政府迁移能否带动区域经济绩效? ——基于双重差分法的实证分析

作者介绍

包国宪，兰州大学管理学院教授，博士生导师。

研究方向：管理学基础理论、治理理论与公共政策、虚拟组织管理、政府绩效管理。

王智孝，兰州大学管理学院，博士研究生。

摘 要
问题：政府迁移作为地方政府盘活城市资源、谋求经济绩效的重要路径，其效果究竟如何，需要兼备理论逻辑和客观证据的实证研究加以分析。方法：基于 2000 年至 2012 年间发生的 13 个政府迁移所对应的迁入组和对照组，共计 38 个区域的面板数据，采用双重差分法分析政府迁移对迁入区域经济绩效的影响，并就影响的一些重要情境条件和作用路径进行检验。发现：(1) 政府迁移能够带动迁入区域经济绩效，尤其是经济绩效生产工具色彩更加浓厚的政府迁移。(2) 政府层级越高，带动作用越明显。但是，随着中国市场经济体制的完善和行政体制改革的深入，该带动作用呈现减弱态势。(3) 政府迁移对迁入区域的投资额、劳动力数量以及经济结构等决定经济绩效的关键因素均有积极影响。(4) 政府迁移选址回避了工业密集、商业密集和人口密集的区域。结论：政府迁移对区域经济绩效的带动作用是有效的，也是有条件的。应理性审慎地进行政府迁移，以便更好发挥其对区域经济绩效的带动作用。 
一、问题提出

不同于私人部门的“搬家”，政府迁移会导致权力空间格局重塑，涉及竞争性利益博弈，具有政治属性，特别是中央政府迁移。在中国古代，帝国都城是王朝权力的地理核心，历代王朝迁都是极为典型的中央政府迁移行为，较为知名的有盘庚迁殷、平王东迁以及永乐迁都等。封建王朝的都城迁移虽然多数情况下是基于政治考量，但是最终都对区域经济发展产生了重要影响。尤为典型的是，应对战争威胁的宋室南迁加速了江南经济发展，直接促成了经济重心南移的完成。当代，对经济发展的促进作用已经由政府迁移的附赠品变为其主要目的 (Marshall et al.，2005) 。韩国首都南迁计划就旨在带动中南部地区开发，实现全国均衡发展，但是强大的政治阻力使得其实施起来步履维艰。在地方政府层面，政府迁移面临的政治阻力较小，促进经济发展的工具属性凸显。中国地方政府长期将经济增长确立为政府绩效的重要内容，土地财政、借债投资等经济绩效生产路径业已被地方政府广泛采用，创造了中国经济腾飞的奇迹。在诸多经济绩效生产路径中，政府迁移被地方政府盘活城市资源、重塑经济地理格局寄予期望。

地方政府利用政府迁移加速城市新区建设的成功案例频见报端，政府迁移能够促进区域经济发展，已经成为政府信念和大众常识。但是，相反的例子也不鲜见。其中，兰州市政府的迁移历程应该引起对政府迁移与区域经济绩效间关系的冷静思考。2012 年 8 月，兰州新区作为第五个国家级新区，获国务院批准成立。2013 年 8 月开始，兰州市委、市政府机关及部分市直部门单位陆续由兰州市城区移至新区办公，意在加快兰州新区建设。然而，仅仅过去两年时间，就在 2015 年，兰州市政府却又悄然迁返城区，给政府迁移对区域经济绩效的影响画上两个问号: 一是政府迁移究竟能否带动区域经济绩效? 二是政府迁移对区域经济绩效产生影响的情境条件与作用路径是怎样的? 研究政府迁移对区域经济绩效的影响，一方面可以对地方政府借助政府迁移助推区域经济发展的战略规划提供有益启示，另一方面能够丰富政府行为对区域经济发展作用的学理认识。

二、文献述评

不同于在选址时要符合靠近顾客群体这一要求，提供教育、医疗、消防以及警务等公共服务的街面官僚机构，负责宏观指挥协调的政府机关选址多是出于战略和技术考虑，具有更大的灵活性，因此跨区域的政府迁移较为常见 (Jefferson＆Trainor，1996) 。政府迁移能否取得良好效果，要取决于政府是否有长远和完备的战略考虑 (Marshall，2007) 。从内部运行成本角度来看，一方面，政府迁移到劳动力资源丰富和地租相对较低的欠发达区域，能够降低其运行成本。因此，在注重“3E”的新公共管理运动主导整个西方公共行政潮流时，英国财政部甚至发出倡议，要求政府部门时刻审视自身区位选择，定期考虑迁移以节约公共服务成本。另一方面，政府迁移会导致短期的管理混乱、消耗额外的管理费用和搬迁费用以及增加沟通成本，但是随着交通网络和信息技术的发展，沟通成本增加的问题在政府迁移决策中变得次要 (Jefferson＆Trainor，1996) 。政府迁移同样会改善政府组织结构和服务供给，起到变革催化剂的作用 (Marshall，2007) 。

仅仅专注于内部运行适合于对私人企业组织迁移进行分析，作为典型公共部门的政府的迁移，其影响有着更加广阔与宏大的外部空间。首先，政府迁移能够在缓解迁出区域劳动力资源紧张局面和经济通胀压力的同时，给迁入地带来优质的就业机会和增长可能 (Marshalletal.，2005) 。其次，政府迁移可以降低辖区TFP离散度，缓解资源错配，该资源配置效应在大中城市更为明显，且和迁移距离正相关 (王海、尹俊雅，2018) 。最后，政府迁移对区域产业升级有积极的影响，在抑制第二产业比较劳动生产率的同时，提升了第三产业比较劳动生产率 (王海等，2019) 。自此，政府迁移对区域宏观经济发展的影响已经隐约可见，但是直面两者间因果关系的研究寥寥无几 (Marshall，2007) 。

虽然，个别高质量的个案研究证实政府迁移能够促进区域经济发展，尤其是对第三产业发展的促进作用明显 (吕彩云、陈宾，2015) 。但是，首先，面向单个政府迁移行为的研究存在两点不可避免的微瑕: 一方面，代表性质疑是单案例研究的阿喀琉斯之踵，研究结论在多大程度上能够推广到其他政府迁移对区域经济绩效的影响情况尚需验证; 另一方面，单个案例不方便展开对比研究，难以考证政府迁移对区域经济绩效产生影响的情境条件。其次，直接将政府迁移前后区域经济情况的变化归结为政府迁入的作用，因果推断可能存在偏差。以现有研究为基础，本研究所做的边际贡献有以下几点: 其一，增加直接聚焦政府迁移对区域经济绩效影响的实证研究的厚度，弥补现有研究整体上的薄弱; 其二，将研究对象拓展至多个地方政府迁移行为，提升结论的代表性和丰富度; 其三，采用反事实因果推断工具——双重差分法，力图增强政府迁移和区域经济绩效间因果关系论证的严谨性和科学性。

三、理论基础

政府迁移对区域经济发展的带动作用可以从经济学领域寻求到诸多理论话语支撑。首先，政府迁入会伴随道路等基础设施、办公楼等办公设施以及餐厅等服务设施建设，公共部门投资增加，通过支出乘数实现经济增长 (Khan＆Kemal，1996) 。其次，地方政府本身可以看作是地方性公共产品，政府迁移会为迁入地创造经济增长基础，包括基础设施 (Sahoo＆Dash，2009) 和政策优惠 (祝树金、付晓燕，2008) 、就业机会(Jefferson＆Trainor，1996 ) 等，优化区域经济空间，为区域内在位的经济活动创造外部经济，促进经济活动规模扩大，实现经济增长。同时，相对于原址，政府迁入的地区土地租金一般较低，意味着市场经济活动为享受政府这一公共产品所需支付的地租成本也相对较低。在高的集聚力性质的公共产品收益和低的分散力性质的资本化地租双重作用下，经济活动会在政府迁入区域集聚，规模经济积累、形成并自我强化，引发经济增长 (藤田昌久、雅克—弗朗斯瓦·蒂斯，2015) 。最后，个人的消费需求和企业的投资需求对经济增长有重要的拉动作用，都会受到经济预期的影响 (杨玉生，1995) ，形成经济预期所依据的信息就包含政府政策操作层面的知识 (傅殷才、钟祛非，1996) 。政府迁入释放出该区域会被重点开发的信号，为区域经济活动制造乐观的预期，增强整个社会对区域内未来个人可支配收入增加和企业投资盈利的信心，依据前瞻性消费理论和前瞻性投资理论，区域内个人边际消费倾向和企业预期利润率会得到提升，消费需求和投资需求会同步扩大，在乘数效应作用下，区域经济会呈现积极的增长态势。

依据经济学的理论知识，政府迁移能够促进区域经济增长是合乎逻辑的，但是经济学理论下的逻辑基本上是不分国家和地区而普遍存在的 (Marshalletal.，2005) 。在中国情境下，政府迁移的经济增长促进功能会受到地方政府的痴迷，部分地方政府甚至会不惜以冲破制度约束为代价来实现政府迁移 (王海、尹俊雅，2018) 。其原因需要从中国特殊的制度背景，即官员晋升锦标赛和特色财政联邦主义中寻求答案。一方面，1978年召开的十一届三中全会顺应形势要求，决定把党和国家的工作重心转移到以经济建设为中心上来，官员的人事安排服务于中央的政策目标 (Wu＆Chen，2016) ，官员晋升开始与经济绩效挂钩，具有更好经济绩效的官员享有更大的晋升机会 (Chenetal.，2005; Li＆Zhou，2005) ，官员为了赢得更大的晋升机会而展开激烈的政治竞争，形成了以GDP增长绩效为基础的逐级淘汰的晋升锦标赛 (周黎安，2007) ; 另一方面，1994年的分税制改革建立起了中国式财政联邦主义制度，中央和地方共享经济增长带来的财政收入蛋糕。财政收入的蛋糕越大，地方分配到的份额就越多。因此，为了获得更加充足的财政资源，地方政府有足够的动力刺激地方经济增长 (Jinetal.，2005) 。在官员晋升锦标赛和特色财政联邦主义的制度框架下，地方政府长期将经济增长确立为政府绩效的首要内容，地方政府会寻求一切可能提升经济绩效水平的机会 (傅勇、张晏，2007; 郭栋、胡业飞，2019) ，政府迁移就提供了这样的机会。

综上，审视中国情境下政府迁移对经济发展的促进作用，不能仅仅局限于经济逻辑，还需要关注政治逻辑。经济逻辑下市场作用催生政府迁移的经济增长功能，政治逻辑将该功能包装为绩效生产功能，因此，政府迁移不仅是带动经济发展的政策工具，还是地方政府重要的绩效生产工具。在绩效激励下，地方政府会用权力为政府迁移开路，并力图放大其经济增长功能。图 1 展示了中国情境下政府迁移促进经济绩效的双重逻辑。

四、研究设计

(一) 方法与模型 

区域经济绩效要受宏观经济运行和整体自然环境等诸多因素的影响，简单地将政府迁移前后两个时间段的区域经济绩效情况的差异归结为政府迁移作用于区域经济绩效有失严谨。为了研究政府迁移对区域经济绩效的“净影响”，有必要引入“双重差分法”。“双重差分法”是常被用于评估政策 “处理效应”的计量经济学方法。如果将政府迁入看作一项政策，政府迁入的区域就是受到政策影响的处理组，称为迁入组，没有政府迁入的区域就是对照组。双重差分法就是比对政策发生后迁入组和对照组之间的异，从而估计政府迁移的政策效果。双重差分模型设定为:lnGDPit=β0+β1DIDit+αi+γt+εit式中，下标 i 为区域，t 为年份，被解释变量经济绩效用GDP(单位: 亿元) 的自然对数 (lnGDPit) 来衡量。DIDit度量的就是政府迁入的政策干预，如果区域已经有政府迁入，则定义为1，否则为0。采用面板数据双向固定效应模型加以估计，αi表示个体固定效应，控制区域的异质性差异，γt表示时间固定效应，控制lnGDPit的时间趋势，εit是随机误差项。β1衡量的就是政府迁入对区域经济绩效产生的“净影响”，是重点关注的系数，如果β1显著异于0，说明政府迁移对区域经济绩效产生作用，进而，如果β1为正，说明作用是积极的，反之，作用则是消极的。

(二) 样本与数据 

在民政部网站全国行政区划信息查询平台查阅其公示的 1999年至2018年县级以上行政区划变更情况，收集到73条政府迁移信息，包括迁移政府名称、迁移时间以及迁入区域。但是，收集到的政府迁移时间是人民政府驻地迁移的批复时间而非政府迁移的实际时间。因此，进一步通过网络查询政府迁移的实际时间，最终获取到了55条完整的政府迁移信息。

图2直观地展示了政府迁移的批复时间与实际时间情况。如图所示，从2000年到2007年，地方政府迁移持续高温，无论是从批复数量还是从实际数量来看，都同时存在罔顾《关于行政区划管理的规定》 (国发〔1985〕8号) 对政府迁移须逐级上报审批的要求而“先斩后奏”的乱象，被认为能够带动区域经济发展的政府迁移已然沦为地方政府痴迷的经济绩效生产工具。因此，2008年民政部及时出台了《关于加强政府驻地迁移管理工作的通知》(民发〔2008〕127号) ，对地方政府迁移进行从严规范，叫停草率迁移和“未批先迁”的做法。之后，地方政府迁移的乱象明显得以控制。2013年7月出台的《关于党政机关停止新建楼堂馆所和清理办公用房的通知》 (中办发〔2013〕17 号) 规定，各级党政机关在5年内一律不得以任何形式和理由新建楼堂馆所。漳州市政府积极响应政策要求，当年就停建了龙文区的漳州市新行政中心项目，《关于同意福建省漳州市人民政府驻地迁移的批复》 (国函〔2011〕3号) 批准的漳州市人民政府驻地迁移计划迟迟没有实施。尽管近年来图中的政府迁移基本均没有“未批先迁”，整体更加合规。但是，政府迁移从动议决策到新址落成，需要少则一两年的时间，如此多的政府迁移紧随中央批复实施，那么在收到批复之前，地方政府迁移就必然已经是板上钉钉。该现象说明，当政府迁移背后的激励机制没有革除，制度只是限制住外显的政府迁移行为，地方政府高涨的迁移热情并未消退，用“以干促批”的方式来倒逼中央批复的做法依旧存在。

注: 批复数量是历年中央批复的政府迁移个数，实际数量是历年实际发生的政府迁移个数。批复数量“ | ”后数字的总体为民政部官网收集到的 73 个政府迁移，“ | ” 前的数字以及实际数量的总体是收集到实际迁移时间的 55 个政府迁移; 最长时差是取历年所有政府迁移的实际迁移年份减迁移批复年份之差中绝对值最大的值。迁移时间轴线的首尾年份为政府迁移的实际年份或批复年份。 

资料来源: 作者计算与制作。

由于存在“未批先迁”与“批而不迁”，政府迁移的批复时间与实际时间不一致。用批复时间度量政府迁移时间，对于批复时间在前的尚可以用“批复效应”做辩护，但是对于批复时间在后的，难以给出令人信服的理由。然而，冲破制度约束“未批先迁”的政府迁移有更大概率是地方政府在强烈的政绩冲动驱使下使出的经济绩效生产工具，对于本研究而言，恰恰更加具有理论代表性。更有甚者，使用批复时间的做法不排除会导致在个别政府迁移的观测期间内实际上并没有政府迁移发生。因此，本研究采用政府迁移的实际时间衡量政府迁移时间。但是，正如现有研究 (卢盛峰等，2019; 王海、尹俊雅，2018) 普遍担心的，政府迁移实际发生的时间模糊，容易引起争议。对此，本研究特作出两点说明: 一方面，政府从旧址迁移到新址的过程通常至多持续一两年，实际发生时间模糊也只是在此相对较短且可以容忍的限度内，然而批复时间虽然是确定的，但是当被用以衡量政府迁移时间时，导致的模糊性和不确定性难以估量，反而可能会对研究的可靠性构成更大威胁，尤其是在观测的政府迁移样本量较少的情况下; 另一方面，研究始终确保政府迁移实际发生时间信息来源的权威性，以降低和消除因信息来源不可靠而导致的偏差。

政府迁入的影响在区域空间上是以政府新址为中心向外递减的，范围越聚焦，影响越明显。研究所需的经济与社会发展统计数据在常见的统计资料中最小的统计区域范围是区 (县、县级市，以下统称区) ，所以将区作为样本单元。区级以下政府的迁移只发生在区的内部，因此，不包括在研究范围内。事物是普遍联系的，距离近的事物联系更密切 (Tobler，1970) 。为了尽量减少迁入组和对照组在社会经济背景、宏观经济政策以及自然地理条件的差异，达到近似 “随机分组”的效果，本研究选择在地域上与政府迁入区域邻近的区域作为对照组，而且均为每一个迁入组匹配 2 个对照组，以期获得更好的匹配效果。因为政府迁出区域也受到政府迁移的影响，所以研究将政府迁出区域排除在对照组的选择范围以外。但是，政府迁入对邻近区域可能存在溢出效应，将邻近区域作为对照组，估计的政府迁入对区域经济绩效的带动效应会偏向保守。而在这样的情况下，如果结果依然显著，那么政府迁入对区域经济绩效存在影响的结论更加具有说服力。

在借助民政部网站全国行政区划信息查询平台的同时，本研究进一步扩大对政府迁移线索的搜寻范围，以丰富样本。最终纳入分析的是 2000 年至 2012 年间发生的 13 个政府迁移，相应地有 13 个迁入组和 25个对照组，共计 38 个区域。政府迁移信息零碎、分散，没有统一权威的获取渠道，聚焦政府迁移行为的量化研究所考察的政府迁移数量均难免偏少。比如，卢盛峰等 (2019) 的研究观测期内只有 20 个政府迁移，王海和尹俊雅 (2018) 在研究政府迁移的资源配置效应时实际上也只考察了 13 个政府迁移。同时，本研究考察的 13 个发生迁移的政府在中国东、中、西 3 个区域均有分布，包括了省、副省级城市、省会城市、自治州以及普通地级市政府，具有较强的代表性。本研究对政府迁移的观测期是以实际迁移年份为中间节点的 9 年，使用的经济与社会发展统计数据均来自样本所在市的年鉴、统计年鉴以及统计手册等权威的公开资料。

为直观展示所有样本的经济绩效 (lnGDP) 分布情况，选择以样本区域为横轴，绘制经济绩效的散点图，将同一个政府迁移的迁入组和对照组置于相邻位置以便于比较，结果如图 3 所示。从图中可以看出，同一个政府迁移的对照组与迁入组因为地理区位、宏观政策等方面相似，经济绩效整体上不存在较大差异，说明对照组的选取效果较好。同时，所有单个区域在观察期内的经济绩效分布也较为集中，符合经济渐进发展的事实，经济绩效的观测值不存在离常值。

以经济绩效 (lnGDP) 为纵轴、时间 (政府迁移当年以及前后各 4 年) 为横轴建立平面直角坐标系，将样本标记在坐标系中，并且分别绘制迁入组和对照组经济绩效随时间变化的趋势线，结果如图 4 所示。从图中可以直观地看出，首先，在政府迁移发生以前，迁入组经济绩效水平虽然总体上始终低于对照组，但是变化趋势和对照组的基本保持一致，说明对照组的选取满足双重差分法平行趋势假定要求; 其次，从政府迁移当年起，迁入组的经济绩效开始和对照组持平，之后一直保持着略微的反超趋势，说明政府迁移对区域经济绩效可能存在正向影响，但这仅仅是直观的粗略判断，如果要做出科学论断，还需要进一步采用严谨的回归方法加以分析。

五、实证结果

(一) 基本回归结果分析 

基本回归是估计政府迁移对区域经济绩效的影响，估计结果报告在表 1 中。其中，表 1 第 (1) 列报告的是传统单差法的估计结果，即简单地对迁入组在政府迁移前后经济绩效进行比较的结果，第 (2) 列报告的是将政府迁移发生之后迁入组和对照组的经济绩效进行平行比较的结果，第 (3) 列报告的是双重差分法的估计结果。虽然三种方法的估计结果均在 5% 的水平上显著，但是单差法估计的影响效应 (0.322) 明显大于双重差分法估计的 (0.182) ，平行比较估计的影响效应 (-0.342) 甚至与双重差分法估计的 (0.182) 相反。图 5 是结合估计结果粗略绘制的不同方法的示意图，为估计结果的差异提供了直观解释。如图所示，相较于双重差分法，单差法因为没有考虑到迁入组经济绩效增长的固有趋势，所以高估了政府迁移对区域经济绩效的影响，平行比较忽略了迁入组和对照组经济绩效的初始差异，因而错误估计了政府迁移对区域经济绩效的影响。双重差分法的使用具有必要性和合理性，其估计的核心系数DID在 1% 的水平上显著为正，说明政府迁移对迁入区域的经济绩效存在正向影响。

中国地方政府实际采行的是“弹性任期”制度，官员职务随时都可能被调整 (耿曙等，2016) ，付出精力播种的绩效必须在任期内收割，否则就会出现“前人栽树，后人乘凉”。政府迁移从动议决策到新建办公场所，要耗费成本去解决诸多政治和经济难题。被作为经济政绩生产工具的政府迁移，如果好不容 易万事俱备，在面对旷日持久却结果难料的层层上报与审批时，难免会选择冲破制度约束而“先斩后奏”。即便是惮于问责，没有冒险“未批先迁”，也会“边干边报，以干促批”，一经批复就争分夺秒地实施，确保能够在任期内充分释放出提增区域经济绩效的能量，避免到头来“为他人作嫁衣裳”。因此，抢时间的“未批先迁”与“批迁同步”的政府迁移有更大概率是地方政府的经济绩效生产工具。在经济绩效生产工具色彩更加浓厚的政府迁移中，经济逻辑与政治逻辑均发挥强作用，“无形的手”与“有形的手”共同发力，政府迁移对经济绩效的影响势必会被放大。

本研究从所有样本中分出“未批先迁”与“迁批同步”的政府迁移作为子样本，采用双重差分法估计这些绩效生产工具色彩更为浓厚的政府迁移对区域经济绩效的影响，并将估计结果与基于所有样本估计的进行比较，以验证政府迁移促进区域经济绩效背后绩效激励的政治逻辑是否对市场作用的经济逻辑发挥着补充与叠加作用。批复时间以民政部网站全国行政区划信息查询平台上公示的为准，“未批先迁”即政府迁移的实际年份早于批复年份,“迁批同步”即政府迁移的实际年份和批复年份是同一年。估计结果汇报在表 1 第 (4) 列。第 (4) 列DID的估计系数 (0. 250) 显著为正，且大于第 (3) 列的 (0.182) ， 说明绩效生产工具色彩更浓厚的政府迁移，相较于其他方式，对区域经济绩效的影响确实会倾向于更大，理论基础部分所作的经济逻辑与政治逻辑的区分是必要且恰当的，市场作用与绩效激励是中国情境下政府迁移促进区域经济绩效的双轮与两翼。

 (二) 选择性偏误分析 

依据 1999 年 12 月 21 日出台的《关于印发党政机关办公用房建设标准的通知》(计投资﹝1999﹞2250号)和 2014 年 11 月 24 日出台的《关于印发党政机关办公用房建设标准的通知》(发改投资〔2014〕2674 号) ，其附件《党政机关办公用房建设标准》对党政机关办公用房选址标准做了规定。政府迁移选址的决策影响因素包括: 符合当地土地利用总体规划和城乡规划的要求，在规划确定的城镇建设用地范围内，选择交通便捷、环境适宜、基础设施和地质条件良好、有利于安全保卫和远离污染源的地点，应避免建设在工业区、商业区、居民区。一方面，影响因素较为微观具体，不构成区域之间的整体差异，政府迁移选址在区域间的抉择并未受到政策的严格约束，对照组的选择有很大弹性空间; 另一方面，政策文本解读出的影响因素中未显示出对经济绩效基础的偏好，因此政府迁入和经济绩效发生因果倒置而产生选择性偏误的风险极低。

但是，经验显示，政府在迁移选址时，可能会倾向于选择开发程度低的“白纸”区域，因为其人口密度小，土地价格低，所以开发难度小，政府迁入后可以谋求低成本增长。因此，政府迁入地区可能是经济发展相对薄弱的区域。当然，政府迁移选址也可能会“锦上添花”式地选择经济绩效基础好的“赢家” (王海等，2019) 。如果政府迁入不是严格外生的，和迁入区域的经济绩效互为因果，就存在“选择性偏误”。虽然政策文本已经拒绝了“选择性偏误”，但是出于研究的严谨性考虑，补充使用Logit模型回归以检验政府迁移选址是否与经济绩效基础有关。

Logit模型回归中被解释变量设置为二值变量地区 (isAREA) ，用以衡量区域是否为迁入组: 如果该区域是迁入组，则定义为1，否则为0。经济绩效基础依旧用 lnGDP 衡量，如果其估计系数显著，则研究面临着棘手的选择性偏误问题。此外，对政府迁移是否遵循“应避免建设在工业区、商业区、居民区”的政策要求进行验证。“应避免建设在工业区、商业区、居民区” 可以解读为对工业、商业和人口密集区域的回避，设置三个变量，即工业密集(INDUSTRY) 、商业密集 (COMMERCE) 和人口密集 (POPULATION) 来衡量，分别赋值为第二产业增加值 (单位: 亿元) 、社会消费品零售额 (单位: 万元) 和年末总人口 (单位: 人) 与行政区划面积 (单位: 平方公里) 的比值。《关于行政区划管理的规定》 (国发〔1985〕8 号) 要求，县级以上人民政府驻地的迁移需要逐级上报国务院审批。《关于加强政府驻地迁移管理工作的通知》 (民发〔2008〕127号) 进一步强调，各地的政府在未获批准前，不得擅自搬迁。国务院的审批结果通常在地方政府提出驻地迁移申请的次年公示，获得批准后，地方政府方可迁入新址。所以，政府驻地迁移从定址申请到实施迁移存在1年左右的时间差。即便是“未批先迁”，在政府选定迁移的新址后，新建办公场所也需要时日。总而言之，无论是审批程序，还是建设工期，都使得政府迁移新址的确定在时间上大大提前于政府迁移的实施。因此，选择政府迁移4年以前的3年期 (迁移前第6年、第5年和第4年) 面板数据检验政府迁移的选址标准。Logit模型回归结果见表2。

表2中展示的Logit模型回归结果反映了政府迁移选址与各个因素之间的关系。第 (1) 列中经济绩效基础 (lnGDP) 的回归系数不显著，说明政府在迁移选址时没有一致倾向于选择经济绩效较高或较低的区域，基本回归结果受选择性偏误影响的风险较低。第 (2)～(4) 列中工业密集 (INDUSTRY) 、商业密集(COMMERCE)以及人口密集 (POPULATION) 的系数均在 0.1的水平上显著为负，表明政府迁移选址确实回避了工业密集、商业密集和人口密集的区域。Logit模型的回归结果证实了对政策文本解读的正确性，消除了关于政府迁移和区域经济绩效存在因果倒置的忧虑。

(三) 情境条件分析 

为了考察影响政府迁移对区域经济绩效产生带动作用的条件，引入政府层级和迁移时间两个情境因素。首先，中国政府实行的是直线职能制的组织结构，在直线上表现为层级制，政府掌握的资源和权力是与层级相配套的。层级越高，政府掌握的权力和资源越多，对经济空间的调节能力就越强，能释放更大的吸引力来牵引经济活动聚集，促进经济发展。同时，迁入的政府层级越高，释放出的区域会被重点开发的信号就越强烈，更能激发消费和投资信心，区域内个人边际消费倾向和企业预期利润率会得到更大提升，经济绩效提升幅度也会相应增加。相比较一般的地级市，省、副省级城市和省会城市政府的行政层级通常更高，拥有更大的资源调动能力，因此，将政府层级分为较低层级的一般地级市政府 (ORDINARY) 与较高层级的省、副省级城市和省会城市政府 (HIGH) 。其次，在计划经济体制之下，资源几乎都掌握在政府手中，整个社会对政府高度依赖。随着市场经济体制改革的深入和政府的职能转变，政府角色逐渐由“运动员”变为“裁判员”，政府支配资源的局面开始被打破，对微观经济的干预范围不断收缩。相应地，市场自主性增强，对政府的依赖减弱，资源要素和市场活动紧随政府迁移而转移的意愿和动力下降。2008年是我国大部制改革的元年，大部制改革的核心是由管制型政府向服务型政府转变，释放市场活力，政府与市场的关系发生重大改变。因此将2008年作为划分节点，政府迁移的时间分为2008年之前 (BEFORE08) 和2008年以后 (AFTER08，包括2008年) 。按照政府层级和迁移时间将样本划分为不同的子样本，分别估计政府迁移对区域经济绩效的影响。估计结果汇报在表3中。表3中第 (1) 列 (ORDINARY) 和第 (2) 列 (HIGH) 是不同政府层级的子样本回归结果，第(3)列 (BEFORE08) 和第 (4) 列 (AFTER08) 是不同迁移时期的子样本回归结果。第 (2) 列中DID的估计系数将近是第 (1) 列中的3倍，且更加显著，说明政府层级对政府迁移促进区域经济绩效具有调节作用，即政府层级越高，政府迁移对区域经济增长的促进作用越强。第 (3) 列中DID的估计系数也远大于第 (4) 列的，且第 (4) 列的估计系数不显著，说明迁移时间是政府迁移促进区域经济绩效的重要条件因素，2008年以后发生的政府迁移对区域经济绩效不存在显著影响，而2008年前的政府迁移对区域经济绩效存在促进作用。

为进一步直观反映政府层级和迁移时间的情境作用，按照不同的政府层级(ORDINARY和HIGH)与迁移时间 (BEFORE08 和AFTER08) ，分别绘制地区 (isAREA) 和迁移前后5年时间 (5个逻辑变量) 的交互项对经济绩效 (lnGDP) 的回归系数趋势图，结果如图 6 和图 7 所示。该回归系数反映的是迁移前后年份里迁入组经济绩效的组内相对水平。由图可知，高层级 (HIGH) 政府迁移和 2008 年之前 (BERORE08) 的政府迁移会导致迁入组经济绩效水平产生更大的正向波动，2008 年以后 (AFTER08) 的政府迁移对迁入组整体的经济绩效水平没有明显影响，与表 3 中的回归结果高度一致，为政府层级和迁移时间的情境作用提供了直观的证据。

（四) 作用路径分析 

美国经济学家丹尼森将影响经济增长的因素分为两类: 生产要素投入量和生产要素生产率。生产要素投入量是指土地投入、资本和劳动力的数量，其中土地投入是固定的，资本和劳动力是可变的。生产要素生产率是单位要素的产量，由资源配置状况等决定，而经济结构是资源配置状况的重要方面。因此，资本、劳动力以及经济结构是影响经济绩效的重要可变因素。政府迁移能够吸引投资、引导就业、改变经济结构，已经被现有政府迁移主题相关研究 (王海、尹俊雅，2018; 王海等，2019) 频频提及或间接支持，但是尚未被直接证实。接下来，本研究进一步估计政府迁移对三者的影响，以考察政府迁移对区域经济绩效的作用路径。参照现有研究 (郑新业等，2011) ，投资 (lnINVESTMENT) 、劳动力 (lnLABOR) 和经济结构 (STRUCTURE) 分别用固定资产投资 (单位: 万元) 的自然对数、年末总人口数 (单位: 人) 的自然对数以及产业结构，即第一产业增加值 (单位: 亿元) 在GDP (单位: 亿元) 中的占比衡量。基于与基本回归相同的样本，采用双重差分法的策略，将投资 (lnINVESTMENT) 、劳动力 (lnLABOR) 和经济结构 (STRUCTURE) 依次作为被解释变量进行回归。表 4 中的 (1) 、(2) 、(3) 列分别汇报了以三个变量为被解释变量的回归结果。第 (1) 列 DID 的估计系数显著为正，说明政府迁移能够拉动迁入区域投资，第 (2) 列 DID 的估计系数亦显著为正，说明政府迁移能够为迁入区域带来劳动力，第 (3) 列 DID 的估计系数显著为负，说明政府迁移会降低第一产业比重，促进迁入区域的经济结构升级。因此，政府迁入会同时影响迁入区域的生产要素投入量和生产要素生产率，进而促进经济增长。

六、结论与讨论

研究发现: 第一，政府迁移，尤其受到强烈的经济增长政绩冲动驱使，对区域经济绩效存在正向影响，即政府迁移会提增迁入区域的经济绩效。第二，政府层级和迁移时间对该影响具有调节作用: 政府层级越高，影响越强; 迁移时间靠后，影响较弱。第三，政府迁移同时影响区域的投资额、劳动力数量以及经济结构等决定经济绩效的关键因素，即政府迁入会增加区域投资额和劳动力数量，降低第一产业占比，促进经济结构升级。研究还发现，政府迁移的选址倾向于回避工业密集区、商业密集区和人口密集区。基于对研究发现的整合， 图 8 展示了政府迁移对区域经济绩效的影响机制。

政府所在区域一般是城市的政治、经济和文化中心，随着城市化的推进，政府所在的核心城区面临着人口膨胀、交通拥堵和环境污染等诸多问题，城市发展陷入困境。将政府迁移到工业和商业活动以及人口相对稀疏的区域，可以实现城市扩容，疏散核心城区功能，盘活城市资源，增加迁入区域的投资和劳动力资源，升级迁入区域的经济结构，进而带动迁入区域的经济发展，是预防和治愈核心城区城市病，推动区域发展的一剂良方。但是，政府迁移对区域经济发展的带动作用是有条件的: 首先，低层级政府的迁移对区域经济的带动作用相对较弱，因此地方政府在进行迁移决策时需要认清自身的资源带动能力，作出对经济绩效提升的合理预期，避免高估迁移的政策效果; 其次，随着市场经济体制的完善和行政体制改革的深入，地方政府能够直接调动的市场资源趋于有限，单单依靠政府迁移撬动一方经济发展越来越难以实现。所以，地方政府应该降低对政府迁移等短期刺激政策的过度依赖，更好发挥宏观调控和社会服务职能，更多谋求结构优化、效率提升的可持续经济绩效生产路径。

在官员晋升锦标赛政治激励和特色财政联邦主义经济激励的双重作用下，地方政府对经济绩效有强烈的渴求。因为政府迁移能够带动区域经济发展，所以被地方政府视为重要的经济绩效生产工具，而激励扭曲很容易导致该工具被轻率使用。行动轻率会增加结果失败的风险，失败的政府迁移不仅达不到预期效果，还会造成大量的财政资金浪费，甚至会破坏政府的公信力。因此，在地方政府的盲目迁移热潮涌动之际，中央出台《关于党政机关停止新建楼堂馆所和清理办公用房的通知》 (中办发〔2013〕17 号) 等政策文件。加强对地方政府迁移的监管和限制，能在一定程度上抑制住地方政府非理性的迁移冲动，腾出更多的财政资金用于民生领域，切实满足人民日益增长的美好生活需要。但规章制度仅仅对政府迁移给出了刚性的要求与规范，本研究从学理上对政府迁移促进区域经济绩效的情境条件与作用路径的实证与总结，指出了在“政府迁移势在必行”的情况下，政府需要注意的一些关键问题，能够为借助政府迁移提升区域经济绩效的政策实践提供建设性的启示。

文章来源：《公共行政评论》2020年第4期

本期编辑：豌豆

校审：张璐璐、形羿飞、苏芮、王文婕

马韶君、蔡龚涛

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