政治忠诚度是一个重要的影响因素(16)；Opper et al.(2007)的研究则更进一步指出，官员的执政(经济)绩效往往并不是他们得以晋升的关键，相反社会网络作用显著(17)。此外，近代以来中国各地区差别的民族、民主革命以及现代化建设实践，也可能在地区之间引发不同的政治意识和政治参与力度，并影响当前的政治资本分布(18)。基于此，我们认为1956年的政治资本的地区分布部分决定了1998-2002年间政治资本的地区分布情况，进而影响到各地区的经济增长。
当然，由中共第八届中央委员(含候补)的籍贯所计算得到的政治资本，可能是各地当时经济实力、人力资本水平或者人口规模的体现。为回应这种疑虑，我们对工具变量的有效性做如下进一步检验。第一步，基于数据的可得性，我们依次选取相对来说比较临近的第三次全国人口普查(1982年进行)数据汇报的12岁以上人口的识字率作为1956年各地区人力资本的代理变量、选取临近的1952年的地区人均国内生产总值作为其时地区经济实力的代理变量、选用1953年人口密度作为相对人口规模的代理变量，分别与工具变量相匹配；第二步，分别采用简单OLS回归和Spearman回归来检验工具变量与以上三项变量的关系，当两者显著性一致时，我们接受工具变量内生性的假设。表3报告了回归结果，结果显示我们有理由拒绝工具变置与对应的经济发展水平、人力资本等因素相关的猜测。
基于以上讨论，我们在表4报告了工具变量回归的结果(19)。其中，第(1)列为仅视政治资本为内生的回归结果，与表2第(5)列对比可以看到，即便系数大小有所变化，但符号和显著性变化均不大；表中第(2)列报告了视政治资本二次项为内生的工具变量回归结果，与该表第(1)列对比可以看到，政治资本的显著性有所下降，但符号和系数基本未发生变化，二次项不再显著。不过我们有必要审慎对待表中第(2)列结果，因为这种显著性的下降很可能是由一阶段回归时判定系数较大(标准误也较大)，从而统计量过小引起的(20)。这样，总体来看，工具变量回归结果也支持在地区层面上政治资本与收入差距呈正相关关系的结论。
(四)稳健性检验
前面已经对1956年政治资本作为工具变量的有效性进行了讨论，并且本文样本期间政治资本并不具有显著的内生性，所以我们这里对稳健性的探讨沿以下两个路径进行：首先考察把Pindex_Z依次替换成Pindex_C、Pindex_J时，看基本结论是否发生变化；其次引入其他一些可能与政治资本相关且对经济增长有长期影响的变量，看结论是否依然成立。
表5报告了我们把政治资本指数Pindex_Z依次替换成Pindex_C、Pindex_J时的回归结果，回归方法为加权最小二乘法。第(1)列显示了替换为Pindex_C时的结果，政治资本一次项回归系数也显著为正，同时二次项系数也显著为负。与此同时，地区、直辖市虚拟变量和初始经济发展水平回归系数符号也非常显著。表中第(2)列显示了替换为Pindex_J时的回归结果，整体而言它与第(1)的结论是一致的。
表6中(1)、(2)、(3)三列依次报告了我们引入期初人口密度、期初人力资本以及社会资本等三个变量的加权最小二乘回归结果。可以看到，尽管系数有不同程度的下降，但政治资本及其二次项的符号及显著性依然与前文的结果一致。
五、结论与评论
本文依托中央委员的户籍(或出生地)、最长任职经历和核心任职经历三项因素构造出一套政治资本指数，运用中国省级层面1998-2002年间150个样本的混合截面数据，在证实检验了政治资本与收入差距既有结论的同时，还检验了政治资本对地区收入差距的贡献。总体上说，我们主要发现：
在再分配与市场机制并存的背景下，中国式分权改革和基于GDP绩效对官员的政治治理，激发了地方政府谋求通过政治资本来推动经济增长的行为。由于存在政治资本存量的差异，不同地区在国家权力格局中的议价能力是不同的，以至于它们所能获取的资源、政策倾斜以及政治庇护也是不同的。在控制东部地区虚拟变量、直辖市虚拟变量、初始经济发展水平等可能与政治资本相关且又对收入水平有长期影响的因素之后，我们的实证研究支持以上逻辑，即政治资本对地区收入差距有正的贡献，但其边际效应递减。
需要特别指出，本文尚无法准确给出政治资本对地区收入差距作用边际效应递减的原因。在这里，我们尝试参照Lipset(1981)的逻辑给出一个可能的解释：较大的政治资本一方面有助于社会的组织与合作，另一方面也又有助于社会对政府的规制和约束，能够推动经济增长与政治发展的良性循环。然而，对那些政治资本存量较大的地区来说，由于更容易受到中央政府的庇护，所以它很可能缺乏回应社会呼吁(Voice)和致力于良治的激励，使得政治资本超过某一临界值之后效应为负。如果这一推断成立，那么本文甚至可能在一般意义上表明“有赖政治的发展”——在政治资本的主导下，依赖资源、政策倾斜及政治庇护——与“有赖社会的发展”——政府良政背景下的社会自主发展——两种发展模式的最终结果在本质上将是不同的。
感谢澳大利亚莫纳什大学黄有光、复旦大学张军、罗长远、陆铭、陈钊、王永钦、高远和范子英的意见和建议。本文在复旦大学社会主义市场经济研究中心现代经济学讲座报告过，感谢与会者的评论。感谢匿名审稿人的宝贵意见。文责自负。
注释：
①丁文江：《历史人物与地理之关系》，《科学》第6卷第1期(1923)。转引自王奇生：《中国近代人物的地理分布》，《近代史研究》1996年。
②Yang et al.(2000)的文章也是选用中央委员(含候补委员)这一特定群体来界定中国各地区的政治资本。
③林毅夫和刘培林(2003)指出，其中的机制为：第一，大部分赶超项目需要投入大量自然资源、初级原矿产品和初级制成品，而这些投入品大部分出自中西部地区。为补贴赶超项目，政府出面人为压低这些商品的价格，由此导致的结果是，中西部地区事实上在补贴这些赶超项目。所以在中西部地区建立的许多赶超项目不但不会促进这些地方的经济发展，相反还会在一定程度上起负面作用；第二，尽管政府为赶超项目投入了大量的资本，但是这些项目只能够为来自发达的沿海地区的受过良好教育的劳动力创造有限的就业机会，而当地劳动力则被局限于生产率低下的农业部门。因而本地的劳动力收入水平难以提高。
④Chen and Feng(2000)计算表明，在1950-1977年以广东、福建和江苏为代表的东部省份较以甘肃、陕西和云南为代表的西部地区的平均经济增长水平实际上是较低的，比如广东、福建经济增长率依次为3.43％和3.18％，而甘肃、陕西和云南的经济增长率则依次为4.82％、4.86％和4.97％。改革开放后情况完全相反。
⑤我们的样本不包括西藏及香港、澳门和台湾。对海南、重庆早期有关数据的处理遵循了以下原则：我们将首先从历年《统计年鉴》、《新中国统计年鉴50年汇编》、《中国人口统计年鉴》中查找或根据提供的数据计算；一旦不能报告，考虑到历史上行政区划的隶属关系，我们分别选由对应年份广东、四川的数据代理。
⑥农村改革实验区的设立情况具体见1987年国务院办公厅文件：《国务院办公厅转发国务院农村发展研究中心关于农村改革实验区请示的通知》，发布日期1987年9月16日。
⑦功能主义理论的代表人物如戴维斯和摩尔(2006)对社会分层的功能必要性进行了详细的论述。具体见格伦斯基主编：《社会分层》，北京：华夏出版社2006年出版。
⑧不过Yang et al.(2000)也曾经表示，如果采用户籍或出生地指标来操作定义政治资本指数，则此间中央政府向中西部地区某些省份(如四川、湖南、湖北)倾斜的资源配置就能够得到合理的解释。然而即便是仅采用籍贯或出生地来操作难过定义政治资本，除这些省份外绝大部分中西部地区的政治资本也不丰厚。
⑨Acemoglu et al.(2001)最多时计有观测值110个，徐现祥和李郇(2005)最多时有29个，方颖和赵扬(2008)最多时有47个。
⑩现有考察经济增长的实证文献中，有很多强调了地理位置对经济增长的长期影响，其中的机制在于它往往是一个影响地区交通成本和对外开放机会的重要因素。具体到中国，比如Démurger et al.(2002)的研究也揭示收入差距受地理位置影响显著。
(11)Yang et al.(2000)在论及他们通过现职领导干部在中央委员会的代表性构建的政治资本指数时候指出，官员的任职更多地并非基于经济因素来考量，故而他们的政治资本指数应该是外生的。我们认为应该审慎对待他们的这一判断，不过由于同时考虑到户籍和最长任职经历这样的因素，我们相信本文的政治资本指数较他们的指标更具外生性。
(12)见蒋冠庄、高敬增：《李先念出席中共八大的情况》，载《党的文献》2006年5月。
(13)含历次全会补选候补委员。同时，由于一方面排除候补后中委的数量较少，缺乏代表性；另一方面，由于八届中央委员会是在较为民主的氛围下选举的，且各委员的地位是历史条件形成的，具有相当的权威性，故而我们未把它们区别对待。
(14)Shih et al.(2007)的研究表明，中央委员的年龄结构在1982年换届前达到平均66.5岁的历史最高峰，而在1984年的进一步调整前也平均高达64.5岁。
(15)在理论上，North(2007)对在政治秩序受限条件下的政治组织的封闭型和稳定性进行了细致的分析。
(16)Zang(2001)实证研究的样本为他搜集的1988年和1994年的1664个中国高级领导人，另外他们的分析中用党龄来代理政治忠诚度。
(17)Opper et al.(2007)的研究表明，在控制住了如校友、同学社会关系以及既往政治背景之后，官员执政的(经济)绩效与其晋升的关系甚至为负；相反，前者与其晋升的正向联系是稳健的。
(18)很明显，我们这里的逻辑与陈云(1956)对八大中央委员地区分布“不均衡”的回应是一致的。
(19)我们这里未报告一阶段回归结果，有需要的读者可向作者索取。值得说明的是，无论是仅让政治资本一次项内生，还是尽让二次项内生，一阶段回归中相应工具变量的回归系数都在1％的显著性水平上显著。
(20)一阶段回归的判定系数为0.89。
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