双重晋升激励下地方官员与制造业集聚——一个分析框架及实证检验

纪玉俊 , 张彦彦

(1.中国海洋大学 经济学院,山东 青岛 266100；2.中国海洋大学 海洋发展研究院,山东 青岛 266100)

一、引言

改革开放以来，我国各个地区以比较优势为基础，通过经济分权下的区域竞争实现了本地区经济快速发展，在这一过程中制造业集聚发挥了重要作用。我国经济增长的过程即为经济集聚不断深化的过程，而制造业集聚在经济集聚过程中占据重要地位[1]909-928；另一方面，La Porta等(1998)[2]1113-1115、Jin等(2005)[3]1719-1742、李维安等(2012)[4]1239-1260、罗党论等(2015)[5]131-146学者均认为地方政府对地区经济增长具有重要作用；而地方官员的晋升激励是地方政府推动经济发展的动力[6]1-15。由于地方官员晋升锦标赛的存在，在制造业发展中会导致地方保护、重复建设等问题出现，进而影响地区制造业的空间集聚；而地方政府实施的融资、税收等优惠政策会影响资本转移，通过“政策租”形成“虚假”制造业集聚，带来产业同构、资源浪费等问题。相对于企业，地方政府具有总量信息优势[7]71-92，政府可利用信息优势影响制造业集聚；《中国制造2025》中同样提到以市场为主导，政府引导为原则发展制造业。基于上述背景，研究地方官员对我国制造业集聚的影响具有重要现实意义。

众多学者从马歇尔外部性、新经济地理学等角度研究制造业集聚[8]23-28[9]55-70[10]675-690，而目前学者对政府行为与市场如何影响制造业集聚的研究文献主要集中在两个角度：即行政垄断与市场一体化。牛旻昱等(2014)认为以征税为主的行政垄断不利于制造业集聚，但以市场导向主为的行政垄断有利于制造业集聚[11]99-110；地方保护主义同样不利于产业集聚[12]1091-1136[13]29-40[14]50-56[15]146-158；徐雷(2013)指出政府补贴有利于提高制造业集聚力[16]83-87；有的学者研究发现市场一体化与制造业集聚呈现倒“U”型关系[17]18-32[18]60-68；王凤荣等(2013)指出中国式分权背景下，政府间竞争对区间市场整合具有双刃效应[19]11-25。上述文献为本文研究提供了重要基础，即政府行为对制造业集聚具有重要影响，地方政府过度干预不利于制造业集聚，而适当减少干预发挥市场主导地位有利于制造业集聚。官员作为地方政府政策的制定与实施者，官员的特征或行为会影响制造业集聚，鉴于直接研究地方官员与制造业集聚之间的文献还不是很多，本文以上述研究成果为基点，通过建立理论模型深入探讨显性晋升激励与隐性晋升激励下地方官员对制造业集聚的影响机理，进而实证分析地方官员的上述双重晋升激励对制造业集聚的影响作用，更好发挥我国制造业集聚的区域增长。

二、双重晋升激励下地方官员影响制造业集聚的理论模型

我国是一个大国，不同区域发展水平和要素禀赋存在着较大差异。因此，以各自比较优势形成制造业集聚，进而通过发挥集聚效应促进区域经济发展无疑是重要的可行路径。改革开放以来我国沿海地区制造业集聚发展战略也说明了这一点。同时，在我国区域经济发展中，地方官员也发挥着重要作用，相关学者的研究也说明了这一点[20]91-103[21]15-36[22]1-24。以此为基础，探讨地方官员对制造业集聚的影响显得尤为重要，以其为抓手，可以更好发挥现阶段地方官员在促进区域经济发展中的重要作用。鉴于地方官员特征和行为等方面的复杂性，并结合地方官员对制造业集聚的影响特点，理论模型重点分析官员的显性晋升激励与隐性晋升激励对制造业集聚的影响机理。在地方官员晋升锦标赛的背景下，GDP是地方官员晋升的重要考核机制，而地方官员任期与年龄也会对地方官员晋升有一定影响，因此，为详细的研究地方官员晋升激励对制造业集聚的影响，本文采用显性晋升激励与隐性晋升激励分别衡量官员晋升激励，其中显性晋升激励指的是经济产出，隐性晋升激励指的是官员任期与年龄。

一般来说，中央政府与地方官员对于区域经济的发展处于信息非对称地位，即中央政府通过制定宏观经济政策，实现公共产品有效配置和社会福利最大化，而地方官员作为本地区政策实施者，相对于中央政府处于信息优势地位。基于此，本文借鉴以非对称信息为基础的委托—代理框架，将地方官员看作中央政府的代理人，由于地方官员的努力程度并不能完全被中央政府考核，因此，中央政府通常以经济产出作为官员主要绩效考核机制。在地方官员晋升锦标赛模式背景下，不同地区官员会因晋升激励的存在而产生晋升竞争，即地区i的经济产出大于地区j，则地区i的在任官员会比地区j官员的晋升可能性大，从而更易获得晋升机会，但无论官员是否得到晋升，地方官员均需付出一定程度的努力。

图1 地方官员效用函数

由图1可知，如果地方官员选择不确定的收益组合W1和W3，将会为地方官员带来的效用为U2，但地方官员若选择较为稳定的W2，其预期效用水平为U3(U3>U2)。

如果地方官员接受中央政府的委托，具体实施中央政府制定的各项宏观政策，那他将付出的努力程度为a，并创造出产出x，记做xi=f(ai,θi)，假设地方官员产出与其努力程度表现为线性关系，即 ：

xi=λai+θi

(1)

其中λ表示地方官员付出的单位努力与产出的数量关系；θi为i省份的其他外生随机条件，且θi～(0,σi2)；ai为i省份官员的努力程度。

根据本文研究目的，在原有委托—代理模型基础上，本文采用显性晋升激励和隐性晋升激励来表示地方官员的努力程度，得到：

ai=αsi+βti

(2)

其中si为i省份地方官员的显性晋升激励，ti为i省份地方官员隐性晋升激励。

将公式(1)代入公式(2)中，得到：

xi=λ(αsi+βti)+θi

(3)

假设中央政府对地方官员的激励机制表现为线性关系，即：

S(xi)=γ+τxi

(4)

将(1)式代入(4)中可得：

S(xi)=γ+τ(λai+θi)

(5)

其中γ为与地方官员行为无关的固定激励，τ为中央政府对地方官员的奖惩激励因子。

假设地方官员的效用函数形式具有不变绝对规避风险特征(江孝感等，2004)[23]77-84，具体表现为：

μ=-e-ρw(ρ>0)

(6)

其中ρ为风险规避度。

地方官员的努力成本函数为：

(7)

其中k代表地方官员努力的固定成本，b为成本系数。

地方官员的收益为：

(8)

本文采用罗能生等(2012)[24]153-159的做法，即非对称信息下地方官员收益的确定性等值收益为：

(9)

将公式(6)、(8)代入(9)，可得出：

(10)

地方官员参与实施中央政府政策时的约束为：

(11)

对地方官员的努力程度求导，以最大化地方官员收益，即：

w’(ai)=τλ-bai

(12)

(13)

中央政府与地方官员处于信息不对称地位，中央政府不能很好观察到地方官员的努力程度，只能通过其参与约束条件，以期最大化地方官员效用。由于中央政府属于风险中性的委托人，因此其期望效用等于期望收入，即：

E[xi-S(xi)]=E[-γ+(1-τ)xi]=-γ+E(1-τ)xi=-γ+(1-τ)λai

(14)

地方官员的激励机制为：

Max[-γ+(1-τ)λai]

(15)

由公式(13)和(15)可以计算得出地方官员分享的最优产出份额：

(16)

地方官员的最优努力程度：

(17)

地方官员最优固定收入：

(18)

地方官员的最优期望：

(19)

为方便分析，假设劳动力是制造业生产过程中唯一的投入要素，同时又考虑到地方官员对制造业的影响，将地方官员努力程度引入制造业生产函数中，设制造业生产函数为：

Yi=F(ai,Li)=aiLi

(20)

其中Yi为i省份制造业产出，ai为i省份地方官员努力程度，Li为i省份投入到制造业生产中的劳动力。

将公式(2)代入(20)得 ：

Yi=(αsi+βti)Li

(21)

在公式(21)的左右两边同时除以人口总数N，得到：

Yi/N=(αsi+βti)Li/N

(22)

测度制造业集聚的区位商计算公式为：

(23)

(24)

将公式(22)代入(24)可得：

(25)

地方官员对制造业集聚的影响效应分析。

第一，只考虑显性晋升激励对制造业集聚的影响，令β=0，即：

(26)

第二，只考虑隐性晋升激励对制造业集聚的影响，令α=0，即：

(27)

三、模型构建与变量选取

(一)计量模型构建

根据前文地方官员影响制造业集聚的理论模型，将地方官员的显性晋升激励与隐性晋升激励作为核心解释变量，除上述变量外，其他因素也会影响我国制造业集聚。本文将单位劳动成本、信息化水平、交通运输和地方保护作为控制变量，建立如下计量模型。

Aggit=β0+β1DPromotionjit+

β2RPromotionjit+β3∑Controlit+ε

其中Aggit表示t时期省份i的制造业集聚，DPromotionjit为t时期省份i官员j的显性晋升激励，RPromotionjit为t时期省份i官员j的隐性晋升激励，Controlit为控制变量。

(二)变量选取

1.被解释变量

制造业集聚(Aggit)。目前测度产业集聚的方法很多，常见的主要有：集中度、区位商、赫芬达尔—赫希曼指数、空间基尼系数、EG指数和DO指数。本文选择区位商测度制造业集聚，之所以选择区位商是因为它能较好的从区域角度分析产业集聚程度(余菜花，2016)[25]161-163，省份制造业集聚水平越高，则区位商越大，反之则越小。考虑到数据可得性，区位商的计算公式为：

其中Yit为i省份t年的制造业产值，Pit为i省份t年的人口[26]65-70。

2．核心解释变量

包括官员的显性晋升激励与隐性晋升激励。显性晋升激励的度量，具体而言，参照钱先航等(2011)[27]72-85测度晋升压力指数的相关指标，根据数据的可获得性，本文选取财政收入增长率、失业率和GDP增长率三项指标，运用熵值法计算得出官员的显性晋升激励指标(D Promotion)。除地方官员显性晋升激励外，官员任期、年龄也会影响官员晋升，本文将官员任期、年龄看做隐性晋升激励。已有文献证明官员任期与经济增长存在非线性关系[28]16-26，制造业集聚以其内在机制为依托可促进经济增长，而GDP是官员晋升的重要考核机制，为较为准确的测度制造业集聚与官员任期之间的关系，本文在模型中加入任期的平方(Tenurejit2)。关于官员任期的测度，我们借鉴蒋德权(2015)[29]21-36关于官员任期的处理办法，即官员在1—6月份之间上任的，将该年记为在任的第一年，若7—12月份上任，则将该年的下一年记为在任第一年；若官员于1—6月份期间离任，将该年的上一年记为任期的最后一年，而在7—12月份离任的官员，将该年记做任期的最后一年；其中省委书记任期记为Tenure，省长任期记为STenure。官员的政治晋升与年龄有一定关系[30]120-142，官员的年龄越大其晋升的可能性越小，这在一定程度上影响制造业集聚，因此本文将省委书记年龄(Age)和省长年龄(SAge)引入模型中。

3.控制变量

除了核心解释变量外，其他因素也会影响制造业集聚。基于此，本文选取单位劳动成本、信息化水平、交通运输和市场化水平四项指标作为测度地方官员与制造业集聚关系的控制变量。

第一，单位劳动成本(CB)。长期来看，产业集聚对劳动生产率具有促进作用[31]33-53，而地区劳动生产率的提高同样会吸引地区制造业集聚，在一定程度上弥补生产成本上升带来的影响。本文借鉴蔡昉等(2009)[32]4-14计算单位劳动成本的方法，采用CB=wL/Y，其中CB代表单位劳动成本，w为地区城镇单位制造业就业人员平均工资，L为地区城镇单位制造业就业人员数，Y为地区制造业产值。第二，信息化水平(XX)。信息和信息技术有利于制造业发展，信息化水平的提高可降低交易成本，而高信息化水平的地区，在制造业转型升级中具有优势[33]32-39，对其它地区制造业产生吸引力，有利于制造业集聚。本文借鉴尹希果等(2013)[34]97-103的测度方法，将[各省邮电通信业就业人数/各省总人口数]/[全国邮电通信业就业人数/全国总人口]作为测度信息化水平的代理变量。第三，交通运输水平(JT)。运输成本是影响制造业集聚的重要因素，运输成本的降低有利于制造业集聚[34]97-103，而运输成本降低的关键在于交通运输条件改善，本文使用地区公路里程占全国的比重[35]79-89测度地区交通运输水平。第四，市场化水平(Market)。本文采用地方财政支出占地区总产值的比重测度市场化水平[36]6-18，该比值越小，政府干预程度越少，市场化水平越高。市场化水平的提高有利于减少区间贸易成本，促进产业集聚水平，这表明市场化水平是影响制造业集聚的一个重要原因。

本文选取1997—2014年全国30个省、自治区、直辖市的省委书记和省长(主席、市长)以及与制造业集聚相关变量的面板数据。其中省委书记省长的数据，主要通过人民网、百度网等网络渠道手工收集；其他与制造业集聚有关的相关数据均来源于《中国统计年鉴》《中国工业经济统计年鉴》《中国劳动统计年鉴》《中国科技统计年鉴》以及各省统计年鉴进行计算整理。鉴于西藏地区数据缺失，予以剔除，最终采用1997年到2014年30个省份的面板数据进行分析。表1为各个指标的描述性统计量。

由统计结果可以看出，区位商的均值为1.0164，最大值为6.9279，最小值为0.1597，这表明我国各地区制造业集聚水平具有明显差异；显性晋升激励的标准差为0.4023，即我国各省份地方官员显性晋升激励的差异不大。衡量隐性晋升激励指标的地方官员任期和年龄中，省委书记平均任期3.3037，略大于省长的平均任期；省委书记的平均年龄59.4167，省长平均年龄为57.7815，省长相对省委书记年轻，这符合我国官员“年轻化”的现实。除区位商与省委书记省长任期平方三个变量的标准差略大于其平均值之外，其他变量的标准差均小于其平均值，这说明本文所用数据的变异程度较小，没有出现异常值，可以进一步进行实证检验。

表1 变量的描述性统计

指标定义均值标准差最小值最大值Agg区位商1.01641.04350.15976.9279Promotion官员显性晋升激励1.60840.40230.72872.9340Tenure省委书记任期(年)3.30372.22491.000014.0000Age省委书记年龄(年)59.41674.23074670Tenure2省委书记任期平方15.855622.42391.0000196.0000STenure省长任期(年)3.08891.91651.000012.0000SAge省长年龄(年)57.78154.053543.000065.0000STenure2省长任期平方13.027416.72731.0000144.000C单位劳动成本0.03830.01820.01300.1012XX信息化水平1.19520.83430.42307.2307JT交通运输水平0.03280.01760.00290.0966Market市场化水平0.17480.08370.04960.6121

四、实证结果

基于前文理论模型分析，地方官员晋升激励对制造业集聚具有一定影响。为了进一步分析地方官员晋升激励对制造业集聚的具体作用，本文分别探讨了显性晋升激励与隐性晋升激励及其双重作用下地方官员如何影响制造业集聚；考虑到省长晋升为本省省委书记在一定程度上会延长任期，其执行行为也具有一定的延续性，这也会对制造业集聚产生影响，基于此，本文以省长是否晋升为省委书记为界限进行样本分割，分析政治晋升对制造业集聚的影响。

1.地方官员与制造业集聚的回归检验

地方官员的显性晋升激励、隐性晋升激励以及双重晋升激励下，地方官员对制造业集聚的回归结果见表2。

表2 地方官员与制造业集聚的回归结果

变量(1)(2)(3)(4)(5)C1.5743∗∗∗(6.61)1.8739∗∗∗(5.69)1.1085∗∗∗(3.49)1.8430∗∗∗(4.18)2.3932∗∗∗(5.11)Promotion-0.2249∗∗∗(-2.60)-0.2796∗∗∗(-3.27)Tenure0.0369(1.54)0.0524∗∗(2.10)0.0567∗∗(2.30)Tenure2-0.0032(-1.35)-0.0048∗∗(-1.98)-0.0050∗∗(-2.09)STenure0.0709∗∗(2.48)0.05871∗∗(2.05)0.0573∗∗(2.02)STenure2-0.0114∗∗∗(-3.56)-0.0104∗∗∗(-3.23)-0.0108∗∗∗(-3.41)Age-0.0146∗∗∗(-2.70)-0.0127∗∗(-2.35)-0.0132∗∗(-2.47)SAge-0.0005(-0.09)-0.0017(-0.30)-0.0004(-0.07)CB-5.2418∗∗∗(-3.37)-3.6580∗∗(-2.50)-3.7827∗∗∗(-2.62)-3.8164∗∗∗(-2.61)-5.7021∗∗∗(-3.66)Lnxx0.3677∗∗∗(3.15)0.3559∗∗∗(3.02)0.3690∗∗∗(3.17)0.3529∗∗∗(3.02)0.3421∗∗∗(2.96)JT7.0861∗∗(2.32)7.3408∗∗(2.40)6.8467∗∗(2.24)6.5223∗∗(2.15)5.5944∗(1.85)Market-1.4094∗∗∗(-23.27)-1.0130∗∗(-2.31)-1.3187∗∗∗(-3.11)-1.1555∗∗∗(-2.65)-1.4000∗∗∗(-3.19)豪斯曼检验Prob>chi2=0.0000

注：***、**、*分别代表1%、5%、10%水平上的统计的显著性。

由表2中模型(1)可得仅考虑官员显性晋升激励，核心解释变量官员显性晋升激励系数为负，且通过1%的显著性检验，这表明官员显性晋升激励对制造业集聚具有显著抑制作用。中央政府考核地方官员的一个重要指标是本地区GDP总量，另外还包括地方财政收入和就业率等，而后者又与前者存在密切关系。当地方官员的努力程度对经济产出具有负效应时，地方官员会在降低自身努力程度的基础上，通过其他方式增加经济产出，此时地方官员的显性晋升激励具体表现为虽能增加经济产出，创造政绩，但不利于本地区制造业集聚。其原因为：在财政分权以及地方官员晋升锦标赛模式背景下，地方官员基于自身利益的考虑，过度干预地方经济，正如刘新等(2009)所指出的，地方政府通过设置区间贸易壁垒的行为，形成市场分割导致本地区不能发展具有相对优势的产业，造成产业结构趋同现象，使地区产业集中度下降[37]56-60；税收竞争是地方政府竞争的重要手段[38]16-30；由于地方官员晋升竞争的存在，官员会通过税收优惠政策的实施吸引相关产业落户本省，产业引进带来税收的同时，也会解决当地就业，促进本地区经济增长，有利于官员政绩考核，但也会带来一系列问题，如改变本地区已有产业布局、产业的重复建设、资源浪费、要素配置扭曲等，产生谢里等(2016)提出的由“政策租”导致的虚假产业集聚[1]909-928；孙红玲(2010)同样认为城市制造业集聚区产业雷同、结构重复问题严重，会通过影响跨区制造业带和专业分工体系的形成，而限制产业集聚效率和资源配置效率[39]24-34；此外地方官员为创造政绩，获得晋升机会，通常会选择招商引资、降低税负等较为直接方式，以期在任期内促进本地区经济增长，同时对本地区相关制造业加以保护，干预地区经济；制造业集聚虽对经济增长具有一定的促进作用，但其促进作用的发挥需要一定时间，晋升压力的存在使地方官员选择非集聚的发展模式，从而以GDP为考核指标的官员显性晋升激励表现出对制造业集聚的抑制作用。

模型(2)表明仅考虑隐性晋升激励中的省委书记任期和年龄时，官员任期对制造业集聚的影响并不显著，这与我们的预期结果不相符，这是由于仅考虑省委书记任期，会弱化省长在省份发展中的作用，不符合现实，使省委书记任期表现为不显著；省委书记年龄系数为负且通过显著性检验，表明省委书记的年龄对制造业集聚具有显著抑制作用，这符合本文的预期结果，其原因在于省委书记的平均年龄为59.42，相对年轻的省委书记，为获得政治晋升机会，会选择短时间内创造政绩的方式，增加地区经济产出，而这些政策的实施在其任期内不利于制造业集聚；相对年龄大的省委书记，随着年龄增长，其政治晋升激励作用小，此时由于晋升概率较小，年龄较大的省委书记会选择较为保守的方式来管理本地区，在任期内形成本地区制造业集聚的动力大大减弱。模型(3)中隐性晋升激励中的省长任期的一次项为正，平方系数为负，且通过显著性检验，即省长任期与制造业集聚呈现倒“U”型关系，此时最高点出现在3.11年；省长年龄的显著性不明显，但与制造业集聚负相关，即在一定程度上，省长年龄越大，越不利于制造业集聚，这是由于省长的平均年龄为57.78，省长年龄越大，获得晋升可能性越小，创造政绩的激励越弱。总之地方官员的年龄越大，其晋升概率将会降低[40]55-68，这可能不利于制造业集聚。将省委书记省长任期和年龄同时纳入分析框架，模型(4)报告了其回归结果，省委书记省长任期的一次项为正，二次项系数为负，且都通过显著性检验，即省委书记任期内制造业集聚的变化趋势为倒“U”型，当制造业集聚达到最高点时，省委书记任期为5.46年，省长任期为2.82年；省委书记年龄系数为负且通过显著性检验，省长年龄的显著性不明显，但与制造业集聚负相关，这与模型(2)、(3)中省委书记省长年龄的符号相同，仅系数发生小幅变动。显性晋升激励与隐性晋升激励双重作用下的回归模型(5)与模型(1)、(4)的结果相比，其变量均与前文符号相同，只有系数发生小幅变化，即显性晋升激励对制造业集聚显著的负向关系，且隐性晋升激励中省委书记省长的任期同制造业集聚的轨迹呈现显著倒“U”型，省委书记年龄系数为负且通过显著性检验，省长年龄显著性不明显，但与制造业集聚负相关。

隐性晋升激励中省委书记省长任期与制造业集聚呈现倒“U”型的原因在于制造业集聚从形成到发挥作用需要一段时间，刚上任时，地方官员有足够的耐心通过制造业集聚来增加地区产出，在一定的任期区间内，随着地方官员任期延长，官员自身执政能力得以提升，官员可利用本身积累的信息优势，制定恰当的产业政策，进而对制造业集聚的促进作用不断增加，但是当任期超过临界点继续延长时，官员的晋升概率随之降低，加之存在任期内地方制造业集聚的增长效应可能被下一届官员所获得，从而使其促进制造业集聚的动力减弱；同时，在较长的任期内，由于官员个人能力存在差异，当官员认识到本地制造业集聚负效应的出现时，会出台一些相应的措施进行规避，此时其促进制造业集聚的动力会相对减弱，而若官员未能认识到集聚的拥挤效应产生，这会造成地区要素成本上升，从而降低地区制造业集聚水平。

基于上述分析，我们得出作为隐性晋升激励的省委书记省长任期内制造业集聚轨迹呈现显著的倒“U”型，当制造业集聚达到最高点时，省委书记任期为5.46年，省长任期2.82年，即省长任期的内制造业集聚最高点早于省委书记，这是因为相对省委书记而言，省长的任期较短，且较省委书记年轻，存在王贤彬等(2009)所指出的年轻官员具有更强的推动辖区经济增长的动力，创造政绩的现象[41]1301-1327；省长任期初期在增加地方产出的同时，也会有足够的耐心考虑以制造业集聚的方式获得经济增长动力，加之省长任期较短，制造业集聚的增长效应更易由下一届省长所获得；同时考虑到官员异质性存在，当官员努力程度对经济增长有正向促进效应时，省长的努力程度将有利于制造业集聚，使省长的最高点出现较早；任期的4—5年是官员晋升的关键，晋升概率最高[42]44-56；与省长相比，省委书记的年龄较省长大、任期长，制造业集聚增长效应的发挥更易体现在任期内，此时省委书记为了获得晋升机会而更加努力，且有足够耐心以制造业集聚的方式获得增长效应，使其最高点出现得较省长晚。

控制变量中，单位劳动成本对制造业集聚具有显著负向作用，这是因为我国的制造业受生产要素成本上升的制约，单位劳动成本上升意味着劳动生产率下降，这降低区域比较优势，不利于制造业集聚；信息化水平与交通运输水平的系数为正且通过显著性检验，原因在于信息化水平与交通运输水平的提高有利于降低制造、管理、搜寻与交易成本，加强企业间、企业与劳动者之间、企业与消费者之间的联系，避免信息不对称；同时促进技术与知识的交流，有利于技术进步与创新，提高生产率，进而强化地区制造业集聚的创新机制，促进制造业集聚；测度市场化水平的指标为负向指标，即该指标越大，市场化水平越低，越不利于制造业集聚，这是因为该指标越大，市场在资源配置中发挥的作用越弱，而制造业集聚本质上是资源在空间配置的结果，因此低的市场化水平容易带来资源错配，从而使其表现为显著的阻碍作用。

2.全样本分割下的进一步检验

本文以是否发生本省省长晋升为省委书记为条件对全样本进行分割，进一步分析官员显性晋升激励与隐性晋升激励对制造业集聚的影响。

表3 省长晋升为省委书记背景下的制造业集聚回归结果

指标(1)(2)(3)(4)C-0.0017(0.03)-0.0241(-0.46)0.0208(-0.37)-0.0243(-0.51)Promotion1.2056∗∗∗(18.91)0.7253∗∗∗(9.13)Tenure0.0406(0.87)0.0256(0.57)Tenure2-0.0123∗∗∗(-2.59)-0.0108∗∗(-2.37)STenure0.1294(1.49)0.1259(1.60)STenure2-0.0306∗∗(-2.28)-0.0193(-1.59)Age0.0504∗∗∗(17.28)0.0292∗∗∗(5.31)SAge0.0513∗∗∗(14.31)0.0004(0.06)CB0.1159(0.07)-14.3829∗∗∗(-7.45)-12.2917∗∗∗(-6.16)-10.2626∗∗∗(-5.47)LnXX0.6851∗∗∗(7.18)0.6483∗∗∗(6.71)0.4655∗∗∗(4.48)0.5869∗∗∗(6.32)JT-22.1078∗∗∗(-7.72)-24.2210∗∗∗(-8.30)-29.9880∗∗∗(-8.95)-30.8352∗∗∗(-10.34)Market-1.2092∗∗∗(-3.47)-3.2265∗∗∗(-8.20)-2.9396∗∗∗(-7.11)-3.0292∗∗∗(-8.12)豪斯曼检验Prob>chi2=0.5292Prob>chi2=0.5703Prob>chi2=0.2566Prob>chi2=0.1802

注：***、**分别代表1%和5%水平上的统计的显著性，括号中为Z值。

表3中模型(1)仅考虑显性晋升激励，当省长晋升为省委书记时，显性晋升激励对制造业集聚具有显著正向促进作用，这与前文中的结果相反，产生这一结果的原因是因为省长晋升为省委书记，其执政行为有一定的延续性，由于本地晋升的官员更了解本省的实际情况，他们基于长远利益的考虑，及时调整产业政策，在充裕的时间内调整本地区产业布局，这将在一定程度上改善产业重复建设、资源浪费和要素配置扭曲等问题，并从省份实际出发，因地制宜采取有利于制造业集聚的政策；本地晋升的官员由于“地方精英团”的支持，加之其本身属于本地区领导班子，更倾向于原有政策的实施，降低新政策实施概率，避免政治环境改变或者政策变动[43]62-80，这有利于地区长足发展，进而促进制造业集聚；由于地方政府行为差异性存在，当地方官员努力程度具有正外部性时，地方官员将选择区域一体化，将正向溢出内部化，以期获得增长和晋升可能[44]1075-1096，而区域一体化有利于制造业集聚，因此显性晋升激励表现为显著的正向作用。

模型(2)、(3)表明当该官员处于省长职位和省委书记职位时，作为隐性晋升激励的任期与制造业集聚的关系均验证了倒“U”型关系的存在，但一次项系数不显著，说明任期对制造业集聚影响所呈现倒“U”型的上升趋势不明显。模型(4)与模型(1)、(2)、(3)相比，除省长任期的二次项和省长年龄显著性发生变化外，其他变量符号相同，只有系数发生轻微变化，省长任期与制造业集聚倒“U”型关系不明显，原因为样本是基于省长晋升为省委书记进行分割的，省长和省委书记的权利存在一定差别，当省长晋升为省委书记时，由于任职省长期间对省份产业的了解，更能根据省份制造业的具体情况调整产业政策，这会弱化省长任期对制造业集聚的影响，加之省委书记在地区发展中负总责，从而更有能力制定本地区的发展战略，从而影响地区制造业集聚，使省长任期与制造业集聚的倒“U”型不显著；由于省长任期短，官员变更较为频繁，而不同官员对政策的选择和具体实施存在差异性，使其作用效果不显著；模型(4)中省长年龄由显著变为不显著，其原因在于样本期间内省长晋升为省委书记时，其制定的适合本地区发展的产业发展政策由于存在时滞，其作用的发挥更大可能会出现在官员任省委书记的年龄阶段，因此省长年龄不显著。

隐性晋升激励中省委书记的年龄对制造业集聚具有显著促进作用，这不符合本文的预期结果，原因在于仅考虑省长晋升为省委书记时，相当于延长了其任期，省委书记可利用其任期内所掌握的信息，及时调整产业政策，并在其任期内获得制造业集聚带来的增长效应，加之官员个人特征及其行为复杂性存在，使省委书记官员年龄表现为显著的正向促进作用。

我们在分析发生省长晋升为省委书记的基础上，进一步分析未发生省长晋升为省委书记时，地方官员显性晋升激励、隐性晋升激励与制造业集聚之间的关系，并与发生晋升的样本进行对比，其回归结果见表4。

表4模型(1)中显性晋升激励对制造业集聚具有显著的正向促进作用，原因在于样本分割后，省长任期虽相对较短，但由于政策实施具有一定滞后性，上一届省长的利好政策以及短期内地方官员对政绩的追求使显性晋升激励正向促进制造业集聚；样本期间内地方官员的努力程度与产出正相关，此时在增加产出基础上，会带来制造业集聚；模型(2)、(3)对比发现，隐性晋升激励的省委书记省长任期均与制造业集聚呈现倒“U”型关系，但省委书记的一次项系数并不明显，即省委书记任期内制造业集聚的上升趋势并不明显；模型(4)中除省委书记任期二次项由显著变为不显著外，其他变量符号相同，只有系数发生轻微的变化，与发生省长晋升为省委书记的样本相比，此时省委书记的任期与制造业集聚倒“U”型关系不明显，其原因为样本是基于未发生省长晋升为省委书记进行分割的，样本内更能体现出省长任期对制造业集聚的影响；相对省长而言，省委书记晋升概率小，晋升激励较弱[30]120-142，这使得省委书记在其任期后期通过制造业集聚促进经济增长的动力不足，使其对制造业集聚的影响表现为不显著。模型中省委书记省长的年龄以及交通运输条件符号发生变化，且通过显著性检验，其原因是由于地方官员个人特征、行为、能力的差异以及官员更替的存在，使年龄符号发生变化；样本分割后，由于地域、年份、官员任期等差异性存在使交通运输条件符号发生变化。

表4 省长未晋升为省委书记背景下的制造业集聚回归结果

指标(1)(2)(3)(4)C-0.0236(-0.52)-0.0222(-0.25)-0.0354(-0.45)-0.0402(-0.53)Promotion0.8283∗∗∗(11.71)0.0432(0.45)Tenure0.0307(0.92)0.0255(0.72)Tenure2-0.0054∗(-1.65)-0.0036(-1.04)STenure0.0679∗(1.70)0.0814∗∗(1.98)STenure2-0.0111∗∗∗(-2.59)-0.0117∗∗∗(-2.73)Age0.0387∗∗∗(13.76)0.0177∗∗∗(3.01)Sage0.0414∗∗∗(13.56)0.0225∗∗∗(3.54)CB0.7354(0.49)-9.8059∗∗∗(-5.96)-11.1771∗∗∗(-6.70)-11.2877∗∗∗(-6.40)LnXX0.9466∗∗∗(9.31)0.8435∗∗∗(8.96)0.8750∗∗∗(9.52)0.8422∗∗∗(9.16)JT-7.7516∗∗∗(-2.76)-9.8188∗∗∗(-3.99)-12.3603∗∗∗(-5.00)-12.7840∗∗(-5.15)Market-0.7187∗(-1.88)-3.5157∗∗∗(-8.07)-3.5403∗∗∗(-8.48)-3.8221∗∗∗(-8.73)豪斯曼检验Prob>chi2=0.0026Prob>chi2=0.1915Prob>chi2=0.4269Prob>chi2=0.9681

注：***、**和*分别代表1%、5%和10%水平上的统计的显著性，括号中为T值。

3.稳健性检验

本文对全样本下地方官员显性晋升激励与隐性晋升激励对制造业集聚的影响进行稳健性检验。

基于我国以GDP为主的官员晋升考核机制的考虑，地区人均GDP更能反应地区整体的福利水平，本文选取人均GDP作为显性晋升激励的测度变量，进行稳健性检验。表5中模型(1)、(2)显示市场化水平显著性发生变化，其原因在于在官员影响制造业集聚的背景下，官员的干预程度会显著影响地区市场化水平，使地区市场化水平具有很大不确定性；其他变量的显著性与符号均未发生变化，只有系数发生变化，这表明前文的结论是稳健的。

五、结论及启示

(一)结论

利用1997—2014年省际面板数据，从地方官员显性晋升激励与隐性晋升激励两个角度，分析地方官员对制造业集聚的作用，主要结论如下。

第一，全样本下，地方官员显性晋升激励对制造业集聚具有显著负向作用；隐性晋升激励中官员任期影响制造业集聚的轨迹表现为倒“U”型，且省长任期内制造业集聚的最高点早于省委书记；官员年龄对制造业集聚有显著抑制作用。

表5 稳健性检验

第二，省长晋升为省委书记的样本中，地方官员显性晋升激励显著促进制造业集聚；隐性晋升激励的省委书记任期对制造业集聚的影响呈现倒“U”型，但上升趋势不明显；省长任期对制造业集聚的影响并不显著；由于省委书记任期相对延长，加之官员个人特征、行为等差异性存在，省委书记年龄对制造业集聚具有显著的正向促进作用。

第三，省长未晋升为省委书记的样本中，显性晋升激励对制造业集聚的促进作用不显著；隐性晋升激励中的省委书记任期与制造业集聚倒“U”型不明显；省长任期与制造业集聚呈现倒“U”型；省委书记省长年龄显著促进制造业集聚。

(二)启示

制造业集聚是促进我国区域经济增长的重要动力机制，而集聚效应的形成则需要合适的外部条件，本文重点探讨了地方官员对制造业集聚的影响。根据本文的相关研究结论，改革以GDP为主的官员晋升考核机制，可在一定程度上减弱地方官员晋升竞争，减轻地方保护、市场分割等现象发生，有利于制造业集聚；地方官员可利用自身信息优势，合理引导和监督地方制造业发展，为制造业集聚提供便利；完善我国要素市场体系，减少政府干预，消除区间贸易壁垒，促进省际间要素有效配置，降低区域交易成本，提高制造业集聚力；保持政策连续性，有利于官员依据制造业集聚的集聚效应及扩散效应来获得地区经济增长动力；各地方官员可通过地区间合作，引导制造业梯度转移，实现区域制造业优势互补，协调发展，形成制造业集聚基础上的区域合理分工。