官员激励与政府支出效率: 来自地级市的证据
作者简介
王 芳 华东师范大学公共管理学院副教授
刘红芹 华东理工大学社会与公共管理学院讲师
陈 硕 复旦大学经济学院教授
摘 要
本文试图以官员晋升激励为视角,研究经济新常态下我国地方政府的支出效率。当前关于机构精简、三公支出及重复建设等问题逐渐成为公众关注焦点之一,同时也被政府所重视。但与基于西方国家研究相比,针对我国政府效率的研究相对薄弱。本文首先测算1996—2015 年我国地市级政府支出效率;其次,检验官员晋升激励对支出效率的影响。本文发现就总体效率来说,晋升激励能够显著提高辖区财政支出效率及基建效率,但对教育支出效率的影响不显著;同时,晋升激励作用也存在异质性。本文发现从政治经济学角度增加了对我国地方政府行为的理解。
关键词 官员激励;支出效率;DEA 核算
结构安排
第1部分：介绍政府效率的计算方法及探索决定因素的相关文献;
第2部分：测算我国地级市总体支出效率;
第3部分：检验官员晋升对支出效率的影响及异质性分析;
第4部分：结论。
结论启示
结果发现,晋升激励较高的官员的确更有动力提升政府支出效率;
进一步机制检验发现这一激励对基建支出效率的提高更加明显;
同时，也发现当官员面临经济发展下行或更强的预算约束情况下,晋升激励对政府效率提高的促进作用会明显增强。
这一结论显示,针对政府能否更有效率地使用财政投入资金这一问题,我们并不能将其简单地视为财政改革目标,而应该结合官员晋升的政治经济背景了解其背后的官员理性选择动机。
也因此,在相关政策选择上,对政府效率决定因素的考察需要结合我国官员的业绩考核制度及蕴含其中的激励。
全文如下
引言
近年来,关于机构精简、三公支出及重复建设等问题逐渐成为媒体报道的焦点之一。同时,出于对公共治理质量的考虑,这些议题也同样为政策制定者所关注:低效臃肿的政府机构意味着人浮于事及效率低下,而重复建设则直接导致资源的巨大浪费。两者对经济的短期增长及长期发展均会造成显著的负面影响。针对政府投入和支出的关注在更深层次上涉及政府效率问题。应对该问题的现实迫切性还在于我国经济已经维持了 40 多年的高速增长,未来将进入一个比较稳健的“新常态”发展时期。在一个主要靠增量推动的发展阶段效率问题并不突出。但随着经济下行趋势,政府支出越来越依靠存量,效率问题也就日益突出且重要。我们也认为经济调控的市场化目标并不会弱化该问题的重要性。虽然我国政府的角色逐渐从计划经济时期的包办一切过渡到协调及宏观调控上, 但在经济发展过程中依然扮演着最重要角色 ( Qian and Weingast, 1997;Li and Zhou, 2005;Xu, 2011;周黎安,2018)。政府不只通过制定与实施五年计划深入宏观经济的塑造和运行之中,同时也在国民经济再分配的过程中占有重要份额。基于上述原因,对地方政府效率水平的估算及背后决定因素的探索是提高政府治理透明度、界定政府与市场间关系及提高政府治理水平的前提。
学界对政府效率的关注涉及一般意义上的政府最优规模及支出质量:机构精简及三公支出涉及到维持一定治理水平的政府最优规模(投入)问题,而重复建设则更是直接影响政府主导下财政支出效率。学界一般将政府效率定义为其财政支出的效率:既定公共服务水平下地方政府所需要的财政投入,或既定财政投入所能提供的公共服务水平( Afonso and Aubyn, 2005;Grossman et al. ,1999)。就该指标的估算来说,当前针对该问题的研究主要集中在西方发达国家,针对我国政府效率的估算工作较为初步。国内有限的研究也多集中在特定财政支出项目效率的描述性考察上,鲜有针对地方政府效率的系统性估算工作。本文首先基于非参数的 DEA(Data Envelopment Analysis)方法并结合 BCC模式核算中国 1996—2015 年 283 个地级市政府的总体支出技术效率以及教育与基建支出的分项目技术效率。我们发现,政府支出总效率和基建支出效率在2010 年之前较为平缓,但之后经历了显著下降。与之相比,教育支出效率虽然在整个样本期间经历了上升趋势,但波动较大,尤其在 2000 年之前。由于政府支出效率对经济增长存在显著影响,在一个以经济增长为考核重点的制度下,地方官员的晋升激励会潜在影响政府效率。我们利用党代会作为外生自然实验并采用基于倾向值加权(Propensity Score Weighting Method,PSW)的双重差分法(Difference-in-Differences,,DID)实证检验官员激励对政府支出效率的影响。就总体效率来说,我们发现晋升激励能够显著提高辖区财政支出效率及基建效率,但对教育支出效率的影响不显著。经济增长和总效率及教育支出效率间呈现正 U 型关系,但和基建支出之间为倒 U 型关系。进一步的,我们也发现晋升激励对效率的作用大小存在异质:经济发展状况的改善及从上级获得资源的增加都会显著降低晋升对效率改进的作用。
我们认为,本文在以下两方面补充了现有文献:第一,对地级市层面总体效率及分项目效率的估算可以被视作进一步研究的基础;第二,针对我国政府效率背后决定因素的因果分析可以弥补当前研究的不足并具有政策含义。我们认为政府是否有效率地进行财政支出并不能被简单地视作改革目标而是官员的理性选择,对其决定因素的考察需要结合我国官员的业绩考核制度及蕴含其中的激励。本文工作可被视作当前针对地方官员行为的政治经济学分析文献的一部分,并可与该领域其他相关研究进行比较并展开对话;同时,分类考察可为政策制定者及研究者在考虑公共服务的市场化决策和研究时提供更有指导性的决策依据和参考;最后,对晋升激励作用异质性的考察能够促使我们重新思考在经济下行压力凸显的经济新常态及预算约束对地方治理质量的潜在影响。
本文以下部分组织如下:第 1 部分介绍政府效率的计算方法及探索决定因素的相关文献;第 2 部分将测算我国地级市总体支出效率;第 3 部分则检验官员晋升对支出效率的影响及异质性分析;最后一部分为结论。
1 理论与文献: 政府效率测算及决定因素
1.1 政府效率测算及决定因素的一般文献
当前文献主要围绕如何有效测量政府效率并进行跨国比较。目前被广泛采用的计算方法是非参数的 DEA( Data Envelopment Analysis)方法。该方法由Charnes et al. (1978)基于 Farrell et al. (1957) 的效率模型提出,其主要目的是评价政府部门、公共项目及各类非盈利组织的技术效率。该方法基本思路是在保持决策单位投入或产出不变前提下,依据现有投入产出组合并通过线性规划核算出被评估单位实现最优效率的生产前沿。由于 Charnes et al. (1978) 在规模报酬不变的假设下构造生产前沿,他们的方法被称为 CCR(或 C2R)模式。之后 Banker et al. (1984)取消该假设,在规模报酬变动的情况下计算纯技术效率,该方法为 BCC(或 BC2)模式。在该模式下,技术效率等于纯技术效率乘以规模效率。由于 BCC 模式更加符合真实世界。后续文献主要基于 BCC 方法对各国中央及地方政府支出效率展开核算①。在对政府效率进行测算之后,为了解释效率水平呈现的跨时及跨国差异,后续文献自然地将其内生化,探索特定政策或社会经济指标对其的影响②。众多文献已经普遍发现经济发展水平、人口密度及财政支出结构等因素会显著影响政府支出效率。
1.2 当前国内政府效率相关文献
与基于西方国家的文献相比,针对我国政府效率的研究相对薄弱。有限的研究多集中在特定财政支出项目效率的描述性考察上,比如财政支农资金的使用效率(李燕凌和欧阳万福,2011)、卫生支出的使用效率(韩华为和苗艳青,2010)、政府行政支出效率(张雷宝,2008)、地方政府福利性支出效率(徐琰超和杨龙见,2014)、地方政府公共文化支出效率(王银梅和朱耘婵,2015)、基础教育支出效率(亓寿伟等,2016)。陈诗一和张军(2008)是第一篇针对改革开放以来中国地方政府财政支出效率的系统研究。作者采用 DEA 方法核算了 1978 年至2008 年中国省级政府财政支出的相对效率。就地区差异上,该文发现我国东部地区政府支出效率最高,西部最低。就时间趋势变化上,作者也发现东西部地区支出效率在 1994 年分税制改革后都有提高,但中部地区则没有显著变化。在这个工作的基础上李永友(2009)同样利用产出导向的 DEA 方法核算了中国省级财政支出在 1985—2006 年间的配置效率。和陈诗一和张军(2008)的研究发现不同,该文作者发现东部经济发达地区的政府效率反而更低,同时政府效率在分税制改革之后并没有显著改善。后续研究都是基于省级单位采用不同方法对政府支出效率进行测算并给出一些决定因素分析。比如唐齐鸣和王彪(2012)测算了我国 26 个省级地方政府 1978—2008 年的财政支出效率。代娟和甘金龙(2013)利用 DEA 测算了 2011 年我国地方政府财政支出的综合效率、纯技术效率及规模效率。杨骞和张义凤(2015)利用 DEA 方法测算了我国 31个省级行政单位及东部、中部、西部和东北四大地区的财政支出效率。管治华等(2016)采用超效率 DEA 模型测算了我国 31 个省级行政单位 2007 至 2013 年的财政支出相对经济效率。
与以上采用省级数据测算政府效率的研究不同,本研究拟采用地市级层面数据测算数据。我们认为采用更基层数据的优势是显而易见的:首先,省级以下地方政府支出是政府支出的主要部分,承担着 50%以上的公共支出( World Bank, 2002);其次,从建立起来的数据来看,我们发现即使是同一省内各地区政府效率也存在显著的差异,如果采用省级数据,这些信息都无法被有效利用;最后,对于本文围绕的官员激励角度考察支出效率来说,相比较省级官员,基层官员更易受到晋升锦标赛的制约( Brehm and Opper, 2015;王芳等,2019;周黎安,2015)。因此,基于基层数据可以相对有效的避免遗漏变量问题对因果识别的干扰。
1.3 官员晋升激励与政府效率
围绕官员晋升展开对我国政府支出效率影响的探索既着眼于国情也基于现有文献。首先,虽然市场化依然是我国经济改革的目标,且政府已经从改革初期的包办一切过渡到发挥协调和宏观调控角色,但不可否认当前政府在经济发展过程中依然扮演着最重要的角色:制定与实施五年计划深入宏观经济塑造运行,同时在国民经济再分配过程中也占有重要份额。例如,2016 年我国政府财政收入为 15. 96 万亿元,占当年 GDP 的 21. 4%(财政部,2016)。而廓清官员的晋升激励需要理解当前我国地方官员绩效考核制度。针对我国官员绩效评估决定因素的分析已经发现,经济绩效,特别是 GDP 增长率是其最重要影响因素(Han and Kung, 2015;Li and Zhou, 2005 等)①。上文已经提到,由于政府支出效率对经济增长存在显著影响,因此,在一个以经济增长为考核重点的制度下,地方官员的晋升激励自然会影响政府效率。
第二,理论文献发现不管在选举制还是任命制下,官员晋升激励均会显著影响包括支出效率一系列的行为。在选举制环境中,官员有连任的激励而选民拥有选举的权利。因而公众可以通过选举对官员行为进行约束( Besley and Smart, 2003)。当面临较强连任激励或较强潜在竞争对手时,官员会更加重视财政支出的效果:通过采用诸如打击腐败和遏制浪费及减少被利益集团俘获等多种方式提高政府支出效率以谋求更好的执政业绩( Dixit, 2002；Lockwood,2006)。后续实证发现支持了上述理论预期。例如，Balaguer-Coll et al. (2007)利用西班牙的数据发现当现有政党得票率越高时,官员想要通过提高政府效率以获取连任的激励会较弱;在任命制下,当前学界也积累大量的文献探讨官员激励对一系列地方政府行为的影响②。本文同样将地方政府效率视作其众多行为表现之一加以考察。这意味着本研究可被视作当前针对地方领导人行为的政治经济学分析文献的一部分,并可和该领域其他相关研究进行比较并展开对话。
基于此提出本文研究假说:当官员面临更强晋升激励时,地方政府支出效率将得到显著提高。
2 我国地方政府支出效率的测算
我们采用上文提到的由 Banker et al. (1984)发展出的 BCC 方法来计算支出效率。假设有 n 个地级市,每个地级市均有 m 种财政投入 x 及 s 种公共服务产出 y。我们可通过线性规划计算这 n 个地区的投入-产出前沿,从而评估第 j0个地级市的效率,构建模型如下:
其中 h 为加权产出与加权投入的比率,代表生产效率。该模型表示,在满足所有地级市的投入产出比不大于 1 的模型前提下,通过上式求出各项投入和产出的权重 vI,ur,使待评估的第 j0 个地级市的投入产出比 hj0 最大,并依据此时的hj0 值评估其效率。由于上述模型的约束条件是分式约束,数学上不易求解,我们按照Charnes et al. (1978)一文,结合线性规划的对偶原理,将模型变化为如下形式:
该模型可被理解为通过计算 j0 市是否位于投入-产出前沿上,从而判断其是否有效率:如果该市恰好位于投入-产出前沿,那么它是有效率的;而该市距离投入-产出前沿越远代表效率越低。为了计算出投入-产出前沿所对映的最优效率,我们先将 n 个投入产出数据构成一个假想组合:
我们首先将利用以上公式计算政府财政总支出的技术效率,然后再计算基础教育及基建投资支出的技术效率。之所以选择基建与教育这类支出效率进行进一步分析,原因在于基础教育支出是当前地方政府提供的重要公共服务之一,这项支出在短期内难以促进经济绩效增加;而基础设施建设则是塑造当前基于城市化的经济增长特征所依赖的主要手段,可迅速在短期内提升官员任内经济绩效。因此,具有晋升激励的官员,将更在乎在有限投入内增加基建产出而非教育产出。在计算过程中,投入方面用人均财政支出、人均教育支出及人均基础设施支出。教育产出的测量指标是各城市普通中学、小学的教职工人数占总人口的比重,而基础设施产出指标则是各城市人均铺装道路面积。
图 1 展示了 1996—2015 年的 283 个地级市政府支出、教育支出效率和基建支出效率在样本期间的变化趋势,其中 A 为总体支出效率、B 和 C 分别是教育支出及基础设施建设支出效率①。我们发现政府支出总效率和基建支出效率在2010 年之前较为平缓,但之后经历了显著下降。和这两个指标相比,教育支出效率虽然在整个样本期间经历了上升趋势,但波动较大,尤其在 2000 年之前。就地区分布来说,东部沿海地区的政府支出总效率显著高于中西部地区,该地区分布特征和我们的一般认识相符。就基建支出和教育支出效率来说,东部和西部地区在这两项支出上的效率显著高于中部地区。②
3 研究设计、变量选取与模型设定
3.1 研究设计
本文实证分析的核心解释变量是官员激励水平。对官员晋升激励和政府效率作用进行检验的前提是对官员晋升激励程度作出区分。遗憾的是,有效地测度出某个官员谋求晋升的动力在多大程度上高过另外一个官员较为困难。作为替代,现有政治经济学文献大都是用代理变量测量激励程度。已有研究发现,在其他因素均相同的情况下,相比较第一任期官员,那些第二任期官员由于面临较小的晋升概率其激励程度较弱( Besley and Case, 1995;王芳和陈硕,2020;Yao et al. , 2018)。但一方面,在国内官员任期实践中实际任期并非按照五年一届的名义任期执行,因此通过任期长度来区分官员处于第一还是第二任期存在困难。更重要的一点在于,在因果识别过程中,采用该变量作为代理并检验其对官员行为的影响时还是可能遇到遗漏变量问题:那些处于第一任期和第二任期的官员存在太多的不同之处。如果这些差异同时影响官员行为的话,最小二乘估计(OLS)估计结果将存在内生性问题,其估计系数并不是真实作用的一致性估计。因此,本文将任期视作内生变量,选用准自然实验及倾向值加权方法区分官员激励强弱的影响。
图 1 地级市政府支出效率历年变化
具体来说,本文利用地方党代会造成的人事调整来识别因果:在会议陆续召开的 2006 至 2007 年间,283 个地级市中有 147 个经历了市委书记的人事更迭。这意味着这 147 个地级市在十七大之后将由新的领导人履行其第一任期,而剩下的 120 个地级市的领导人则在十七大之后进入其第二任期。这种跨时间及跨地区的差异为我们识别官员激励对其行为的影响提供了难得“准自然实验”。之所以视作“准自然实验”是因为十七大期间的人事调整比重要大大高于其他年份:2006 至 2007 年经历人事变动的地级市占总数的 53. 36%,该比重在2002 至 2005 年之间只有 21. 54%;其次,也是更重要的是该人事变化是党的基本制度设置。这意味着换届独立于本研究所考察的政府效率等变量。现有研究发现那些位于较早任期的官员有更大可能获得晋升( Chen and Kung, 2016;Jia et al,2015; Opper et al, 2015)。我们认为:首先,《中华人民共和国公务员法》规定每个任期为五年而金字塔结构意味着要逐级晋升。① 其次,现有研究发现,86%的晋升机会发生在第一任期官员群体中,与之相对,处于第二任期的官员其晋升机会有所降低(Wang et al, 2020)。因此,在某个职位上时间越长意味着之后再晋升的概率相对较低。因此,换届后升任还是留任原职可测量激励变化。综合上述,由党代会导致的任期变化可以作为官员激励的代理变量。
一致地估计出晋升作用要求处理组在没有接受处理这一“反事实”下,其结果变量与控制组的结果变量具有相同的时间趋势。如果处理组与控制组的一些随时间可变的特征性变量在处理前不平衡,这一假设可能不成立( Abadie,2005;Heckman et al, 1998)。为此,我们比较了换届地区和不换届地区在党代会召开前在社会经济指标均值及增长趋势是否存在差异。这些指标包括人均GDP、人口密度、基建和教育支出比重、人均转移支付及土地出让收入。表 1 汇报了比较结果,可以发现在党代会召开之前,两组城市在大部分社会经济指标均值上存在显著差异。因此,在介入前两组数据不平衡是一个需要处理的问题。
表 1 换届地区与没有换届地区在党代会召开前差异:未调整①
我们参照既有文献采用的倾向值加权 (Propensity Score Weighting Method)方法(Hirano and Imbens, 2001; Hirano et al. , 2003)。该方法通过倾向值权重来处理控制组和介入组之间的不平衡问题。具体操作上,首先计算每个地区换届倾向值:将是否换届作为被解释变量,然后将表 1 中那些存在差异显著的变量作为解释变量估算该 倾 向 值。然 后 剔 除 那 些 倾 向 值 在 共 同 取 值 范 围(Common Support)之外的样本;最后,将通过用一个换届倾向值函数作为权重对未换届地区进行调整来实现处理组与控制组之间的数据平衡②。表 2 显示经过上述调整后处理组与控制组之间各个指标的均值及增长率均不再显著,这表明该方法有效缓解了不平衡问题对平行趋势假设的威胁。
表 2 换届地区与没有换届地区在党代会召开前的差异:PSW 方法调整①
3.2 变量选取
除核心解释变量之外,现有文献也认为影响地方政府支出效率的其他影响因素有:人均 GDP、人口密度及财政支出结构。此外,我们也会控制官员一系列个体特征:性别、年龄及教育程度等。上述变量的统计描述见表 3。
3.3 模型设定
上述准自然实验的研究设计在实证中采用标准双差分估计方法来实现。基于多元回归的双差分方法优势在于检验任期影响时可以控制其他影响上述被解释变量且呈现渐进变化的因素。考虑任期及被解释变量间的线性关系如下:
其中 i 表示地级市,t 表示年份。Yit 表示待检验的政府支出效率。changeit 表示i 市在党代会后是否换人,换则取值为 1,否则为 0。相应地,估计系数 α 是本研究的兴趣所在。该系数表示两组城市在换届之后的差异减去换届前的差异,也可以被理解成换届城市在换届前后的差异减去没换届城市在换届前后的差异。其中,没换届城市在换届前后的差异被作为时间趋势,并视作为换届城市的反事实状态。如果被解释变量是政府支出效率,该系数的预期方向则为负,表示那些由第二任期市委书记主政的地级市在支出效率上要低于那些有第一任期市委书记主政的地级市。postit 提取的是被解释变量在党代会前后的差异,换届后取 1,没换之前取 0。由于我国地级市政府陆续在两年内开完党代会,因此该指标带有下标 i。X 包括其他影响支出效率的社会经济因素及市委书记个人特征。pi 是时间不变的地级市固定效用,用以捕获那些同时影响被解释变量及任期且不随时间变化的因素,如地方治理质量等。yeari 为地市级不变的时间效应,用以捕获那些影响所有样本的因素,如经济周期、宏观经济政策等。pi ∗year 是随地级市不同而变化的时间趋势项,该交互项可以控制那些随着地级市变化且逐年递增的因素,这些因素可能对被解释变量产生潜在影响。εit 是其他可能起作用但是没有被模型捕获的因素,按照假设应该随机分布于本模型的被解释变量。
4 官员激励与政府支出效率: 实证发现
4.1 官员激励与政府支出效率的初步检验
表 4 检验了晋升激励对总体支出效率的影响。正的估计系数表示不管加入何种控制变量,较之晋升激励较低的官员,那些晋升激励较高(第一任期)官员的辖区财政支出效率要高大约 0. 03。该结果意味着晋升激励显著地提高了总体财政支出效率。结合财政支出效率在党代会之前的样本均值 0. 77,这意味着官员激励因素使得支出效率提高约 4%①。就官员个体特征来说,教育可以显著提高支出效率。就社会经济指标来说,人均 GDP、该指标平方项均为正且在1%水平上显著,意味着支出效率与经济增长之间存在正 U 型关系:效率随着经济的发展先下降然后上升。该关系在一定程度上拓展了陈诗一和张军(2008)文中发现的二者关系为线性且为负的结论。
表 4 官员激励与地方政府支出总效率
表 4 的结果只展示了党代会前后政府支出效率在换届和没有换届地区的差异。我们还对该作用的动态影响感兴趣。为了实现这点,我们将方程(3)中的二值哑变量postit 替换成一系列二值变量 Tik:该变量表示党代会前/ 后的第 k年。于是,检验党代会前的时间趋势就等价于检验变量 Tik 的系数 βk( k<0)是否等于 0。图 3 描绘了估计结果的系数 字符 及相应的 95%置信区间,其中横轴表示距离党代会时间。从图中可以发现系数估计值 字符 在 k<0 时接近于零且均不显著,表明在党代会前这两类地区的支出效率不存在系统性差异。表 4 的估计结果没有受到不同时间趋势的影响。就我们关注的动态作用来说,在换届一年之后,换届地区支出效率和不换届地区的差异相对于换届当年来说要高 1. 3%左右,并在换届后一直维持该数值上下。
图 3 官员激励与地方政府总支出效率:动态影响
4.2 机制分析: 官员激励与分项目支出效率
表 5 利用相同模型设置进一步检验了官员激励对教育及基建支出效率的影响,其中(1) ~ (3)的被解释变量为教育支出效率,(4) ~ (6)的被解释变量为基建支出效率。我们发现,晋升激励仅提高了基建支出效率但对教育支出效率没有作用。经济增长和教育支出效率之间为正 U 型关系,但和基建支出之间为倒 U 型关系。人口密度的增加会显著提高两个效率指标。需要注意的是,地方政府教育比重的增加会显著增加教育支出效率,但对基建支出效率却相反。
表 5 官员激励与教育及基建支出效率
同样地,我们也绘制了官员激励对教育及基建支出效率作用的动态影响图(见图 4(a)和(b))。我们发现晋升对教育支出效率的作用在换届前后没有显著变化,但该因素对基建支出效率的作用在换届后经历了持续上升。考虑到晋升锦标体制主要考核地方官员经济绩效,基建支出与其直接相关。因此,晋升激励更强的官员具有在任期内努力提高基建支出效率的动力;而教育支出则与任期内经济绩效的联系较弱,这也会导致晋升激励与教育支出效率关联较弱。图 4 的发现进一步增强了这些假说。
4.3 进一步分析: 官员激励异质性
图 4 官员激励与教育及基建支出效率:动态影响
上述实证发现表明地方官员激励会影响政府支出效率,本小节的异质性讨论将探讨激励测量指标及激励作用在不同环境下是否呈现不同作用展开。就激励测量指标来说,我们进一步通过引入交互项和其他可以测量激励的指标的三重交互来检验上述作用是否存在异质性。我们用两个指标来作为激励的其他测量指标:是否不超过 55 岁以及教育程度是否位于样本均值之上。我们认为那些超过 55 岁的官员由于即将达到退休年纪而激励不足,而教育程度则会影响进一步晋升(Wang et al. , 2020;王芳等,2019)。这两个均为二值哑变量,1代表是,0 表示不是。因此,取值为 1 为高激励的群体。如果上述结论是对的话,基础回归中获得的点估计值将在这些子样本中呈现更大作用。实证分析上,我们计划通过在方程(1)的基础上进一步引入以上交互项来实现上述假设的检验。具体方程设置如下:
其中age_55it 表示是否不超过 55 岁。结合 changei ×postit 变量和被解释变量之间的正向关系, μ3 预期系数为正。
方程(5)的设置同方程(4),其中edu_aboveit 表示教育程度是否位于平均值之上。我们预期 π3 的预期系数为正。
就激励作用在不同环境下的作用大小来说,Borge et al. (2008)指出晋升激励下的官员如果面临预算约束条件较弱的情况,财政支出依然低效。预算约束进一步取决于可控制的财政资源:这包括本级政府的经济增长绩效及来自上级政府的转移支付或补贴。就经济发展状况来说,当前文献普遍认为在中国决定官员晋升的主要考核指标是经济绩效(周黎安等 2005;周黎安，2007;2017)。而实现经济增长即可以通过提高效率实现,也可以通过追加劳动及资本投入达到。结合当前中国依然处于经济发展初期的城乡二元经济阶段,通过增加资本方式谋求经济增长还没有显著受到回报率下降的约束(Lewis, 1954)。这就意味着改善效率仅是实现经济增长的可选项之一,地方政府完全可以通过增加投资的方式实现经济增长①。上述逻辑在经济下行压力下将越来越难以为续。在这种情况下,效率改进的重要性当然就愈发突出。因此,我们预期,晋升对效率改进的作用在经济下行的整体环境下将变大。就预算约束条件来说,在任命制国家中,官员面临的预算约束主要来自于上级。因此,地方政府接受上级政府财政转移或各种补助越多,其所面临预算约束就越弱。而上级的资源转移行为会通过无效支出责任被两级政府均摊而导致地方政府预算约束的软化(Silkman and Young, 1982)②。
在实证分析上,我们同样通过在方程(1)的基础上进一步引入以上交互项来实现上述假设的检验。具体方程设置如下:
其中
其中 BC 表示该地区从上级政府获得的资源总量,用转移支付和土地出让金之和表示。我们预期 ρ3 的预期系数为负。
图 5 展示了公式(4) ~ (7)中三重交互的点估计值及相应的 95%置信区间。其结果符合预期。就激励测量指标来说,是否不超过 55 岁以及教育程度是否位于样本均值之上两个交互项点估计值均为正向显著,其中年龄的交互项系数较之教育更大。这些异质性意味着我们上述结论的确为激励导致;就激励作用在不同环境下的作用大小来说,估计结果同样符合预期:经济发展下行压力大的地区,官员通过追加传统投资要素实现经济增长的约束就会大,因此通过提高效率的概率就会提高,估计数为负;而转移支付或者土地出让金总额越大,官员面临的预算约束就越小,相应支出效率就会降低,估计系数为负。
图 5 官员晋升激励对支出效率作用异质性
5 结论
近年来关于机构精简、三公支出及重复建设等问题也逐渐成为媒体报道的焦点。同时,出于对公共治理质量的考虑,这些议题也同样为政策制定者所关注。应对该问题的现实迫切性还在于我国经济已经维持了 40 多年的高速增长,未来将进入一个比较稳健的“新常态”发展时期。在一个主要靠增量推动的发展阶段,效率问题并不突出。但随着经济进一步转型,政府支出越来越依靠存量,效率问题也就日益突出且重要。针对政府投入和支出的关注在更深层次上涉及政府效率问题。考虑到我国中央及地方政府在经济发展过程中扮演着最重要的角色,地方官员晋升激励如何影响政府支出效率日益成为研究者关注的热点问题之一。
本文利用 1996—2015 面板数据并采用 PSM-DID 的方法对官员晋升激励,是否能显著提高政府支出效率这一问题进行了检验。结果发现,晋升激励较高的官员的确更有动力提升政府支出效率;进一步机制检验发现这一激励对基建支出效率的提高更加明显;同时,我们也发现当官员面临经济发展下行或更强的预算约束情况下,晋升激励对政府效率提高的促进作用会明显增强。这一结论显示,针对政府能否更有效率地使用财政投入资金这一问题,我们并不能将其简单地视为财政改革目标,而应该结合官员晋升的政治经济背景了解其背后的官员理性选择动机。也因此,在相关政策选择上,对政府效率决定因素的考察需要结合我国官员的业绩考核制度及蕴含其中的激励。
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