詹新宇 劉文彬

一、引言與文獻綜述

資源的稀缺性使得對資源配置方式的選擇至關重要。在現(xiàn)代社會中，資源配置的主體是市場和政府。而在中國，盡管市場經(jīng)濟體制正在逐步完善，但是政府與市場的界限常常模糊不清，而政府又有強大的國家權(quán)力作為支撐，導致政府配置資源的作用滲透到經(jīng)濟發(fā)展的諸多方面。改革開放以來，中國經(jīng)濟的持續(xù)高增長引起了廣泛關注，從較早開始就有學者將研究焦點放在了中國地方政府發(fā)展經(jīng)濟的動力機制上。這是因為，在經(jīng)歷了一系列經(jīng)濟體制和財政分權(quán)改革之后，中國的地方政府掌握了包括地方行政審批、土地征用、貸款擔保、政策優(yōu)惠等經(jīng)濟管理權(quán)限，地方政府事實上已成為發(fā)展轄區(qū)經(jīng)濟和穩(wěn)定社會秩序的主要執(zhí)行者。而政府是由官員組成的，地方政府所表現(xiàn)出來的各種特征其實是地方政府主要官員各種動機的外在表現(xiàn) （錢先航等，2011［1］），因此學界很自然地將地方政府主導轄區(qū)經(jīng)濟發(fā)展績效逐漸聚焦到地方官員身上 （周黎安， 2007［2］； 姚洋和張牧揚， 2013［3］）。

現(xiàn)有文獻對地方官員與轄區(qū)經(jīng)濟增長績效的研究主要體現(xiàn)在以下三個方面：

一是政治晉升激勵與經(jīng)濟增長績效。這與中國的“政治集權(quán)”格局有關，上級對下級官員的任免具有最終決定權(quán)，各級地方官員面臨的是一個由買方壟斷的內(nèi)部勞動力市場 （宋凌云等，2013［4］），因此地方官員為了獲得職業(yè)上的發(fā)展，就會不遺余力地滿足中央和上級的考核要求。王賢彬等 （2011）［5］基于中國省級官員的樣本，驗證了政治激勵的存在性，而周黎安（2007）［2］、Li 和 Zhou（2005）［6］、耿 曙 等（2016）［7］的研究均表明省級、市級地方官員的晉升激勵與官員管轄區(qū)域的經(jīng)濟增長績效顯著正相關。

二是地方官員交流與經(jīng)濟增長績效。張軍和高遠（2007）［8］發(fā)現(xiàn)官員任期與地區(qū)經(jīng)濟增長績效呈倒U型關系；徐現(xiàn)祥等 （2007）［9］基于省長交流數(shù)據(jù)的實證分析發(fā)現(xiàn)官員交流使流入地的經(jīng)濟增長速度提高了1%左右；王賢彬和徐現(xiàn)祥 （2008）［10］比較系統(tǒng)地分析了地方官員的來源、去向和任期等因素對地方經(jīng)濟增長的影響。 此外，姚洋和張牧揚 （2013）［3］利用1994—2008年我國18個省241個城市書記和市長與城市的匹配數(shù)據(jù)，分析了地方官員對地方經(jīng)濟增長的貢獻；范子英等 （2016）［11］基于2003年部長更換的自然實驗，利用倍差法研究了1998—2007年期間政治關聯(lián)的變化對部長來源地經(jīng)濟增長的影響。

三是地方官員變更與經(jīng)濟增長績效。這主要是從地方官員變更導致的政策不穩(wěn)定性和不連續(xù)性角度展開的。王賢彬等 （2009）［12］的研究表明，省長、省委書記的更替給轄區(qū)經(jīng)濟增長帶來短期的負面影響；賈倩等 （2013）［13］發(fā)現(xiàn)政策不確定性導致企業(yè)減少當年投資；劉勝等 （2016）［14］研究發(fā)現(xiàn)，官員更替產(chǎn)生的政策不連續(xù)性顯著抑制了地區(qū)服務業(yè)的可持續(xù)發(fā)展；楊海生等 （2015）［15］采用地級市官員變更比例作為政策不連續(xù)性的代理變量，考察了政策不連續(xù)性對財政效率的影響。當然，也有學者得出不同的結(jié)論，比如賀小剛和朱麗娜 （2016）［16］發(fā)現(xiàn)，地方官員變更顯著提高了區(qū)域的創(chuàng)業(yè)精神。

轄區(qū)經(jīng)濟增長績效既體現(xiàn)在經(jīng)濟增速上，也體現(xiàn)在經(jīng)濟增長質(zhì)量方面。然而，總結(jié)上述文獻對地方官員轄區(qū)經(jīng)濟增長績效的研究發(fā)現(xiàn)，它們大都集中在增速方面，鮮有涉及地方官員的經(jīng)濟增長質(zhì)量效應。在中國經(jīng)濟社會飛速發(fā)展的過程中，也產(chǎn)生了諸如環(huán)境污染、收入分配不平等、重復建設、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)雷同等經(jīng)濟增長質(zhì)量方面的問題，使得經(jīng)濟發(fā)展的可持續(xù)性面臨著嚴峻挑戰(zhàn)。為此，黨的十八屆五中全會適時提出了創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享的 “五大發(fā)展理念”。理念是行動的先導，在新的發(fā)展理念指導下，“降速提質(zhì)”將是中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展的重要特征。大量文獻證實了地方官員對轄區(qū)經(jīng)濟增速存在顯著影響 （王賢彬等，2011［5］），那么在經(jīng)濟增長質(zhì)量方面，地方官員的影響程度與影響方向又如何呢？本文構(gòu)建系統(tǒng)GMM模型，利用2000—2015年中國31個省份的省委書記面板數(shù)據(jù)①本文之所以著重研究省委書記來源對經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響，主要是因為省委書記是地方政府的 “班長”，扮演著 “決策者”的角色，而省長則往往是既定政策的 “執(zhí)行者”。可見，作為 “決策者”的省委書記對經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響可能更大 （王賢彬等，2008［5］）。與此同時，為防止數(shù)據(jù)選擇性偏差，下文在穩(wěn)健性檢驗時，也引入了省長來源的數(shù)據(jù)。，對此進行實證研究。

本文余下部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是研究設計，主要是理論假設、模型設定和數(shù)據(jù)說明；第三部分是基準模型的實證分析和穩(wěn)健性檢驗；第四部分是進一步分析；最后一部分則為結(jié)論與啟示。

二、研究設計

（一）理論假設

根據(jù)省委書記來源的差異性，本文將其分為“本省晉升”和 “非本省晉升”兩大類。本省晉升省委書記的優(yōu)勢在于掌握了更多轄區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的信息，同時晉升為省委書記之后適應新的職位所需的過渡時間較短。而且本省官員在晉升為省委書記之前一般擔任本省的省委副書記或者省長，這意味著該官員晉升前后制定政策的波動性一般較小，降低了官員更替帶來的政策不穩(wěn)定性和不確定性，減少了對轄區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的不利影響。但是，這種官員晉升的 “原生模式”也可能存在弊端，長期在某地任職容易形成固定的人脈關系網(wǎng)絡，導致既得利益階層的形成，難以在政策制定上進行較大幅度的革新，因而難以在經(jīng)濟增長質(zhì)量提升方面有大的作為。

對于 “非本省晉升”省委書記的來源，本文將其細分為 “外省調(diào)入”和中央 “空降”兩種情況。無論是外省平調(diào)還是晉升來的省委書記，都不同程度地積累了該職位所需的工作經(jīng)驗，往往能更客觀地評估新就任地的各項情況，在制度和政策制定中跳出之前形成的 “路徑依賴”，在經(jīng)濟增速方面通常有著比較顯著的促進作用 （徐現(xiàn)祥等，2007［9］）。 與此同時，外省調(diào)入的省委書記比較容易打破就任地原有的政治格局和 “關系網(wǎng)絡”，在進行經(jīng)濟改革的過程中受到的牽制較少，因而其在經(jīng)濟增長質(zhì)量提升方面，可能也有著比較積極的表現(xiàn)。

中央 “空降”省委書記的來源和 “空降”目的都比較復雜，因此其對轄區(qū)經(jīng)濟增長績效的影響也存在不確定性：王賢彬等 （2009）［12］的實證研究表明，來自中央部委的省長省委書記的經(jīng)濟增長績效不顯著，但是徐現(xiàn)祥和王賢彬 （2010）［17］則發(fā)現(xiàn)，京官交流目的在于培養(yǎng)下派官員，“空降”官員使得地方經(jīng)濟增長速度顯著放慢了1%左右。從經(jīng)濟增長質(zhì)量視角看，中央 “空降”省委書記往往更能貫徹中央政策，在政策制定上受轄區(qū)既得利益的牽制也比較少，在發(fā)展轄區(qū)經(jīng)濟時，目光更為長遠，更為注重經(jīng)濟發(fā)展的可持續(xù)性，因此有利于轄區(qū)經(jīng)濟增長質(zhì)量的提升。但是，中央 “空降”省委書記在之前的工作崗位上，往往專注于某一領域的管理 （顧萬勇，2006［18］），而地方經(jīng)濟事務的管理具有綜合性，他們?nèi)狈κ∥瘯涍@一職位和職務所需的工作經(jīng)驗。為了不出錯誤，中央 “空降”省委書記在新就任的短期往往會基本維持原省委書記的政策不變，這誠然減少了經(jīng)濟政策的不穩(wěn)定和不連續(xù)性，但對提升轄區(qū)經(jīng)濟增長質(zhì)量也可能帶來不利影響。

基于以上分析，本文提出以下兩個假設：

H1：與 “本省晉升”省委書記相比，“非本省晉升”省委書記更能提升轄區(qū)經(jīng)濟增長質(zhì)量。

H2：在 “非本省晉升”省委書記中，“外省調(diào)入”省委書記的經(jīng)濟增長質(zhì)量效應顯著為正，而中央 “空降”省委書記的經(jīng)濟增長質(zhì)量效應則存在不確定性，需待實證檢驗。

（二）模型構(gòu)建

經(jīng)濟增長質(zhì)量具有很強的持續(xù)性，因此本文在計量模型中引入被解釋變量的一階滯后項，研究省委書記來源的經(jīng)濟增長質(zhì)量效應。建立基準模型如下：

其中，i表示面板個體變量，t為時間變量。QEG表示經(jīng)濟增長質(zhì)量指數(shù)，NonLocal是省委書記來源的虛擬變量，本文以省委書記由本省晉升為對照組，當省委書記為非本省晉升時取值為1，否則為0。X表示與經(jīng)濟增長相關的各控制變量，ε表示模型 （1）的擾動項。

方程 （1）包含了被解釋變量的滯后項，這樣模型就不可避免地產(chǎn)生了內(nèi)生性問題。為了得到無偏和一致的估計量，對于動態(tài)面板數(shù)據(jù)，最常用的解決方式是采用廣義矩估計法 （GMM）進行估計。GMM分為差分GMM、水平GMM以及系統(tǒng)GMM，系統(tǒng)GMM是前兩者的綜合，整合了內(nèi)生變量更多的信息，提高了估計的效率，因此本文采用系統(tǒng)GMM來對模型進行估計。系統(tǒng)GMM成立的前提條件分別是擾動項的差分不存在二階或更高階的自相關以及有效工具變量的選取 （陳強，2014［19］），因此分別通過AR檢驗和Sargan檢驗來判斷這兩個前提條件是否得到滿足。

（三）變量說明與描述性統(tǒng)計

本文的被解釋變量是經(jīng)濟增長質(zhì)量。不同于經(jīng)濟增長數(shù)量測度的直觀性，經(jīng)濟增長質(zhì)量本身是一種規(guī)范性的價值判斷，目前學者仍未對其內(nèi)涵的準確界定達成一致意見。一類研究從全要素生產(chǎn)率出發(fā)，以此作為衡量經(jīng)濟增長質(zhì)量的理論基礎 （Chow和 Li，2012［20］； 康梅， 2006［21］）。 而 鄭玉歆（2007）［22］、劉艷 （2014）［23］則認為這種測度方式有失偏頗，應從技術效率的角度來測度經(jīng)濟增長質(zhì)量。另一類研究認為，經(jīng)濟增長質(zhì)量的測定不能局限于單一指標，應將界定范圍擴大到社會、政治以及宗教等多維度 （Bar?ro， 2002［24］）。 在 Barro多維度測度經(jīng)濟增長質(zhì)量的啟示下，國內(nèi)學者鈔小靜和惠康 （2009）［25］基于經(jīng)濟增長結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟穩(wěn)定性等四個維度構(gòu)建經(jīng)濟增長質(zhì)量評價體系；魏婕和任保平 （2012）［26］則在此基礎上增加經(jīng)濟增長效率、國民經(jīng)濟素質(zhì)兩個維度，從六個方面評估經(jīng)濟增長質(zhì)量；張亞斌和趙景峰 （2017）［27］建立 “五大發(fā)展新理念—經(jīng)濟社會發(fā)展質(zhì)量—全面建成小康社會”分析框架，測度了中國經(jīng)濟社會發(fā)展質(zhì)量綜合等方面指數(shù)。詹新宇和崔培培 （2016a）［28］以 “五大發(fā)展理念”為指導，構(gòu)建經(jīng)濟增長質(zhì)量指標體系，測度出了中國2000—2014年各省份的經(jīng)濟增長質(zhì)量綜合指數(shù)，并報告了創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享等五項分類經(jīng)濟增長質(zhì)量指標①基于數(shù)據(jù)的可得性，本文采用詹新宇和崔培培 （2016a）［28］的測算方法，并將數(shù)據(jù)更新到了2015年。。

本文的核心解釋變量是省委書記的來源，數(shù)據(jù)來源于中山大學嶺南學院地方官員數(shù)據(jù)庫以及人民網(wǎng)、新華網(wǎng)等公布的官員資料。本文引入虛擬變量Non?Local，將“本省晉升”視為參照組，當省委書記由本省晉升時取值為0，其他情況取值為1。對于官員更替的時間處理，本文借鑒張軍和高遠 （2007）［8］的處理方式，當新任省委書記在1—6月份上任時，記當年為官員更替年，當新任省委書記在7—12月份上任時，記下一年為官員更替年。這樣做一是因為新任官員需要一段時間來適應地區(qū)的經(jīng)濟工作，二是為了保證官員的在任時間為整數(shù)，保證職位上官員交替的連續(xù)性。

根據(jù)已有的文獻研究，本文引入下列控制變量：（1）經(jīng)濟發(fā)展水平 （lnPGDP）：借鑒國內(nèi)學者的常用處理方式，用人均GDP來衡量。經(jīng)濟增長的數(shù)量能在事前和事后兩方面影響經(jīng)濟增長的質(zhì)量。（2）人力資本 （HC）：用人均受教育年限來衡量，參照樊綱等（2011）［29］的處理方法，將相應的學歷折算成受教育年限，然后進行計算處理得到。人均受教育年限的提高意味著人力資本質(zhì)量的提高，既能促進勞動生產(chǎn)率的提高又能提高生產(chǎn)質(zhì)量，從理論上說對經(jīng)濟增長質(zhì)量具有促進作用。（3）城鎮(zhèn)化率 （UN）：用各省份城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬?。城?zhèn)化可以在某種程度上反映社會基礎設施建設水平和社會福利的提高，體現(xiàn)經(jīng)濟增長質(zhì)量。（4）對外開放程度 （OE）：借鑒陳詩一和陰之春 （2008）［30］的處理方法，用對外貿(mào)易依存度來衡量。（5）市場化程度 （RDN）：參照詹新宇和崔培培 （2016b）［31］的處理，用各省份規(guī)模以上非國有工業(yè)產(chǎn)值除以工業(yè)總產(chǎn)值得到。市場化程度既能反映國家干預經(jīng)濟的程度，又能體現(xiàn)市場在資源配置中發(fā)揮作用的程度，從理論上說，市場化程度越高，交易成本越低，經(jīng)濟增長質(zhì)量越高。（6）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)：借鑒吳豐華和劉瑞明 （2013）［32］的處理方法，用第二產(chǎn)業(yè)比重 （Second）和第三產(chǎn)業(yè)比重（Third）來表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。一般而言，第三產(chǎn)業(yè)比重與經(jīng)濟增長質(zhì)量存在正相關關系。具體變量說明如表1所示。

表1 各變量的符號及說明

表2報告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表中可以看到，樣本期內(nèi)各省份之間經(jīng)濟增長質(zhì)量的差異比較明顯，而且省委書記來源中，“非本省晉升”的比例約占60%。

表2 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

三、基準模型分析

（一）實證分析

基于公式 （1）的基準模型，實證分析省委書記來源的經(jīng)濟增長質(zhì)量效應。模型 （1）中解釋變量只包含被解釋變量的一階滯后項和表示省委書記來源的虛擬變量 （NonLocal）。 模型 （2） 到模型 （7） 逐步加入經(jīng)濟發(fā)展水平 （lnPGDP）、人力資本 （HC）、城鎮(zhèn)化率 （UN）、對外開放程度 （OE）、市場化程度（RDN）以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) （Second、Third）等控制變量。具體回歸結(jié)果如表3所示。

由模型 （1）到模型 （7）可見，一階滯后被解釋變量的系數(shù)顯著為正，表明經(jīng)濟增長質(zhì)量確實具有持續(xù)性，因此引入經(jīng)濟增長質(zhì)量的一階滯后項是必要的；同時所有回歸都通過了AR（2）檢驗和Sargan檢驗，這說明各模型中工具變量的選取是有效的，本文的模型設定是合理的。

表3 省委書記來源的經(jīng)濟增長質(zhì)量效應

續(xù)前表

模型 （1）中關鍵變量NonLocal的系數(shù)顯著為正，表示與本省晉升的省委書記相比，非本省晉升的省委書記對轄區(qū)經(jīng)濟增長質(zhì)量的提升，有顯著的正向作用，從而很好地驗證了本文的假設H1。非本省晉升省委書記打破了就任地固定的政治格局，外省調(diào)入省委書記擁有豐富的執(zhí)政經(jīng)驗，而中央 “空降”省委書記在中央政策的執(zhí)行力度上優(yōu)于本省晉升的省委書記，更能促進轄區(qū)經(jīng)濟增長質(zhì)量的提升?？紤]到各省的經(jīng)濟發(fā)展程度不一致，模型 （2）中加入經(jīng)濟發(fā)展水平這一控制變量，該變量系數(shù)顯著為正，表示經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)一般擁有較高的經(jīng)濟增長質(zhì)量；模型 （3）中人力資本的系數(shù)為正但不顯著，這表示中國當前可能存在 “人才錯配”的問題，高素質(zhì)、高技術人才在經(jīng)濟增長質(zhì)量的提高上尚未發(fā)揮顯著作用；模型 （4）中加入了城鎮(zhèn)化率這一項，城鎮(zhèn)化在某種程度上反映了社會基礎設施建設水平和社會福利的提高，理論上與經(jīng)濟增長質(zhì)量正相關，但在模型 （4）中其系數(shù)不顯著，說明中國當前的城鎮(zhèn)化進程可能存在一定問題，城鎮(zhèn)常住人口雖然增加了，但是與之配套的公共服務水平還有待及時跟進；模型（5）到模型 （7）依次加入了對外開放程度、市場化程度以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等控制變量，關鍵變量NonLocal的系數(shù)仍然至少在5%的水平上顯著為正，這表明非本省晉升省委書記更能提升轄區(qū)經(jīng)濟增長質(zhì)量的結(jié)論是比較穩(wěn)定的。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.變換經(jīng)濟增長質(zhì)量的衡量指標。

為了驗證上述實證結(jié)果的穩(wěn)健性，防止本文選取的經(jīng)濟增長質(zhì)量衡量指標存在偏差，本文改變經(jīng)濟增長質(zhì)量的度量方法，參照楚爾鳴和馬永軍 （2014）［33］的做法，采用 “索洛余值法”計算樣本期內(nèi)的全要素生產(chǎn)率，并以此作為經(jīng)濟增長質(zhì)量的衡量指標。鑒于本文的研究目的以及篇幅的限制，只對該計算過程中的指標選取和數(shù)據(jù)獲得進行簡要的闡述和說明。本文用各省份國內(nèi)生產(chǎn)總值表示產(chǎn)出，用全社會年末就業(yè)人員數(shù)來表示勞動的投入。對于資本存量，本文運用張軍等 （2004）［34］學者計算得到的2000年各省份資本存量為基數(shù)，以各省份固定資本形成總額作為各年度的投資，通過永續(xù)盤存法來計算各省份每年的實際資本存量。將計算得到的全要素生產(chǎn)率 （Q）作為各省經(jīng)濟增長質(zhì)量指數(shù)，代入公式 （1）重新進行回歸，得到的實證結(jié)果如表4所示。

表4 省委書記來源與各地區(qū)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果

續(xù)前表

由模型 （8）可見，變換經(jīng)濟增長質(zhì)量度量方法之后，盡管NonLocal的回歸系數(shù)與模型 （1）相比有較大變化，但是它的系數(shù)依然顯著為正。而且從模型（9）到模型 （14），隨著經(jīng)濟發(fā)展水平、人力資本、城鎮(zhèn)化率、對外開放程度、市場化程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等其他控制變量的逐步加入，非本省晉升省委書記（NonLocal）的系數(shù)均顯著為正，表明表3的實證結(jié)果是穩(wěn)健的。這說明，相對于本省晉升的省委書記，來自于外省或者中央的省委書記在提高轄區(qū)經(jīng)濟增長質(zhì)量上確實存在顯著差異。“外省調(diào)入”這種官員交流的方式能充分利用地方官員多元的工作經(jīng)驗，同時也能有效防止地方政府政治格局的僵化，有利于轄區(qū)經(jīng)濟增長質(zhì)量的提高；中央 “空降”的省委書記盡管在工作經(jīng)驗上存在一定劣勢，短期內(nèi)不能體現(xiàn)其本身具有的政治優(yōu)勢，但是從長期來看，中央 “空降”省委書記在發(fā)展地方經(jīng)濟時可能目光更加長遠，更加注重經(jīng)濟增長質(zhì)量。

2.從省委書記到省長的變換。

盡管省長和省委書記在變更頻率上有差別，在政治決策中扮演的角色有差異，但是在省級官員中，省長與省委書記往往同時作為轄區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展的主要領導者，對轄區(qū)經(jīng)濟增長負有最終責任。為此，本文將地方主要官員來源的數(shù)據(jù)，從省委書記改為省長，實證研究省長來源的經(jīng)濟增長質(zhì)量效應。

表5展示了省長來源的經(jīng)濟增長質(zhì)量效應。從表5中可以看到，模型 （15）中表示省長來源的非本省晉升變量 （NonLocal2）系數(shù)顯著為正，這說明非本省晉升的省長對于轄區(qū)經(jīng)濟增長質(zhì)量的提升具有更顯著的促進作用。在模型 （16）和 （17）中，依次加入了經(jīng)濟發(fā)展水平、人力資本，盡管NonLocal2的系數(shù)有所改變，但依然顯著為正。然而，在模型 （18）到模型 （21）中，隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等控制變量的逐步加入，非本地晉升省委書記的經(jīng)濟增長質(zhì)量效應盡管仍然為正，但是變得不顯著。這一方面可以說明表3的實證結(jié)果是穩(wěn)健的；另一方面也說明在實證研究中有必要對省長和省委書記這兩者加以區(qū)分。與此同時，對于省長和省委書記來源在轄區(qū)經(jīng)濟增長質(zhì)量效應上存在的差異，本文認為原因在于省長的更換頻率遠遠大于省委書記，這種任期的限制大大改變了省長的政治行為：一方面可能使得他們追求顯著的經(jīng)濟績效而過于 “急功近利”，忽略轄區(qū)經(jīng)濟增長質(zhì)量；另一方面，由于經(jīng)濟增長質(zhì)量具有持續(xù)性和長期性，任期的限制使得頻繁更換的省長群體缺乏政治激勵去提升轄區(qū)經(jīng)濟增長質(zhì)量。

表5 省長來源的經(jīng)濟增長質(zhì)量效應

四、進一步分析

上述研究表明非本省晉升的省委書記顯著提高了轄區(qū)綜合經(jīng)濟增長質(zhì)量，但是這種省委書記來源的經(jīng)濟增長質(zhì)量效應，在創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享等五大方面是否相同？與此同時，在非本省晉升省委書記中，“外省調(diào)入”的與中央 “空降”的省委書記，對轄區(qū)經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響又存在什么差異？為此，下面就這兩個問題進行進一步分析。

（一）對經(jīng)濟增長質(zhì)量分指標的回歸分析

本文將表示省委書記來源的虛擬變量與構(gòu)成經(jīng)濟增長質(zhì)量總指數(shù)的五大分指標——創(chuàng)新指數(shù)、協(xié)調(diào)指數(shù)、綠色指數(shù)、開放指數(shù)以及共享指數(shù)一一進行回歸，以分析非本省晉升省委書記究竟更注重經(jīng)濟增長質(zhì)量的哪些方面。具體的實證結(jié)果如表6所示。

AR檢驗和Sargan檢驗的結(jié)果都接受了原假設，擾動項的差分不存在二階自相關，同時所有的工具變量都是有效的，說明本文的模型設定是合理的。從表6可以看出：

非本省晉升變量的創(chuàng)新效應顯著為正。創(chuàng)新是一項融人力資本與物質(zhì)資本投入于一體的活動。“非本省晉升”分為 “外省調(diào)入”和中央 “空降”，外省調(diào)入的省委書記一方面可能會運用其豐富的執(zhí)政經(jīng)驗，深化轄區(qū)人才培養(yǎng)和引進制度改革，加大科研物質(zhì)資本的投入力度，從而有利于科技創(chuàng)新；另一方面可能是外省調(diào)入省委書記打破了本省官員形成的特定關系格局，瓦解了部分既得利益者，客觀上激發(fā)了本省居民和企業(yè)的創(chuàng)新積極性。而中央 “空降”省委書記不僅打破了本省固定的人脈關系網(wǎng)絡，同時在貫徹和落實國家政策上存在更大的優(yōu)勢，更重視轄區(qū)自主創(chuàng)新能力的提升。此外，轄區(qū)居民和企業(yè)對中央 “空降”官員往往更有信心，從而有更大的激勵去進行自主創(chuàng)新活動。

非本省晉升變量的共享效應顯著為正。這依然能從非本省晉升省委書記的來源構(gòu)成進行分析。共享指數(shù)的構(gòu)成包括縱橫兩個層面，縱向?qū)用姹硎揪用衽c政府的共享，主要反映在相應的公共服務支出中；橫向?qū)用娴墓蚕韯t包括省內(nèi)人均收入差距的降低以及各省之間經(jīng)濟發(fā)展程度的一致性。首先，“外省調(diào)入”這種官員交流方式能在一定程度上減少省際經(jīng)濟政策存在的差異，最終使得各省的經(jīng)濟發(fā)展程度逐步趨同。其次，中央 “空降”的省委書記在中央政策的執(zhí)行力度上往往優(yōu)于本省晉升的省委書記，因此中央“空降”官員可能更加注重經(jīng)濟發(fā)展成果在政府與居民之間的共享，同時也更致力于降低居民收入分配差距。

非本省晉升變量對協(xié)調(diào)、綠色和開放指數(shù)的邊際效應均不顯著，這表示本省晉升和非本省晉升的省委書記對促進轄區(qū)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展、綠色發(fā)展以及經(jīng)濟開放等方面沒有顯著差異。協(xié)調(diào)指數(shù)可分解為城鄉(xiāng)發(fā)展協(xié)調(diào)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)協(xié)調(diào)、投資消費協(xié)調(diào)、金融結(jié)構(gòu)協(xié)調(diào)和經(jīng)濟穩(wěn)定等五個方面，徐現(xiàn)祥等 （2007）［9］研究發(fā)現(xiàn)，異地任職的官員會重視發(fā)展第一、第二產(chǎn)業(yè)，而忽視第三產(chǎn)業(yè)，而出于政治晉升激勵，本省晉升的省委書記會選擇相似的產(chǎn)業(yè)發(fā)展格局。經(jīng)濟的綠色發(fā)展不僅與產(chǎn)業(yè)發(fā)展格局有關，同時與整個經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境緊密相關，本省晉升和非本省晉升的省委書記均重視工農(nóng)業(yè)的發(fā)展，而中國目前的工業(yè)、農(nóng)業(yè)發(fā)展均比較粗放，因而在經(jīng)濟發(fā)展過程中產(chǎn)生了比較嚴重的環(huán)境污染問題，這與省委書記是否由本省晉升沒有顯著關系；而轄區(qū)經(jīng)濟的對外開放程度除了與經(jīng)濟政策相關，更重要的是轄區(qū)是否具備相應的資源稟賦和地理區(qū)位優(yōu)勢，僅憑省委書記一人之力難以提升轄區(qū)經(jīng)濟開放度。

表6 對經(jīng)濟增長質(zhì)量分指標的回歸結(jié)果

（二）“外省調(diào)入”和中央 “空降”省委書記的經(jīng)濟增長質(zhì)量效應

本文將非本省晉升省委書記的來源分為 “外省調(diào)入”和中央 “空降”，將 “本省晉升”視為參照組，引入兩個虛擬變量Opro和Cen，當省委書記由外省調(diào)入時Opro取值為1，否則為0；當省委書記由中央 “空降”時Cen取值為1，否則為0。實證模型如下所示：

表7 “外省調(diào)入”和中央 “空降”省委書記的經(jīng)濟增長質(zhì)量效應

表7展示了 “外省調(diào)入”和中央 “空降”省委書記的經(jīng)濟增長質(zhì)量效應。從表7可以看出，外省調(diào)入變量 （Opro）的系數(shù)顯著為正，中央 “空降”變量 （Cen）的系數(shù)為負但不顯著，且用全要素生產(chǎn)率（Q）進行穩(wěn)健性檢驗之后的結(jié)果依然支持上述結(jié)論。這驗證了本文的假設H2，證實了非本省晉升的省委書記中，外省調(diào)入的省委書記相對于本省晉升的省委書記更能提升轄區(qū)經(jīng)濟增長質(zhì)量；同時也說明，中央“空降”的省委書記與本省晉升的省委書記對于轄區(qū)經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響沒有顯著性差別，這可以從以下兩方面進行解釋：一方面，中央 “空降”省委書記缺乏相應的工作經(jīng)驗和對地區(qū)經(jīng)濟事務的了解，因此該部分官員擁有的 “京官優(yōu)勢”也無法盡快體現(xiàn)出來；另一方面，王賢彬和徐現(xiàn)祥 （2008）［10］的研究發(fā)現(xiàn)在省委書記層面，相對考核機制往往在決定其是否退任上起作用。段潤來 （2009）［35］從理論和實證兩方面證明了中央會懲罰不努力發(fā)展地方經(jīng)濟的省級領導人，但是不承諾提拔經(jīng)濟發(fā)展較好的省級領導人。因此，中央 “空降”官員基于 “政治生存”策略，往往會選擇在有限的任期內(nèi)盡量維持原省委書記的經(jīng)濟政策不變或者實行一部分溫和的適應性政策。

五、結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

學界對地方官員影響轄區(qū)經(jīng)濟增長的研究是一個循序漸進的過程：首先從制度和政治環(huán)境對于經(jīng)濟發(fā)展的重要性著手，其次由政府過渡到政府官員，從中國的分權(quán)體制和官員的政治晉升激勵出發(fā)，闡釋了作為政治權(quán)力代表的地方官員發(fā)展轄區(qū)經(jīng)濟的動力機制；然后聯(lián)系官員更替這一政治現(xiàn)象，從地方官員的異質(zhì)性及其變更導致的政策不穩(wěn)定和不連續(xù)分析其對轄區(qū)經(jīng)濟增長績效的影響。然而，轄區(qū)經(jīng)濟增長績效不僅體現(xiàn)在經(jīng)濟增速上，也體現(xiàn)在經(jīng)濟增長質(zhì)量方面，為此本文進一步拓展研究領域，構(gòu)建系統(tǒng)GMM模型，利用2000—2015年中國31個省份省委書記變更的面板數(shù)據(jù)，對省委書記來源的經(jīng)濟增長質(zhì)量效應進行了實證研究。本文發(fā)現(xiàn)：與本省晉升的省委書記相比，非本省晉升的省委書記更能提升轄區(qū)經(jīng)濟增長質(zhì)量，而且這一發(fā)現(xiàn)通過了穩(wěn)健性檢驗。進一步分析表明：在非本省晉升的省委書記中，外省調(diào)入省委書記的經(jīng)濟增長質(zhì)量效應顯著為正，而中央 “空降”省委書記的經(jīng)濟增長質(zhì)量效應為負，但不顯著；從分類經(jīng)濟增長質(zhì)量指標方面看，非本省晉升省委書記更注重創(chuàng)新和共享方面經(jīng)濟增長質(zhì)量的提升，但在協(xié)調(diào)、綠色和開放方面的影響不顯著。

（二）政策啟示

本文的研究豐富了地方官員治理與轄區(qū)經(jīng)濟發(fā)展方面的文獻，也為國家官員任職安排和政策制定提供了經(jīng)驗性證據(jù)。其政策啟示是：

1.繼續(xù)深入推進官員異地交流制度。

中國在1990年建立了高級官員異地任職制度，徐現(xiàn)祥等 （2007）［9］的研究表示，省際地方官員的異地任職對流入地的經(jīng)濟增長速度有顯著的正向促進作用。本文則從經(jīng)濟增長質(zhì)量的視角證實了外省調(diào)入省委書記的經(jīng)濟增長質(zhì)量效應顯著為正。因此，國家應該繼續(xù)推進高級官員的異地任職制度。這種異地任職安排既使得地方官員的工作經(jīng)驗多元化，同時又能對此加以有效利用，為轄區(qū)經(jīng)濟發(fā)展帶來新的發(fā)展動力；與此同時，也有利于避免政治格局的僵化以及既得利益階層的形成，能有效防止較大規(guī)模的腐敗問題。

2.對于中央 “空降”官員，先培養(yǎng)后重用。

中國在2006年對中央和地方之間黨政領導干部的交流提出了更高的要求，這使得 “京官”現(xiàn)象常態(tài)化。徐現(xiàn)祥和王賢彬 （2010）［17］的研究表明中央下派官員的重點在于培養(yǎng)官員，其成本是地方經(jīng)濟發(fā)展速度下降1%左右；本文的實證研究表明中央 “空降”省委書記的經(jīng)濟增長質(zhì)量效應雖然不顯著，但是符號為負。不管中央 “空降”官員的行為是出于何種目的，都不能以妨礙轄區(qū)經(jīng)濟發(fā)展為代價。因此，較為穩(wěn)妥的方式是先將中央官員 “空降”到地方政府擔任次要職位，使其具備一定的地方執(zhí)政經(jīng)驗之后再重用。這樣 “京官”既能充分發(fā)揮本身特有的政治優(yōu)勢，促進轄區(qū)經(jīng)濟增速和經(jīng)濟增長質(zhì)量的提高，同時也達到了中央對 “空降”官員的培養(yǎng)目的。

3.以 “五大發(fā)展理念”為指導，制定轄區(qū)經(jīng)濟發(fā)展政策。

在 “十三五”乃至今后很長時期中國將以 “五大發(fā)展理念”作為經(jīng)濟發(fā)展指導理念，達到 “降速提質(zhì)”的經(jīng)濟發(fā)展要求。不同省委書記來源對轄區(qū)經(jīng)濟增長質(zhì)量分指標的效用存在差異，中央政府應以“五大發(fā)展理念”為指導，優(yōu)化官員任職安排，同時地方政府要以 “五大發(fā)展理念”為指導，制定轄區(qū)經(jīng)濟發(fā)展政策。第一，注重創(chuàng)新型人才培養(yǎng)和人才引進的制度建設，同時在財政安排和政策制定上對工業(yè)企業(yè)、科研機構(gòu)等的自主創(chuàng)新活動提供形式不一的有效支持；第二，在立足于各省本身的經(jīng)濟特色基礎上，消除各省之間的經(jīng)濟發(fā)展壁壘，促進省際經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展；第三，強調(diào)轄區(qū)經(jīng)濟的健康綠色發(fā)展，堅決取締高能耗高污染的工業(yè)企業(yè)，同時不斷加強技術創(chuàng)新，為轄區(qū)經(jīng)濟的綠色發(fā)展提供技術前提；第四，善于利用轄區(qū)的地理區(qū)位優(yōu)勢，重視外商投資資金的引入，同時加強省際經(jīng)濟交流，提高轄區(qū)的經(jīng)濟開放程度；第五，加大經(jīng)濟發(fā)展成果在政府與居民之間的共享力度，繼續(xù)深入推進公共財政制度建設，切實提高人民群眾的生活質(zhì)量。

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