官员绩效与晋升锦标赛
作者简介：
姚洋，现为北京大学国家发展研究院教授、院长、北京大学国家发展研究院国家经济研究中心主任。
张牧扬，现为上海财经大学中国公共政策研究院副教授，硕士生导师。
文章原标题为：《官员绩效与晋升锦标赛——来自城市数据的证据》一、引言
古往今来，有关一国的领导人能否影响国家经济发展一直被人们热议。 Jones ＆ Olken ( 2005 ) 发现，国家领导人在任时突然死亡 ，会给这个国家未来的发展趋势带来显著的变化 ; Glaeser et al． ( 2004) 则发现，让低收入国家走 出贫困的许多新政 ，其 提出者是当时独裁的领导人。 这些发现与 制度决定经济发展的观点( North ＆ Thomas，1973; Acemoglu et al． ，2006 ) 形成了鲜明的反差。 本文利用我国地市层面的数据，将这一问题的讨论拓展至地方政府官员。 由于地方政府官员面临相 同的制度安排，对这一层面的研究可以很好地排除国家之间的制度差异 ，从而更准确地发现地方官 员对于当地经济发展作用的经验证据。在绝大部分国家，地方官员都只在一个地区任职 ，由于经济 绩效同时受到个人和地区因素的影响 ，研究人员只能比较同一地区前后任官员的绩效 ; 而我国存在 着地方官员的异地交流( 张军、高 远，2007 ) ，这 些官员的调动连通了不同的城市，使得在不同城市 任职的地方官员的绩效可以相互比较。
政治权力的高度集中( Che et al． ，2005; Xu，2011) 和经济体制高度分权并存是我国改革开放 以来所特有的制度安 排。 在 这 一 制 度 安 排 下，官员不断晋升的过程可以看 作 一种锦标赛 ( Li ＆ Zhou，2005; 王贤彬、徐现祥，2010) 。诚然，官员的政治关 系对其晋升有着重要的影响，但 它较难依 靠官员的自身努力来改变。但官员可以通过努力提升当地的经济发展水平 ，从 而展现个人的执政能力。虽然目前政府绩效考核日趋多元化，经济增速由于最易测度，仍 然是最重要的指标。 Xu( 2011) 把我国的经济高增长归功于地方官员的相互竞争; 而 Li ＆ Zhou ( 2005 ) 则发现一省的经济 增长率可以很好地预测该省官员的晋升概率。由此可以推测，各 级党委组织部门根据官员任期内 的地方经济增长率，来衡量官员的个人能力。在此基础上，我们分析官员个人绩效对于其晋升概率的影响 ，以研究我国的政治体制是否确实 提拔了有能力的官员。 现 有 文献对此问题的研究 停 留于省级 层 面 ( Li ＆ Zhou，2005; 徐 现 祥 等， 2007; 王贤彬等，2009) ，本文的贡献之一是将这一 问题的研究拓展至地市级官员。 一方面，由于地市级官员数量更多; 另 一 方 面，省级官员离权力中 心 较 近，其 晋 升 往 往 带 有许多政治方面的考虑 ( Opper ＆ Brehm，2007) ，而地市级官员离 权力中心相对较远，政 治因素的影响也较小。 本文的另 一贡献是使用了官员个人效应对晋升概率进行预测。 现有文献使用经济增速作为关键的解释变 量，但它并不完全反映官员的个人因素 。相比直接使用经济增速，个人效应更好地反映了官员的个人能力，对这一关系的衡量也更为直接 。
本文第二部分给出数据来源与结构的描述。第三部分详述计量模型与识别方法，包括基准模 型的设定和连通子样本的构建，并对内生性检验的设定进行讨论 。第四部分展示主要的实证结果。 除了基准模型的结果外，还将展示关于样本组成、内生性流动以及暂时性冲击的稳健型检验 。第五部分使用线性概率模型和多项 Logit 模型分析个人效应与晋升的关系。第六部分总结全文。
二、数据来源于结构
本文的研究对象为 1994 年至 2008 年的地市级行政官员。 这些市委书记 和市长 的资料来 自于《中国城市年鉴》、各省、自治区统计年鉴以及各媒 体的报道 ，经 作者手工整理而成。 宏观数据 来自于对应年份的各省统计年鉴。由于很少有官员的任期恰好是自然年 ，为了和年度宏 观数据时 间上保持一致，本文依据下列规则进行匹配 :
a) 如果一个城市当年没有发生过市委书记或者市长的更替 ，则不需要进行处理;
b) 如果一个城市当年发生官员更替 ，则选取当 年在任时间超过 6 个月的官员作为当年在任官 员; 这一原则对于市委书记和市长分别适用;
c) 如果一个城市当年发生多次官员更替 ，且没有任何一位官员任期超过 6 个月，则选取任期最 长的那一名官员作为当年在任官员; 这一原则对于市委书记和市长分别适用。
由于数据来源所限，本文使用 18 个省、自 治区 241 个城市的数据进行分析 。 从图 1 可以看 出，这一样本与全国经济增速基本一致 。在这 15 年中共有 1671 名官员在这些城市担任市委书记 或市长。在 1671 名官员中，有 1425 名仅有一个城市的任职经历 ，219 名曾任职于 2 个城市，23 名 曾任职于 3 个城市，还有 4 名官员曾任职于 4 个城市，有调动经历的官员约占样本总数的 15% 。官员在一个城市的平均任期为 3. 8 年，中位数为 3 年，均 低于法定的 5 年任期，也 略低于省级官员的 平均任期( 王贤彬、徐现祥，2008) ，且仅有四分之一的官员出现了 5 年及以上。从 2001 年开始的信 息更为详尽，包括官员的年龄、之前所 任职位和离任后的去向。 下文中将 2001—2008 年的样本称为“短样本 ”，而 将 1994—2008 年 的 样 本 称 为“长 样本”。
官员离开样本地后的去向主要有调任至样本 外的城市、晋升到省委、省 政府及各厅局单位以及 退休。本文使用与 Li ＆ Zhou ( 2005 ) 类似的方式 定义晋升，包括:
a) 从一个普通城市调动至副省级城市;
b) 从任意 城 市调 动 至省政府担任 省 委 书 记、 副书记、省长、副省长、省委常委等主要职务;
c) 从一个普通城市调动至省内各厅局担任厅 局长等职务。
图 1 样本和全国的人均 GDP 增长率( 名义值)
此外，与 Li ＆ Zhou ( 2005) 类似，卸任后进入人大和政协的官员也归入退休的类别 。短样本中 共有 1191 个官员—任期对，其 中 465 名官员在一个任期结束后得到晋升 ，约 占 39% ; 184 名退休， 约占 16% 。如果合并同一官员的任期，短 样本中共有 558 名官员，其 中 390 名中途离开样本地，约 占 70% 。由于决定官员不同去向的因素并不一定完全相同 ，这 两类官员的个人效应是否存在系统 性的差异值得研究。
三、计量模型和识别方法
（一）计量模型
本文研究的重点是如何将官员的个人能力的高低进行估计和比较。在缺少官员更多的背景资 料的情况下，本文借鉴 Jones ＆ Olken ( 2005) 和 Bertrand ＆ Schoar ( 2003 ) 的思路，从 官员任期内的 地方经济增速来推断其个人能力。由于经济绩效是个人能力和努力共同作用的结果 ，这 一估计的 结果也可能是两者的结合，在实 证上较难区分。 下文中我们将使 用“个 人效应 ”这 个词，以 更准确地表示官员个人对于地方经济绩效实现的贡献程度。在控制了人口、经济发展水平等变量之后，同 时影响城市的经济绩效的不可观察因素有 4 个: 城市的固定效应、年 度的固定效应，以 及市委书记 和市长的个人效应。其中，年度的固定效应与其他三者正交 ，可 以通 过 加 入一组虚拟变量进行识 别，而其它三者则共享同一个空间维度 ，需要在一定的假设下进行分解 。由于市长和市委书记在地 方经济中的角色并不是完全固定的 ，我们假设一个城市的经济增长率既作为市委书记的绩效 ，也作 为市长的绩效 ，并假设两名官员来自同一个分 布 。 也就是说，每 个城市每个年度出现两个观察 值，分别只放置市委书记和市长的虚拟变量 。具体模型为:yjt = Xjt β + θi + ψ j + γt + ijt( 1)
( 1) 式中，yjt 为城市 j 在 t 年的真实 GDP 增长率，X jt 为一组随时间变化的控制变量 ，包括官 员在 一地的任期开始时当地的人均 GDP 水平、城市 年末总人口以及省级的 GDP 消胀指数 ，θi 为地方 官员的个人固定效应，ψ j 为城市固定效应，γt 为年度固定效应。 这里的下标 i 包括了所有的官员，无论他担任市委书记还是市长。在 E( ijt | Xjt ，θi ，ψ j ，γt ) = 0 的假设下，( 1 ) 式即为经过修正的增长方程。
（二）个人效应的识别
许多学者使用面板数据进行分析，关心的是随时间变化的解释变量的系数估计 ，固定效应仅用 于控制个体的不可观察效应。本文关心的是固定效应本身的估计。由于城市和官员的固定效应共 享同一个空间维度，模 型存在识别不足的问题 ，即 两 者 无 法 完 全 区 分，只 能 识 别 两 者 之 和。 根 据 Abowd et al． (1999，2002) 、Abowd ＆ Kramarz (2006) 、Bertrand ＆ Schoar (2003) 和 Cornelissen (2008) ，我们可以在一定的范围内 识别官员的个人效应，即 在一个基于官员调动而连通的城市组 内识别官员的个人效应的相对大小。图 2 展示了一个简单的示例，其中 A 和 B 两个城市通过官员 3 的调动相连，这两个城市和在这两个城市任职的官员 1、2、3、4 构成一个连通子样本，而 C 城市没 有官员调动到其他城市，孤立地构成一个退化的连通子样本 。由于城市效应和官员的个人效应共享同一个维度，一般情况下只能识别两者之和 ω i，j = θi + ψ j 。对于孤立城 市 C 而言，ψ C 的大小无法识别，但是可以识别两名官 员 5 和 6 的个人效应之差 θ5 － θ6 = ω5 ，C － ω6 ，C 。对于连通城市 A 和 B，这两个城市效应 之差 ψ A － ψ B = ω3 ，A － ω3 ，B 。 对于 A 城市，可以识别三位官员 的个人效应之差 θ3 － θ1 = ω3 ，A－ ω1 ，Aθ3 － θ2 = ω3 ，A － ω2 ，A ; 对于 B 城市，可 以识别官员 3 和 4 的个人效应之差 θ3 － θ4 = ω3 ，B － ω4 ，B 。 于是，以 官员 3 的调动为桥梁，A、B 两个城市的所有官员的个人效应都 可以比较，但仍 然无法知道 θi 和 ψ j 的具 体 数 值，因 为 同 一连通城市 集 内 的 ω i，j = θi + ψ j 的分解可以是任意的。 从这一意义上说，官 员在 不 同城市之间的调动扩大了连 通城市的数量，让 更多的 官 员个人效应之间的比较变得可行。把两个城市连通只需要在任意时刻进行一次单向的官员调动; 两个城市即便没有直接连通， 若能通过其它一个或多个城市间接连通 ，效果也一样。这也许是地方官员频繁调动的原因之一 。
样本中的 1671 名官员中有 246 名官员有过调动经历，把样本分成了 20 个连通子样本和 27 个 孤立城市。 其中最大的一个连通子样本包含 85 个城市、558 名官员，共 2242 个官员—城市对。
由于可以识别的只是官员个人效应之差 ，为了行文的方便，下文中令 θ珋= 0，θi的含义变为官员个人效应相对于平均水平的偏离值，仍然称作官员个人效应。在对( 1) 式回归之后我们进行 F 检验，其 零假设为 θi = 0 对所有 i 都成立。 该检验与 Jones ＆ Olken ( 2005 ) 所用检验类似，均 利用官员的变 异度来检验其在经济增长中的重要性 ，区别 在于 Jones ＆ Olken ( 2005 ) 只考虑了城市内的变异度， 本文的检验同时考虑城市间官员的变异度。 因此，如 果可以拒绝 Jones ＆ Olken( 2005 ) 的零假设， 则一定可以拒绝本文中 F 检验的零假设; 反之，即使不能拒绝本文 中 F 检验的零假设，也 并不意味 着地方官员对于地方经济没有作用 ，只能说明他们对于地方经济的作用没有太大的差异 。因此，相 对于 Jones ＆ Olken( 2005) ，该检验犯第二类错误的概率更小 。
（三）有关估计与识别的其他问题
本文估计的无偏性可能会受到三个因素的影响。其一是官员进入与退出的随机与否会影响样 本的构成; 其二是官员在样本内城市之间的流动可能存在内生性; 其三是暂时性冲击可能会污染个 人效应的估计。
首先，不同时期进入 样本 的 官 员的 异质性可能会影响到样 本 的 构 成 ，如 果 存 在 一 个“队 列 效应”( Cohort Effect) ，例如越晚进入样 本的官员能力越高 ( 或者越低) ，样本的变异度会随时间而变 化。这一问题对于官员在地方经济增长中的作用的估计的影响可能不大 ，但 本文仍将 对“队 列效 应”的存在与否进行检验。
其次，官 员退出样本的方式是否随机也是一个值得关注的问题。 退出样本的方式有三种: 晋升、退休以及平调至样本外的城市和职位 ，不同出 路的官员的个人效应未必需要完全相同，并 且所 有官员迟早都会结束其任期离开所在的城市。因此，退 出的随机与否也许并不会对模型的估计构 成威胁。通过检验官员的退出是否跟( 1) 式中残差相关，可 以进一步验证上述经验结果的合理性。 根据 Abowd et al． ( 1999) ，如果存在内生性调动，则需要检验其是否会扩大或者缩小官员个人效应的变异度。针对这一问题，本文检 验“互 补效应 ”，即 城市与官员的特定组合是否会产生高于或低 于两者固定效应之和的经济绩效。如果存在互补效应，官员个人效应的变异度会变大，将会对个人 效应的估计造成偏误。
最后一个问题是城市的暂时性冲击。与 Jones ＆ Olken ( 2005) 类似，本模型所能识别的个人效 应本质上就是官员任期内所在城市的经济增长率的均值。 由于要进行城市之间的比较，每 个城市的暂时性冲击可能会对估计产生影响。在样本涉及的 15 年中，我国经历了三个宏观经济周期。 尽 管已经控制了城市和年份的固定效应以及省级 GDP 消胀指数，但对在不同城市 不同时期任职的官员的个人效应的估计仍有可能受到每个城市暂时性冲击的影响 ，需 要对暂时性冲击的随机性进行 检验，以确保个人效应估计的无偏性 。由于暂时性冲击和样本构成内生性这两个问题存在一定的 关联，本节将进行以下三个检验 。首先是检验调动是否影响官员的个人效应。即便调动并不随机发生，只要调动对于 个人效应没有影响，就不会对个人效应的估计造成偏误 。与此同时，有调动的官员至少在两个不同的城市工 作过，因此他们会受到不同城市暂时性冲击的影响 。如果暂时性冲击不是随机的，他们的个人效应 就会受到较大影响。结合这两个因素，我们作以下回归:yjt = Xjt β + θi + αi Movei + ψ j + γt + ijt( 2)
( 2) 式中，Movei 为一个虚拟变量，当官员任职于第一任城市时 取值为 0，其 它情况取值则为 1。 θi 的含义与( 1) 式有所不同，为官员无调任经历时的个人效应 ，而 αi 则是调任带来的附加值。 这 一检验的零假设为 H0 : αi = 0 对于所有 i 都成立。其次是检验一个城市同一时期任职的市委书记与市长的个人效应是否相等。市委书记和市长的个人效应的基础是同一城市同一年的经济增速 ，该 城市受到任何的暂时性冲击对于两人都会产 生影响。由于样本中的市委书记和市长的任期并无完全重合的情况 ，除非 暂时性冲击的影响大过了其它的因素，他们的个人效应应该存在一定的差异 。在回归( 1 ) 之后的基础上，本 节进行一个配对的t检验，其零假设为 H0 : θPS，jt = θMayor，jt 对所有城市 j 和年度 t 的组合都成立。 如果零假设被拒 绝，就可以认为两名官员所共同承受的暂时性的冲击并不对个人效应的估计构成影响 。最后，本节使用有调动经历的官 员重复 ( 1 ) 式的回归。如果第一步的检验发现调动对于官员 的个人效应没有显著的影响，就不必担心使用有调动经历的官员会存在样本构成上的差异 ，且使用有调动经历的官员也不会减少连通的子样本中的城市的数量。由于有调动经历的官员在样本中出 现的次数更多，如果冲击是随机的，他们受到暂 时性冲击的影响的标准差较小。 因此，如果这一回归的结果与基准回归相同，则说明暂时性冲击对我们估计的影响不大 。
四、地方官员与经济增长:实证结果
（一）基准模型的检验
在使用长样本中的连通子样本对( 1) 式的回归中，年 末总人口和初始人均 GDP 水平的系数都 显著为负，这与研究经济增长的收敛性的文献的 结果一致 ，也 说明在这一阶段，人 口仍然是经济增 长的一个负担。GDP 消胀指数的系数也显著为负 ，说明通胀对于经济增长有负面的作用 。在( 1) 式 回 归 的 基 础 上，我 们对地方官员个 人效应进行联合检验: 在 θ珋= 0 的假设下，F 检验 的零假设为 H0 : θi = 0 对于所有 i 都成立。该检验 的 F 统 计 量 为 1. 61，两 个 自 由 度 分 别 为 557 和 1583，可以在 1% 的 水 平 下 拒 绝 H0 。 对 市 委 书 记 和市长的个人 效 应 分 别 做 F 检 验 的 F 值 分 别 为 1. 45 和 1. 76，均超 过了 1% 水平下的关键值。 图3 展示了 ( 1 ) 式 估 计 所 得 的 官 员 的 核 密 度 分 布。 相比正态分布，官 员个人效应的分布标 准 差 比 较 小，峰度较大且略有左偏，市委书记和市 长个人效应的分布也不存在明显的区别。
图 3 个人效应的核密度估计
方差分解是另一种理解地方官员个人效应对于经济增速的作用的方法。表 1 展示了不同的误 差成分( Error components) 对于经 济 增速的解释能力。 其 中，城 市 虚 拟 变 量 仅 解 释 了 总 变 异 度 的 5% ，年度虚拟变量解释了 18% ，而官员的个人虚拟变量解释了 27% 。由此可以确信官员的个人效 应在城市经济增长的变异度中有着较大的贡献。
（二）样本组成的检验
图 4 展示了不同年份进入样本的官员的个人效应均值 。 不同年份进入样本的官员，其 个人 效应的均值存在一定的波动，但这种波动并不存 在方向性的趋势。 出现这种波动的原因有待进一 步研究，但可以确信样本中并不存在队列效应 。
为了检验离开样本的方式问题，我 们构建了一个虚拟变量 dropoutit ，当 官员 i 在 t 年离开样本时，该变量取值为1，否 则 取 值 为 0。 这 一 虚 拟 变 量 和 回 归 ( 1 ) 中 的 残 差 项 ijt 的 相 关 系 数 为－ 0. 133，标准误为 0. 17。因此可以确认官员离开样本是随机的。
（三） 内生性调动和暂时性冲击
本节首先比较有调动经历的官员和没有调动经历的官员的个人效应，方法是将 θ^ i 对有调动的 官员的虚拟变量进行简单线性回归。 这一回归的 系数为 0. 010，标准误 为 0. 00369。 因此这两类官 员个人效应的均值并不相等。但这并不一定是调 动的效果，也 可能是这两类官员本身存在能力上 的差异。进一步使用( 2) 式进行回归并对于 αi 作 联合 F 检验。其 F 统计量为 0. 67，两 个自由度分 别为 101 和 1547，其 p 值 为 0. 95。 这 说 明，对 于 同一官员而言，调 动本身并不影响官员的个人效 应。此外，回归( 1) 的残差项并不能预测当期和下一期的调动 ，所以调动本身也不存在内生性。 第二步进行市委书记和市长的配对检验 ，其 零假设为 H0 : θPS，jt = θ = Mayor，jt 。 这一检验的 t 统计量的绝对值为 2. 519，自由度为 1100，对应的 p 值为 0. 012。 这说明配对的市委书记和市长的个人 效应并不相等，因此可以认为暂时性冲击对于个人效应的估计并不会造成明显的影响 。第三步使用有调动经历的官员的子样本对式 ( 1 ) 进行重新估计，并 对官员个人效应进行 F 检 验。这一检验的 F 统 计 量 为 1. 50，服 从两个自由度分别为 100 和 495 的 F 分 布，对 应 的 p 值 为 0. 003。在控制了年度效应之后，官员在不同城市任职时所受到的冲击的大小和方向可以认 为是相互独立的 ，有调动经历的官员所受到的暂时性冲击的随机性更强 ，其 相对绩效更准确地反映了他 们对于当地经济增速的贡献。有调动经历的官员的 F 检验结果与使用所有官员检验结果类似， 表明针对所有官员 F 检验的结果也是有意义的。上述一系列的检验结果表明，样本构成、内生性调动以及暂时性冲击并不会影响官员个人效应 的估计。这一结论的得出，很大程度上得益于官 员的调动。 有关我国的地方官员的任期较短的问题，有一种解释是为了防止地方官员在一地构建个人的政治关系网 ，从而影响到中央政府的控制能 力。另一种解释则与政治锦标赛理论有关。如果上级想通过绩效考察提拔能力较高的官员，就 需 要设法识别官员的能力。组织部门通过增加官员在城市之间的流动连接起更多的城市 ，让 更多的 官员互相可以比较。上文中，我们发现有调动经历 的官员比没有调动经历的官员的个人效应均值更高，而这一差距又非来自调动的经验积累 ，这使得我们对于晋升的过程做出两点猜想 : 第一，上级 政府有能力识别地方官员的个人能力; 第二，表现 较好的官员可能会受到青睐，而 调动便可以看作 晋升的一个序幕。
五、官员个人效应与晋升
（一）研究方法
有关决定地方官员晋升的因素，文 献中存在一定的争议。 Li ＆ Zhou ( 2005 ) 在省级层面上发 现 GDP 增长率与官员晋升存在正相关关系。 与此相对的是 Opper ＆ Brehm ( 2007 ) 发现在控制政 治关系之后，地方经济增速并没有 预测能力; 王贤彬、徐 现祥 ( 2008 ) 发现，得到晋升的省级官员任 职期间当地 GDP 增长率与未能得到晋升官员相比并无显著差异 ，而从中央政府“空降”后又回到中 央的官员，其在地方任职期间当地经济增速甚至低于平均水平 。这些不同的结论，除了解释变量和被解释变量位置互换导致偏相关关系定义的不同外 ，还可能有两种原因: 其一，GDP 增长率既取决 于官员的个人能力的高低，也取决于地方经济的 特征以及两者的结合 ，并 不是一个最合适的指标; 其二，组织部门对于一名官员晋升与否的决定 ，可 能并非仅仅考察经济绩效，也 可能存在一些政治方面的影响因素。事实上，绝大多数从地方晋升的政治局常委都曾经有过重要地区的工作经历 ，这些重要地区在不同的时期有着不同的特殊政策 ，因 此 Li ＆ Zhou ( 2005 ) 所发现的正向关系可能没 有排除这些特殊因素。Opper ＆ Brehm ( 2007 ) 所构建的政治关系指数中，有一个项目是 地方官员 所任职身份是否是时任 政 治局常委曾经任职的地方 ，因此他们的结论也可 能 是 由 于 偶 然 性 相 关( incidental correlation) 所造成的。 至于中央部委官员调任地方任职 ，可 能只是为了使其有一定的 地方工作经历以便今后的任用，并不太看重他们在地方任职时期的经济绩效 。本文对现有文献进行两个方面的改进。首先，使 用官员的个人效应的顺位这一新指标作为主 要被解释变量。这一变量是将官员个人效应的估计值转换成一个［0，1］区 间内的数值，以 使得回归系数的解释更为直观。 其次，由于行政级别较低，地市级官员晋 升的政治考虑相比省级官员要少一些。由于资料所限，我们只收集到了 2001 年开始的官员去向的资料，因此只能够使 用连通子 样本 2001—2008 年的 211 名官员进行本文的研究。官员任期结束后的去向可以划分为三类: 晋升、平调与退休。 本文使用两种计量模型进行估 计。第一种是线性概率模型(LPM) ，其优势在于可以提供直接的无条件 预测 ，缺点在于它只限于 处理二元结果。由于官员的去向有三类，需要进行 两次不同组合的比较: 晋升组和非晋升组; 晋升组和平调组。一方面，官员的退休未必是由于年龄的原因 ，决 定晋升和退休的机制也并不一定相同，把退休的官员与平调的官员合并后再和晋升的官员进行比 较可能会低估个人效应对于晋升的 作用。另一方面，退休组中也包括了前往人大 、政协 等职位的调动，因而也 存在一些比较年轻的官 员。因此，完全去除退休组而只比较晋升和平调组之间的差异 ，也可能产生估计的偏误。这两类偏 误孰轻孰重无法预判，因此需要分别进行这两个回归。 第二种方法是多项 Logit 模型 ( Multinomial Logit Model，MLM) 。MLM 可以同时考虑三种出路，并 允许不同出路的选择之间存在一定的 相 关 性，但是作为非线性模型，其回归系数不能直观解释 ，也不能提供无条件预测。无论是 LPM 还是 MLM，都需要注意 考察晋升的时间点。 由于官员的个人效应并不随时间变 化，一个自然的考察点是官员离 开样本的时刻 ，下 文中称之 为“基 于政治生涯的回归 ”。 这一方法 的局限性在于只考虑了官员的最终去向 ，而没有 考虑官员在样本内城市之间的调动。 第二种方法 是“基于任期的回归” ，即考察官员每一次离开一个城市时 的去向 ，将 样本内晋升 的情况包括在 内。这两种方法的共同问题是没有考虑任期长度的因素。第三种方法是把每名官员每一年作为一 个观察值，下文中称之为“按年度回归”。这种方法和 Li ＆ Zhou ( 2005) 类似，把留任的官员也归入当年的平调组，其问题在于地方官员的个人效应并不随着时间变化 ，变异度的缺乏会导致估计系数 的标准误较高。另一个需要注意的问题是数据的截取 ( Censoring) 。2008 年末仍然在任的官员的最终去向尚 未确定，因此在基于政治生涯的回归中需要去 除 2008 年仍然在任的官员，仅使用中途退 出样本的 官员进行回归分析。上节已经验证了官员退出样本并不存在内生性 ，这样 的截取并不会影响到样 本的代表性。类似地，在基于任期的回归中需 要去除 2008 年仍然在任的官员的最后一个任期，但保留之前城市的任期; 在按年度回归中，只需去除 2008 年的所有观察值。此外，尽管地市级官 员的省际调动是存在的，绝大多数的调动和晋升 均发生在省内。 在短样本的 101 名官员中，只 有 15 名 有过在不同省份的任职经历，只有 6 例官员晋升到了外省。 这说明地市级官员的竞争很大程度上 还是省内竞争，回归中需要相应地加入省的虚拟变量以体现这一特点 。
除了地方官员的个人效应顺位、省份和年份的 虚拟变量外，回 归中还控制了官员的年龄、年 龄的平方项、在任年数以及是否来自省政府的虚拟变量 。上述变量在按年度回归模型中取当年值; 在 基于任期的回归中，除了 GDP 增长率取任内均数外，其它变量均使用每个任期 末年的值; 在基于政 治生涯的回归中，除了 GDP 增长率使用官员在样本内所任职的城市的年增长率均数外 ，其 它变量 均使用官员在样本内任职最后一年的数值。
（二） 线性概率模型( LPM) 的结果
表 2 的第( 1) 列是晋升组和非晋升组的比较结果 ，其中 晋升组的被解释变量取值为 1，非 晋升 组取值为 0; 第( 2) 列是晋升组和平调组的比较 ，其中晋升组的被解释变量取值为 1，平 调组取值为 0。结果显示，官员顺位的系数仅在第( 1) 列的回归结果中在 10% 水平下显著。 通过计算可得，最 高顺位的官员比最低顺位的官员的晋升概率高 12 个百分点。 在按年度回归中，每 年平均有 18%的官员晋升，因此这一差距具有显著的经济意义 。
控制变量方面，年龄及其平方项最为显著 。通过计算可以得到，在( 1) 和( 2 ) 的结果中，晋 升的 概率在 50 岁之前不断上升，此后则开始下降。在我国的政治实践中，每晋升一级通常需要 3—5 年 的时间。这样，从最基层岗位开始工作的公务员晋升到地市级以上需要 20—30 年的时间。如果官员在 20—25 岁之间从基层岗位开始工作 ，则 40—50 岁是能否继续晋升到省一级的关键年龄段。在任年数的系数也高度显著，在 ( 1 ) 和 ( 2 )的 结 果 中，平 均 每 多 一 年 的 任 期 分 别 可 以 增 加 3. 4 和 5. 0 个百分点的晋升概率。省政府任职经历的系数并不显著 ，说 明在平均意义上，下 派的政治联系和下放效应均不显著，或者两者相互抵消了。表 2 的第( 3) 、( 4) 两列展示了使用 GDP 增长率替代官员顺位的回归结果。 从结果来看，大 部 分的控制变量的系数都没有大的改变 ，而 GDP 增长率的系数在两个回归中均不显著。 第( 5 ) 、( 6 ) 两列同时加入了官员顺位与 GDP 增长率，结果 GDP 增长率的系数仍然不显著，官 员顺位的效应也 变弱了，这可能是由于两者存在一定程度的相关性所造成的 。正如我们上节所分析的，由于变异度 不足，按年度回归可能会弱化官员顺位的效应 ，但 仍然可以发现一些边际上显著的结果，且 官员顺 位的解释力强于 GDP 增长率的解释力。表 3 展示了基于任期的 LPM 模型的回归结果。相比按年度回归，这一模型 的结果显得稍强一 些。在各列的回归结果中，官员顺位的系数均显著为正 。在经济意义上，最高与最低顺位官员的晋 升概率之差达到 30% 。 相比之使 用 GDP 增长率的回归 中，GDP 增长率的系数仍然不显著。我们也尝试使用了基于政治生涯的模型进行 LPM 回归，但这一回归的 结果中，官 员顺位的系数并 不显著。一个可能的原因是这一模型没有能够捕捉到那些与官员顺位相关的时间异质性。我们将 在下文中通过 MLM 的结果来说明官员顺位的效应随年龄变化的异质性。
（三）多项 Logit 模型( MLM) 的结果
由于 MLM 属于非线性模型，和 LPM 相比，MLM 对数据中的变异度更为敏感。 因此，在 使用官 员顺位变异度较低的年度回归时，MLM 结果中的官员顺位的系数均不显著。 而在基于任期的回归 以及基于政治生涯的回归中( 表 4) ，这一系数均显著为正。MLM 不需要先验假设三种出路之间的 效用排序，也可以同时分析晋升、平调和退休三种出路的影响因素 。回归中的的解释变量与线性模 型( 表 2) 相同，以平调组为基准组。从回归结果 看，官员 顺位的提高可以显著提升晋升的概率，但 对于退休的概率则无显著的影响。
MLM 是非线性模型，因此需要对其系数进行换算才能得出官员的顺位 对于晋升概率的贡献。 首先，通过计算晋升相对于平调的比 值比 ( Odds ratio) ，可 以发现顺位最高的官员的晋升概率是其平调概率的 2 倍。其次，通过对表 4 第( 1a) 列结果的计算，我 们得到处于四个分位的官员的晋升概率之差 ，其结果列于表 5 中。结果表明，官员 顺位的效应小于 LPM 的估计值。 例如，顺 位最高 的官员和最低的官员相比，其晋升概率仅相差 4 个百分点，而 LPM 的结果高达 30 个百分点。 这一 巨大差异可能是两个模型的预测方式不同所造成的: LPM 所做的是无条件预测，而 MLM 所做的是 条件预测。
由于上述回归结果中年龄对于晋升的影响非常大 ，我 们猜测不同年龄段的官员的个人顺位对 其晋升概率的影响有可能存在异质性。在以任期为基础的回归基础上，图 5 绘制了任期结束时每 个年龄的官员中，最高和最低的顺位的晋升概率之差的预测值 。图 5 展示了一个清晰的趋势，即 这 一差距在 52 岁之前保持在 2% 左右的低水平之上，此 后快速上升，到 了 58—59 岁时上升至 29% 。 据此可以把官员划分为两个年龄段 ，其中 53—60 岁的官员的平均概率差距为 16. 4% ，而 42—52 岁 的官员的平均概率差距仅为 1. 6% ，只有前者的十分之一。
综合比较这三种不同的时间设定，我们认为以任期为基础 的回归对于跨时期的异质性和官员 个人效应缺乏变异度的综合处理要好于其它两者。 按年度回归的结果较弱，除 了解释变量变异度 不足的原因外，也可能是由任期结束( 不论晋升或者退休) 时间的随机性所造成的。 给定任期结 束，则可以使用以任期为基础的回归进行分析 。在线性模型中，处于个人贡献的分布两端的官员的晋升概率之差平均达到 30% ，但使用 MLM 时，这一 数字缩小到了 4% ，但 对于年龄接近 60 岁的官 员，这一差距仍然接近 30% 。
（四）市委书记与市长的异质性
之前的分析中假设了个人顺位对于晋升概率的影响对于市委书记和市长是相同的 ，本 节考察 两者在晋升的问题上是否存在着异质性。 限于篇幅，在 此仅使用 LPM 进行比较，并 且由于存在官 员先后担任市长和市委书记，不能使用基于政治 生涯的回归。 这一回归所使用的官员个人顺位与 前一节相同，仍然保留了市委书记和市长的个人效应的变异度的差异 。
如表 6 所示，市委书记的个人顺位对于晋升没有显著的影响 ，而市长的个人顺位对于晋升有 显 著的正向影响。这一现象可能与两位官员的分工有关。名义上，市委书记负责人事工作，并且负责 大局性的决策，市长则负责具体政策的制定和实施 。虽然政治实践中这一分工并不那么明确 ，但作 为组织部门的考核而言，更看重市长对于当地经济的个人贡献也并非没有道理 。当然，这并不意味着对市委书记考核不包括经济绩效 ，更可能的情况是在经济绩效之外还加入了其它的因素 ，从而使 得经济绩效在考核中的权重有所降低。由于我们并不了解其他的考核因素有哪些 ，便 也无法发现 一个清晰的关系。
六、总结
本文使用我国 18 个省 241 个城市的数据，研 究了地方官员在经济增长中的作用，考 察了官员 个人效应对于晋升的影响。在一国的范围之内，地方官员面临相同的制度安排 ，为我们提供了地方 官员个人效应跨城市比较的研究机会。本文将官员的个人效应和城市效应区分开来 ，将 不同城市 任职的官员之间进行比较，并对“政治锦标赛”中的晋升机制的研究文献 进行了改进和补充。 我们发现，官员个人效应对于地市级官员的 晋升预测能力好于城市 GDP 增速。 不同年龄段的官员，其个人效应对于晋升概率的作用不尽相同: 对于年轻的官员，这 一效应微不足道; 随着官员年龄的上 升，个人效应对于晋升概率的影响逐渐显现出来 。在验证地方官员对于当地经济的重要性的同时 ，本文也对“政 治锦标赛 ”体 制下的一些现象给 出了合理的解释，从理论和实证两个方面证明了官员在不同城 市之间的调动是锦标赛中的一种必 要的手段。这种调动的目的未必是让他们在不同的环境下接受考验 ，而是 通过调动把不同的城市 相连，使得更多在不同城市工作的官员可以相互比较 ，并遴选出能力高的官员进行提拔 。在这一意义上，这类调动的规模并不需要很大 。 官员个人效应的识别，作为 官员个人能力的一个较好的指 标，既为今后进一步拓宽地方官员行为与绩效的研究提供了有利的基础 ，也为进一步改进地方政府 治理结构提供了参考。
编辑：谌瑾 审校：莫志敏
文章来源：《经济研究》2013年第1期