政治組織中的文化多樣性與經濟績效

陳剛

0 引言

中國經濟的基本特征是分權和集權(Xu，2011)。中央政府通過人事權強激勵地方政府遵照中央意志行事，通過經濟分權賦予地方政府在屬地貫徹中央的意志。這樣的分權使得地方政府有充分的經濟資源和政策工具推動中央意志在地方落地。因而，隨著黨的基本路線和工作重心在改革開放之后轉向“以經濟建設為中心”，分權和集權應然地促進了地方政府及地方官員為了增長而競爭(張軍和周黎安，2008)。

雖然由于地方政府承擔著多重任務而造成的激勵扭曲，造成了地方市場分割、重復建設、環境污染等負面影響不斷累積，但地方政府及地方官員之間的錦標賽競爭無疑是推動中國經濟在改革開放之后高速增長的重要因素(周黎安，2007)。但是，現有基于地方政府及地方官員視角解釋中國經濟增長的文獻，要么將地方政府視為一個擬人格化的行為主體，要么以地方黨政首長的個人行為模糊替代地方政府行為。這種對地方政府行為的簡約化處理雖然有助于在整體上概括和抽象出地方政府行為的顯性特征，但卻忽視了地方政府行為背后的集體決策過程，以及地方政府集體決策過程可能對地方經濟造成的影響和沖擊。

在中國的地方治理場景中，地方黨委的集體領導和集體決議制度恰是地方治理邏輯的一項重要特征。按照《黨章》和《地方黨委會工作條例》的規定，黨的地方委員會在本地區發揮著總攬全局、協調各方的領導核心作用，對本地區的經濟、政治、文化、社會、生態文明建設實行全面領導(1)見《地方黨委會工作條例》。，民主集中制是黨的根本組織原則。地方黨委在組織上實行集體領導和個人分工負責相結合的制度，由黨委會集體討論和決定本地區經濟社會發展戰略、重大改革事項、重大民生保障等經濟社會發展重大問題。因而在中國的地方治理邏輯中，地方黨委在施政過程中實際上扮演著“方向盤”和“發動機”的角色，地方政府則是具體的政策執行者(黃紅華，2015)，地方政府在相當程度上是遵循地方黨委集體領導的意志行事。

與此同時，有關團隊生產的研究表明，團隊成員之間有效的交流合作是團隊成功的重要基礎(Hinds and Mortensen，2005)，但團隊成員源于種族、宗教、語言、地域等異質性造成的文化差異對彼此之間的交流合作有著重要的影響(G?chter et al.，2010)。文化是指在種族、宗教和社會群體中代代相傳并保持相當穩定的傳統信念和價值觀(Guiso et al.，2006)。具有相同文化身份的人由于對同一文化的認同(共享相同的習俗、信念和價值觀)，他們彼此之間有更近的心理距離，更容易產生信任，進而能更高效地溝通合作并贏得共識；與此相對的是，文化身份差異造成的文化隔閡會導致人們彼此之間缺乏信任，乃至互存偏見和歧視，這會抑制和阻礙人際間合作行為的發生。因此，團隊中文化成分的多樣性提高了團隊成員彼此之間交流合作的成本，進而可能顯著降低團隊生產的效率(Karen et al.，1999；Hamilton et al.，2012；Parrotta et al.，2014；Hjort，2014；Lyons，2017)。但是迄今為止，地方黨委文化構成的多樣性對組織績效可能造成的影響卻還是不清楚的。畢竟，市場化的企業與非市場化的政治組織有著截然不同的激勵機制以及進入退出機制，意味著針對企業等市場化組織的研究發現可能難以直接應用于評價非市場化的政治組織。

有鑒于此，本文基于地方黨委集體領導的事實場景，把地方黨委常委的文化身份納入分析框架，討論和估計了常委的文化多樣性對地方經濟增長這一組織目標的影響。具體而言，首先，本文手工收集整理了2005—2013年中國在位的5700多位地級市黨委常委(為簡潔起見，下文用黨委指代地級市黨委常委)的出生地等信息，并將常委出生地與《漢語方言大辭典》中提供的各縣級行政區劃所屬方言的信息進行匹配，由此識別和標識了每位常委的方言身份；然后，本文以方言身份代理常委的文化身份，并在此基礎上測算得到了常委的文化多樣性指數；最后，使用夜間燈光亮度衡量地方的經濟績效，估計了常委的文化多樣性對地方經濟增長的影響。研究發現，常委的文化多樣性顯著降低了本地夜間燈光亮度的增長率，這一結果在控制了黨政首長的文化差異、更多的常委異質性特征(出生地、民族和性別多樣性)以及人口流入率等因素之后都是穩健的。平均而言，常委的文化多樣性指數每增加一個標準差，本地夜間燈光亮度的增長率將會降低1.3～1.7個百分點左右，影響規模大致相當于儲蓄率降低5.4～7.5個百分點所導致的增長率損失。

常委的文化多樣性是降低地方經濟增長的主要來源，這可能是由于文化多樣性造成的文化隔閡降低了常委彼此間的信任水平，乃至導致他們彼此之間互存偏見和歧視，進而抑制和阻礙了他們彼此間合作行為的發生。按照接觸理論(contact theory)的預期，文化隔閡之所以降低了人們彼此間的信任水平，導致人們彼此間互存偏見和歧視，主要是由于不同文化身份的人對彼此的文化缺乏信任和了解。如果不同文化身份的人彼此之間有更多的人際交往(personal contact)，以此促進彼此間的信息交換，那么，這將有助于提高他們彼此間的信任水平，降低彼此互存的偏見和歧視。因此，本文使用常委家鄉地的集中率衡量常委間的人際交往強度，研究發現，人際交往顯著削弱了常委的文化多樣性對地方經濟增長造成的不利影響。

與本文的工作最接近的是研究文化多樣性的經濟影響的文獻。隨著全球范圍內經濟一體化的深化，勞動力在國家和地區間的遷移越來越頻繁，這使得各類社會組織中的文化構成也變得日益多樣了。使用國家和地區層面數據的研究發現，由勞動力的種族、宗教、語言、地域差異而造成的文化多樣性對經濟增長、生產率增長、公共品供給和政府質量都有顯著的影響(Easterly and Levine，1997；Alesina et al.，2003；Ottaviano and Peri，2005，2006；Alesina and Zhuravskaya，2011；Ager and Brückner，2013)。同時，在微觀的企業組織中，文化多樣性也顯著地影響著企業的產出和生產率(Hjort，2014；Parrotta et al.，2014；Trax et al.，2015；Lyons，2017)。與以上文獻不同，本文重點討論的是地方黨委文化多樣性對組織目標的影響和沖擊。

本文也擴展了研究政治組織中的利益分化的文獻(高楠和梁平漢，2015；梁平漢和高楠，2017；Beach and Jones，2017)。Beach和Jones(2017)使用美國加州的數據研究發現，由于州議會中來自不同種族的議員有不同的政策偏好，使得州議會中的種族分化顯著降低了本地公共品的供給規模。在中國，使用1992—2011年省級面板數據的研究發現，省委常委會中的利益分化通過實際權力結構使得政府行為和政策更加偏向“內部人”，進而導致了政府規模的膨脹、土地違法的增加以及民營經濟投資的減少(高楠和梁平漢，2015；梁平漢和高楠，2017)。本文在此基礎上將視角擴展為研究中國地方黨委會中的文化多樣性對地方經濟績效的影響，并且把研究樣本擴展到了更為基層的地級市層面。

本文還豐富和補充了研究方言之經濟影響的文獻。方言既是文化的載體，也是文化的一部分(詹伯慧，2015)，蘊涵著特定的風俗習慣、思維模式、價值觀和文化認同(賀雪梅，2017)，對人們的經濟決策和選擇行為有著重要的影響。Falck等(2012)基于德國在1879—1888年開展的語言調查數據測算了439個地區的方言身份，研究發現有相近方言身份的地區之間在2000—2006年經歷了更大規模的人口遷移。在國內，既有文獻使用方言衡量文化身份，研究了地區間及地區內部的文化壁壘對勞動力遷移(劉毓蕓等，2015)、資源錯配(劉毓蕓等，2017)、技術擴散(林建浩和趙子樂，2017)、區域貿易(高超等，2019)、市場一體化(丁從明等，2018)和經濟增長(徐現祥等，2015；高翔和龍小寧，2016；趙子樂和林建浩，2017)的影響。本文與戴亦一等(2016)的研究較為接近，她們使用2008—2014年A股上市公司數據研究發現，董事長和總經理的方言一致性顯著降低了公司的代理成本。

本文余下的結構安排是：第1部分通過邏輯推演提出了有待檢驗的理論假說，第2部分介紹了本文使用的計量模型、數據資料和識別策略，第3部分實證了常委的方言多樣性對地方經濟增長的影響，第4部分實證了人際交往對常委的方言多樣性與地方經濟增長間關系的影響，第5部分是對全文的總結。

1 多樣性的方言、文化與增長：理論假說

文化是在種族、宗教和社會群體中代代相傳且保持相當穩定的傳統信念和價值觀(Guiso et al.，2006)。一方面，文化接近于道格拉斯·C.諾思(2005)所定義的非正式制度的范疇，與政治、法律等正式制度以互補的方式相互影響和共同演化，對微觀市場主體的經濟決策和選擇行為，以及對宏觀經濟績效都有著重要的影響(Alesina and Giuliano，2015)；另一方面，方言作為某一共同語的地方變體和分支(黃景湖，1987)，既是文化的載體，也是文化的一部分(詹伯慧，2015)，蘊涵著特定的風俗習慣、思維模式、價值觀和文化認同(賀雪梅，2017)，是識別和界定某一社會群體之文化身份的最明晰的符號(clearest indicator)(Suedekum，2018)。故而，本文延續了現有文獻的思路，使用方言識別和標識常委的文化身份，并在此基礎上討論和估計常委的文化多樣性對地方經濟增長的影響。

若按照理論的預期，常委的文化多樣性對地方經濟增長的影響可能是柄“雙刃劍”。一方面，文化多樣性可能在地方黨委的集體決策過程中創造出在技能、經驗和理念等方面的互補收益，通過“集思廣益”而提高黨委集體決策的效率和質量，進而有益于地方經濟增長。中國的俗話說：“三個臭皮匠，頂個諸葛亮”，意指“三個”才能平庸的人，若能基于各自不同的經驗和視角，齊心協力地集思廣益，也能提出比“諸葛亮”還周到的計策。由于不同的文化蘊含著不同的信念和價值觀，不同的信念和價值觀則有助于人們從不同的視角去觀察、思考和解釋問題，進而有助于人們發展出新的解決問題的方法(Alesina et al.，2016)。Hong and Page(2001)也察覺到了人們的異質性思想有兩個來源，即人們解釋復雜問題的視角和方法上的差異，并在此基礎上構造了一個異質性代理模型用以分析合作生產的效率問題。結果顯示，一組技能更低但有更高異質性認知能力的團隊，比另一組技能更高但認知能力同質的團隊有更好的生產績效。

另一方面，常委的文化多樣性也可能抑制和阻礙地方黨委內部的合作行為，降低地方黨委集體決策的效率和質量，進而不利于地方經濟增長。

首先，文化多樣性形成的文化隔閡，可能擴大了有不同文化身份的人們彼此之間的心理距離，降低了彼此間的信任水平，進而會抑制和阻礙他們彼此之間的有效交流與合作。信任是一項重要的社會資本，在各類社會組織中，組織成員彼此間的信任有益于促進信息交換，降低彼此間的信息不對稱，同時也有助于抑制組織中的道德風險和搭便車行為(Putnam)；因而，信任有助于降低組織的交易成本，促進組織中的合作行為(Gambetta，1988)。與此同時，文化身份差異形成的文化隔閡則會擴大組織成員彼此之間的心理距離，降低彼此之間的信任水平，進而抑制和阻礙彼此間合作行為的發生。正如《論語》中所言：“道不同，不相為謀”，“道”即是支配人們在特定情景中選擇如何行為的內在信念和價值觀。Guiso et al.(2009)以兩國間的戰爭史、宗教相似性和基因距離(genetic distance)衡量歐盟國家間的文化差異，研究發現在文化相近的國家之間，兩國居民間也會有更高的信任水平，且兩國公民間的相互信任顯著促進了兩國間雙向的貿易和投資，意味著由文化差異造成的文化隔閡會顯著降低兩國居民間的信任水平，進而阻礙兩國間的市場交易等合作行為。

其次，文化多樣性造成的文化隔閡，還可能導致不同文化身份的人們彼此之間互存偏見和歧視。由于不同的文化在習俗、信念和價值觀等方面存在差異乃至沖突，因而文化身份差異造成的文化隔閡和不認同可能會導致人們彼此之間互存偏見和歧視(阿馬蒂亞·森，2009)，并因此會抑制和阻礙人們彼此之間的合作行為。Becker(1957)在合作者歧視模型中也指出，異質性工人彼此之間互存的偏見會造成工人間的交流障礙，這會增加企業的生產成本，降低企業的生產效率。

綜上所述，常委的文化多樣性既可能促進常委間在技能、經驗和理念上的互補，通過“集思廣益”而有益于地方經濟增長，也可能抑制和阻礙常委間的合作行為而不利于地方經濟增長。但在邏輯關系上，常委間的合作行為可能是實現他們在技能、經驗和理念上互補的基礎和前提。若常委彼此間由于文化的不認同而不存在合作行為，那么，常委的文化多樣性所蘊含著的在技能、經驗和理念等方面存在的潛在互補收益便不能在集體決策中被充分地利用。因此，在常委的文化多樣性影響地方經濟增長的上述二種彼此競爭的正負影響效應中，文化多樣性通過抑制和阻礙常委間的合作行為而對地方經濟增長造成的負向影響可能是更為基礎的影響效應。由此，本文提出有待檢驗的假說1。

假說1：在其他條件一定的情況下，常委的文化多樣性可能對地方經濟增長造成不利影響。

遵循社會心理學中的接觸理論(contact theory)的預期(Allport，1954)，有不同文化身份的人彼此之間互存偏見和歧視，主要源于他們彼此對對方的文化缺乏足夠的信息和了解。如果文化身份不同的人彼此之間能有更多的人際交往(personal contact)，以此促進雙方的信息交換和誤解消除，將有助于降低他們彼此之間因文化隔閡而互存的偏見和歧視，并提高他們彼此之間的信任水平。Pettigrew and Tropp(2006)對社會心理學中實證接觸理論的500余篇文獻進行了元分析(meta-analysis)，結果顯示，有94%的文獻研究都發現了群際接觸與群體偏見間呈負相關的關系。最近的實驗經濟學研究也支持了接觸理論的預期。Carrell等(2015)基于美國空軍學院對各種族學員的隨機分組實驗研究發現，白人學員對待黑人學員的主觀態度和行為隨著二者間的私人接觸而發生了顯著地變化。特別是，當白人學員被隨機指派到同高能力的黑人學員同組之后，白人學員對黑種人的接受程度顯著提高了，且在下一學年中也更有可能與黑人學員配對成為室友。Finseraas等(2019)在挪威軍隊中開展了一項實驗研究，其中挪威族裔和少數族裔士兵被隨機分配寢室同住8周，結果顯示，與少數族裔士兵同寢室的經歷顯著提高了挪威族裔士兵對少數族裔士兵的信任水平；同時，雖然來自高移民地區的挪威族裔士兵更不信任少數族裔士兵，但與少數族裔士兵同寢室的經歷可以消除二者間的負相關關系。

因此，若文化隔閡降低了有不同方言身份的常委彼此之間的信任水平，造成了他們彼此互存偏見和歧視，進而抑制了他們間的合作行為而對地方經濟增長造成了不利的影響。那么，按照接觸理論的預期，人際交往將有助于提高有不同文化身份的常委彼此之間的信任水平，避免他們彼此之間可能互存的偏見和歧視，進而有助于降低常委的文化多樣性對地方經濟增長造成的不利影響?；谏鲜鲇懻?，本文得出了有待檢驗的假說2。

假說2：在假說1成立的情況下，人際交往有助于降低常委的文化多樣性對地方經濟增長造成的不利影響。

2 模型、數據和識別

2.1 計量模型

本文接下來使用2005—2013年中國的地級市數據，實證評估常委的文化多樣性對地方經濟增長的影響。借鑒標準Barro增長回歸方程的設置框架，本文將基準回歸方程設定為如下形式：

git=β0+β1divdiait+β2lumi,t-1+β3saveit+β4laborit+δi+ηt+εit

(1)

其中，下標i和t分別表示第i個城市的第t年，δ和η分別表示城市和年份固定效應，ε是隨機擾動項。方程中的被解釋變量g是各地級市的經濟增長率，本文是以地均夜間燈光燈亮度增長率來代理。

在解釋變量中，變量divdia是衡量常委文化多樣性的變量，其回歸系數β1的符號及顯著性將是本文關注和討論的重點。變量lum-1是初期的地均夜間光燈亮度的自然對數，在回歸方程中納入初期夜間光燈亮度有助于識別各地級市的經濟增長是否存在有條件的收斂。變量save和labor分別是儲蓄率和人口增長率，前者是以固定資產投資占GDP的比重衡量，后者是以戶籍人口增長率來衡量。按照新古典增長模型的預期，更高的儲蓄率促進了資本積累而有益于經濟增長，而更高的人口增長率會造成資本的廣化而不利于人均的經濟增長，因此變量save和labor的回歸系數β3和β4的符號預計分別為正和為負。

2.2 數據說明

近年來，受益于衛星數據的公開，越來越多的經濟學研究文獻使用衛星捕捉到的夜間燈光亮度作為GDP的代理變量，以夜間燈光亮度的增長率作為GDP增長率的代理變量(Chen and Nordhaus，2011；Henderson et al.，2012)。研究中國經濟增長的文獻也開始重視使用夜間光燈亮度數據來衡量各地真實的經濟增長情況，認為中國GDP統計中存在的技術缺陷和體制干擾可能造成了GDP數據的失真，而夜光燈亮度數據則最大限度地排除了人為因素的干擾，更真實地反映了各地經濟活動的活躍程度(徐康寧等，2015)。美國國家海洋和大氣管理局采集并公布了全球DMSP/OLS夜間燈光遙感數據，(2)原始數據可在國家基礎地理信息中心網站下載(http://www.ngcc.cn)。本文使用ArcGIS軟件從中提取了中國各縣級行政區劃2000—2013年的夜間燈光亮度數據，并在此基礎上匯總得到各地級市的夜間燈光亮度數據，并使用夜間燈光亮度增長率衡量各地級市的經濟增長率。

地級市常委的文化多樣性通過以下步驟測算得到。首先，本文通過各地級市年鑒、黨委官方網站以及百度百科等信息源，手工收集整理出了2005—2013年5700多位中國各地級市黨委常委的出生地等信息；(3)部分常委的信息中只提供了其籍貫地信息，并未提供出生地信息。這種情況下，本文將地級市常委的籍貫地視為其出生地。然后，將常委的出生地與劉毓蕓等(2015)根據《漢語方言大辭典》整理的中國各縣級行政區的方言信息進行匹配，從而界定和識別了各位常委的方言身份；最后，本文借鑒現有文獻中測度文化多樣性指數的方法(Alesina et al.，2016)，通過以下公式測算了各地級市每年常委會中的文化多樣性：

(2)

以上測算地級市常委文化多樣性指數的公式中，下標i和t分別表示地級市i的第t年，sj是第j(其中，j=1,…，I)種方言身份的常委占常委總數的比例。(4)在2015年修訂的《地方黨委會工作條例》中首次明確規定了地級市常委會的人員規模為9～11人，一般由地級市的市委書記、市長、專職副書記、常務副市長、紀委書記、組織部長、宣傳部長、統戰部長、常委秘書長和軍分區政委(或司令員)組成。在此之前，尚未有明文規定地方黨委常委會的人員規模，但也基本上介于9～11人。需要特別交代的一點是，本文在測算地級市常委的方言多樣性指數時，并未納入來自軍隊的常委，主要原因是來自軍隊的常委(軍分區政委或司令員)的個人信息難以通過公開渠道獲得，并且，來自軍隊的常委主要負責和協調軍地合作事務，他們對地方經濟事務的影響可能較為有限。通過式(2)測算到的文化多樣性指數的經濟學含義是：在地級市i的第t年的黨委常委中，隨機選取兩位常委，這兩位常委有不同的方言身份的概率大小。不難理解，指數divdia的值越大，隨機選取的兩位常委有不同方言身份的概率越大(有相同方言身份的概率越小)，意味著常委的方言身份越多樣；反之，指數divdia的值越小，隨機選取的兩位常委有不同方言身份的概率越小，意味著常委方言身份的多樣性越低。

對于常委的文化多樣性指數divdia的測度過程，還有兩點需要特別說明。一是，當某地級市常委在某年發生了更替，本文將更替年份在任時間超過6個月的常委認定為當年的在任常委；二是，由于復雜的地情地貌以及歷史上人口跨地域遷移等綜合因素作用的結果，中國形成了多類別且多層次的方言體系。根據《中國語言地圖集》的統計，中國的方言體系中一共包含有10個方言大區，各方言大區一共涵蓋了25個方言區，而各方言區又一共囊括了109個方言片。因此，本文將分別使用方言大區、方言區和方言片等三個不同層級的方言識別和標識常委的方言身份，并在此基礎上測算得到了divdia1、divdia2和divdia3等三個衡量常委的文化多樣性的指標，它們依次分別是根據常委的方言大區、方言區和方言片身份測算得到的文化多樣性指數。

本文測度其他變量所使用的原始數據(包括固定資產投資、GDP、戶籍人口規模)均摘自歷年《中國城市統計年鑒》。

2.3 識別策略

在增長回歸方程(1)中，若常委的文化多樣性divdia是方程中的外生變量，那么，其回歸系數β1的普通最小二乘(OLS)估計量會是無偏的。但是，若常委的文化多樣性是方程中的內生變量，其回歸系數β1的OLS估計量就是有偏的，且也不具有一致性這一大樣本性質。

在理論上，內生解釋變量有三個主要的來源，即逆向因果、遺漏變量和測量誤差。但對增長回歸方程(1)中的解釋變量divdia而言，其存在由逆向因果關系造成的內生性的可能性是很低的。因為，雖然在“以經濟建設為中心”的基本路線的牽引之下，地方的經濟建設成效是上級黨委在選配和調整下一級黨委常委班子時重要的參考依據，但常委的方言身份對于上級黨委而言是難以察覺和觀察到的“隱蔽信息”，意味著即便上級黨委為推動地方經濟增長而對下級黨委常委班子進行調整，這種調整所造成的常委方言多樣性(文化多樣性)的變化對于地方經濟增長而言也會是外生的。(5)本文使用常委的方言多樣性指數分別對本地夜間燈光亮度和人均GDP滯后1期到滯后4期進行了回歸，發現本地夜間燈光亮度和人均GDP對常委方言多樣性的影響都不能通過10%的統計顯著性檢驗，這在一定程度上說明本地經濟增長并不會顯著影響常委的方言多樣性。相關回歸結果見附錄中的附表1和附表2。同時，變量divdia可能存在的測量誤差也可能會導致其是內生變量。但在本文中，至少目前還未發現有明顯的數據缺陷會導致變量divdia存在明顯的測量誤差，并且，即便變量divdia存在測量誤差，但只要測量誤差的分布是隨機的，變量divdia也是滿足外生性條件的。因此，在增長回歸方程(1)中，可能導致變量divdia內生的主要來源是方程中遺漏了某些同時影響地方經濟增長和常委方言多樣性的因素。

為了避免因遺漏變量而造成的參數估計偏誤，本文將在基準回歸方程(1)的基礎上納入更多刻畫常委異質性的變量(包括常委的出生地、民族和性別多樣性)，以及人口流入率等可能同時影響地方經濟增長和常委方言多樣性的變量。在此基礎上，本文借鑒Nunn和Wantchekon(2011)使用的識別策略，通過已控制的可觀測變量估計系數值的變化，估計不可觀測因素的影響規模大小，進而判斷對參數的估計是否存在嚴重的遺漏變量偏誤。另外，在地方黨委正常換屆的年份，常委的更替頻率往往會顯著地高于其他年份的常委更替頻率，并造成地方黨委常委的方言多樣性出現更大幅度的波動。因此，本文還通過截取黨委正常換屆前一年和后一年的數據，以更多地利用黨委正常換屆對常委的方言多樣性造成的外生沖擊信息，估計常委的文化多樣性對地方經濟增長造成的影響，以此緩解方程估計中可能存在的內生性偏誤。

3 實證與討論

3.1 變量描述

表1報告了各變量的描述性統計結果。其中，以夜間燈光亮度增長率衡量各地級市的經濟增長率均值是9.4%，同期《中國城市統計年鑒》報告的各地級市GDP增長率的均值為12.9%，后者比前者高出3.5%，意味著中國GDP核算中的確可能存在由技術或體制因素造成的失真問題(徐康寧等，2015)。同時，分別以方言大區、方言區和方言片標識常委的方言身份而測算得到的三個文化多樣性指標的均值，存在以下的不等式關系，即divdia1

表1 各變量的描述性統計

續表

3.2 基礎回歸

表2匯報了對回歸方程(1)的估計結果。第(1)～(3)列是基于全樣本的回歸，第1列納入的是以方言大區標識常委的方言身份而測算得到的常委文化多樣性指數divdia1，其回歸系數估計值為-0.05，但未能通過10%的統計顯著性檢驗；第2列納入的是以方言區標識常委方言身份而測算得到的常委文化多樣性指數divdia2，其回歸系數估計值為-0.055，且通過了10%的統計顯著性檢驗；第3列則納入了以方言片標識常委的方言身份而測算得到的常委文化多樣性指數divdia3，其回歸系數為-0.059，通過了10%的統計顯著性檢驗。以上結果表明，常委的文化多樣性顯著降低了以夜間燈光亮度衡量的經濟增長率，支持了前文中的假說1。

表2 常委的文化多樣性與經濟增長：基礎回歸

由于省會城市和副省級城市的政治地位，以及在地方經濟發展中的戰略地位都要高于普通地級市，這些異質性特征可能會對常委的文化多樣性與地方經濟增長之間的關系造成沖擊。其中，省會城市和副省級城市的市委書記往往都是省委常委，與其他普通地級市市委書記相比，他們對本級黨委會中其他常委的政治升遷有著更為直接且重要的影響力，意味著他們可能在本級常委會中享有更大的排他性權力，這可能會弱化常委的文化多樣性對常委集體決策效率和質量的影響。同時，在經濟上，省會城市和副省級城市往往也都是本省或本區域的經濟中心，且比其他普通地級市享有更大的經濟自主權?；谝陨峡紤]，本文在刪除了省會及副省級城市樣本之后，使用同質性程度更高的普通地級市樣本估計了回歸方程(1)，結果報告在了表2中的(4)～(6)列。結果顯示，衡量常委文化多樣性的三個變量divdia1、divdia2和divdia3的回歸系數符號都是負的，且都能通過5%的統計顯著性檢驗，說明常委的文化多樣性顯著降低了以夜間燈光亮度衡量的經濟增長率，這更顯著地支持了前文中的假說1。常委的文化多樣性降低經濟增長的理論機制，可能主要源于常委文化多樣性背后蘊含著的多種文化間的隔閡和不認同降低了常委彼此間的信任水平(Guiso et al.，2009)，并可能導致他們彼此互存偏見和歧視(阿馬蒂亞·森，2009)，進而抑制和阻礙了組織內部的合作行為的發生，降低了黨委集體決策的效率和質量；同時，常委的方言多樣性影響地方經濟增長的規模也有很強的經濟顯著性，在平均意義上，若常委的方言多樣性指數每提高一個標準差，夜間燈光亮度的增長率將會降低1.3～1.7個百分點左右，(6)這是根據普通地級市樣本回歸結果測算的。影響規模大致相當于由固定資產投資占GDP的比例衡量的儲蓄率(save)降低5.4～7.5個百分點所導致的增長率損失。

另外，考慮到黨委的文化多樣性在理論上對地方經濟增長同時存在正向和負向的影響，我們還將衡量黨委文化多樣性的變量divdia的二次項(divdia×divdia)納入了回歸方程，但變量divdia的一次項和二次項的回歸系數都不能通過統計上的顯著性檢驗，說明黨委的文化多樣性對地方經濟增長并不具有二次項的非線性影響；(7)限于篇幅，本文并未匯報將變量divdia的二次項納入方程之后的回歸結果。同時，表2中發現的常委的文化多樣性顯著降低地方經濟增長的證據，也并不排斥常委的文化多樣性可以為地方黨委的集體決策帶來在技能、經驗和理念等方面的互補收益之推論。因為在邏輯上，組織成員間的合作行為是實現他們技能互補的基礎和前提。故而當文化多樣性形成的文化隔閡阻礙了組織成員彼此之間合作行為的發生，那么文化多樣性蘊含著的在技能、經驗和理念等方面存在的互補收益便不能在集體決策中被充分地利用。

其他解釋變量的回歸結果都符合理論的預期。初期的夜間燈光亮度lum-1的回歸系數估計值符號為負，且高度顯著，表明初期夜間燈光亮度更高的地區，其隨后的夜間燈光亮度增長率會更低，意味著中國各地級市的經濟增長率在樣本期間內存在有條件的收斂。儲蓄率save和人口增長率labor的回歸系數估計值分別顯著為正和為負，說明儲蓄率和人口增長率分別顯著提高和降低了經濟增長率。

3.3 黨政首長搭配的影響

按照《黨章》和《地方黨委會工作條例》的規定，黨的地方委員會在本地區發揮著總攬全局、協調各方的領導核心作用，對本地區的經濟、政治、文化、社會、生態文明建設實行全面領導。因此市委書記作為地方黨委會的“一把手”和“班長”，要對本地所有公共事務負“第一位的責任”。同時，按照《地方各級人大和人民政府組織法》的規定，市長作為地方政府的“一把手”，負責地方公共事務，對地方公共事務負有“法定責任”(李克軍，2015)。由于市委書記和市長分別對地方公共事務負有“第一責任”和“法定責任”，責任的高度重疊意味著市委書記和市長在履職過程中難以避免地存在摩擦，乃至沖突。因此，市委書記和市長之間關系的平衡，是地方黨委會正常運轉的核心問題，黨政“一把手”之間的“和”與“不和”直接影響著地方政壇的生態(馬昌博，2013)。(8)馬昌博.2013.黨政一把手的“較量”，http://star.news.sohu.com/s2013/yibashou/。故而，市委書記和市長之間的文化差異對地方經濟增長的影響，可能遠比其他常委間的文化差異對地方經濟增長的影響更為重要。

鑒于此，本文在回歸方程中納入了衡量市委書記和市長是否有相同方言身份的虛擬變量divsm，以檢驗在控制了市委書記和市長間的文化差異之后，常委的文化多樣性對地方經濟增長的負向影響效應是否穩健。其中，若市委書記和市長有不同的方言身份(方言片)，變量divsm的賦值為1；反之，賦值為0。表3第(1)～(3)列是使用全樣本的回歸，常委文化多樣性的回歸系數估計值的符號都為負，且變量divdia2的回歸系數通過了10%的統計顯著性檢驗。第(4)～(6)列是使用普通地級市樣本的回歸，常委文化多樣性的回歸系數估計值的符號在各列中也都為負，且至少能夠通過10%的統計顯著性檢驗。上述結果說明，表2中發現的常委文化多樣性顯著降低地方經濟增長的證據，并不完全是由市委書記和市長的文化差異主導和造成的，因為即便在控制了市委書記和市長的文化差異之后，常委的文化多樣性仍然顯著降低了地方經濟增長，且估計系數的絕對值較表2中并未有明顯的下降。

表3 常委的文化多樣性與經濟增長：黨政首長搭配的影響

另外，本文還測算了不包括市委書記和市長的常委文化多樣性指數，并在此基礎上重新估計了常委文化多樣性對以夜間燈光亮度衡量的經濟增長的影響，同時為了避免方程中存在的遺漏變量偏誤，我們也在方程中控制了衡量市委書記和市長是否有相同方言身份的虛擬變量divsm?；貧w結果(見文末附表3)與表3中的發現是一致的，即便不考慮市委書記和市長間的文化差異，常委的文化多樣性依然顯著降低了地方經濟增長。

3.4 常委其他異質性的影響

正如前文中識別策略部分已有的詳細討論，常委的文化多樣性在增長回歸方程(1)中可能存在內生性的主要來源，是方程中可能遺漏了同時影響地方經濟增長和常委文化多樣性的因素；因此，本文接下來將在基準回歸方程中控制更多的可能同時影響地方經濟增長和常委文化多樣性的變量。

(1) 常委的家鄉地多樣性divhom。(9)衡量常委家鄉地多樣性的變量divhom也是根據前文中的公式(2)測算得到；同時，常委的民族多樣性divnat和性別多樣性divsex的測算同樣如此。地理環境造成族群交往的地理障礙是影響方言的形成和分布的重要因素(黃景湖，1987)。中國歷史上在唐朝時期，中央政府按長江、黃河、秦嶺等主要山川河流地理屏障將全國分為了10～15個“道”，北宋在唐朝15“道”的基礎上將統轄的區域繼續細分為了24個“路”，同時期的遼國按照同樣的邏輯把統治區域劃分為若干“道”。唐朝依據山川河流等地理屏障設置行政區劃的思路也被后來的南宋和金政權沿襲了下來。但到了元朝，蒙古中央統治集團由于擔憂地方憑險割據對抗中央，不再以地理屏障為標準來劃分“行省”，而是每個“行省”內部都橫跨一個或數個大型山脈或河流。雖然元朝不再簡單地以天然地理屏障劃分行政區的思路，經過清朝、“中華民國”一直延續到了現在(高翔等，2016)，但地理環境對行政區域的劃分依然有著極其重要的影響。因而，中國的行政區劃與方言區域具有較高的重合度，這意味著常委的家鄉地與其方言身份之間可能存在很強的相關性。同時，除了通過文化身份的渠道影響地方經濟增長，常委的家鄉地分布還可能通過技能互補以及社會網絡等渠道對地方經濟增長造成影響。因此，本文在回歸方程中納入了常委家鄉地的多樣性指數divhom，以剔除常委的文化多樣性指數divdia中可能摻雜的蘊含在常委家鄉地背后的行政區劃和地理分布因素對地方經濟增長的影響，這也能更“干凈”地捕獲到常委的方言身份差異所蘊含的文化多樣性影響地方經濟增長的信息。

(2) 常委的民族多樣性divnat。不同的民族歷史起源往往不同，并會在漫長的歷史演化過程中逐漸形成本民族獨特的習俗、信仰和價值觀。因而，民族身份也是顯示個人文化身份的重要維度。本文收集到的信息顯示，中國2005—2013年的地級市常委中，民族是漢族的常委占93.8%左右，其余6.2%的常委則分屬于28個少數民族。經過歷史上長時期的民族交往和民族遷移，中國的民族分布具有“大散居、小聚居、交錯雜居”的特點，并對地方方言的形成產生了重要影響。例如，當前主要分布于兩廣地區的粵語方言即是在漫長的多民族交往歷史中，由當地的土著語言與中原漢人南遷帶來的漢語的相互接觸與融合之后，逐步形成的一種新型的、混合著古楚語和古越語某些特征的古漢語地方變體(詹伯慧，2015)。因而，常委的民族身份與其方言身份之間也可能存在較強的相關性。因此，本文把衡量常委民族多樣性的變量divnat納入了回歸方程，以控制常委的民族身份差異可能對地方經濟增長造成的影響。

(3) 常委的性別多樣性divsex。本文還在方程中納入了衡量常委的性別多樣性的變量divsex，以控制常委的性別差異對地方經濟增長的影響。因為一直以來，“男主外，女主內”都是世界各國主要的家庭分工模式?！澳兄魍?，女主內”的家庭分工通常鼓勵男性積累市場技能(market skills)和市場資本(market capital)，而女性則主要專注于投資家庭技能(household skills)。這導致了女性往往比男性有更高的勞動力市場進入成本，并在勞動力市場上更缺乏競爭力。正是由于在勞動力市場上處于相對劣勢的地位，造成了女性普遍比男性有更低的風險偏好、更關心他人和更不愿意競爭等偏好(Croson and Gneezy，2009)(10)Croson and Gneezy(2009)對研究男性和女性偏好差異的文獻進行了全面的梳理和綜述。。而在政治組織中，男性和女性的偏好差異使得男性官員和女性官員往往也會有不同的政策偏向(陳剛和錢李金莎，2020)，而不同的政策偏向也可能會抑制地方官員彼此之間的合作行為，進而可能對地方經濟增長造成不利的影響。

表4匯報了控制了常委的家鄉地、民族和性別多樣性之后的回歸結果。(11)衡量常委的出生地、民族和性別多樣性的變量，均根據前文中的公式(2)測算得到。第(1～)(3)列是使用全樣本的回歸，三個衡量常委文化多樣性的變量的回歸系數估計值符號都是負的，且divdia2和divdia3的回歸系數都通過了10%的統計顯著性檢驗。第(4)～(6)列是使用普通地級市樣本的回歸，三個衡量常委文化多樣性的變量的回歸系數估計值符號還是穩定為負，且至少能夠通過10%的統計顯著性檢驗。上述結果表明，即便在控制了常委的家鄉地、民族和性別多樣性等變量之后，常委的文化多樣性顯著降低地方經濟增長的影響效應還是穩健的。

表4 常委的文化多樣性與經濟增長：常委其他異質性的影響

續表

另外，常委的家鄉地和性別多樣性對地方經濟增長的影響在統計上均未能通過顯著性檢驗，但在使用普通地級市樣本的回歸中(第(4)～(6)列)，常委的民族多樣性divnat的回歸系數在10%的統計顯著性水平上為正，說明常委的民族多樣性顯著促進了地方的經濟增長，這可能主要來源于常委的民族多樣性在技能、經驗和理念等方面為黨委的集體決策帶來了互補的收益，進而提高了集體決策的效率和質量。

3.5 人口流動的影響

隨著經濟改革和城市化的推進，中國在過去40年里出現了大規模人口跨地域流動的現象。據2010年全國人口普查數據顯示，2010年中國的流動人口規模已有22143萬人之多，占到了總人口的16.6%。人口的跨地域流動不僅顯著地促進了流入地的經濟增長(都陽等，2014)，而且來自不同文化區域并有不同文化身份的群體在流入地的集聚，也促進了流入地的文化構成變得越來越多樣。使用跨國數據的研究發現，人口遷移帶來的文化多樣性對遷入地的經濟增長有顯著的影響(Alesina et al.，2016)。因此，若不控制人口流入對經濟增長的影響，之前的回歸結果就可能高估了常委的文化多樣性對地方經濟增長的影響規模。更重要的是，若人口跨地區流動在增加了流入地的文化多樣性的同時，也顯著地影響了流入地常委的文化構成，那么之前的回歸結果就會因為解釋變量中遺漏了衡量人口流入的變量而存在估計偏誤。故而，本文進一步在方程中控制了人口流入率migrant。(12)《2005年1%人口抽樣變動調查數據》和《2010年第六次人口普查數據》分別報告了中國大陸31個省(自治區、直轄市)的常住人口數，以及常住人口中戶口所在地是外省的人口數。本文以戶口所在地是外省的人口占常住人口的比例定義各省的人口流入率migrant。

表5匯報了控制人口流入率之后的回歸結果。第(1)～(3)列是使用全樣本的回歸，三個衡量常委文化多樣性的變量的回歸系數估計值符號都是負的，且divdia2和divdia3的回歸系數通過了10%的統計顯著性檢驗。第(4)～(6)列是使用普通地級市樣本的回歸，三個衡量常委方言多樣性的變量的回歸系數估計值均為負，且divdia2和divdia3都能夠通過5 %的統計顯著性檢驗。上述結果表明，在控制了人口流入變量之后，常委的文化多樣性依然顯著地降低了地方的經濟增長率；同時，變量migrant的回歸系數估計值在各列中都為正，且均通過了1%的統計顯著性檢驗，說明人口流入顯著地促進了流入地的經濟增長，這符合理論的預期，且與既有研究發現一致(都陽等，2014)。

表5 常委的文化多樣性與經濟增長：人口流動的影響

3.6 遺漏變量的影響

接下來，本文借鑒Nunn和Wantchekon(2011)使用的識別策略，以評估回歸方程中是否存在嚴重的遺漏變量偏誤問題。該識別策略的基本思想是：相對于已控制的可觀測變量的影響規模，不可觀測變量的影響規模需要強多少，才會導致參數估計存在明顯的估計偏誤。在本文的研究框架中，我們分別以下述二個回歸方程為例，闡述這一識別策略。

與Nunn and Wantchekon(2011)的設置類似，本文設置了兩組限定控制變量XR；一組不納入任何控制變量，(13)在具體回歸時，我們在回歸方程中控制了時間和地區固定效應，因此嚴格來說，此處使用“未納入任何控制變量”的表述并不嚴謹，只是出于方便表述的目的。另一組納入了初期夜間燈光亮度lum-1、儲蓄率save和人口增長率labor等限定控制變量。與這兩組限定控制變量相對應的是，全部控制變量組中納入的控制變量與表5中的控制變量一致，包括初期夜間燈光亮度lum-1、儲蓄率save、人口增長率labor、常委家鄉地、民族和性別多樣性(divhom、divnat和divsex)，以及人口流入率migrant。

表6 不同組合下變量divdia回歸系數變化的比率值

3.7 黨委換屆的沖擊

圖1 2005—2013年在任常委上任時間的分布情況

《地方黨委會工作條例》中規定，黨的各級地方委員會由同級黨的代表大會選舉產生，每屆任期是5年。同時，黨的地方委員會換屆時，書記、副書記和常委會其他委員由全委會選舉產生，一般應當任滿一屆任期。雖然在黨的代表大會閉會期間，上級黨委可以根據工作需要，調動、任免下級黨委書記、副書記和常委會其他委員，但其數額在任期內一般不得超過常委會委員職數的二分之一。因此在實踐中，在黨代會換屆的年份，往往也是黨委常委更換頻率最高的年份。圖1中描繪了本文使用的2005—2013年各地級市在位的5700多位常委上任時間的分布情況，其中，在各地方黨委會換屆的2006年和2011年，分別有733和866位新任常委，新任常委的規模遠遠高于其他年份新任常委的規模。

各地級市常委在地方黨委會換屆年份的高頻率更替，使得常委的文化多樣性在黨委換屆年份也將隨之發生更大幅度的波動。因此，本文可以利用地方黨委會換屆事件對常委文化多樣性造成的外生沖擊信息，進一步估計常委的文化多樣性對地方經濟增長的影響，以緩解方程估計中可能存在的內生性偏誤。具體而言，為了更多地利用黨委會換屆對常委文化多樣性造成的外生沖擊信息，并避免地方黨委換屆事件本身對地方經濟增長的影響，本文針對樣本期間內的2006年和2011年兩次地方黨委換屆的沖擊，分別抽取了地方黨委換屆之前1年和之后1年，一共4年的多期截面數據(2005年和2007年，以及2010年和2012年)，并使用這4期截面數據估計增長回歸方程(1)。

表7報告了回歸結果。其中，三個衡量常委文化多樣性的變量的回歸系數估計值在各列中都為負，且變量divdia2的回歸系數在使用全樣本回歸時通過了5%的統計顯著性檢驗，在使用普通地級市樣本回歸時通過了1%的顯著性檢驗，這說明常委的文化多樣性顯著降低了地方的經濟增長率?？傮w而言，以上更多地利用地方黨委換屆對常委文化多樣性造成的外生沖擊信息的回歸結果，也支持了前文中的假說1。

表7 常委的文化多樣性與經濟增長：黨委換屆的沖擊

3.8 對人均GDP增長的影響

最后，本文使用GDP增長衡量地方的經濟績效，將Barro增長回歸方程(1)中的被解釋變量g和解釋變量lum-1相應替換為人均GDP增長率和初期人均GDP對數(pergdp)，并估計了常委的文化多樣性對人均GDP增長的影響。(15)各地級市人均GDP數據摘自歷年《中國城市統計年鑒》，并以地級市所屬省份的GDP平減指數調整為以2000年不變價格衡量。表8報告的回歸結果顯示，無論是在使用全樣本的回歸中，還是在使用普通地級市樣本的回歸中，衡量常委文化多樣性的變量divdia的回歸系數估計值都為負，且統計顯著性水平都過低，以至于不能拒絕其回歸系數真值為0的原假設，說明常委的文化多樣性對人均GDP增長并未造成顯著地影響。常委的文化多樣性對人均GDP增長的影響不符合理論的預期，可能與中國GDP統計中存在的由技術缺陷和體制干擾造成的GDP數據失真有關(徐康寧等，2015)，且人口增長率labor的回歸系數估計值顯著為正，這與新古典增長理論的預期完全相悖，可能也在一定程度上印證了GDP數據失真的觀點；但重要的是，即便常委的文化多樣性對人均GDP增長的影響在統計上是不顯著的，也并不足以構成推翻前文中研究發現的充分證據。

表8 常委的文化多樣性與人均GDP增長

4 模型擴展：人際交往是否有益？

本文現有的經驗證據均支持前文中的假說1，即常委的文化多樣性顯著降低了地方的經濟增長率。常委的文化多樣性降低地方經濟增長率的邏輯在于，文化多樣性造成的不同文化間的隔閡可能抑制和阻礙了常委間的合作行為，進而降低了常委集體決策的效率和質量。因為文化身份的差異擴大了人們彼此之間的心理距離，降低了人們彼此之間的信任水平，甚至可能導致人們彼此之間的偏見和歧視。按照接觸理論(contact theory)的預期(Allport，1954)，不同文化身份的人彼此之間之所以缺乏信任，乃至互存偏見和歧視，主要源于他們彼此對對方的文化缺乏相應的信息和了解。若文化身份不同的人能有更多的人際交往(personal contact)，那么人際交往由于促進了人們彼此之間的信息交換，將有助于降低他們彼此之間互存的偏見和歧視，提高彼此的信任水平。因此，若文化隔閡降低了常委彼此間的信任水平，以及導致他們彼此互存偏見和歧視，進而抑制和阻礙了他們彼此間的合作行為而不利于地方經濟增長；那么，按照接觸理論的預期，常委間的人際交往將有助于弱化常委的文化多樣性對地方經濟增長造成的不利影響。

現有研究公司高管和政府官員行為的文獻，通常從是否有共事經歷、家鄉地是否一致，以及是否是校友等方面捕捉公司高管以及政府官員間的人際交往或社會聯系的信息(例如，Hwang and Kim，2009；Jia et al.，2015)。本文使用常委家鄉地的集中率指數homtow衡量常委間的人際交往強度。(16)變量homtow即是1減去前文中定義過的常委家鄉地多樣性指數divhom。因為，中國社會從基層上看是鄉土性的，鄉土社會中形成的以血緣和地緣關系為紐帶的社會關系網絡是中國社會最重要的特征(費孝通，1985)，至今影響著當代中國社會的方方面面。來自同一家鄉地的人由于彼此之間強烈的身份認同，往往互稱對方為“老鄉”或“同鄉”?！巴l”即是個人在脫離原有的親屬和熟人社會進入生人社會之后，以共同的家鄉地為紐帶連接起來的極具凝聚力的社會關系網絡(楊宜音和張曙光，2012)；因此，家鄉地相同的常委，由于位于同一個“同鄉”關系網絡之中，他們之間的人際交往往往比其他常委間的人際交往更為頻繁。為了檢驗人際交往是否有助于緩解常委的文化多樣性對地方經濟增長造成的不利影響，本文把衡量常委家鄉地集中率的變量homtow，以及homtow與衡量常委文化多樣性的變量divdia的交互項(divdia×homtow)納入增長回歸方程，從而將增長回歸方程擴展為以下形式：

(2)

上式中，交互項divdia×homtow的回歸系數β2的符號和顯著性是本文接下來關注的重點。若人際交往的確有助于緩解常委的文化多樣性對地方經濟增長造成的不利影響，回歸系數β2應該顯著為正。

表9報告了回歸方程(2)的估計結果。第(1)～(3)列是使用全樣本的回歸，其中，常委的文化多樣性和家鄉地集中率的交互項的回歸系數估計值都為正，且變量divdia2×homtow和divdia3×homtow的回歸系數分別通過了5%和10%的統計顯著性檢驗。第(4)～(6)列是使用普通地級市樣本的回歸，回歸結果與第(1)～(3)列中的結果一致，變量divdia2×homtow和divdia3×homtow的回歸系數分別在5%和10%的統計顯著性水平上為正。以上結果說明，隨著常委家鄉地集中率的上升，常委的文化多樣性對地方經濟增長造成的負向影響規模將會下降，意味著人際交往顯著削弱了常委的文化多樣性對地方經濟增長造成的不利影響，這支持了前文提出的假說2。

表9 常委的文化多樣性與經濟增長：人際交往的影響

除此之外，本文在穩健性檢驗中還使用了本地入常的常委所占比例衡量常委間的人際交往強度。因為，本地入常的常委之間由于在本地有著更長時間的共事經歷，他們在入常之前無論是工作中正式的人際交往強度，還是工作之余非正式的人際交往強度，可能都會遠遠高于由外地調入的常委間的人際交往強度。我們在把常委的方言多樣性和本地入常的常委比例的交互項納入增長回歸方程(1)之后，交互項的回歸系數估計值都為正，雖然顯著性水平有所降低，但還是通過了10%的統計顯著性檢驗，依然表明人際交往顯著削弱了常委的文化多樣性對地方經濟增長造成的不利影響。(17)限于篇幅，本文并未匯報這部分的回歸結果，有興趣的讀者可向作者索取。

5 總結性評述

分權和集權是中國經濟的基本特征(Xu，2011)。隨著黨的基本路線和工作重心在改革開放之后轉向“以經濟建設為中心”，分權和集權便應然地促進了地方政府及地方官員為了增長而競爭(張軍和周黎安，2008)。但是，現有基于地方政府及地方官員視角解釋中國經濟增長的文獻，要么將地方政府視為一個擬人格化的行為主體，要么以地方黨政首長的個人行為模糊替代地方政府行為，均忽視了地方政府行為背后的集體決策過程，以及集體決策過程可能對地方經濟增長造成的影響和沖擊。

本文基于地方黨委集體領導的事實場景，把地方黨委常委的文化身份納入分析框架，研究了常委的文化多樣性對地方經濟增長這一組織目標的影響。本文使用方言身份代理地級市常委的文化身份，手工收集并測算了2005—2013年中國各地級市黨委常委的文化多樣性指數，在此基礎上估計了常委的文化多樣性對以夜間燈光亮度衡量的經濟績效的影響。研究發現，常委的文化多樣性顯著降低了本地夜間燈光亮度的增長率，且在控制了黨政首長的文化差異、更多的常委異質性(出生地、民族和性別)以及人口流入等因素之后，這一發現均是穩健的。同時，更多地利用地方黨委換屆的外生沖擊信息的回歸，仍然發現了常委的文化多樣性顯著降低本地夜間燈光亮度增長率的證據。平均而言，常委的文化多樣性指數每增加一個標準差，本地夜間燈光亮度的增長率將會降低1.3～1.7個百分點左右，影響規模大致相當于由固定資產投資占GDP的比例衡量的儲蓄率降低5.4～7.5個百分點所導致的增長率損失。

常委的文化多樣性是降低地方經濟增長的主要來源，這可能是由于文化多樣性造成的文化隔閡降低了常委彼此間的信任水平，乃至導致他們彼此之間的偏見和歧視，進而抑制和阻礙了他們彼此之間合作行為的發生。按照接觸理論(contact theory)預期，文化隔閡之所以降低了人們彼此間的信任水平，導致彼此的偏見和歧視，主要是由于不同文化身份的人對彼此的文化缺乏信任和了解。如果不同文化身份的人彼此之間有更多的人際交往，以此促進彼此間的信息交換，將有助于提高他們彼此間的信任水平，降低彼此互存的偏見和歧視，進而有益于促進他們彼此之間的合作行為。因此，本文進一步使用常委家鄉地的集中率衡量常委間的人際交往強度，研究發現，人際交往顯著削弱了常委的文化多樣性對地方經濟增長造成的不利影響。

本文的研究對完善中國的地方治理制度有著重要的啟示意義?！拔搴暮！?、任人唯賢是中國共產黨長期堅持的干部選任原則，“五湖四?！钡母刹窟x任原則保障了黨政干部隊伍的生機和活力，有益于為黨的事業匯聚各方英才，并促進各方優秀人才脫穎而出、施展才華。本文的研究表明，在堅持“五湖四?！钡母刹窟x任原則的基礎上，合理搭配地方黨委班子對地方經濟社會發展也有著重要的影響。合理搭配地方黨委班子，可能不僅要重視班子成員在分工、專業和經驗等顯性技能上的互補，同時要重視實現班子成員之間的文化相容，以此促進班子成員之間的合作行為，因為合作行為本身可能是班子成員之間實現顯性技能互補的基礎和前提。同時，在黨委集體領導的基礎上，適當豐富黨委的組織形式和組織生活以活躍班子成員間正常的人際交往和互動，這將有助于促進班子成員間的彼此互信和合作行為，進而有益于提高黨委集體決策的效率和質量。

附錄

附表1 夜間燈光亮度對常委文化多樣性的影響

附表2 人均GDP對常委文化多樣性的影響

附表3 常委的文化多樣性與經濟增長：不包括書記市長的常委文化多樣性