地方官員晉升競爭與經(jīng)濟(jì)增長

1、LOGO1地方官員晉升競爭與經(jīng)濟(jì)增長地方官員晉升競爭與經(jīng)濟(jì)增長地方官員晉升競爭與經(jīng)濟(jì)增長王賢彬 徐現(xiàn)祥經(jīng)濟(jì)科學(xué) 2010,623摘 要：本文重新考察了中國地方官員的政治激勵的存在性及其具有的機(jī)制和模式。地方官員之間的相互政治競爭顯著地刺激了地方經(jīng)濟(jì)增長,政治激勵產(chǎn)生了顯著的經(jīng)濟(jì)推動作用。在相同的政治競爭和政治激勵下，職業(yè)前景差異和地區(qū)發(fā)展水平差異導(dǎo)致了地方官員經(jīng)濟(jì)增長行為的差異，具有較好的職業(yè)前景的地方官員有更大的動力推動經(jīng)濟(jì)增長；居于中間地區(qū)稟賦水平的地方官員推動經(jīng)濟(jì)增長的動力和效果相對較弱。從階段差異上看，這種地方官員的相互政治競爭對于經(jīng)濟(jì)增長的推動作用主要存在于 20 世紀(jì) 90 年代起

2、至今的階段。一、導(dǎo)言一、導(dǎo)言4 如果能夠證實地方官員相互政治競爭劇烈程度對于地方經(jīng)濟(jì)增長具有推動作用，則能夠證實政治激勵的存在性。 二、理論假說二、理論假說5假說 1：地方官員之間的政治競爭程度與經(jīng)濟(jì)增長之間存在正向相關(guān)關(guān)系，政治激勵的確能夠刺激地方官員推動地方經(jīng)濟(jì)增長。 假說 2：在相同的政治競爭和政治激勵環(huán)境下，職業(yè)前景差異會導(dǎo)致地方官員的經(jīng)濟(jì)增長行為的差異。具有較好的職業(yè)前景的地方官員有更大的動力推動經(jīng)濟(jì)增長。 假說 3：地方官員在面臨相同的政治競爭和政治激勵的情況下，其經(jīng)濟(jì)增長行為隨本地區(qū)發(fā)展條件而呈現(xiàn) U 型的非線性反應(yīng)。 三、實證模型三、實證模型6為了考察地方官員相互職業(yè)競爭與經(jīng)濟(jì)

3、增長之間的關(guān)系，可以構(gòu)造一個度量地方官員之間競爭程度的指標(biāo)。而地方官員對于職業(yè)競爭激烈程度的判斷，則基于自己對整體官員更替比率的判斷和觀察。職業(yè)競爭環(huán)境變量 compe，可分兩個步驟來構(gòu)造。首先，構(gòu)造一個中間變量，以刻畫地方官員所面臨的外部政治競爭環(huán)境。對于某年某省而言，如果當(dāng)年該省地方官員（特指省委書記或者省長）沒有被更替，則當(dāng)年該省該中間變量賦值為當(dāng)年全國省級地方官員更替人次當(dāng)年全國省級地方官員更替人次；如果當(dāng)年該省發(fā)生了省級地方官員更替，則當(dāng)年該省該中間變量賦值為當(dāng)年全國省級當(dāng)年全國省級地方官員更替人次減去其自身當(dāng)年省級地方官員更替人次地方官員更替人次減去其自身當(dāng)年省級地方官員更替人次。

4、第二步，將上述構(gòu)造的中間變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化。為了消除 1988、1997 年的省區(qū)總數(shù)變動造成的干擾，我們將上述構(gòu)造的中間變量除以當(dāng)年全國所有省區(qū)應(yīng)有的省級地方官員人數(shù)得到最終的變量。7具體地，記第 t 年全國大陸地區(qū)的省區(qū)數(shù)量為N t，第 i 省區(qū)黨政首長（書記和省長）更替人次為 xit，則第 t 年第 i 省區(qū)的外部政治競爭環(huán)境變量為我們采用這一變量近似地度量各個省份地方官員在各年所面臨的職業(yè)競爭程度，這一變量不僅在各年不同，并且在各個省區(qū)之間也不同，從而能夠較好地捕捉政治競爭強(qiáng)度。 8地方官員職業(yè)晉升前景差異源自何處？一個重要方面就是源于地方官員自身特征的異質(zhì)性 年齡界限差異任期長度9101

5、1四、實證分析四、實證分析1213表 1 的 1-3 列給出了基于實證方程（1）所得到的 1978-2005 年間整個階段的回歸結(jié)果。顯然，改革開放以來地方官員之間的相互政治競爭刺激了地方經(jīng)濟(jì)增長。第（1）列給出了不加入任何控制變量情形下的回歸結(jié)果，compe 變量的系數(shù)在 10%統(tǒng)計水平顯著，絕對值大小約為 23。第（2）-（3）列加入了最常見的經(jīng)濟(jì)控制變量，compe 變量的系數(shù)變?yōu)樵?5%統(tǒng)計水平顯著，絕對值大小約為 23。就控制變量而言，基本上都顯著，其中 log（y）、log（n+0.1）和 log（inv）的符號與新古典經(jīng)濟(jì)增長理論預(yù)測和現(xiàn)有實證經(jīng)濟(jì)增長文獻(xiàn)的發(fā)現(xiàn)一致。 分階段考察

6、分階段考察14以 1992 年為分界點進(jìn)行了分樣本考察。 表 1 的（4）-（5）列給出了 19781991 年段的回歸結(jié)果，Compe 變量的回歸系數(shù)一概不顯著，盡管系數(shù)符號和絕對值大小與 1978-2005 年整個階段沒有大的差異。這些結(jié)果表明 1978-1991 年間的政治競爭變化并未引起經(jīng)濟(jì)增長的顯著變化，歷史的政治競爭變化信息也并未帶來相同的影響。這表明這一階段政治競爭在經(jīng)濟(jì)發(fā)展領(lǐng)域顯得并不那么顯然和激烈。 15表 1 的（6）-（7）列報告了 19922005 年的回歸結(jié)果，compe 變量的回歸系數(shù)大多在 5%統(tǒng)計水平顯著為正，絕對值大小在 18 左右，可見地方官員外部政治競爭環(huán)

7、境導(dǎo)致了較強(qiáng)勁的經(jīng)濟(jì)增長，與前一階段的表現(xiàn)顯著不同。當(dāng)年其他省份更替的地方官員增加 1 人次會使得該省區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長速度顯著地增加個 0.25 百分點。 通過分階段考察發(fā)現(xiàn)，20 世紀(jì) 80 年代我國省級地方官員之間的政治競爭并沒有引起經(jīng)濟(jì)的顯著擴(kuò)張，而自 20 世紀(jì) 90 年代之后地方官員之間的政治競爭引起了顯著的經(jīng)濟(jì)增長，成為一個系統(tǒng)的現(xiàn)象。（三）穩(wěn)健性檢驗（三）穩(wěn)健性檢驗 16我們以省區(qū)為分析單元，在改革開放過程中，如果一個省區(qū)的長期經(jīng)濟(jì)績效相對較好，則該省區(qū)地方官員獲得晉升的比例也會相對較高。為此，建立實證模型如下： 17其中，promo i是被解釋變量，為 1978-2005 年間省區(qū)

8、 i 所有具備明確去向的書記（和/或省長）中去向為晉升的比例；ggdppc i 是關(guān)鍵解釋變量，為 1978-2005 年間省區(qū) i 各年本省人均 GDP 增速與全國人均 GDP 增速之比的年度平均值；log(gdppc i )是控制變量，為1978 年省區(qū) i 的人均實際 GDP 的對數(shù)值。當(dāng)推測成立時，回歸系數(shù)1 符號將顯著為正。 18表 2 結(jié)果顯示，省區(qū)長期經(jīng)濟(jì)增長績效對地方官員（書記與省長）的總體晉升比例有顯著的促進(jìn)作用，省區(qū)長期經(jīng)濟(jì)增長水平相對于全國增長水平提高一倍，則地方官員晉升比例提高 27%。第 2 列顯示，省區(qū)長期經(jīng)濟(jì)增長績效對書記的晉升比例有顯著的促進(jìn)作用；但第 3 列顯

9、示，省區(qū)長期經(jīng)濟(jì)增長績效對省長的晉升比例并無顯著的促進(jìn)作用。對于兩類官員樣本結(jié)果差異的解讀，有助于更好地理解地方官員晉升機(jī)制。19為了檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，我們也采用 compe 變量的 2-3 年移動平均值代替 compe 變量進(jìn)行回歸。從表 3 的（1）-（2）列來看，1978-2005 年間，compe 的 2 年移動平均值仍然在 5%統(tǒng)計水平顯著為正，且系數(shù)絕對值有所上升。當(dāng)采用 compe 的 3 年移動平均值的時候，系數(shù)并不顯著，但仍然為正，且絕對值大小仍然圍繞 20 波動。這表明地方官員度量政治競爭強(qiáng)度往往傾向于以最近幾年內(nèi)的政治形勢為基本信息，而對于過去較久的信息則忽略不予考慮。1

10、978-1991 年間，compe 的 2 年移動平均值和 3 年移動平均值的系數(shù)仍然為正，但均不顯著。1992-2005 年間，compe 的 2 年移動平均值的系數(shù)在 5%統(tǒng)計水平顯著為正，系數(shù)大小與 1978-2005 年整段相似。compe 的 3 年移動平均值的系數(shù)仍然為正，顯著水平處于 10%附近。這反映出過去的政治競爭信息仍然發(fā)揮著一定的作用，但是 3 年以上的信息的作用已經(jīng)減弱。地方官員傾向于關(guān)注 3 年內(nèi)的政治形勢變化，這個時間長度是一個合理的關(guān)注長度。 20212223表6報告了基于回歸方程（2）的實證結(jié)果。從第1-2列看出，1978-2005年間，Compe*Old的系數(shù)

11、符號并不穩(wěn)定，且很不顯著。這表明整段時期而言，65 歲以上的地方官員在面臨政治競爭環(huán)境變化時的反應(yīng)模式并未顯著異于年輕官員。從第 3-4 列看出，1978-1991 年間，Compe 和 Compe*Old 的系數(shù)都不顯著，這表明這一時期的政治競爭環(huán)境變化并未影響經(jīng)濟(jì)增長，而地方官員的職業(yè)前景也并未透過這一渠道對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生顯著影響。從第 5-6 列看出，1992-2005 年間的結(jié)果與 1978-1991 年階段的結(jié)果顯著不同，Compe*Old 的系數(shù)穩(wěn)定為負(fù)，而且當(dāng)加入常見控制變量后 Compe*Old 的系數(shù)顯著為負(fù)。通過更加具體地觀察可知，Compe*Old 系數(shù)的絕對值約為 Compe

12、 的系數(shù)大小的 2/3。由于 Old 是一個 0-1 虛擬變量，因此可以看出 65 歲以上的地方官員面臨政治競爭程度的變化，幾乎沒有有效地推動本地經(jīng)濟(jì)增長，而 65 歲以下的地方官員的經(jīng)濟(jì)增長行為則顯著地隨外部政治競爭程度的變化而變化。這反映出這一階段我國以經(jīng)濟(jì)增長為核心的政績觀得到集中體現(xiàn)，不同特征的地方官員經(jīng)濟(jì)發(fā)展行為顯著不同。 結(jié)論結(jié)論24本文基于全國省區(qū)面板數(shù)據(jù)對經(jīng)濟(jì)增長的政治激勵進(jìn)行了深入考察，證明我國存在經(jīng)濟(jì)增長的政治周期現(xiàn)象。我們通過構(gòu)造地方官員的政治競爭環(huán)境變量進(jìn)行考察發(fā)現(xiàn)，地方政府和官員對于政績和仕途的追逐是形成經(jīng)濟(jì)增長和波動的重要政治原因，并且這種因素主要體現(xiàn)在 90 年代初之后的階段。這種政治晉升競爭對經(jīng)濟(jì)增長的影響，因地方官員的晉升預(yù)期與地區(qū)稟賦不同而不同。25在相同的政治競爭環(huán)境下，那些具有較大晉升前景