书摘：

第2章 经济发展和政治发展的相互影响

1.理论分析

通常认为，促进经济增长的经济自由表现为两种形式：自由市场和注重产权维护的小政府。第一章讨论的经验结论支持了这一观点。然而，政治自由和经济自由之间的联系更富有争议性，最近由西罗威和英克尔斯(Sirowy and Inkeles，1990)与普泽沃斯基和勒芒贾(Przeworski and Limongi,1993)所作的综述的理论部分特别强调了这一点。一些经济学家，如弗里德曼(Friedman，1962)，他们相信这两种自由是相互促进的。根据这种观点，扩大政治权利，给予更多民主，就能扩大经济权利，进而能够促进经济增长。但是民主遏止增长的一面也受到重视，这一面的特征表现在多数表决制度(a system of majority voting)中从富到贫的收入再分配倾向(包括土地改革)，以及在代议立法制度(a system with representative legislatures)中利益集团地位的强化。

在某种程度上，50独裁政体可能避免了民主的这些缺陷。从理论上看，并没有什么机制能阻止独裁政府维护经济自由和私有产权，而且独裁者也不必参与中央计划的制定。扩大经济自由的独裁政府有智利的皮诺切特政府(Pinochet Government)、秘鲁的藤森政府(Fujimori Administration)、伊朗的沙阿政权(Shah's Regime)以及东亚过去和现在的一些政府。根据施瓦茨(Schwarz，1992)的观察，大多数的OECD国家在有限政治权利的制度中开始了它们的现代经济发展，并且很晚才具有完善的代议民主制度。

然而，如果独裁者利用权力窃取国家财富以及进行非生产性投资，那么独裁对增长的作用就是不利的。非洲的大部分政府、拉丁美洲的一些政府、过去东欧一些实行计划经济的政府以及菲律宾的马科斯政府(Marcos Administration)看来都属于这种类型。因此，历史告诉我们，独裁者有两类：一类是个人目标和经济增长相冲突的独裁者；另一类是由其利益所决定的，要专注于经济发展的独裁者。该观点和萨赫的观点吻合(Sah, 1991，pp70-71)。萨赫认为独裁是一种风险投资。不管怎样，并不存在一种理论能决定哪种独裁具有普遍性。民主制度能遏制政府权力，51因而限制了政府官员敛聚个人财富和执行公众不认同的政策的可能。由于至少有一些政策既能刺激增长，又能在政治上得到公众支持，因此，给予更多的政治权利会促进经济增长。所以，民主对增长的净效应在理论上是不确定的。

政治制度和经济产出之间的相互影响还涉及生活水准对一国国民民主参与倾向的影响。自从利普赛特(1959)的研究出现后，通常的看法是繁荣促进民主，这就是所谓的利普赛特假设。利普赛特(1959，p75)看来更愿意将其看成亚里士多德假设(Aristotle Hypothesis)：“从亚里士多德开始到现在，人们认为，只有在极少数公民真正贫困的富有社会中，大多数民众才可能理性地参与政治活动，才能培养出必要的自制，以免于听信不负责任的政治家的煽动。”(其观点的陈述见Aristotle, 1932，bookⅥ。)

繁荣影响民主的理论模型并没有发展成熟。利普赛特(1959，pp83-84)强调，教育程度的上升和中产阶级的扩大是提高“民主政治容忍规则的接受能力”(但愿我理解了这个短语)的基础。他还着重强调了托克维尔(1835)的思想：52私有组织和私有机构对于制约独裁很重要。普特南(Putnam，1993)扩展了这一思想，他认为在意大利的一些地区，公民活动的倾向是好政府的关键基础。［1］在休伯、鲁斯切梅耶和史蒂文斯(Huber，Rueschemeyer and Stephens，1993，pp74-75)的研究中，核心思想是资本主义的发展削弱了地主阶级的权力，提高了工人阶级和中产阶级的权力和组织能力。

尽管缺乏具有令人信服的基础理论，本章对跨国经验事实的研究依然证实了利普赛特假设是一条很强的经验规律。具体而言，各种衡量生活水准的指标值的上升导致了民主的逐步上升。相反，在经济没有发展的基础上产生的民主——有时这种民主是被过去的殖民力量或者国际组织所强加的——就无法持续。假定这条经验规律有效，那么我们会认为清晰的理论分析应该可以实现。(这看起来似乎是一个在实际中可分析而在理论上不可行的例子。)

2.民主对经济增长的影响

本研究中测度民主的主要方法是利用加斯提耳(Gastil)和他的合作者(1982—1983年以及以后各期)采集的1972—1994年期间的政治权利指标。1960年和1965年的数据采用伯林(Bollen, 1990)的相关变量数据。［2］加斯提耳的政治权利概念体现在其基本定义中：“政治权利是有意义地参与政治活动的权利。53在民主政治中，这意味着所有成年人都拥有投票权，都有权竞争公共职位和议员位置，因此对公共政策拥有决定性的一票”(Gastil，1986—1987ed.，p7)。除了该基本定义以外，还有民主分类体系。如果一国的小党派对政策的影响力不大，那么加斯提耳在民主分类体系中将该国划为不太民主的一类。

加斯提耳根据他的政治权利概念，主观性地按年度把国家划分为7个等级，1等的政治权利水平最高，7等最低。这是由加斯提耳和其合作者依据许多已出版和未出版的各国信息进行的划分。和第一章中讨论的法治指标不同，这种等级的主观划分并不是直接由当地的观察家完成的。

这里，我把1到7的原始等级变化为0到1的区间内，其中0对应最少的政治权利(加斯提耳的7等)，1对应最大的政治权利(加斯提耳的1等)。0到1的数值范围正好和柏林使用的体系相对应。

图2—1显示的是1960年、1965年和1972—1994年各国民主指标的非加权平均值的时间路径。涉及的国家数目为1960年99个、1965年109个、1972—1994年138个。从图中可以看到，民主指标的平均值在551960年达到最高值0.66，在1975年降到低点0.44，然后逐年上升至1994年的0.58。

从图2—2和图2—3中可以看到，1960年后民主的下降主要来自南撒哈拉非洲国家的民主的下降。图2—2显示南撒哈拉非洲国家的民主指标的平均值在1960年达到顶点0.58(26个国家)，然后跌至1977年0.19和1989年0.18的低位，后又上升至1994年的0.38(43个国家)。出现这种情况是因为20世纪60年代早期许多非洲国家取得独立并建立了民主制度，但到70年代早期，大部分都演变成

图2—1世界民主水平

图2—2南撒哈拉非洲地区的民主水平

图2—3南撒哈拉非洲地区以外的民主水平

为一党独裁制度(进一步讨论请参见Bollen, 1990)。自从1989年以来，非洲国家的民主化取得了巨大进步，但是否能维持下去还是个未知数。

从图2—3可以看到，南撒哈拉非洲以外国家的民主指标平均值从1960年的068(73个国家/地区)跌至1975年的0.55(95个国家/地区)，然后回升到1990年的0.69，再跌至1994年的0.67。

我的一些分析还使用了加斯提尔的公民自由(civil liberties)指标。此处对公民自由的定义是“公民自由是言论自由权利、组织或示威的权利以及一定程度上的自治权利，例如宗教、教育、旅游和其他个人权利的自由”58(Gastil, 1986—1987ed.，p7)。至于该指标的主观性方法则与政治权利指标相同。公民自由指标的原始数值范围是1至7，同样我将其变换至0到1区间，0表示最少的公民自由，1表示最多的。实际上如英克尔斯(1991)所见，公民自由指标和政治权利指标高度相关。

前文的讨论表明，更多的政治自由对增长的净影响在理论上是不确定的。如果民主指标线性进入表1—1的回归系统，那么得到的系数估计值是-0003(0006)，为负，但统计上不显著。［3］

表1—1列(1)系统在指标上允许出现二次形式。在这种情况下，民主及其平方的估计系数都在统计上显著(两项联合显著性检验的p值为0001)。我得到的结果是线性项的系数为正，但平方项的系数为负——这种结果表明在民主水平较低的情况下增长随民主而上升，但是一旦达到适度的政治自由，两者之间的关系就变成负。［4］那个转折点估计是在民主指标大约0.5的地方出现，这个位置正好对应于马来西亚和墨西哥在1994年的民主水平。

从表1—2可以看到，59民主对于投资率的影响类似于非线性关系。使投资率最大化的民主水平还是在0.5附近。

对这些结果的一种解释是，在最坏的独裁政治中，扩大政治权利趋向于促进增长和投资，这关键是得益于对政府权力的限制。但是当民主已经达到适度水平时，政治权利的进一步扩大会不利于增长和投资，因为这时候的主要影响来自对收入再分配的高度关注。因此，像马来西亚和墨西哥这样的一些国家，在1994年的民主水平基础上进一步推进民主化可能会降低增长率。在智利、韩国和中国台湾等地区，政治自由可能已经越过了增长最大化的那个点。(这些国家和地区的民主指标分别从80年代早期的0.17、0.33和0.33上升到1994年的0.83、0.83和0.67。)

图2—4描绘的是表1—1列(1)系统所蕴涵的增长率和民主指标之间的偏相关关系(在民主指标值为1.0的地方所集中的点对应于许多OECD国家，它们被划分为完全民主的国家)。从图中可以识别出倒U形状，在许多低民主和高民主的地方残差为负。［5］在民主处于中间水平的观测点中，只有少数国家具有相当大的负残差，60如1975—1985年间的圭亚那和1965—1975年间的巴基斯坦。增长和民主之间的总体关系并非如此完美。例如大量民主程度低的国家具有很大的正残差。另外，中等民主的地方看来可以避免低增长，但却没有高增长。因此，这里仅仅指出了一种非线性关系，即当只有少量政治自由的时候，更多的民主会促进增长，但如果已经获得了适度的自由，更多的民主就会遏止增长。我们不能由此得出结论认为民主是经济增长的一个关键因素。

图2—4增长率和民主指标

4.民主的回归结果

表2—1列(1)列出了基本回归结果。该系统包含常数项和民主的5年滞后值。［7］解释变量仍包程度。这些指标的观察值基本上比因变量早5年。最具解释力的变量是受教育程度，数据采用15岁及15岁以上的男性和女性受63小学教育年限。

我还采用国际货币基金组织(International Monetary Fund, IMF)［9］设计的石油输出国虚拟变量，将其作为自然资源贡献对GDP的大致调整。也就是说，石油等自然资源产生的收入所引起的民主化的压力，要小于人力资本和物质资本积累产生的收入所引起的民主化的压力。

自利普赛特(1959)(参见Lipset，Seong and Torres，1993；Lipset，1994)以来的政治科学文献中提出了其他一些可能对民主产生影响的因素，我的模型设定也考虑了这些因素。城市化率(urbanization rate)对民主的影响尽管在理论上并不明确，但它经常被看作民主的决定因素而被提及(城市地区便利的通讯和交通，可以使民众更容易反对压制，但这些条件也使得独裁者更容易监视和控制民众)。民主和城市化之间具有显著的简单正相关关系，但城市化也和实际人均GDP以及其他一些生活水准测度指标等回归变量具有正相关关系。总之，该系统包含了城市化率，其观察值比因变量早5年。［10］

该系统还包含了国家大小的测度、前5年人口数量的对数。然而，65一个更大的地区是否更民主还是更不民主，这在经验上看并不明显(这里有个选择问题：目前还没有一个国家变得太大而不能分裂；对国家大小决定因素的讨论请参见Alesina and Spolaore，1995)。

表2—1中列(1)的第一个观察结果是滞后民主指标的估计系数是0.67(s.e.=0.03)。因此，民主随时间具有高度持续性，但在5年中向目标值(由其他变量决定)调整了大约三分之一。

表2—1对民主和公民自由的回归

对生活水准的回归结果强烈支持了利普赛特的思想：繁荣的地区更可能民主。log(GDP)和log(寿命预期)66的估计系数都显著为正：分别为0046(0017)和019(008)。因此，民主的目标水平随生活水准指标的上升而上升。

15岁以及15岁以上女性受小学教育年限的估计系数为0060(0014)，显著为正；然而15岁以及15岁以上男性受小学教育年限的估计系数为-0056(0014)，显著为负。［11］令人惊讶的是，一旦GDP和寿命预期控制不变，受教育程度就无助于解释民主。然而，男性受教育程度超过女性越少——即性别之间的教育机会越平等——民主的目标水平就越高。从更一般的意义上看，男性和女性之间受教育程度的差距被看作是教育平等性的代理变量。然而，教育不平等性的直接测度对民主并没有很大的解释力。回想托克维尔(1835)的结论，也许更合理的看法是妇女受教育机会的增大伴随着具有更大参与度的社会结构，因而更容易接受民主。

石油国虚拟变量的估计系数为-0.11(0.03)，显著为负，因此表明石油国高水平的人均GDP对民主并不具有通常的正面效应。在更一般的情况下，该结果可以推广到自然资源经济活动，这看起来是可行的。为了检验这种想法，我引进了萨克斯和沃纳(Sachs and Warner，1995)所采用的自然资源密集度测度：初级产品出口对总出口的比率或初级产品出口对GDP的比率(1971)。然而，当这些变量加入表2—1列(1)系统后，它们并不显著。例如，出口产品中初级产品的比重的估计系数为0.005(0.029)，而石油虚拟变量的估计系数为-0.113(0.032)和表2—1中结果基本一样。然而，更好的自然资源测度可能比石油虚拟变量的效果要好。

测度生活水准的变量有log(GDP)、log(寿命预期)、男性女性受初等教育程度和石油虚拟变量。这些变量的联合显著性检验的p值为0000。因此，民主和生活水准之间具有稳固的联系。［12］

在表2—1列(1)系统中，城市化率以负号进入系统，估计系数为-001(005)，因此，只要生活水准指标固定不变，更多的农村地区实现民主就不是不可能的了。

人口对数的估计系数为0006(0004)，为正，但不显著(民主和国家大小之间的简单相关系数也接近零)。因此，并没有明确的证据表明更大的国家是否更民主或更不民主。

表2—1列(2)加入了第二个民主滞后指标，即比因变量早大约10年的民主值(该系统仅仅包括5个方程，它们的民主观察值从1975年开始)。5年滞后变量和10年滞后变量的估计系数分别为0.65(0.04)和0.04(0.04)。因此，68如果5年前的状况控制不变，那么并没有迹象表明更长的民主历史会有更大的作用。

表2—2考虑了其他一些可能的民主决定因素，其中许多已经在政治科学文献中提出来了。将这些变量放入表2—1列(1)所示的六方程回归系统，一次放入一组。例如，在表2—2的第一行，婴儿死亡率的估计系数为-042(053)，不显著。婴儿死亡率和寿命预期高度相关，并且在回归中两者区别基本不大。

表2—2的第二个回归加入了15岁以及15岁以上男性和女性受中等和高等教育的年限。这些变量的单个显著性和联合显著性均不显著，但小学教育年限的估计系数仍然保持显著(男性为-0.064［0.017］，女性为0.069［0.017］)。因此，对民主化起作用的看来是早期教育。类似的结果也适用于出生率和健康状况的决定。然而，经济增长率(及投资率)与中等和高等教育程度的相关程度远远超过其与初等教育程度的相关程度。

表2—2的第3个回归包括了不平等性测度——由收入分布数据的基尼系数(Gini coefficient)衡量(基尼系数越高表明不平等性越大)。前三个方程(1972年、1975年和1980年)69中基尼系数用20世纪60年代早期的数据，后三个方程(1985年、1990年和1994年)中用80年代早期的数据。这些收入分布数据已经在许多研究中得到使用，但被认为很不准确。［13］不管怎样，不平等性的估计系数基本为零。尽管样本观察点大大减少(因为不平等性数据有限)，但其他解释变量的估计系数仍然类似于表2—1列(1)中的结果。

表2—2民主的其他决定因素

我们发现不平等性对民主并不重要，但该结论可能反映收入分布数据质量之差，而非不平等性和民主之间的不相关性。具体而言，对于收入不平等的测度，其他自变量(如女性受初等教育程度)可能要优于基尼系数。7种等级的教育程度让我们可以建立教育不平等性的测度。表明，男性和女性受教育年限仅仅作为教育不平等性的代理变量并不能进入回归方程。

由种族、语言和文化引起的人口差异程度对民主也有重要影响。通常的看法是差异程度越大民主越难维持。对人口差异程度的标准测度是种族语言分布(ethnolinguistic fractionalization)，它衡量一个国家内语言和种族的差异程度［详见莫罗(1995)的讨论］。该变量取值在0至1之间，是一国内部随机选择的两个人来自不同群体的概率。因此，0代表最均质的状况，1代表差异化程度最高的状况。表2—2的第5个回归表明种族语言分布变量(一个国家只有一个观察值)的估计系数接近零。

法治指标对经济增长具有强大的解释力。然而，政治自由和法治之间的关系并不十分清楚。最近西罗威和英克尔斯(1990)与普泽沃斯基和勒芒贾(1993)综述的理论部分也强调了这一点。一些经济学家，如弗里德曼(1962)，认为两个变量之间相互促进，但其他经济学家认为两个变量之间基本上是相互独立的。

表2—2的第6个回归在民主方程中加入了法治指标的滞后值来检验法治和政治自由之间的关系。由于法治变量的数据开始于1982年，因此，该系统仅仅包括1985年、1990年和1994年的民主方程，法治变量取1982年、1985年和1990年的值。结果法治变量的估计系数为0.048(0.056)，为正，但不显著。因此，如果保持生活水准指标不变，那么并没有多少证据表明法治能促进政治自由。然而，从更间接的角度看，法治的扩大会促进经济增长，随着时间的变化也会提高生活水准，因而也能促进民主的发展。

法治变量也可以被看作一个系统的因变量，这个系统的自变量为法治变量自身的滞后值和其他变量的滞后值，包括民主指标。(此处使用1985年、1990年和1995年三个方程。)在该回归系统中民主以正系数进入回归方程，系数为0026(0027)，但系数在通常的临界水平上并不显著。

因此，同样没有确凿的证据表明政治自由能促进法治的维护。

如果殖民地国家从过去的殖民统治者那里延续了或多或少的政治自由，那么殖民传统对民主就有重要意义。例如利普赛特、塞昂和托里斯(Lipset，Seong and Torres，1993，p168)认为，英国的统治为后来的民主提供了重要的学习经验。在表2—3中，非殖民地国家（地区）被定义为1775年以前就独立、并自1775年以来一直独立的国家（地区）(所以美国是英国以前的殖民地)。每一个以往的殖民地都归于其

最近的占领者。例如菲律宾归于美国而非西班牙，75卢旺达和布隆迪归于比利时而非德国，一些加勒比国家归于英国而非西班牙。对于诸如韩国、中国台湾、匈牙利和波兰等国家和地区，它们曾被外来势力占领过一段时期，本分类法把它们归于非殖民地国家和地区。