国家兴衰探源-第14章
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缴佟２糠值爻鲇谡庖辉颍颐窃诖舜Φ难芯看�1965年开始。在边远地区已经消逝了四分之三个世纪之后，各州之间的不平衡条件似乎不大可能再存在，特别是经过20世纪20年代农业大衰退后农村外来人口剧减，30年代的美国大草原受长期干旱袭击，以及战后发生的由农村向城市的大迁移之后不平衡性更加消失。然而，两个最新成立的州还享有边区或相似的不平衡优势，从而对本书的理论过分有利，因此此处将之除外，只考虑48个条件相当的各州情况。
集中注意较近经验的另一原因在于：在这一时期美国国内的资本和劳力的流动比较容易。如果本书理论是正确的，那么一些公司和工人应当从特殊利益集团较多的州转移到少的州。转移的规模取决于各州间特殊利益集团分布密度之差。在美国早期历史上这种分布不可能存在任何实质上的差异，但如果本书理论是正确的话，在较近的年代就应当出现相当大的差别。这将在以后更详细地加以探讨；但有一点已经很明显，即本书理论预言：当某一州与周围各州的特殊利益集团分布密度差别是最大时期，应当是该州增长最快的时期。
在前面提到过的回归和各种统计检验是由作者过去的学生克旺 · 乔伊（ Kwang
Choi）进行的，他为此进行过更详细的调查，可以作为本书的一个补充；这些材料将另外出版。我们发现，正如前面所假设，除南部联盟以外的其他各州成立年数与它们当前经济增长率之间存在一个负的关系，而且这一关系在统计上是显著的。这不仅适用于制造业收入，也同样适用于私人的非农业收入、个人收入以及对劳动和各种所有权的总收入。
在不阻碍工人迁徙的国家内，这种迁徙最终将使实际人均收入处处相同，因此，在回归中采用总收入而不用人均收入作为自变量。然而，当使用各州的人均收入增长率作为相应的量度时，上述这一关系仍然具有负值及统计上的显著性。可以想像，在进行无因次检验时，各州的存在和政治上稳定的时间不应当用其相对比率的大小来衡量，而应当用排列顺序作为变量，以避免在分布的远端或人为的区间内出现虚假的结果。按此，乔伊对上述变数进行了无因次检验，其结果同样支持由本书理论作出的假设。
更可幸的是：还有一个独立的检验不仅能提供补充的证明，而且还可以有助于深入分析到底是建立组织自由的政治稳定时间还是任何边区影响的残余能够解释统计的结果。有几个被击败的南部联盟的州原属于最早的13个殖民地，因此，这些州也同美国任何其他部分一样都远离边区。当然，所有南部联邦各州在1860年时都已确立了州的地位。但在南部腹地一些州的政治稳定却受到南北战争及其后果的严重干扰，有时甚至由于种族政策的矛盾和不确定性的深刻影响，直到1965年通过了民权和选举权法案才获得解决。如果本书提出的模式是正确的，那么以前南部联邦各州的经济增长率就应当与新建的西部各州相类似，而高于东北部的老州。虽然，我们很快就要转而讨论更早的时期，但目前仍从1965年以来南部地区的经济增长率开始分析。早期在南方有一个不稳定时期，私刑以及其他非法活动猖狱，这些都使南部各州的情况复杂化；但在通过选举权和民权法案之后，明确了南方不可能具有与全国其余地区很不相同的种族政策，从而稳定了局势。早期甚至在南部各州也存在着边区影响的残余，因此，若包括这些数据在内就不免引入与西部地区同样的误差。各州之间特殊利益集团分布的差别也较小，更不用说还涉及其他的复杂因素了。因此，我们暂时不讨论较早期的数据，而仅仅分析1965年以来南部各州的平均经济增长率比其他各州是否更高。
事实确实如此。前南部联邦各州的劳动和产权收入的增长指数为9．37％（LPI），私人非农业收入（PN）为9．55％，而非南部联邦的37个州其相应的增长指数为8．12％和8．19％。如果增长率的分布是正态分布的话，就有可能算出这两个样本出自不同人群的。乔伊发现，由此算出的增长率差异具有统计上的显著性，另一种无因次检验 —— 即曼 …惠特尼的U…检验 —— 也表明：在南部各州和美国其他州之间平均增长率之差具有统计的显著性。而这一结果究竟适用于总的经济增长率还是人均收入增长率仍然是一个问题。但这些结论无疑是支持本书所提出的模式的，而且可以消除一种疑虑，即回归的结果受到西部边区特点的影响，因为南部联邦各州与这一因素毫无关系。
（十三）
由于上述由南部各州和西部各州得到的结果基本相同，其有因次（参数）与无因次（非参数）检验都得到大体相同的结果，因此将48个州的数据统一起来考虑，并且仅仅用标准的普通最小方差回归技术是完全合理的。如以下列表所示，乔伊已用此方法进行了回归。虽然更详细的检验有可能得出不同的结论，但现有的结果显然是非常清楚和一致的。
正如分别处理南部各州和其他州的结果所表明：在非联邦各州内按建州日期作为计算特殊利益集团出现的最早可能日期进行回归，而在美国南部联邦各州内以内战结束后开始具有稳定的结社自由的年份作为计算身份的开始，这样对经济增长率分析的结果具有统计上的显著性（表4。1）。鉴于能够最直接限制现代都市和工业生活的各种组织在城市化时间较早的各州内有更多的时间发展起来，因此在分析中还采用了1880年各州城市化水平作为一个独立变量。这一变量对当前的经济增长率具有重大的消极作用。将这一变量与赋予内战中失败一方的一个虚拟变量相结合，就可以说明增长率差异的部分原因，但其意义显然不如结社自由的持续时间那样重要。这一模式对于制造业的收入以及对所有包括更大范围的收入都能适用，但对于究竟适合于总收入还是人均收入这一点尚有争论。
表 4．1 1965年以来经济增长的决定因子
（ 1）
MFG＝12。 6802－5。 5427 STACIV1
（7。 34） R 2 ＝0．54
（ 2）
LPI＝11．227－3．051 STACIV1
（ 4．74） R 2 ＝0．33
（ 3）
PN＝11．988－4．018 STACIV1
（ 7。 25）
R 2 ＝0．53
（ 4）
MFC＝11。 5575－4．3148 STACIV2
（ 6。 89） R 2 ＝0．51
（ 5）
LPI＝10．742－2。 592 STACIV2
（5。 18） R 2 ＝0。 37
（ 6）
PN＝11．248－3．248 STACIV2
（ 7。 37） R 2 ＝0．54
（ 7） MFG＝10。 5131－2．9334 STACIV3
（5．60） R 2 ＝0．41
（ 8） LPI＝10。 172－1．866 STACIV3
（ 4．75） R 2 ＝0．33
（ 9） PN＝10。 493－2．266 STACIV3
（ 6。 20） R 2 ＝0．45
（ 10）
MFG＝10。 2920－0．0626 UR1880
（ 5．89） R 2 ＝0。 43
（ 11）
LPI＝9。 796－0．029 UR1880
（3．27） R 2 ＝0．19
（ 12）
PN＝10。 192－0。 042 UR1880
（5．22） R 2 ＝0。 37
（ 13）
MFG＝10。 2450＋0．1067 CIVWAR－0。 0616 UR1880
（ 0。 21）（5．25）
R 2 ＝0．43
（ 14）
LPI＝9．545＋0。 573 CIVWAR－0。 023 UR1880
（1．39）（2。 45） R 2 ＝0。 22
（ 15）
PN＝10．033＋0。 363 CIVWAR－0。 039 UR1880
（0．96）（4．38） R 2 ＝0．38
（ 16）
MFG＝12。 2885－4．0418 STACIV1－0。 0284 UR1880
（4．17）（2。 32） R 2 ＝0．59
（ 17）
LPI＝11．141－2。 722 STACIV1－0．006 UR1880
（ 3．12） （0。 56） R 2 ＝0。 33
（ 18）
PN＝11。 776－3。 206 STACIV1－0．015 UR1880
（ 4。 39） （1．66） R 2 ＝0．56
（ 19）
MFG＝10。 6865－1．6460 STCIV3－0．0397 UR1880
（2．51） （2．92） R 2 ＝0．50
（ 20）
LPI＝10．198－1．674 STACIV3－0．006 UR1880
（ 3．13） （0。 53） R 2 ＝0。 33
（ 21）
PN＝10．581－1．620 STACIV3－0．020 UR1880
（3。 38） （2．01） R 2 ＝0．50
（ 22）
PCMFG＝10．7060－4．2147 STACIV1
（ 6．06）
R 2 ＝0。 44
（ 23）
PCLPI＝8．833－1．129 STACIV1
（ 3．95） R 2 ＝0。 25
（ 24）
PCPN＝10。 014－2．690 STACIV1
（7．02） R 2 ＝0。 52
（ 25）
PCMFG＝9．0864－2．2829 STACIV3
（4。 97） R 2 ＝0．35
（ 26）
PCLPI＝8。 495－0。 987 STACIV3
（ 5．50） R 2 ＝0．40
（ 27）
PCPN＝9．067－1．616 STACIV3
（ 28）
PCMFG＝9．0063－0．0529 UR1880
（5。 96） R 2 ＝0．44
（ 29）
PCLPI＝8。 314－0．016 UR1880
（ 3．92） R 2 ＝0。 25
（ 30）
PCPN＝8．907－0。 033 UR1880
（6。 49） R 2 ＝0．48
（ 31）
PCMFG＝8。 9810＋0。 0575 CIVWAR－0。 0523 UR1880
（0．14）（5．33） R 2 ＝0．44
（ 32）
PCLPI＝8．103＋0。 481 CIVWAR－0。 012 UR1880
（ 2。 64） （2．74） R 2 ＝0。 35
（ 33）
PCPN＝8．769＋0．314 CIVWAR－0。 030 UR1880
（1．35）（5。 44） R 2 ＝0。 50
注：回归分析中所用诸变量的说明
t 统计绝对值列于各系数之下的括号内
州龄、国内（南北）战争、时间长度
CIVWAR：虚变量，失败方（南方）为1，其他各州为0
YEAR：南部各州 —— 100
其余各州——实际州龄
YEAR2：南部各州 —— 50
其余各州——实际州龄
YEAR3：南部各州 —— 0
其余各州——实际州龄
STACIV1＝YEAR／178 STACIV2＝YEAR2／178
STACIV3＝YEAR．3／178
178＝1965－1787（最早建州年份）
STAHOD州龄
来源：州龄：州长会议编《各州情况汇编，1976》）；
国内战争资料：彼得 · J．帕里什著：《美国国内战争》（New
York，Holmes and Meier公司出版，1975）。
国民收入的增长：
MFG：1965－1978年制造业收入的指数增长率
LPI：1965－1980年劳务与财产收入的指数增长率
PN：1965－1978年非农业私人收入的指数增长率
PCLPI：1965－1980年人均劳务与财产收入的指数增长率
PCPN：1965－1978年人均非农业私人收入的指数增长率
来源：取自美国商务部经济分析局地区经济信息系统处。其中数据系按就业状况而非居住状况分类，对本书分析更为恰当。由《当前商务调查》及《统计文摘》中取得的个人收入公布数值与此基本相同。
城市化：
UR1880及UR1970：相应年份内城市居民百分比。
来源：美国商务部统计局编《美国历史统计资料——由殖民时期到 1970年》，
1976年出版。
本书理论预言：在那些已经有稳定的结社自由的地区，分利集团应该更为强大，因此，可以通过考察这些集团成员的地区分布而得到本书理论有效性的一个附加的检验结果。目前已有逐州会员统计的唯一特殊利益集团就是美国工会。鉴于公众普遍忽视工会与其他特殊利益集团之间有类似之点，所以注意不要把由这类集团所引起的全部损失都归罪于工会是非常重要的。当然，对于研究由制造业而得到的收入，工会肯定是最有关系的组织；而且根据后面将说明的理由，在一个制造商可以自由转移到生产成本最低地区去的国家内，工会也是最适用于检验本理论的组织。此外，很多其他分利集团，如制造商联合会等，也很可能得到保障其特殊利益的法律或垄断价格，这会使它们所在的州致富而牺牲其他州的利益。这样，工会就成为对当地经济增长起作用的主要组织，而它们的会员数目也可以作为估计对地区经济增长有害的其他联盟的力量的参考指标。然而，我们还考虑每十万人口中的律师人数，这是根据一个有争论的假说，即对律师的需求可能表明随院外活动范围的扩大以及立法和法规的繁琐程度有增加的趋势。
表 4．2特殊利益集团分析
A。以会员人数为因变量
（ 1） UNON64＝18。 536＋0．262 UR1880
（ 3．64） R 2 ＝0．22
（ 2） UNON70＝18．842＋0。 212 UR1880
（ 3．21） R 2 ＝0．19
（ 3） UNON74＝16．586＋0．234 UR1880
（ 3．79） R 2 ＝0。 24
（ 4） UNON64＝9．820＋0．223 UR1970
（ 2．25） R 2 ＝0．10
（ 5） UNON74＝9．663＋0．185 UR1970
（ 2．16） R 2 ＝0。 09
（ 6） UNON64＝22．924－9．974 CIVWAR＋0。 167 UR1880
（ 3。 28） （2�
