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(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響及其發(fā)生機(jī)制，是近20年來(lái)經(jīng)濟(jì)學(xué)中一個(gè)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(guó)家層面（單一族群國(guó)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(guò)族群認(rèn)同等因素，引致偏好異質(zhì)性，影響著個(gè)體的微觀經(jīng)濟(jì)選擇，進(jìn)而對(duì)集體的宏觀經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)產(chǎn)生了深刻影響。

經(jīng)由長(zhǎng)期的歷史演進(jìn)和融合，中國(guó)成為一個(gè)多族群國(guó)家。新中國(guó)建立之后，中央政府自1950年代起，識(shí)別并確認(rèn)了56個(gè)民族，其中漢族人口占據(jù)絕對(duì)多數(shù)，而其他55個(gè)民族被稱為“少數(shù)民族”。此外，官方還確認(rèn)有近50多個(gè)未識(shí)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(guó)眾所周知的貧困地區(qū)。因此，在中國(guó)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(gè)天然的社會(huì)科學(xué)實(shí)驗(yàn)場(chǎng)。族群多樣性如何影響各地的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)？強(qiáng)化還是弱化中國(guó)區(qū)域發(fā)展的不均衡？通過(guò)什么機(jī)制產(chǎn)生影響？對(duì)這些問(wèn)題進(jìn)行探討，既有學(xué)術(shù)意義，又有現(xiàn)實(shí)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(jì)表現(xiàn)之關(guān)系的任何定律和機(jī)制，其普遍性均需受到中國(guó)經(jīng)驗(yàn)的實(shí)證檢驗(yàn)。就現(xiàn)實(shí)政策意涵而言，其一，在中國(guó)政府強(qiáng)調(diào)縮小區(qū)域發(fā)展差距和徹底根除降低絕對(duì)貧困的公共政策背景之下，對(duì)族群多樣性與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，尤顯急迫；其二，在中國(guó)“平等、團(tuán)結(jié)、共同繁榮”的民族政策下，研究族群多樣性對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響機(jī)制，也有助于我們深化有關(guān)民族政策影響經(jīng)濟(jì)的途徑的了解，并對(duì)癥下藥，促進(jìn)民族工作的進(jìn)一步發(fā)展。但對(duì)這樣一個(gè)重要課題，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)界尚未引起足夠的重視，相關(guān)的實(shí)證研究也很少。

本文開創(chuàng)性地在市級(jí)層面對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行了深入研究。實(shí)證分析結(jié)果顯示，在中國(guó)，族群多樣性和地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著顯著的負(fù)向關(guān)系，在控制了其他重要控制變量，考慮測(cè)量指標(biāo)的影響和內(nèi)生性問(wèn)題后，這一結(jié)論仍然穩(wěn)健。通過(guò)對(duì)影響機(jī)制的探討，本文發(fā)現(xiàn)，高的族群多樣性顯著增大了語(yǔ)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(cái)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(shuō)明中國(guó)在少數(shù)民族地區(qū)實(shí)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(dòng)”等政策不僅在方向上是正確的，而且在力度上是有待加強(qiáng)的。此外，本文還在方法上作出了一些邊際貢獻(xiàn)。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(gè)體固定效應(yīng)導(dǎo)致的遺漏變量問(wèn)題，而且，本文還使用工具變量回歸法解決了既有文獻(xiàn)未能處理好的內(nèi)生性問(wèn)題。

二、文獻(xiàn)綜述

Easterly 和 Levine（1997）開創(chuàng)了族群多樣性對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的研究領(lǐng)域。他們?cè)谶@篇經(jīng)典論文里分析非洲諸國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)低水平即“非洲增長(zhǎng)悲劇”的原因時(shí)發(fā)現(xiàn)，族群多樣性與一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的宏觀經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)負(fù)相關(guān)。學(xué)界的研究對(duì)象從非洲拓展到其他地區(qū)乃至全球。Alesina，Baqir 和 Easterly（1999）確認(rèn)了族群多樣性對(duì)美國(guó)城市的經(jīng)濟(jì)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(duì)巴西各地區(qū)民眾的收入增長(zhǎng)潛力有著決定性的影響。Dincer 和Wang（2011）以中國(guó)省級(jí)行政地區(qū)為分析單位，考察了族群多樣性對(duì)長(zhǎng)期平均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響，認(rèn)為族群多樣性顯著降低了中國(guó)省級(jí)行政單位的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。

當(dāng)然，族群多樣性對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不一定永遠(yuǎn)是負(fù)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(gè)美國(guó)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(jì)活力。他們構(gòu)建了一個(gè)族群多樣性成本收益的理論模型，認(rèn)為族群多樣性在對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)潛在不利影響的同時(shí)，也會(huì)因能力、經(jīng)驗(yàn)、文化的多元化帶來(lái)某些私人物品產(chǎn)量的提升。但族群多樣性對(duì)經(jīng)濟(jì)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(lái)，尚需更多的實(shí)證研究加以確認(rèn)。Sparber（2009）發(fā)現(xiàn)，那些依賴于決策創(chuàng)意和消費(fèi)者服務(wù)體驗(yàn)的行業(yè)受益于種族多樣性，而需要高水平團(tuán)隊(duì)努力的行業(yè)會(huì)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(duì)有效經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的開展帶來(lái)負(fù)向影響。可以說(shuō)，這為Alesina 和 Ferrara（2005）中建構(gòu)的模型提供了一部分實(shí)證基礎(chǔ)。

現(xiàn)有文獻(xiàn)中關(guān)于族群多樣性對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響機(jī)制的探討可以分為微觀和宏觀兩個(gè)層面。

既有文獻(xiàn)對(duì)微觀機(jī)制的考察主要是在公共經(jīng)濟(jì)學(xué)的視野之中，即認(rèn)為高水平的族群多樣性會(huì)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(gè)偏好極化與公共物品提供模型，并據(jù)此使用美國(guó)城市數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)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(cái)政支出越少。需要注意的是，中國(guó)的公共品集資模式不同于西方國(guó)家的選舉人投票模型，而是很大一部分來(lái)自上級(jí)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(guó)實(shí)施的民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付政策，顯著促進(jìn)了民族地區(qū)公共支出水平的相對(duì)提高和公共支出結(jié)構(gòu)的相對(duì)優(yōu)化。

文獻(xiàn)對(duì)宏觀機(jī)制的討論集中在兩塊：第一是族群沖突及國(guó)家失敗。很多跨國(guó)研究文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，族群多樣性程度較高會(huì)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(guó)家失敗（state failure），從而對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)造成負(fù)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(xiàn)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(huì)拉低經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響這一課題的研究產(chǎn)生了一些眾所公認(rèn)的研究成果，但也面臨著一系列學(xué)術(shù)挑戰(zhàn)：第一個(gè)挑戰(zhàn)，是確認(rèn)族群多樣性對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響到底是負(fù)面還是正面。絕大多數(shù)文獻(xiàn)確認(rèn)了族群多樣性對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的降低效應(yīng)，只有Alesina 和 Ferrara（2005）基于模型推演認(rèn)為族群多樣性亦有可能對(duì)經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)有提升效應(yīng)?？傊?，有關(guān)族群多樣性的經(jīng)濟(jì)影響，尚需要更多的實(shí)證研究加以確認(rèn)。第二個(gè)挑戰(zhàn)在于內(nèi)生性問(wèn)題。一方面，族群多樣性與經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)之間可能存在的反向因果（reversal causality）問(wèn)題不可忽略；另一方面，遺漏變量偏差（omitted variables bias）的問(wèn)題也很重要。必須回答的問(wèn)題是：族群多樣性對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否構(gòu)成一個(gè)新的、獨(dú)立的、結(jié)構(gòu)性影響因素，抑或族群多樣性對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所顯示出來(lái)的影響只不過(guò)是已知結(jié)構(gòu)性和制度性因素的投射而已？第三個(gè)挑戰(zhàn)在于發(fā)現(xiàn)族群多樣性影響經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)的機(jī)制。族群多樣性作為一種社會(huì)因素，傳導(dǎo)到經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)，可以從交易成本經(jīng)濟(jì)學(xué)、認(rèn)同經(jīng)濟(jì)學(xué)、政治經(jīng)濟(jì)學(xué)和公共部門經(jīng)濟(jì)學(xué)中找到可能的分析路徑。對(duì)增長(zhǎng)經(jīng)濟(jì)學(xué)家來(lái)說(shuō)，一般認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)確有影響，那么需要進(jìn)一步分析的是，其效應(yīng)是通過(guò)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(guó)行政區(qū)劃，以346個(gè)城市（包括地級(jí)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(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。相較于Dincer 和 Wang（2011）以省為單位進(jìn)行的研究，本文認(rèn)為，市級(jí)是更合適的衡量經(jīng)濟(jì)集聚和人群交往的地理單位，以市級(jí)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(guó)各族群人口的居住和工作地點(diǎn)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(guó)人口普查數(shù)據(jù)以及2005年全國(guó)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(guó)人口普查數(shù)據(jù)，其優(yōu)點(diǎn)是提供了城市層面詳細(xì)的族群數(shù)據(jù)。利用該數(shù)據(jù)，本文構(gòu)建了城市級(jí)別的族群多樣性的面板數(shù)據(jù)，并實(shí)證分析了其對(duì)2000?2013年各市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響。

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

（一）理論假說(shuō)。大部分文獻(xiàn)支持族群多樣性降低經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的觀點(diǎn)，并在跨國(guó)研究和國(guó)別研究中得到了實(shí)證支持。微觀機(jī)制的探討涉及有溝通交流成本、認(rèn)同信任、合作沖突和公共物品供給。宏觀機(jī)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(hù)自身族群所誘發(fā)的腐敗。當(dāng)然，由于文化與經(jīng)濟(jì)政治體制的差異等原因，族群多樣性降低經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的觀點(diǎn)以及上述機(jī)制在中國(guó)并非成立?；趯?duì)中國(guó)的考察，我們提出以下假說(shuō)，并在后面的實(shí)證部分中加以檢驗(yàn)：

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

盡管跨國(guó)和其他國(guó)別研究未得出類似結(jié)論，但以下理由仍對(duì)這個(gè)假說(shuō)提供有利支持。一方面是文獻(xiàn)綜述提到的，不同族群能力、經(jīng)驗(yàn)、文化的多元化可能促進(jìn)行業(yè)創(chuàng)新，進(jìn)而有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，尤其是中國(guó)多民族地區(qū)的旅游和服務(wù)經(jīng)濟(jì)；另一方面是中央政府對(duì)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(cái)政轉(zhuǎn)移支付（毛捷、汪德華、白重恩，2011）。

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

至少兩個(gè)理由會(huì)為這個(gè)假說(shuō)提供有利支持。一是族群多樣性也伴隨著語(yǔ)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(rèn)同問(wèn)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(xiǎn)和更不穩(wěn)定的收益率。作為趨利避害的理性市場(chǎng)主體，私有部門可能會(huì)減少在族群多樣性高的地區(qū)的投資。對(duì)這一相關(guān)性，國(guó)際文獻(xiàn)有一些證據(jù)予以支持（Alesina，Baqir 和 Easterly，1999；Montalvo 和 Reynal-Querol，2005），但在中國(guó)，這仍有待驗(yàn)證。

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

在中國(guó)，不同族群有不同的日常使用語(yǔ)言（或方言），這可能導(dǎo)致族群多樣性增大了語(yǔ)言溝通成本。盡管漢字和普通話分別是全國(guó)通行的文字語(yǔ)言和口頭語(yǔ)言，但法律保障少數(shù)民族使用本民族文字語(yǔ)言的合法權(quán)利，除漢語(yǔ)外，被使用的少數(shù)民族語(yǔ)言有100多種（中國(guó)社會(huì)科學(xué)院語(yǔ)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(yǔ)言擁有同樣的官方地位。來(lái)自“中國(guó)語(yǔ)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(gè)少數(shù)民族能用漢語(yǔ)與人交談的比例在50%左右或以下（中國(guó)語(yǔ)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(rèn)為，族群多樣性增加了語(yǔ)言溝通成本。

分假說(shuō)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(guó)，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(yǔ)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(xiǎn)和更不穩(wěn)定的收益率。作為趨利避害的理性市場(chǎng)主體，私有部門可能會(huì)減少在族群多樣性高的地區(qū)的投資。對(duì)這一相關(guān)性，國(guó)際文獻(xiàn)有一些證據(jù)予以支持（Alesina，Baqir 和 Easterly，1999；Montalvo 和 Reynal-Querol，2005），但在中國(guó)，這仍有待驗(yàn)證。

分假說(shuō)4：族群多樣性對(duì)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(duì)公共部門投資率影響不確定。

分假說(shuō)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(lái)的，是財(cái)政調(diào)節(jié)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要手段，以期能夠?qū)崿F(xiàn)財(cái)政資源的合理配置，促進(jìn)地方公共服務(wù)的發(fā)展和均等化。在中國(guó)“平等、團(tuán)結(jié)、共同繁榮”的民族政策下，中央政府始終重視對(duì)民族混居地區(qū)的財(cái)政傾斜。毛捷、汪德華和白重恩（2011）的研究也證實(shí)了這一點(diǎn)。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源與統(tǒng)計(jì)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(yǔ)言、膚色、種族、宗教等（Alesina 等，2003）。具體到中國(guó)，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(guó)家，中國(guó)的民族地理分布呈現(xiàn)“大雜居、小聚居”的特點(diǎn)：宏觀上看，各民族分散在各省區(qū)市，混合居住；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(gè)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(jì)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(duì)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(méi)有任何一個(gè)民族占據(jù)多數(shù)。因此，中國(guó)各地族群多樣性的差異，為我們檢驗(yàn)有關(guān)族群多樣性經(jīng)濟(jì)影響的各種理論提供了基礎(chǔ)。

以2010年的地級(jí)行政區(qū)劃為標(biāo)準(zhǔn)，本文在333個(gè)地級(jí)行政單位的基礎(chǔ)上，加入了4個(gè)直轄市，以及河南省濟(jì)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(gè)省屬直轄行政單位，共計(jì)346個(gè)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(guó)人口普查資料后，我們發(fā)現(xiàn)，第五次全國(guó)人口普查資料（2000年）和第六次全國(guó)人口普查資料（2010年）提供了市級(jí)的各民族人數(shù)詳細(xì)統(tǒng)計(jì)。此外，2005年底，全國(guó)還進(jìn)行過(guò)1%人口抽樣調(diào)查。“這次調(diào)查以全國(guó)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(wàn)人，占全國(guó)總?cè)丝诘?.31%?！雹俪鲎浴?005年全國(guó)1%人口抽樣調(diào)查主要數(shù)據(jù)公報(bào)》，中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，2006-03-16。由于抽樣方法設(shè)計(jì)科學(xué)合理，我們認(rèn)為可以利用1%人口抽樣調(diào)查資料來(lái)計(jì)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(shí)含義為人群中任意兩個(gè)人屬于不同族群的概率。族群分化指標(biāo)計(jì)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(jī)抽查一人時(shí)他恰好為j族群的概率。按式（1）計(jì)算出的EFIi則可以表示該地區(qū)任意兩個(gè)人來(lái)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(shuō)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(jì)詳見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

與族群分化指標(biāo)的數(shù)據(jù)年份保持一致，對(duì)作為被解釋變量的各市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，我們采用2000年之后，最新到2013年的數(shù)據(jù)。通過(guò)《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，可以得到各市2010?2013年的人均GDP增長(zhǎng)率。

根據(jù)人均GDP增長(zhǎng)率（2000?2013年平均）的空間分布（圖略）可知，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的西部地區(qū)的人均GDP平均增長(zhǎng)率并不明顯比其他地區(qū)低。實(shí)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(jì)增長(zhǎng)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(jī)效應(yīng)模型回歸結(jié)果

圖1為各市人均GDP增長(zhǎng)率2000?2010年之間的變動(dòng)量（ΔGGDP）和族群分化指標(biāo)2000?2010年之間的變動(dòng)量（ΔEFI）的散點(diǎn)分布圖以及擬合線。由擬合線可知，族群分化指標(biāo)變動(dòng)量和人均GDP增長(zhǎng)率變動(dòng)量之間存在明顯的負(fù)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(dòng)量（ΔEFI）和人均GDP增長(zhǎng)率2000?2010年之間的變動(dòng)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(fù)值，平均ΔGGDP是正值，這說(shuō)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(zhǎng)率在增大；東部地區(qū)的平均ΔEFI是正值，平均ΔGGDP是負(fù)值，這說(shuō)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(zhǎng)率在減小。

圖1 ΔGGDP與ΔEFI的散點(diǎn)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(shuō)1b。但要想系統(tǒng)地證實(shí)主假說(shuō)1b，或者證偽主假說(shuō)1a，仍需下文進(jìn)行細(xì)致的模型計(jì)量和檢驗(yàn)。

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(jì)增長(zhǎng)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(jì)增長(zhǎng)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(jì)增長(zhǎng)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(jì)增長(zhǎng)的文獻(xiàn)，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(huì)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(guó)家計(jì)委宏觀經(jīng)濟(jì)研究院課題組（2002）確定了富含礦產(chǎn)資源的47個(gè)地級(jí)及以上城市為資源型城市。這47個(gè)城市分別是大慶、盤錦、東營(yíng)、濮陽(yáng)、克拉瑪依、唐山、邯鄲、邢臺(tái)、大同、陽(yáng)泉、長(zhǎng)治、晉城、朔州、烏海、赤峰、撫順、阜新、遼源、雞西、鶴崗、雙鴨山、七臺(tái)河、淮南、淮北、萍鄉(xiāng)、棗莊、平頂山、鶴壁、焦作、廣元、達(dá)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(duì)數(shù)值來(lái)衡量。數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》。根據(jù)現(xiàn)有經(jīng)驗(yàn)實(shí)證研究，初始人均產(chǎn)出水平越高的地區(qū)，人均GDP增長(zhǎng)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(lái)衡量，通過(guò)《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》提供的數(shù)據(jù)計(jì)算得出。這一指標(biāo)可用來(lái)表示新增實(shí)物資本投入，水平越高則經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)越快。受教育程度用人均受教育年限來(lái)衡量。第五次（2000年）和第六次（2010年）全國(guó)人口普查資料本身提供了縣級(jí)以上行政單位的不同受教育程度的詳細(xì)人數(shù)統(tǒng)計(jì)，2005年全國(guó)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(jì)算出三個(gè)不同年份各市的人均受教育年限。外貿(mào)依存度用進(jìn)出口總額與總GDP的比例來(lái)衡量。通過(guò)《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》提供的數(shù)據(jù)計(jì)算得出。城鎮(zhèn)化率用城鎮(zhèn)人口占該市總?cè)丝诘谋戎貋?lái)衡量。數(shù)據(jù)來(lái)自第五次（2000年）和第六次（2010年）全國(guó)人口普查資料和2005年全國(guó)1%人口抽樣調(diào)查。

表1為以上變量的描述性統(tǒng)計(jì)。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(zhǎng)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(jì)量模型與實(shí)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(jì)模型來(lái)估計(jì)中國(guó)各市的族群多樣性對(duì)人均GDP增長(zhǎng)率的影響。我們將分別報(bào)告并比較固定效應(yīng)模型、隨機(jī)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(jī)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(yàn)結(jié)果表明，固定效用模型比混合模型更適用。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明，固定效應(yīng)模型比隨機(jī)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(guò)5%水平的顯著性檢驗(yàn)。②考慮到媒體披露的遼寧省經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)造假問(wèn)題（遼寧首次公開確認(rèn)：2011年至2014年經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)造假http://news.xinhuanet.com/politics/2017-01/18/c_1120331628.htm），我們?cè)趧h除遼寧省樣本后，重新進(jìn)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(bào)，下同。也就是說(shuō)：其他條件不變，族群分化指標(biāo)越大，人均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率越低。這支持了本文的理論主假說(shuō)1b。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)。這里，我們將換用族群多樣性的另外一種度量，來(lái)檢驗(yàn)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(lái)衡量族群多樣性，其現(xiàn)實(shí)含義為人群中不同族群兩極分化的程度。其計(jì)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(jī)抽查一人時(shí)他恰好為j族群的概率。按式（1）計(jì)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(rèn)為，族群極化指標(biāo)和族群分化指標(biāo)的共同點(diǎn)在于，同樣可以很好地衡量族群多樣性，實(shí)證上同樣顯著降低經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；不同點(diǎn)在于，增加社會(huì)沖突是族群極化指標(biāo)降低經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制之一，而族群分化指標(biāo)和社會(huì)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(jì)如表3所示。

表3 族群極化指標(biāo)描述性統(tǒng)計(jì)

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(guò)10%水平的顯著性檢驗(yàn)。也就是說(shuō)：其他條件不變，族群極化指標(biāo)越大，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(shuō)1b成立。無(wú)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(jì)增長(zhǎng)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(jī)效應(yīng)模型回歸結(jié)果

（五）內(nèi)生性問(wèn)題討論。實(shí)證結(jié)果和穩(wěn)健性分析都支持了本文的理論主假說(shuō)1b，而否定了主假說(shuō)1a。即其他條件不變，各市族群多樣性越大，人均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(wèn)題，但我們?nèi)孕桕P(guān)注族群多樣性和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率兩個(gè)變量之間的反向因果問(wèn)題。因?yàn)?，不僅族群多樣性可以影響人均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，人均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率反過(guò)來(lái)也會(huì)影響族群多樣性，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)快速地區(qū)會(huì)通過(guò)增加對(duì)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(wèn)題，實(shí)現(xiàn)更清晰的因果識(shí)別，本文采用各市到省會(huì)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(duì)人均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響。使用各市到省會(huì)的距離作為工具變量的依據(jù)有以下兩點(diǎn)：

第一，各市到省會(huì)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(diǎn)，在控制了省會(huì)城市等變量后，各市到省會(huì)的距離仍對(duì)族群多樣性有很強(qiáng)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(yuǎn)離省級(jí)行政中心。計(jì)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(huì)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(huì)的距離和各市的人均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率沒(méi)有直接關(guān)系，因?yàn)楦魇械娜司?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率變動(dòng)很大，但各市到省會(huì)的距離則是固定不變的外生地理變量。盡管各市到省會(huì)城市距離也在一定程度上反應(yīng)了省會(huì)中心城市對(duì)其他城市的經(jīng)濟(jì)輻射效應(yīng)，但更多是影響其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，而非經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。相關(guān)性分析也支持了這一結(jié)論，各市到省會(huì)的距離與人均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間的相關(guān)系數(shù)極小，且在統(tǒng)計(jì)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(huì)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(guò)1%水平的顯著性檢驗(yàn)。對(duì)該工具變量F檢驗(yàn)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(guò)5%水平的顯著性檢驗(yàn)。這說(shuō)明使用工具變量法消除變量?jī)?nèi)生性后，族群多樣性對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率有顯著的負(fù)向影響。當(dāng)然，需要說(shuō)明的一點(diǎn)是，由于該工具變量是非時(shí)變的，所以這里識(shí)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(shuō)1b得到了支持，而理論主假說(shuō)1a被否定。

四、影響機(jī)制：語(yǔ)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(duì)族群多樣性影響地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。本文理論假說(shuō)部分提到，在中國(guó)，高的族群多樣性可能通過(guò)兩個(gè)機(jī)制，語(yǔ)言溝通成本和私有部門投資，降低了地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；但也可能通過(guò)另外兩個(gè)機(jī)制，公有部門投資和中央轉(zhuǎn)移支付緩解了這種負(fù)向影響。我們分別對(duì)這四個(gè)機(jī)制（分假說(shuō) 2、3、4、5）進(jìn)行檢驗(yàn)。

（一）語(yǔ)言溝通成本。在中國(guó)，不同族群有不同的日常使用語(yǔ)言（或方言），這可能導(dǎo)致族群多樣性增大了語(yǔ)言溝通成本。盡管漢字和普通話分別是全國(guó)通行的文字語(yǔ)言和口頭語(yǔ)言，但法律保障少數(shù)民族使用本民族文字語(yǔ)言的合法權(quán)利，除漢語(yǔ)外，被使用的少數(shù)民族語(yǔ)言有100多種（中國(guó)社會(huì)科學(xué)院語(yǔ)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(yǔ)言擁有同樣的官方地位。來(lái)自“中國(guó)語(yǔ)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(gè)少數(shù)民族能用漢語(yǔ)與人交談的比例在50%左右或以下（中國(guó)語(yǔ)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(guó)語(yǔ)言地圖集（第2版）》中搜集整理了全國(guó)346個(gè)市所各自包含的方言片區(qū)數(shù)據(jù)（既包括漢語(yǔ)方言、也包括少數(shù)民族方言）。對(duì)市級(jí)數(shù)據(jù)的相關(guān)性分析顯示，族群多樣性和語(yǔ)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(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，在中國(guó)，以方言種類表示的語(yǔ)言多樣性和地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間有負(fù)向關(guān)系。那么，語(yǔ)言多樣性會(huì)影響地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(huì)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(guò)1%水平的顯著性檢驗(yàn)。這說(shuō)明，以方言多樣性衡量的語(yǔ)言溝通成本顯著降低了地方的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。所以我們得出結(jié)論，語(yǔ)言溝通成本的增加是族群多樣性降低地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的一個(gè)機(jī)制。因此，在少數(shù)民族地區(qū)推廣普通話的政策對(duì)促進(jìn)這些地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有正效應(yīng)，不僅是正確的，而且是有待加強(qiáng)的。分假說(shuō)2得到了支持。

表6 以方言多樣性衡量的語(yǔ)言溝通成本對(duì)人均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響

（二）私有及公有部門投資。由于市級(jí)私有和公有部門投資數(shù)據(jù)尚不可得，這里僅提供省級(jí)數(shù)據(jù)分析的結(jié)果。通過(guò)《中國(guó)固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計(jì)年鑒》，我們查找到歷年各省按經(jīng)濟(jì)類型細(xì)分的固定資產(chǎn)投資的數(shù)量，將其中的“國(guó)有經(jīng)濟(jì)”和“集體經(jīng)濟(jì)”歸并為“公有部門”，將其中的“私營(yíng)個(gè)體經(jīng)濟(jì)”“聯(lián)營(yíng)經(jīng)濟(jì)”“股份經(jīng)濟(jì)”“外商投資經(jīng)濟(jì)”“港澳臺(tái)投資經(jīng)濟(jì)”和“其他經(jīng)濟(jì)”歸并為“私有部門”，這樣可以計(jì)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(jì)族群分化指標(biāo)對(duì)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(jí)數(shù)據(jù)，也用雙向固定效應(yīng)模型估計(jì)了族群分化指標(biāo)對(duì)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(jì)產(chǎn)出水平、省份固定效應(yīng)和時(shí)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(guò)5%水平的顯著性檢驗(yàn)。由表7第3列可見，族群分化指標(biāo)對(duì)公有部門固定資產(chǎn)投資比例沒(méi)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(guò)10%水平的顯著性檢驗(yàn)。對(duì)比這三列結(jié)果，我們能得出一個(gè)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(duì)公有部門投資率沒(méi)有影響。族群分化指標(biāo)對(duì)全部門固定資產(chǎn)投資比例的降低效應(yīng)，主要是通過(guò)私有部門發(fā)揮影響的。分假說(shuō)3和分假說(shuō)4得到了支持。

表7 族群多樣性對(duì)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(huì)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(yǔ)言溝通成本更高、認(rèn)同信任更低、合作更少。這些可能導(dǎo)致更高的投資風(fēng)險(xiǎn)和更不穩(wěn)定的收益率。因此作為趨利避害的市場(chǎng)主體，私有部門可能會(huì)減少在高族群多樣性地區(qū)的投資。而族群多樣性對(duì)公有部門投資率沒(méi)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(duì)不利的投資條件也沒(méi)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(jì)增長(zhǎng)率的一個(gè)機(jī)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(jìn)民族平等和減小區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(jí)的中央轉(zhuǎn)移支付數(shù)據(jù)不可得，這里僅提供省級(jí)數(shù)據(jù)分析的結(jié)果。通過(guò)《中國(guó)財(cái)政年鑒》中的歷年各省公共財(cái)政預(yù)算收支決算總表中的“中央補(bǔ)助收入”一項(xiàng)除以各省當(dāng)年人口總數(shù)，可得人均中央財(cái)政轉(zhuǎn)移支付。本文構(gòu)建31個(gè)省級(jí)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(lái)估計(jì)族群分化指標(biāo)對(duì)各省人均中央轉(zhuǎn)移支付的影響。F檢驗(yàn)結(jié)果表明，固定效用模型比混合模型更適用。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明，固定效應(yīng)模型比隨機(jī)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(duì)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(guò)5%水平的顯著性檢驗(yàn)。也就是說(shuō)，在控制了人均經(jīng)濟(jì)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(cái)政轉(zhuǎn)移支付。分假說(shuō)5得到了支持。這表明，中國(guó)的轉(zhuǎn)移支付政策的確對(duì)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(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不利影響，促進(jìn)了民族和地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)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(guó)人口普查數(shù)據(jù)以及2005年全國(guó)1%人口抽樣調(diào)查資料，構(gòu)建了346個(gè)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(guó)的族群多樣性對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響，并探求了族群多樣性影響市級(jí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響機(jī)制。

本文實(shí)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(wèn)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(jì)增長(zhǎng)率。在使用族群極化指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性分析和采用各市到省會(huì)的距離作為族群多樣性的工具變量以消除變量?jī)?nèi)生性后，結(jié)論仍然成立。這一發(fā)現(xiàn)，確認(rèn)了國(guó)際文獻(xiàn)關(guān)于族群多樣性經(jīng)濟(jì)降低效應(yīng)的命題在中國(guó)也是成立的。這說(shuō)明，作為一種社會(huì)結(jié)構(gòu)性因素，族群多樣性的確對(duì)經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)有獨(dú)立的影響，這一發(fā)現(xiàn)對(duì)豐富經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)構(gòu)主義理論有所助益。通過(guò)對(duì)族群多樣性經(jīng)濟(jì)影響機(jī)制的探討，我們進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，高的族群多樣性顯著增大了語(yǔ)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(cái)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)暫時(shí)的不利影響。

本研究具有多方面的現(xiàn)實(shí)意義和政策意涵。雖然我們的研究表明族群多樣性會(huì)顯著降低地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但其負(fù)面效應(yīng)并非是一成不變的，而是會(huì)隨制度或政策變化的。事實(shí)上，Alesina和 Ferrara（2005）已表明，包容的社會(huì)體制有利于降低族群多樣性的負(fù)面經(jīng)濟(jì)影響。本文機(jī)制部分的探討，也為政府通過(guò)民族政策、語(yǔ)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(guó)政府采取了一系列平等開放包容的民族政策，對(duì)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(huì)救助等領(lǐng)域的傾斜性政策，以及推行雙語(yǔ)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(wèn)題，減少各族群之間經(jīng)濟(jì)交易的成本，降低族群多樣性對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的負(fù)面影響。同時(shí)，我們有關(guān)族群多樣性經(jīng)濟(jì)影響機(jī)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)向影響。這意味著，為了提升多族群地區(qū)的經(jīng)濟(jì)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(lái)彌補(bǔ)私有部門投資的短缺；另一方面可以通過(guò)增強(qiáng)公共部門投資以鼓勵(lì)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(shì)在推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(xì)致探討的地方，將來(lái)可以從以下幾方面進(jìn)行拓展性研究:第一，從行業(yè)水平上考察族群多樣性對(duì)創(chuàng)新的促進(jìn)和對(duì)經(jīng)濟(jì)的正向作用；第二，度量各地包容性民族政策的實(shí)施力度和效果，并進(jìn)一步考察這些政策對(duì)族群多樣性地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(jì)發(fā)展政策。這幾個(gè)方面，既有理論貢獻(xiàn)，也具有極強(qiáng)的公共政策意涵。最后，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)構(gòu)性影響因素，無(wú)論是經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、社會(huì)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(gè)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(xì)致的理論建模和計(jì)量分析。

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