晋升激励与投资周期——来自中国省级官员的证据，本文主要内容关键词为：中国论文,省级论文,周期论文,证据论文,官员论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
改革开放以来，我国经济保持了长期快速增长，年均增长率达9.7％。与此相随的是三驾马车中的投资长期居高不下，固定资产投资快速增长，投资成了经济快速增长的主要推动力。此外，透过统计数据简单考察还发现经济波动与投资的大幅波动相伴随。30年间我国的经济增长率在5％—15％之间，而投资增长率则在－15％和30％之间波动，投资增长波动比产出增长波动更加剧烈。①
对于中国投资高涨和波动的成因解释，国内学术界的研究主要集中在两方面。第一个研究视角集中在货币政策、财政政策和国际资本流动等方面。第二个研究视角重视中国特色的政治体制所起的作用。国内部分学者（沈坤荣，孙文杰，2004；郭庆旺，贾俊雪，2006）论述，地方政府的理性投资冲动是造成投资高涨和宏观经济波动的重要原因。事实上，这些研究已经开始意识到地方政府在投资行为上的重要性，但缺乏规范的实证检验和分析。我们发现，我国改革开放以来各年的省级地方官员更替频次与投资增长率之间存在着较强的相关关系（见图1），这意味着投资规模扩张和波动与地方官员之间存在某种紧密的内在联系。
图1 1979—2007年地方官员更替人次与投资增长率
投资行为原本属于市场经济主体的问题，但在中国分块经济治理下却总是和政治脱离不了关系，投资扩张和波动与地方官员更替的依存关系是我国经济与政治互动机制的现实表现与写照。改革开放以来，我国中央对地方官员的考核方式由原来的以政治挂帅转变为以经济发展绩效为主，地方官员之间形成了一种相互竞争的职业锦标赛格局（Li and Zhou,2005；张军，2005；徐现祥，2005；周黎安，2004，2007）。在中央逐步下放经济管理权限，同时保持财政分权体制的背景下，地方政府和官员拥有足够的空间来为增长而竞争，其中扩张地方投资成为其共同选择的主要手段。这是因为：①投资作为经济增长的最主要推动力，是地方官员所能掌握的最有力工具之一，能直接快捷地运用；②投资属于生产性积累——资本，这备受致力于长期发展的中央政府重视；③处于相互博弈之下的地方官员，吸引资本和扩大本地投资能够增加本地的横向经济优势，② 并直接和间接地为地方官员积累政治晋升资本。
二、模型分析
我们在本节通过一个简单的模型说明在我国特定的政治体制之下，地方政府官员之间的竞争和博弈会带来经济特别是投资的高速增长和周期性波动，也即构建政治经济学视角的投资和增长波动的联动分析框架。经济增长是党和政府政绩和执政能力的最重要体现之一，中央具有加快全国经济增长的内生激励。地方官员执政一方，自身就具有发展本地经济的动力，这为地方政府和官员带来直接的经济利益；在中央的政绩考核体制下，地方官员的职业晋升强烈依赖于其发展地方经济的最终表现。职业激励成为影响地方经济发展的另一重要因素。当职业竞争变得激烈时，地方官员加快本地经济增长的动机就会变得尤为强烈。为实现快速的经济增长目标，地方官员高度倚重投资扩张，尤其是在短期内面临较大的横向竞争时，加速投资是促进经济增长最直接和快速的手段。
由（7）式可知，存在政治锦标赛竞争的情况下，地方官员的投资动力进一步加强。当地方官员展开职业晋升竞争时，地方官员的最优投资水平会高于一般情形的水平。政治晋升的相对收益越高、投资对提高晋升概率的边际贡献越大，地方官员投资量增长的幅度就越大。
三、地方官员更替与投资增长
1.地方官员更替与投资增长：基于全国总体数据
我们首先采用1981—2007年全国投资增长数据考察地方官员更替的影响。其中，固定资产投资增长率为消除价格因素后的实际增长率，具体是1981—1990年采用GDP平减指数进行价格调整，1991—2007年采用固定资产投资价格指数进行价格调整；地方官员更替人次变量为各年我国大陆所有省份省委书记和省长更替人次。检验方程为：
从表1的第1列可以看出当年地方官员更替次数与当年固定资产投资实际增长率存在显著的正向关系。地方官员更替频次高的年份，投资增长会更高一些。
为了检验结论的稳健性，将地方官员更替次数变量前置一期。如果地方官员能够意识到未来的一两年官员更替概率较高的话，将会提前做出决策和行动，加大本地投资力度。这一检验结果参见表1第2列，从结果来看仍然支持我们最初的发现，地方官员更替次数变量的边际作用基本没有变化。第3列将地方官员更替次数变量后置一期，进行回归检验，结果表明更替年份的高投资增长主要不是由新任官员的影响造成的。第4列中，同时将当期和前置一期的地方官员更替变量作为解释变量进行回归检验，结果显示两者的系数仍然显著为正，特别是当年的地方官员更替变量最为显著，最初结论具有稳健性。第5－6列中，我们通过加入当年实际产出增长率来分离经济增长本身的影响。③ 在剔除经济增长本身的影响后，当年的地方官员更替仍然显著影响实际投资增长率，说明了地方官员普遍存在强烈的投资冲动。④ 第7列中，我们在解释变量中加入了投资增长率的滞后项，发现此时当年的地方官员更替与投资增长关系不显著，但第8列显示下一年的地方官员更替次数与投资增长有显著的正向相关关系。综上可以认为，地方官员更替频次与投资增长具有正相关关系。
2.地方官员更替与投资增长：基于省区面板数据
我们下面采用全国31个省区市的面板数据进行实证检验。关键的被解释变量是各省区市当年的实际投资增长率，关键的解释变量仍是全国当年的地方官员更替总次数。⑤ 具体的检验方程设计为：
表2的第1列报告了最基本的回归结果，关键系数为0.289，并在1％统计水平上显著。这意味着如果当年更替的地方官员人次增加1次，则各省当年实际投资增长率平均而言增加0.29个百分点。第2列加入了上一年的人均资本拥有量作为控制变量，参数估计结果仍具有稳定性。⑥ 第3列加入了产出增长率作为控制变量，官员更替变量回归系数仍然显著为正。
我国每隔5年召开一届全国党代会，党代会一般在每年的下半年召开，那么党代会召开的年份的投资增长是否不同呢？我们加入了党代会虚拟变量重新进行回归，第4列报告的结果带来两个发现。一是地方官员更替变量系数仍然高度显著，系数大小几乎没有改变。二是党会虚拟变量系数在10％统计水平显著，并且系数接近3，即在党代会召开的年份投资增长率比其他年份要高3个百分点。这很可能是中央和地方共同作用的经济结果，央地两股力量共同推高投资规模。
此外，投资增长与官员更替频次之间可能不是简单的线性关系，我们通过在回归中同时放入官员更替次数变量的一次项和二次项进行考察。表2的第5列报告了最基本的回归结果，一次项系数为负，二次项系数为正，比仅放入一次项情况下更加显著，表明投资增长与官员更替之间存在U型关系。在此U型关系中，最低点出现在14.5人次。第6、7列分别加入了上一年年末的人均资本拥有量、产出增长率作为控制变量，官员更替变量一次项系数仍然为负，二次项系数仍然为正，最低点出现在接近14人次的位置。第8列报告了加入了党代会虚拟变量的结果。我们从中发现：地方官员更替一次项和二次项变量系数仍然高度显著，最低点出现在15人次附近；党会虚拟变量系数高度显著，并且系数达到5.4，即在党代会召开的年份投资增长率比其他年份要高5个百分点以上。
我们看到，地方官员更替至少要达到14人次，各省投资增长才会随之上升。在1979—2006年的28年间，我国有11个年份的地方官员更替人次达到了14人次，而剩余的17个年份少于14人次。从整个时间段来看，投资增长和官员更替存在着正向相关关系，但不是简单的线性关系，而是先下降后上升的关系。
3.地方官员更替与投资增长：基于省区面板数据的分阶段考察
为了得到更加丰富和准确的信息，我们以1992年为分界点将样本进行划分重新考察。一是这一区分使得前后样本量基本相等；二是在改革进程上，1992年之后我国的对外开放水平和市场经济发展程度都上了一个新台阶，我国的地方政府和官员竞争也进入到了一个更加激烈的阶段。
表3的第1列显示，前一阶段地方官员更替频次与投资增长率之间没有显著一次相关关系，但仍然存在U型的非线性的相关关系，根据第2、3列的结果，U型最低点出现在16、17人次。1979—1992年的14年间仅有4个年份的更替人次达到了16人次，因此就出现了两者没有简单的线性正相关关系的结果。前一阶段的非相关现象的原因在于，改革开放早期我国宏观经济调控能力相对较弱，经济和投资的某些波动并不在政府意料之中，同时这一阶段我国的干部人事管理体制仍然处于一个重新建立阶段，许多人事更替具有特殊性。
第4—6列报告了1993—2006年的回归结果。第4列显示投资增长与官员更替次数之间存在简单的正向相关关系，并且系数达到0.6。同样，第5列显示U型关系存在，最低点出现在7.8人次，1993—2006年的14年间有12年达到了8人次以上，即支持了两者的正向相关关系。第6列显示1997、2002年两次党代会年份投资增长表现显著不佳，这与宏观经济周期特别是1997年亚洲金融危机有一定关系，一次项和二次项的特定系数也表明投资增长随官员更替人次增加基本上呈线性态势。这些结果都显示了1992年之后我国的投资增长和地方官员人次有着显著的正向相关关系。⑦
通过分阶段考察可知，在20世纪90年代前后投资增长和地方官员更替之间的关系模式并不完全相同，整段时期所显示出的U型关系主要是由90年代之前的样本引致，而90年代以来基本上是一个较为稳定的正向相关关系。此外，90年代初以来的倒U型关系显示出过高的地方官员更替可能会对投资增长产生不利影响。
四、地方官员职业竞争与投资扩张
1.地方官员竞争与投资增长的关系检验
我们下面考察投资增长波动是否与具体的地方官员更替显著相关，这一考察能够提供更为准确的关于地方官员更替与投资增长关系的机制理解。
地方官员面对职业竞争，关键是在相同和相似级别的官员群体中通过积累竞争优势获得较好的职业去向。地方官员的去向简单可以分为晋升、平调、留任以及退居二线。地方官员的去向由中央决定，中央决定更替地方官员时将其看成一个整体，做出调整、交换、匹配等决策。当中央决定更替更多的官员时，大部分地方官员面临的职业不确定性增大。在不确定自己的最终去向之前，地方官员会在短期内想方设法创造良好的业绩，避免退休和争取晋升。地方官员对于职业竞争激烈程度的判断，则基于自己对整体官员更替比率的判断和观察。同时，对于最后有新的去向的地方官员，部分可能在更替之前得到行将调动的信息。其面临的不确定性程度反而减小，从而降低了在当地的努力程度。⑧ 这样就形成了不同的地方官员在地方官员更替比例增大情况下，判断和观察到的职业竞争程度有别的结果。
我们据此构造了一个新的变量（compe），对于某年某省而言，如果当年该省地方官员没有被更替，则当年该省该变量赋值为当年全国地方官员更替人次；如果当年该省发生了地方官员更替，则当年该省该变量赋值为当年全国地方官员更替人次减去其自身当年地方官员更替人次。我们采用这一变量近似地度量各个省份地方官员在各年所面临的政治晋升竞争程度。
为了检验地方政府和官员的政治仕途竞争是否刺激了投资增长，我们建立了回归方程：
表4的第1列报告了这一变量对投资增长的影响，回归方法是双向固定效应方法，控制了省级固定效应和年份固定效应的影响，该变量系数为正，但并不显著，表明整个阶段上政治晋升竞争并未显著影响投资。我们已经在前面发现1994年起投资增长与地方官员的关系具有一种稳定的模式，因此，重点考虑1994—2006年间地方官员更替以及政治竞争对于投资增长的影响。第2列结果表明一省的地方官员所面临的政治竞争显著地提高了该省的投资增长，其边际效应接近1个百分点。可见，20世纪90年代初以来地方官员之间的政治前途竞争的确刺激了地方投资增长，并且具有较为可观的边际效应。这为同时期全国投资增长与地方官员更替之间的相关关系提供了一定的微观证据。
2.地方官员竞争与投资扩张的关系检验
上面已经验证了地方官员的相互竞争对于投资增长有一种助推作用。这里，我们试图构造一个新的指标来度量地方投资波动。若投资增长率的年度差分大于0，则表示扩张行为；若小于0，则表示紧缩行为：若等于0，则为中性行为。⑨ 这是一个很直接明了的测度变量，该设置很好地刻画了地方投资增长的波动和冲动特征。⑩
我们以上述构造的投资冲动虚拟变量作为被解释变量，仍以已有的变量作为解释变量来考察投资增长的政治激励，采用的计量方法是微观计量中的离散因变量回归方法。表5的第1—2列报告了整个阶段的回归结果。第1列显示地方官员面临的外部政治竞争显著增加当年投资扩张的可能性，第2列加入了一个度量经济热度的指示性变量（gdpprop），如果上一年的实际产出大于潜在产出则赋值为1，否则为0。这一经济形势变量的加入并不影响政治竞争环境对投资冲动的作用。
第3—4列报告了1978—1993年的回归结果，地方官员外部政治竞争环境并未导致投资冲动。第5—6列报告了1994—2006年的回归结果，地方官员外部政治竞争环境导致了较强的投资冲动，与前一阶段的表现显著不同。此外，在上一年经济处于繁荣期的情况下投资增长仍然倾向于减缓。分阶段回归结果与前面的回归结果一致，投资的政治周期现象主要是20世纪90年代以来的事情。通过构造新的投资波动变量，采用离散因变量回归方法，我们再次验证了地方官员的政治激励是投资波动的重要原因，原结论具有稳健性。
五、地方官员扩张投资的渠道分析
导致中国投资高速增长的主要因素是地方政府官员对经济规模扩张做大的偏好。地方政府为了实现投资目标和计划，都需要通过大量的外部融资来满足庞大的投资需求。实际上，地方政府可以动用行政力量积极融资（黄益平，沈明高，2006）。
首先，银行贷款是最重要的外部融资渠道之一。地方政府对投资项目和银行系统的双向控制，使得银行贷款成为投资扩张的重要资金来源。其次，国有企业是地方最重要的投融资载体。国有企业在资本密集和国有垄断程度较高的产业投资中处于支配地位，重大投资项目一般只有国有企业才有实力承担。地方政府手握大量国有企业，通过国有企业进行外部融资成为一个现实的选择。此外，引进外资是融资的另外一个渠道。自20世纪80年代末期以来，引进外资逐渐成为各个地区促进本地投资和经济发展的手段之一。外资在带来大量的资本的同时还带来了先进的技术和管理经验，地方政府官员往往为了吸引外资展开激烈竞争。
为了检验地方政府官员是否通过这三大渠道实现了投资冲动，回归方程扩展为：
表6第1列是1978—2006年间的FE方法回归结果，state、fdi、finance三者与compe的交乘项的估计系数符号均为正，但仅有finance×compe的估计系数显著。state、fdi、finance这一系列变量可能具有内生性，它们和当年投资往往是同时决定的，受到共同因素的影响，因此必须更加谨慎地对待结果。第2列的回归中各内生变量滞后一期，结果与第1列类似。第3列采用工具变量回归，各内生变量采用其滞后值作为其工具变量，此时state×compe、fdi×compe、finance×compe的估计系数均显著为正。其中state×compe显著性最高、而finance×compe显著性最低。这表明改革开放以来，地方官员通过国有企业扩张、引进外资和银行贷款等渠道推动了投资。
第4—6列是1978—1993年间的回归结果，3种回归结果一致显示了地方官员主要通过国有企业实现了投资扩张，而银行贷款和引进外资则并未发挥显著影响。第7—9列是1994—2006年间的回归结果，综合来看这段时期地方官员更多地通过银行贷款来实现投资扩张，引进外资也成为一种重要的手段，而国有企业融资的地位则有所下降。因此，地方官员扩张投资的融资渠道随着改革的推进发生了变化，从原来的倚重国有企业扩张发展为更加倚重市场化程度更高的银行贷款。这反映了我国市场化改革的成效，也说明了地方政府和官员理性地进行了行为选择来最大化自身效用。在20世纪80年代阶段，我国的工业发展主要是国有企业和乡镇企业的发展，因此地方投资扩张必然通过这些企业进行。这一阶段地方政府和官员对国有企业和乡镇企业拥有很强的控制力，甚至处于一种“政企不分”的局面。虽然当时我国实行的是分权化的银行金融体制，但是银行融资的作用并未独立显示出来。进入20世纪90年代，国有企业发展遭遇困难，非国有经济得到蓬勃发展，地方政府和官员理性地顺应和推动了这一发展潮流，在投资扩张方面也更多地借助了市场化的手段，通过银行贷款和招商引资等方式实现投资扩张。
六、结论与启示
本文对投资增长和波动的政治激励进行了深入考察，发现我国存在投资增长的政治周期现象。改革开放以来全国地方官员更替人次与投资增长之间存在着正向相关关系，通过分阶段考察发现，这种正向相关关系在20世纪90年代以前较为微弱和较不稳定，90年代初以来这种关系变得显著和稳定。地方政府和官员对于政绩和仕途的追逐是形成投资高增长和高波动的重要政治原因，并且这种因素主要体现在90年代初之后的阶段。我们对地方官员推动投资扩张的可能渠道进行了分析，发现国有企业融资、银行贷款和引进外资都是其潜在的投资扩张渠道，但其在不同阶段所倚重的渠道存在差异。在20世纪90年代以前，地方官员更加倚重国有企业扩张，而此后则更加注重银行贷款等外部融资阶段。投资扩张渠道的变化是我国经济市场化改革和政治治理体制变迁互动的必然结果。这些发现，为我们合理安排投资、增强宏观经济稳定性提供了一系列的有益启示。
（1）中央应注意从政治机制和官员激励设计上控制投资波动。超越发展经济认识厘清央、地关系，将其作为平衡投资波动和规模扩张的主要手段。中央政府追求经济发展稳定和地方政府追求经济规模和增长速度二元目标选择从某种程度上讲是相悖的，而地方政府官员的晋升与否主要受制于“增长”变量考释，我们的研究支持为晋升而竞争，从而刺激投资规模，加速投资波动，周期波动将不利于经济的可持续和稳定发展。因此，需要跳出地方官员治理指标的局限性，以投资和经济的稳定性为切入点设计新的激励方式。
（2）投资波动和经济波动的同周期性给我们的启示是，稳定经济发展需要从延长投资波动周期入手，而投资波动与地方官员的更替和竞争关系密切。中国的发展轨迹是由条块分割格局主导的，而当下块块问题更为突出。因此，平衡地区投资结构，调整投资模式的选择需要超越地域局限，设计和实施具有地区差异的投资增长战略和官员考核机制，并将这种认识上升为一种理念和意识导向。
（3）通过投资渠道多元化的调整和优化，实现投资平稳、合理增长。在分析的三种来源渠道中，国有企业扩张直接在地方政府势力控制范围内，银行贷款也受地方政府高度干预，而外资则是通过区域间的竞争来获取。那么，加快国有企业内部管理制度和上级国有资产管理体制的设计和完善，加快全国与区域综合金融体系与市场的培育与建设，以及消除地区市场分割和加快地区经济合作，都是平衡地区投资差异、消除投资过度波动的行之有效之道。实现投资和经济的平稳可持续增长，根本的解决思路不仅仅局限在投资体制改革上，而应是一个政策体系联动改革的结果。
注释：
① 刘瑞明和白永秀（2007）将中国经济周期理论学说分为真实经济周期说、政治经济周期说、货币信贷周期说和投资周期说。四种学说对中国经济周期波动的解释不尽相同，却具有两个共同的特征。第一个特征就是中国经济增长和经济波动主要由投资所驱动；第二个特点就是政府力量在经济以及投资波动中起了重要影响。因此，要完整地了解中国的经济周期和波动，应该将重点放在政府的投资行为上。
② 实际上，地方政府和官员的投资冲动和偏好，与中央层面的增长偏好紧密相关。中央自改革开放起逐渐形成了“增长共识”（姚洋，2008）。中央对经济建设成就的需求会通过各种宏观经济政策以及对地方政府的激励和引导表现出来，不断引发一轮轮的投资增长波动。
③ 在这里，我们忽略了产出增长率的内生性问题。
④ 我们还特别对城镇固定资产投资和农村固定资产投资做了考察。两者结果迥异，其中官员更替变量的系数在城镇固定资产投资方程中为正。回归结果证明了现有的地方发展中偏向城市的现象，地方政府在推动投资增长的过程中，更加重视城市部门的发展。从更加直接的数据来看，对比城镇和农村的固定资产投资实际增速，27年中只有7个年份农村的增速超过了城市的增速，并且有5个年份处于20世纪的80年代。
⑤ 由于关键的解释变量全国当年的地方官员更替总次数对于所有省区都是相同的，因此在进行面板回归中没有同时控制年度固定效应。
⑥ 由于没有重庆与四川单独的资本存量数据，因此将与重庆、四川相关的样本剔除。
⑦ 我们还以1994年作为分界点做了分阶段回归，发现1994年分税制改革后两者的正向相关关系比财政包干制阶段的要更加稳健。我们还特别考察了样本期内的最后一个任期，即2003—2006年。在这短短的4年里面，地方官员更替频次变量的系数仍然显著为正。这说明了我国仍然没有摆脱投资的政治周期。
⑧ 王贤彬等（2009）发现，改革开放后省级层面发生的地方官员实际更替对当年当地经济增长产生一定的短暂负向冲击。
⑨ 我们分别统计了地方投资在经济繁荣期和衰退期期间的表现。如果一年的实际产出大于潜在产出则为繁荣期，否则为衰退期。在810个观测值中，有397个处于繁荣期，在繁荣期中有45％（178个）概率投资会加速扩张，有55％（219个）概率投资会减速扩张；有413个处于经济衰退期，在衰退期中有61％（251个）概率投资会加速扩张，有39％（162个）概率投资会减速扩张。
⑩ 方红生和张军（2009）正是借鉴了Alesina et al.（2008）的方法，通过考察政府支出与GDP的比重的差分是否大于0来建立有序变量来刻画地方政府的财政扩张行为。