中国地方政府绩效考核机制的再研究

李臻 耿曙

〔摘要〕在中国地方政府绩效考核的研究中，“官员晋升锦标赛理论”自提出后就备受争议。通过剖析锦标赛基本规则，发现官员政绩评估中存在的两类干扰因素，将其概括为“任职时间效应”和“地区禀赋效应”，基于信息经济学理论框架设计了一套能同时控制这两类干扰因素的考核指标，并利用1994年至2012年省级样本数据进行实证检验。结果表明，在排除两类干扰因素后，地方经济指标更能准确衡量该地官员的工作绩效，也因此，工作绩效对其晋升概率存在显著的正向影响。进一步考察发现，这样的影响对省长和省委书记并不完全一致，我们再次进行了稳健性检验，同时排除了竞争性假说。研究结论有助于增进对“相对绩效考核”的理解，并可以充实官员晋升锦标赛理论体系。

〔关键词〕相对绩效考核;地方官员;经济绩效;官员晋升锦标赛

〔中图分类号〕D625 〔文献标识码〕A 〔文章编号〕2095-8048-（2019）03-0106-10

一、引言

财政分权体制演变至今，地方官员在中国经济增长中扮演着积极的角色（周黎安，2004;徐现祥等，2007）〔1〕〔2〕。以周黎安（2005）〔3〕为代表的官员晋升锦标赛理论认为，在上级官位数量一定的前提下，下级地方政府官员为经济增长而竞争，进行着政治意义上的锦标赛，而上级政府需要从中分解出官员努力的成分，一般认为，考核下级地方官员所使用的手段是相对绩效考核方法。所谓相对绩效考核，是指利用参与竞争的人员的成绩名次来决定胜负。它已成为信息经济学中的专有名词，是委托人考核代理人的一种工具。当产出容易受到共同的随机因素干扰时，基于相对绩效考核的锦标赛将是更有效的激励方式（陈钊，2013）。〔4〕由于地方政府具有多任务性（multi-tasking）、共同代理性（common agency）等特点，因此，理论上，考核官员个人努力时，适合采用相对绩效考核方法。

然而，在对地方官员采用相对绩效考核时，至少要有一个技术前提，即从经济增长绩效中剔除不属于官员个人工作业绩的部分，才能准确识别官员的个人能力。本文的核心是研究如何做到准确剔除上述干扰，以及官员的经济工作绩效是否会影响其晋升，即准确识别地方官员的经济工作能力是否是晋升官员的一个重要指标。具体来讲，官员绩效考核时需要了解该地经济表现中有多少来自官员个人努力，多少来自该地地理条件、当时外部环境等因素。本文认为，以往研究中对外部环境的控制不够完善，无法准确衡量官员的个人贡献，以致现有的相关实证检验都还是含糊的。为此，本文分析出两类影响评估的干扰因素，基于信息经济学理论设计了一套考核标准，并通过相关数据检验其有效性。

本文后续部分安排如下：第二部分是在文献评述的基础上进行方法改进，第三部分是研究设计与实证检验，第四部分是竞争性假说，第五部分是本文结论。

二、文献评述与方法改进

在地方经济发展过程中，几乎处处可见地方官员的身影，他们以巨大的热情推动了地方经济发展（徐现祥，2011）。〔5〕同时，对于经济发展，一个典型事实是：每个地区会有一个与任职官员的努力无关、与时代和当地禀赋相关的增长，姑且称之为自然增长。从这个角度看，经济发展实际上包含三项内容：一是“任职时间效应”，例如，在全球经济景气的时代，受大环境的影响，每个地区的经济增长都会十分迅速，这是任职时间效应的体现;二是“地区禀赋效应”，例如，东南沿海的发达省区受惠于当地良好的基础设施条件，经济状况一直表现良好，这是地区禀赋效应的体现;三是任职官员个人努力工作的贡献，例如，勤政的官员热衷于招商引资时，外来资本的流入会促进当地经济的发展。

正如Bertrand和Schoar（2003）〔6〕所强调的，直接定量识别地方官员对当地经济发展的影响程度并不是一件容易的事情，因为官员的影响通常与辖区的自然增长混合在一起。换句话说，只有识别出地区经济增长的任职时间效应和地区禀赋效应，才可能准确测量官員的个人能力。周黎安（2005）〔7〕、徐现祥（2011）〔8〕、王贤彬等（2011）〔9〕、姚洋（2014）〔10〕、罗党论等（2015）〔11〕，都认为控制任职时间效应和地区禀赋效应是必要的。例如，周黎安（2005）〔12〕在面对任职时间效应和地区禀赋效应问题时，做了如下处理：一是把各省官员的绩效与同年周边省份的经济绩效相比较，以控制那些在局部范围内发生的共同冲击，即任职时间效应;二是把在任官员的绩效与他们前任的绩效进行比较，以控制该省份的相对稳定的特征因素的影响，即地区禀赋效应。在上述学者的研究中，地方官员任职期间GDP增长率的移动平均被认为是判断该官员能力大小的有效指标。

可是，以往的实证研究中，对任职时间效应和地区禀赋效应是分开处理的，每次仅控制一项因素，这显然不合理，因为任职时间效应和地区禀赋效应对经济的影响是同时起作用的，正因如此，我们提出采用双重差分法同时控制这两种效应。具体做法为：首先，本地官员任期内的GDP增长率的移动平均减去本地前任官员任期内GDP增长率的移动平均，由于同属一个地区，所以该差值控制了地区禀赋效应;其次，同一时期内，周边地区GDP增长率的移动平均减去当地前任官员任期内GDP增长率的移动平均，同样，该差值控制了周边地区的地区禀赋效应;最后，上述两个差值再相减，以控制任职时间效应。逻辑上，这样处理可以同时控制任职时间效应和地区禀赋效应，我们将对此进行实证检验。

三、研究设计与实证检验

官员晋升锦标赛理论的通俗表述是，地方官员的选拔与晋升标准是经济绩效指标，尤其是地方GDP增长率（Li和Zhou，2004）〔13〕，所以官员在经济工作中的排名便成为能否晋升的标尺，以官员晋升或曰职级变动为因变量，以官员推动经济增长的工作业绩排名为自变量进行实证，具体的研究设计方案不妨举例如下：设想有地区禀赋相似的A、B两个地区，显然，从选拔机制角度，同时代的两地地方官员处在同一个竞争组，谁领导的辖区经济增长更快，谁获得晋升的概率就越大。我们可以观察A、B两地的GDP增长率，将其分解为“任职时间效应”、“地区禀赋效应”和官员个人工作业绩三个要素，通过双重差分法计算两地官员的业绩排名，以该排名为自变量，控制其他因素，检验与因变量职级变动之间的关系，示意图如图1所示。

本文使用的数据分为地方政府官员信息数据和地方政府经济变量数据两类，其中，地方官员信息数据主要是政府官员个人特征數据，来自各地方年鉴、城市年鉴、当地政府门户网站、新华网、人民网、光明网等，经济变量主要来源为《中国统计年鉴》《中国城市统计年鉴》以及各地方统计年鉴和国泰安数据库等。鉴于计算过程繁琐，采用程序设计语言VBA来计算GDP增长率的移动平均。

在定义因变量时，必须厘清官员职级的升降标准，为简便起见，以层级为界，同层级之间的职位变动为平调，层级间的上行变动为晋升，下行为降级或终止。按照此标准给出如下职位调动定义：（1）晋升：国家决策层（国家主席、国务院总理、副总理、国务委员、政治局委员、政治局常委等）属于地位最高的，任何从省委书记和省长到这些职位的变动都属于晋升，省委书记比省长高一层级，从省长变动到省委书记或中央部委的正职属于晋升;（2）降职：与提拔的界定标准相逆的变动属于降职，除了完全退休和革职，对于一些实际权力明显下降的职位，如省级人大和政协的领导职务、全国人大和政协的职务等，省委书记或省长调任到这些职位属于降职;（3）平级调动，包括连任、原位不动、相似省份间调任等。将官员的职级变动情况划分为升迁、平调和降职三个类别，分别编码成1、0和-1。

自变量被定义为经济绩效的相对增长，取值选用当地GDP增长率的移动平均，简记为GDP相对增长率，计算方法为：第1步，根据各地区的名义GDP总量和当年的GDP平减指数计算实际GDP总量，以剔除通货膨胀因素;第2步，根据实际GDP总量计算GDP增长率;第3步，根据官员的任职情况计算任期内的GDP移动平均增长率，之所以计算其任期内的移动平均经济增长率，是因为这样可以观察其长效的工作能力，避免“临门一脚”式的突击而干扰判断;第4步，扣减当地前任官员以及周边地区的GDP移动平均增长率，表示剔除地区禀赋效应和任职时间效应。

考虑到地方官员的个人特征可能影响晋升，把任期、年龄、工作经历、教育经历等因素纳入控制变量。其中，任期是指地方官员的任职年数，从任职开始到统计当年的实际在职时长，包含任职代理书记或代省长的时间，但不包含外地借调、挂职等情况。由于官员职位变动时段通常不是自然年（Civil year），对此，我们的处理方式与当前同类研究（张军等，2007;王贤彬等，2008;徐现祥，2011;杨良松等，2014;庞保庆，2015）〔14〕〔15〕〔16〕〔17〕〔18〕相同，即设定一个界线，对界线两侧的情况分别讨论。一般地，任职时间不足半年的官员对当年的经济增长不会产生显著影响，故凡任职年数非整数时，以6个月为界，超过计为一年，未超过不计，离任也做类似处理。1980年8月的《党和国家领导制度的改革》报告中指出，干部队伍要在坚持革命化的前提下实现知识化、专业化和年轻化，这使得年龄在职级变动时显得尤为重要，为了控制年龄可能带来的非线性影响，借鉴周黎安等（2005）〔19〕的做法，对年龄超过65周岁的官员设定了一个虚拟变量，即“年龄65”，其现实依据是《关于建立老干部退休制度的决定》，65岁几乎是能否晋升的分水岭，故该变量是合理的。中央背景和教育经历分别以该地方官员是否曾在中央部门任职以及该官员的学历来描述。相关变量的定义如表1所示。

所用数据为省级数据，包含1994年至2012年全国31个省（含自治区和直辖市，不含港、澳、台）的正职书记和省长（含自治区主席、直辖市市长，以下统称为书记和省长），对于建制较晚的重庆市，统计数据从建制当年开始，一共1110个有效样本，书记586个，省长524个，包含官员任职当年的经济状况统计以及官员的个人详细信息。

表2报告了变量的描述性统计结果，官员的平均晋升情况近似为0.002，标准差为0.45。GDP相对增长率的平均值为0.017，标准差为0.088，它反映的是当地地方官员的工作业绩。虽然其平均值小，但并不意味着官员不努力，毕竟这是一个相对比率。样本期内官员的平均年龄为58.63，比周黎安等（2005）〔20〕的样本（59.77岁）要年轻，最年轻的省长只有43岁，为时任青海省省长赵乐际，体现了中央践行干部年轻化制度。省级官员的平均任期为3.31年，最小值仅为1年，实际的官员任期长短不一，大多数任期都不满一届，省长任期为四年的有27人次，三年的26人次，三年以下的24人次，达到5年任期的官员仅占全样本数的19%强，省委书记任期为四年的有20人次，三年的24人次，三年以下的25人次，达到5年任期的官员仅占全样本数的18%强，远远小于2006年中共中央发布的《党政领导干部职务任期暂行规定》里的一个任期为五年的划定，这种任期制度类似于弹性任期，与庞保庆（2015）〔21〕的研究一致。大部分官员没有中央背景，多数拥有大学及以上学历。

表3给出了利用有序Probit模型对Li和Zhou（2005）〔22〕提出的官员晋升锦标赛理论进行重估的计量结果。因变量是官员的升迁情况，自变量是按照Li和Zhou（2005）〔23〕所提出的方法而计算的GDP移动平均增长率，第（1）至第（3）列依次报告了全部官员、省委书记和省长样本的估计结果。可以发现，控制了任期、年龄、时间效应和地区效应之后，GDP移动平均增长率与官员晋升之间的关系并不显著。这可以从两个角度解释，其一，官员晋升锦标赛理论不成立，或者其二，相对绩效考核方式没能控制好任职时间效应和地区禀赋效应。

我们认为，这种现象出现的原因是官员的工作业绩衡量不准确，即以GDP移动平均增长率衡量官员的经济工作成绩是有待考量的。首先，假设中央以周边省份为考核基准是值得商榷的，事实上，即使是相邻的省份，它们之间的经济社会条件也可能存在较大差异，由此引发的测度误差当然是很大的，简言之，这种控制任职时间效应的做法是粗糙的;其次，如果只控制地区禀赋效应，则随着时代的变迁，实证结论可能会发生变化，理论本身也会受到质疑。有鉴于此，考虑相对绩效考核的成立前提是参与竞争的选手所处的环境必须大致相同，本文以硬件条件相近、结构风险类似为依据，对全国省份进行了重新划分，如表4所示。

依据上述划分计算每个地区的GDP相对增长率，并对全部样本进行回归，如表5所示。第（1）至第（3）列分别报告了全部官员、省委书记和省长样本的估计结果。第（1）列的回归结果中，GDP相对增长率的系数在1%的水平上显著且系数为正，这代表经济绩效表现越好，地方官员的晋升概率越大，与我们的预期方向一致。在控制变量中，任期时间长短对晋升没有显著的作用，但是年龄和年龄65的系数却通过了1%的显著性水平检验且方向为负，说明年龄越大，对其晋升越不利，也说明退休政策执行得颇为成功，中央背景和教育背景不显著，说明两者在晋升过程中的作用不大。

在中国当前的行政体制下，党委的作用是总揽全局、协调各方，最高权力机构在党委，地方党政领导中，省委书记具有地方元首的性质，从表5第（2）列中可以看出，GDP相对增长率显著地正向影响着省委书记的晋升概率。将省委书记回归结果与全样本相比，控制了时间效应和地区禀赋效应之后，GDP相对增长率的系数变大了，说明省委书记层面的相对考核机制更加重要。表5第（3）列给出了GDP相对增长率对省长晋升的影响，系数没有通过显著性检验，这或许可归结于中国当前实行的人事管理制度。在我国单一制的体制下，党委真正掌握着监督权，省长实际上是被党委直接监督著（王国红，2003）〔24〕，这也就意味着省委书记在近距离地观察着省长，当信息不对称程度较小时，考察省长的工作能力变得简单，因此可能不再需要相对绩效考核的方式，这导致了省长的晋升对GDP相对增长率不再敏感。

通过对相对绩效考核方法改进，在经验上检证了中国地方官员晋升与GDP相对增长率之间的显著关联。若认为官员晋升锦标赛理论成立，仍需对上述模型进行稳健性检验。

在2002年以后中央核心领导层出现了更替，党中央提出“科学发展观”“和谐社会”等发展理念，也就意味着中央可能不再以经济指标为唯一考核标准，据此猜测，2002年以后GDP相对增长率对地方官员的晋升影响的显著性将降低。考虑政策的执行会存在一定的时间滞后，以2003年为分界线，分别考察之前和之后GDP相对增长率对官员晋升的影响，如表6所示，为增强模型的稳健性，也以2004、2005、2006三年为分界线做过实证检验，其结果与2003年大致相同，限于篇幅没有列出。

表6报告了稳健性检验的计量结果，第（1）至第（6）列依次为2003年前后全部官员、省委书记、省长的估计结果。可以看到，2003年以前GDP相对增长率对省级官员，特别是省委书记的晋升是显著的，2003年之后变得不再显著，这说明在2003年之后经济绩效对地方官员的晋升变得不那么重要，而对于省长来说，无论2003年以前还是以后，GDP相对增长率的系数都不显著，说明经济绩效对省长的晋升没有太大帮助，中央提出的和谐社会、科学发展观等发展理念对省长的晋升其实影响不大。

四、竞争性假说

上述模型可能存在如下内生性问题：如果某地方官员是中央有意提拔的，他会被事先安排到经济绩效好的地区或者中央职能部门任职，经济绩效与官员晋升之间的显著关系会不会是由中央任职经历引起的呢？换句话说，是否存在这样一种逻辑：中央部门任职经历影响了经济绩效，进而再影响晋升呢？对此，我们用OLS进行实证检验，以GDP相对增长率为被解释变量，中央部门任职经历为解释变量，同时控制了年龄、任期、教育背景、人均GDP等因素干扰，回归结果如表7所示，表7中第（1）、（2）、（3）列分别为全部官员、省委书记、省长的回归结果。

模型结果显示，在控制了年龄、任期、教育背景等个人因素和人均GDP等外在因素后，中央部门的任职经历和经济绩效之间不存在显著正相关关系，因此不能认为中央部门任职经历通过影响经济绩效而促使官员晋升。

五、总结

上级如何提拔下属是干部人事制度的机密，是不可知的，尽管近年来有学者（王贤彬、董一军，2017;卢盛峰等，2017）〔25〕〔26〕进行过深入研究，对于官员依政绩晋升的观点依然颇具争议（陶然，2010）〔27〕，本文并不试图揣摩官员晋升制度，也没有分析最近五年地方官员人事变革的进展，主要的贡献体现在对相对绩效考核办法的改进上。官员晋升锦标赛理论是对现实现象的一种解释，能帮助我们理解地方官员的一些看似不可思议的行为，它的核心是利用相对绩效考核机制衡量地方官员的工作业绩。根据信息经济学理论，使用相对考核机制必须符合一定的局限条件，需要设计一套良好的评价机制，恰当地排除干扰评判的因素。我们重新设计了相对绩效考核方法，新指标排除了任职时间效应和地区禀赋效应，能够更准确地衡量地方官员的工作业绩，从逻辑和实证角度检证了官员晋升锦标赛理论的自洽性，认为该理论并没有被推翻。我们还发现，上级对省长和省委书记可能存在不同的考核机制，省委书记层面存在以经济增长为核心的考核机制，而在省长层面则未必。

虽然本文改进了相对绩效考核的评价方法，实证模型也是稳健的，并且解决了内生性问题，但这类研究仍存在需要深入的地方，例如，官员“任职时间效应”与“地区禀赋效应”可能存在极为复杂的交互效应，在景气或萧条的年份，各省份因地区禀赋不同而获益或受损的力度不同。对此我们希望未来能够进一步研究。

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【责任编辑：朱凤霞】