相对绩效考核中国地方官员晋升机制的一项经验研究-ResearchGate
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Relative Performance Evaluation: An Empirical Analysis of Turnover of Chinese Local Of?cials
Article · January 2005
CITATIONS 13READS 770
3 authors, including:
Li-An Zhou
Peking University
35PUBLICATIONS 2,235CITATIONS
SEE PROFILE
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相对绩效考核：中国地方官员晋升机制的一项经验研究①
周黎安
（北京大学光华管理学院）
李宏彬
（香港中文大学）
陈烨
（北京大学光华管理学院）
摘要：本文运用1979至2002年的省级官员数据考察了中国地方官员的晋升机制，侧重研究了相对绩效考核在官员升迁决策中的重要性。我们发现如下现象：（1）经济绩效对这些省级官员的晋升有正的影响，其中任内平均经济绩效的影响较当年绩效的影响更大，更为显著；（2）在相对绩效考核中，在任官员相对于前任的经济绩效对其晋升有着显著的正影响，而他们相对于周边省份的绩效对升迁的影响则相对有限；（3）经济绩效对升迁的影响随时间不存在明显的变化趋势。这些发现支持了中央政府运用人事权来激励地方政府官员促进当地经济发展的观点，并且反映了中央政府评价省级官员时的理性选择。我们认为，这种人事激励方式构成了中国经济增长奇迹的重要来源。
关键词：相对绩效考核，晋升激励，地方官员
Relative Performance Evaluation:
An Empirical Analysis of Turnover of the Chinese Local Officials
Li-An Zhou, Hongbin Li, and Ye Chen
Abstract
Using a large turnover dataset of provincial leaders in China between 1979 and 2002, this paper examines the role of relative performance evaluation in the turnover decisions made by the central government. We find strong evidence that the turnover of provincial leaders largely hinges on provincial economic performance relative to their immediate predecessor. There is only limited evidence supporting relative performance evaluation with neighboring provinces’ performance as benchmark. This benchmark choice may reflect a rational response on the part of the Chinese central government to substantial disparity across provinces.
Keywords: Relative performance evaluation, promotion incentives, Chinese local officials
JEL: H11; H7; J63; P3
①作者感谢白重恩教授的有益评论。通讯作者及地址：周黎安，北京大学光华管理学院，邮编：100871；Email: zhoula@https://www.wendangku.net/doc/fb15415920.html,。
1．引言
如何给予政府官员以适当的激励促进经济发展一直是政府治理和公共经济学中的核心问题。激励政府官员的难点在于，如果政府官员不赋予任何形式的正式的激励合约，他们可能会利用手中的行政权力用于寻组的目的，或者就是偷懒和不努力工作；而要给政府官员设计一定的激励合约，马上就面临着政府官员的工作绩效如何测度的基本问题。这种激励设计中的两难困境也许可以解释人们关于政府官员效率低下的普遍抱怨。
在中国经济以奇迹的速度增长过程中，地方官员对当地经济发展所体现出的兴趣和热情在世界范围内可能也是不多见的。如何解释地方官员的这种强大激励？ 本文试图以实证的方式揭示，在过去二十多年的经济改革与发展过程中，中国政府采用了非常独特的激励方式来调动地方官员推动地方经济发展的积极性。这种激励方式就是将地方官员的政治升迁与当地经济增长绩效挂钩，而且在绩效考核时采用相对绩效评估的方式，尽可能消除评估误差，加大激励效果。我们认为，正是这种强力（high-powered）的激励合同设计，为地方官员积极推动地方经济增长奠定了重要的制度基础。
中国地方官员激励方式重要改革始于上世纪80年代初，官员升迁的考核标准由过去以政治表现为主变为以个人领导素质和经济绩效为主，并实行强制退休制。将经济绩效与官员个人的政治升迁挂钩得益于中国经济独特的组织形式，即一种类似于M型组织结构，与前苏联的U型组织结构相对照（Qian and Xu, 1993; Maskin, Qian and Xu, 2000）。M型组织结构的好处在于各分支（部）相对独立，各自的业绩相对可分离，便于相互比较，而在U
型组织中，各个分支（部）按照功能的分工原则设计的，其业绩无法比较。在这个意义上，中国的地方官员类似于一个M型公司的中层经理，近年来一些市长强调“经营城市”的领导理念，是两者相似性的最好佐证。但必须强调的是，在晋升激励方面，中国地方官员与一个公司的部门经理的重要差别在于，前者处于一个全国统一的政治劳动力市场，只有一个“雇主”，如果一旦离开了这个政治市场，就很难再寻找其它政治机会。也就是说，地方官员的外部选择机会是非常有限的，这与一个公司的经理所面临的外部选择机会有天壤之别。所以一旦进入这个统一的政治劳动力市场，地方官员就面临“锁住效应”（lock-in），不得不以最大的努力寻求晋升机会。
从委托代理合约的角度研究中国官员的激励研究主要有两种基本思路，一种是强调地方官员作为经济参与人的特征，认为财政包干、分权改革赋予了地方政府相当大的财政支配权，财政激励构成地方政府推动地方经济增长的重要来源（沈立人、戴园晨，1990；Oi， 1992；Montinola 等，1995；Jin等，2000 ）。另一种思路则强调地方官员作为政治参与人的特征，认为中央政府利用人事权激励地方官员去促进地方经济发展，晋升激励是官员激励的主要来源（Blanchard and Shleifer, 2001; Whiting, 2001; Li and Zhou, 2004; 周黎安，2004）。Li and Zhou (2004)利用1979－1995年省级官员升迁的数据验证了官员升迁与地方GDP增长率之间的显著关联。
本文是对Li and Zhou (2004)所做工作的延伸。我们把数据由原来1979年至1995年扩展到了2002年，一方面试图验证Li and Zhou (2004)的基本结论在新的数据基础上是否仍然有效，另一方面，我们在本文侧重考察：地方官员绩效考核的基准是什么，是绝对绩效还是相对绩效，以及，经济绩效对政治升迁的影响力是否随着时间的推移而发生结构性变化。
2、数据描述
本文运用的数据集涵盖了中国28个省或直辖市1979年至2002年的主要经济信息和每
年在位的187位省（市）委书记和157位省（市）长（以后简称为省级官员）个人的详细信息。个人信息包括这些省级官员的出生年、学历、就任前是否曾在中央任职、就任和离任的年月，以及他们离任时的升迁情况。这些数据是从多种来源收集而成，其中包括《中国共产党人名录》（1997）、《中华人民共和国官职志》（1996）、《中国年鉴》（1995-2002）、人民网的资料库（https://www.wendangku.net/doc/fb15415920.html, ）以及《人民日报》的相关报道。省一级相关的经济指标则来自历年的中国统计年鉴。
样本中的一些地官方官员曾在样本期间担任过不同的职务：46位省长被晋升为本省省委书记，34位省级官员被调任到其它省。对此，我们把他们算做不同的样本点，因为晋升或调任已经反映了他们过去的绩效，未来的考核将基于他们在新的职位上的表现。在九十年代中期以前，有一些省级领导兼任省（市）委书记和省（市）长二职，在处理数据时，他们仅被算做省（市）委书记，因为这反映了他们真实的行政级别。
【插入表一】
表一给出了变量的统计特征描述。由于本文的重点是考察省级官员晋升与地方经济绩效究竟有何经验上的关联，尤其是晋升的绩效基准问题，所以我们选取了一系列可能的绩效基准指标，它们包括省年度GDP 增长率、任内省GDP 增长率的移动平均、前任任内平均的GDP 增长率、周边省份平均GDP 增长率等等。所有的GDP 增长率均为剔除物价因素之后的真实增长率。本任省GDP 年增长率的移动平均是指省GDP 增长率在某省级官员任内的移动平均。 表一的第二类指标涉及到政治升迁的测度。“升迁”是指当年年未的官员职位变动情况，分“晋升”、“同级水平”和“终止”三种可能，其中“同级水平”包括留任和同级调动两种情况。“晋升”和“同级调动”比较容易定义和判别，“终止”则需要做一些说明。本文所谓的“终止”通俗地说就是指离开行政领导岗位，代表一种行政权力的实质性终止，它通常包括正式退休、到人大或政协任职以及免职三种情况。有许多省级领导在正式退休之前往往会有一个“过渡”，在人大或政协担任一定的职务，但因为这些职务并非代表一种实质性的行政权力，我们仍然视之为一种“终止”结果。在样本期内25.9%的省级官员得到晋升，41.6%终止了政治生涯。有28.4%的“晋升”或“终止”发生于每年的6月之前，为此我们把它们计为上一年的升迁情况，这样，这些升迁事件就与上一年的地方经济绩效相对应。我们认为这样处理会更好地反映政治升迁实际发生的情况，比如在某年年初的发生的升迁事件很难归结为全年的经济绩效导致的。官员的“年龄”由所在年份减去出生年计算得到，省级官员在样本期间的平均年龄接近60岁。在总共344个省级官员中， 59.9%有大专或以上学历，23.8%曾在中央任职，平均任期为3.92年。
3．计量模型的设定
虽然中央政府对省级官员的考核依据和提拔机制不能为我们直接观察到，但是我们可以观察到每年各省省级领导升迁的实际发生情况，当年各省的经济表现以及这些省级官员的一些个人特征信息。我们试图从可观察的数据出发，研究地方经济绩效、官员的个人特征与官员升迁之间的经验联系。
为此，我们运用有序Probit 模型来研究什么因素会影响省级官员升迁。模型的假定是中央每年基于一系列的因素－用向量x 代表，给每个省级官员计算出一个评分，然后依据的大小，做出对该官员的人事任免决定。我们进一步假设是*y *y *y x 的线性函数
*y x βε=+，
ε 独立同分布，存在两个阈值1α,2α，如果2*y α>，官员得到晋升，即；如果1y =1α<*y ≤2α，官员职位维持原有水平（包括同级调动）（0y =），如果*y ≤1α，官员的政治生涯被终止（），虽然不可观察，但作为升迁结果的1y =?*y y 是可观察的。
引用Wooldridge(2002)中的表达方式，有序Probit 模型可以表示为：
1212Pr (1)()
Pr (0)()()Pr (1)1()
ob y x ob y x x ob y x αβαβαβαβ=Φ?==Φ??Φ?==?Φ?=? 其中为标准正态分布函数。
Φ该模型的设定使我们能够计算自变量对升迁的概率的边际影响。设1p ?,0p ,1p 分别为终止、维持同等水平和晋升的概率，用Wooldridge(2002)中的表达方式，自变量k x 的边际影响为：
^^
11^
^
^
^
012^
^
12/(),
/(()(/(),
k k k k k k p x x p x x x p x x βφαβ)),βφαβφαββφαβ∧?∧
∧
??=????=?????=? φ为标准正态密度函数，^1α,^2α,^β,^
k β为估计系数。
考核变量x 中的关键变量是官员任内经济绩效。本文用省GDP 的年增长率和相关的GDP 增长率作为经济绩效的一种度量，在第四节，我们将分别研究当年省GDP 增长率以及每个官员任内的省GDP 年增长率的简单移动平均这两种可能的官员经济绩效指标对官员当年升迁情况的影响。
为了进一步探索中央政府对省级官员的评价标准，我们考虑了中央政府是否可能采取相对绩效评价，例如把省级官员任内的绩效与他们前任的绩效或者其它省的经济绩效相比较的方式。根据委托代理理论，在代理人的努力程度不易观察、经济绩效只是代理人努力程度的不完善的指标的情况下，相对绩效评价的优点在于剔除那些影响不同代理人绩效的一些共同因素的扰动（Lazear and Rosen, 1981; Holmstrom, 1982a）。省内的一些特定因素（如广泛的海外关系、活跃的民营经济、恶劣的自然条件）可能对该省的GDP 产生持续的影响，但如果把某省级官员的经济绩效与其前任相比较，以此决定其升迁就不会受这些特定因素的干扰。类似地，不同省份的经济绩效也可能共同受到一定年份的宏观经济形势和政策的影响，如经济过热、宏观调控，为了准确判断一个省级官员的真正的经济绩效，用他（她）的绩效与全国平均绩效相比可以消除年度因素带来的噪音。基于这些考虑，在回归分析中，我们将引入一系列变量来考察相对绩效指标在决定官员升迁中的作用。
除了经济绩效之外，官员本人、省和年度的特征同样可能影响省级官员的升迁。省级官员的个人特征，包括学历、年龄、在任年数，和是否具有在中央的工作经历被用做解释变量。“学历”变量度量了省级官员的人力资本，因此我们预期高的学历对晋升有正的影响。“年龄”的重要性在1982年。强制退休制度引入后变得尤为明显。为了进一步控制年龄可能产
生的非线性影响；我们引入了虚拟变量“年龄65”，它等于1，如果省级官员当年的年龄大于或等于65岁，否则等于0，这与65岁作为强制退休界线的规则相一致。“在任年数”是指省级官员已经在该职位工作的年数，理论上省级领导的职位是5年一个任期，连任不超过两任，但实际上中央政府有随时对这些省级省级官员进行人事调动的权力，长时间的在位而没有获得晋升可能是能力低的标志，从而影响官员升迁的概率。省级官员与中央的联系同样可能影响他们的升迁。如果省级官员曾经在中央工作过，他们更有机会建立与中央政府官员的非正式关系并且积累起有关中央的知识，以至最终有利于他们的晋升。因此，我们引入虚拟变量，“中央背景”它等于1，如果该省级官员具有在中央政府工作的经历，否则等于0。
在我们的计量设定中，省份和年度的特定效应被加以控制。需要强调的是，控制这些特定效应一方面与上面讨论的相对绩效考核有紧密的联系。省份的固定效应和年度效应本身直接影响省的经济绩效，控制这些效应之后，如果年度或平均的省GDP增长绩效仍然显著地影响官员的政治升迁，那么，这就在一定程度上提供了相对绩效考核的经验证据。另一方面，控制这些特定效应还有其它一些重要的考虑。省份各自的特定特征不仅包含那些影响省份经济增长的固定因素，而且也包含反映中央考核、提拔省级官员的一些固定偏好或特征，比如经济较发达省份对中央政府影响较大，从而这些地方的最高官员或许更容易得到晋升，又比如自改革开放之初就受到中央政府政政倾斜的沿海省份的官员可能更容易得到晋升，而一些落后省份也可能成为一些政治上前景看好的重点培养对象“锻炼能力”的地方。虽然我们无法确定这些可能性的大小，但控制省份的固定效应无疑有助于控制这些可能“干扰”我们参数估计的因素。
与此同时，省级领导的人事变动情况也存在有全国范围的时间趋势特征，例如1982年正式引入强制退休制度后，1982、1983、1984、1985年均有较多的退休（“终止”的一种）发生，并且每逢五年一次的全国党代表大会，无论晋升还是终止的发生频率都较高。所以，考虑在计量型的设定中添加省份和年度的虚拟变量将是一种非常有用的处理，其效果类似于双向固定效应估计（difference-in-difference estimation）②。
综上所述，我们的计量模型的基本设定为有序Probit模型，控制变量包括年省GDP增长率/任内省GDP增长率移动平均，在任年数、年龄、年龄65、学历、中央背景以及全部省份和年度虚拟变量。
4．晋升机制的经验证据
4.1 升迁与经济绩效
表二报告了有序Probit模型的参数估计结果，我们首先选用当年省GDP的增长率作为经济绩效的指标。 第1至第4栏分别报告在是否控制省份虚拟变量和年度虚拟变量情况下的估计结果。从回归结果来看，这些虚拟变量的系数具有联合的显著性，即在中国省级官员的升迁过程中，全国范围内的时间趋势和地区的特定条件是不能忽略的影响因素。同时，这些指标变量的增加几乎不降低其它变量参数估计的有效性，因此我们认为，在计量模型设定中，控制年度效应和省效应是合理的。
作为我们主要关注的变量，当年省GDP增长率对升迁的影响在统计上低于正常的显著水平，但是依然有我们预期中的作用方向，其中在第2和第4种设定中接近10％的显著性。第3、4栏报告了添加其它控制变量后的回归结果。在任年数对于晋升（无 ，）有显著的负影响，除了作为显示低能力的信号之外，另一个可能的原因在于省级领导所面临的任期限制
②关于双向固定效应模型的具体内容，可参见Wooldridge(2002)。
和极为有限的晋升机会迫使他们中的大多数在任期满后终止政治职业生涯。年龄的增长对晋升具有显著的负影响，而且“年龄65”前在1%的显著水平上为负的估计系数说明强制退休的政策执行得颇为成功。“中央背景”和“学历”两个变量同样具有预期中的影响方向，然而显著性不高。学历变量存在的一个问题在于它很缺乏变化，90年及以后的全部省级领导几乎都有大专或以上学历。
【插入表二】
上述的分析假定了中央政府基于每年的经济绩效做出省级官员人事变动的决定，然而中央政府完全有可能理性地把省级官员过去的经济绩效同样纳入评价之中，这是因为：1）采用累积绩效作为评价指标可以减少由当年的随机影响造成的评价失误；2）中央政府可能起初对省级官员的能力缺乏信息，随着每年地方经济绩效的实现，中央政府可以用贝叶斯法则不断更新对省级官员能力的判断，并做出人事升迁的决定，官员在任越久，新的信息对中央政府判断的影响越小（Holmstrom, 1982b (1999）)。表三报告了把官员任内省GDP增长率的移动平均作为绩效指标的有序Probit回归结果，它证实了我们的上述猜想。变量“本任省GDP年增长率移动”平均不但对升迁有5%显著水平的正影响，而且系数较当年GDP增长率大得多，2.874的参数估计值意味着：在样本均值处，“本任省GDP年增长率移动平均”对“晋升”的边际影响为0.27,对“终止”的边际影响为-0.38，即如果某官员的平均绩效从均值(0.1)增长一个标准差(0.037)，他获得晋升的概率将增加0.1，为平均晋升概率(0.066)的15.2%，而被终止的概率将降低0.013，为平均终止概率(0.103)的12.5%。由于这些显著边际影响在控制了省份和年度效应之后出现的，这说明官员升迁的绩效考核带有一定的相对比较的性质，不只是看官员个人的绝对增长率，而不管他（她）所在的省份和时期。
表三的结果有力地建立了中国地方官员晋升与GDP增长绩效之间显著而系统的经验关联，说明自70年代末以来中央政府长期运用人事变动的杠杆激励地方官员推动当地经济的快速增长。正是这种具有激励效应的政治晋升机制成为中国改革和发展区别与其它发展中国家和转型国家的最大特色之一。
值得强调的是，面对上述结果，人们很可能会提出升迁与经济绩效孰为因果的疑问。人们会说，一些官员的提升是因为中央想要提拔他们，特意先把他们安置在经济发达省份，如果是这样，我们也可以观察到晋升与经济绩效之间的正向关联，但这种情况是先有晋升，后有绩效，与我们解释的晋升机制的激励效应无关。表三所呈现的晋升与经济绩效的显著关联是在控制了省份和年度固定效应的情况下得到的，控制省份固定效应在一定程度上可以减少上述疑问，尤其当某些省份一直是 一些“重点培养对象”的“固定安置点”，但疑问至此并不能完全消除。我们后面将进一步检验这种疑问的有效性。
【插入表三】
中央政府在对省级官员的评价中更为重视平均绩效的现象，说明了中央试图降低考核失误的努力的存在性。我们因此希望更深入地了解中央政府为省级官员所设计的晋升机制的内在特征。
4.2 升迁考核中的相对绩效评价基准
经济学家早已认识到，当从事类似工作的代理人面临足够大的共同风险时，委托人采取相对绩效评价而非绝对绩效评价可以使评价更为准确，或者说对委托人的信息要求更低
(Lazear and Rosen, 1981)。与此同时，中央政府可能为省级官员设计了某种锦标赛式的竞争环境以激励他们努力提升地方经济绩效。本节试图研究在中国省级官员的晋升机制中，中央政府是否以及如何运用相对绩效考核机制。
被用于相对考核的基准可以是一般性省份和年度的固定效应，省份固定效应属于那些从一开始就恒定不变的特征，而年度效应属于波及全部省份的宏观效应。这两种基准的局限性在于，对于那些相对稳定、但并非恒定不变的省份特征，或那些在局部范围内发生、但并非波及所有省份的“中观”波动因素，如何在绩效考核中加以考虑呢？相对绩效考核可以引入两个进一步的比较基准：第一，中央可以把在任官员的绩效与他们前任的绩效进行比较，以剔除那些省份的相对稳定的特征因素的影响；第二，中央可以把各省官员的绩效与同年周边省份的经济绩效相比较，以剔除那些在局部范围内发生的共同冲击。究竟哪一个基准占主导，主要取决于那一类共同冲击是更为重要的。 为了研究升迁考核中是否存在这些基准，我们引入三个新变量“前任省GDP平均增长率”，表示在位官员的直接前任的任内的平均省GDP 增长率，“周边省GDP增长率”，表示与某一省在地理上相邻省份（有略微调整）的当年省GDP增长率的平均值，以及“省GDP年增长率移动平均”，表示省GDP增长率的1到5阶滞后的移动平均，它也可以反映本省的长期经济增长趋势。我们把这三个变量分别添加到基本方程中去，有序Probit回归结果在表四中报告。
【插入表四】
在1、2、3栏的方程中，经济绩效和其它自变量对升迁的影响与之前的估计几乎完全相同，但仅有变量“前任省GDP平均增长率”具有在5%的显著水平的负影响，说明了中央政府很可能采用把在任官员与某前任相比较的评价机制。相比之下，“省GDP年增长率5年移动平均”有类似的含义，即表示该省份的增长潜力，虽然它的系数估计值不显著异于零，但仍有我们预期的方向。
4、5、6栏报告了把“省GDP增长率移动平均”，分别与三个新增变量分别求差后作为自变量的回归结果，也等于在之前的三个方程中添加了一条线性约束（这做的合理性在于存在这一约束的原假设不能被拒绝），结论与1、2、3栏一致。
由于在回归中我们已经控制了年效应和省效应，回归结果显示出即使在考虑了全国范围内的时间趋势和省份固定因素之后，中央政府对各个省的省级官员仍然进行时间维度上的相对绩效评价。一种可能的评价机制是中央政府依赖于各省的历史信息，如前任省级官员的经济绩效，省多年经济绩效的移动平均等，形成对各省经济增长潜力的判断并以此作为官员的绩效评价基准。回归结果支持中央政府采用前任官员的绩效作为考核基准的重要性。相比之下，中央以周边省份为考核基准的相对绩效评价的方法只得到了弱一些的经验支持（第5栏的经济绩效系数在边际上显著），关于这个结果的一个解释是中国省与省之间经济社会条件千差万别，即便邻近省份也存在较大差异，这影响了周边省份作为考核基准的权重，同时也相应提升了前任绩效和一省多年平均绩效作为比较基准的权重。还有一个可能性是我们设计的周边省份这个绩效基准并没有准确地反映中央政府所采用的比较基准，而存在测度误差，使得估计系数噪音较大。
我们发现绩效考核中前任绩效和一省多年平均绩效作为比较基准的重大作用，这个结论说明第 4.1小节涉及的升迁与经济绩效孰为因果的疑问是没有经验依据的。根据表四的结果，仅仅将一个官员安置在经济发达省份本身并不保证他（她）的晋升，因为他（她）必须拿出比前任更好的经济绩效才行。在这个意义上说，确立绩效考核中的相对基准并对此进行承诺不仅是一种消除评价噪音的理性之举，而且也有助于减少中央在选拔地方官员的随意性和操纵空间，从而最大限度地提供人事管理的激励效应。
4.3 晋升机制的时间演变趋势
改革开放已进行了二十多年，在确认了经济绩效对省级官员的升迁的影响之后，本节希望探讨这种晋升机制是否具有某种时间趋势，也就是说，自70年代末以来随着时间的推移和经济社会条件的变化，经济绩效对省级官员晋升的正影响作用是在增强还是在减弱。
如何划分时期是一个比较棘手的问题。一个自然的选择是以历届党代会为划分界线。为此，我们引入了时间虚拟变量“1979—1982年”，“1983—1987”、“1988—1992”、“1993—1997”和“1998—2002”年，分别在1979年至1982年、1983年至1987年、1988年至1992年、1993年至1997年和1998年至2002年经济取值1否则为O，我们把这些时间虚拟变量分别与两种绩效变量交互，并将这些交互项引入回归议程。如果真实模型为
11*T
i i y x x z βδγε==+++∑i ，δ在时间段i 取I，否则取O，则在时间段i，x 对y*的边
际影响为1β+i δ。所以x 与i δ的交互相的参数估计值代表了时间趋势。
表五报告了对于两种不同绩效指标的有序Probit 回归结果。从中看到，表示时间趋势的交互项的参数估计值全部不显著异于0。运用Hausman 检验方法检验其联合显著性的结论同样不能拒绝不存在时间趋势的假设。
【插入表五】
为了进一步探索时间趋势的其它形式，我们考察了是否有可能自某些特定年份开始，经济绩效对升迁的边际影响发生结构性变化。我们进一步引入了“1982年后”、“1987年后”、“1992年后”、“1997年后”虚拟变量，分别从1983、1988、1993、1998年起等于1，否则等于零。表六(a)和表六(b)分别报告了结果。晋升机制时间上的结构性变化仍然未被发现。所以，尽管经济改革和市场化进程在1979年后不断深入，然而，省级官员的经绩效对提升他们晋升概率的作用并没有随着时间发生显著的改变。换句话说，从在经济体制改革的初始阶段开始，地方经济绩效就一直成为影响省级官员政治生涯的最重要的因素之一。
【插入表六(a)和(b)】
5．总结与讨论
本文考察了中国省级高层省级官员的晋升机制。运用28个省和直辖市，1979至2002年的面板数据，我们发现如下结果：（1）经济绩效对这些省级官员的晋升（终止），有正（负）的影响，且平均绩效的影响较当年绩效业的影响更大。（2）在任官员相对其前任的经济绩效对他们的晋升（终止）有正（负）的影响，而他们相对于周边省市的绩效则没有明显影响。（3）经济绩效对升迁的影响随时间不存在明显的变化趋势。这些发现支持了中央政府运用人事权来激励地方政府官员促进当地经济发展的观点，并且反映了中央政府评价省级官员时的理性行为。
正如我们在文章引言所说的那样，激励政府官员是一个非常棘手的问题。我们的经验结果说明中国政府采取的是一种以经济增长绩效为基础的晋升竞争的激励方式，最大限度地为中国各地区的发展提供良好的政治条件。我们认为，这种人事激励方式，构成了中国经济增长奇迹的一个重要来源。从这个意义上说，上世纪80年代初期的干部人事制度的改革对中
国后来的经济改革和增长影响深远。过去主流文献中对财政包干和分权改革对地方政府行为的影响强调很多，而对发生在同一时间的干部人事管理制度改革的意义则重视不够。本文的经验结果有助于人们重新认识这些改革措施的积极意义。
但是，任何激励方式都有代价，我们应认识到这种晋升激励机制所带来的消极后果。由于地方官员对当地公众提供的服务是多任务和多纬度的，如果激励只侧重在某一可测度的纬度或任务，将会导致官员努力向这一纬度倾斜，造成努力配置扭曲 （Holmstrom and Milgrom, 1991）。实际发生的情况正是如此。地方官员过度注重经济增长率，注重政绩过程，而忽略了增长的质量（如环境质量维护和效益指标的提高），有的官员甚至伪造增长数据。另外，地方官员晋升竞争可能导致地方官员在区域合作方面激励不足，相互攀比而引致地方保护主义和重复建设等等问题（周黎安，2004）。晋升激励的这些负面影响近年来引起了人们关于科学发展观的反思。
参考文献
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表一 变量描述
变量名 样本量 均值 标准差 最小值 最大值 省GDP年增长率 1388 0.101 0.045 -0.084 0.256 本任省GDP年增长率移动平均 1370 0.1 0.037 -0.084 0.247 前任任内平均省GDP年增长率 1273 0.102 0.034 0.01 0.209 周边省平均GDP年增长率 1380 0.101 0.034 -0.018 0.199 省GDP年增长率5年移动平均(至上年)1106 0.103 0.026 -0.035 0.193 晋升 (=1,若晋升;=0,其它) 1308 0.066 0.248 0 1
终止 (=1,若终止;=0,其它) 1308 0.103 0.304 0 1
在任年数 1302 3.115 2.11 1 12
年龄 1302 59.771 5.413 43 75
年龄65 (=1,若年龄>=65;=0,其它) 1302 0.229 0.431 0 1
学历 (=1,若大专及以上;=0,其它) 1302 0.627 0.484 0 1
中央背景 (=1,若来自中央;=0,其它 1302 0.21 0.407 0 1
因变量: 升迁
(1=晋升, 0=同等水平,-1=终止)
(1) (2) (3) (4)
省GDP年增长率 0.121 1.854 0.582 1.862
(0.15) (1.64) (0.72) (1.57)
在任年数 -0.071 -0.057
(3.29)*** (2.33)**
年龄 -0.052 -0.068
(5.98)*** (6.87)***
年龄65 -0.234 -0.281
(2.01)** (2.03)**
中央背景 0.142 0.106
(1.45) (1.00)
学历 0.189 0.191
(2.09)** (1.62)
阈值1 -1.248 -0.637 -4.563 -5.160
(13.87)*** (1.73)* (8.5)*** (7.05)***
阈值2 1.517 2.273 -1.567 -1.98
(16.86)*** (5.83)*** (3.04)*** (2.71)***
年效应 否 是 否 是
省效应 否 是 否 是
样本量 1300 1300 1286 1286
拟对数似然比 -740 -694 -672 -629
注： 括号内为基于稳健标准差计算的t统计量。1%，5%，10% 的显著水平分别用 ***，**，* 表示。
因变量: 升迁
(1=晋升, 0=同等水平,-1=终止)
(1) (2) (3) (4)
本任省GDP年增长率移动平均0.898 2.839 0.962 2.874
(0.97) (2.22)** (0.99) (2.10)**
-0.060
在任年数 -0.072
(2.42)**
(3.32)***
-0.067
年龄 -0.052
(6.75)***
(5.95)***
-0.278
年龄65 -0.226
(2.01)**
(1.94)*
0.109
中央背景 0.140
(1.02)
(1.42)
0.202
学历 0.188
(1.71)*
(2.07)**
阈值1 -1.174 -0.7 -4.519 -5.091
(8.31)***
(6.469)***
(1.72)*
(11.74)***
阈值2 1.596 2.253 -1.519 -1.898
(15.96)*** (5.54)*** (2.91)*** (2.46)**
年效应否是否是
省效应否是否是
样本量1300 1300 1286 1286
拟对数似然比-738 -691 -671 -627
注：括号内为基于稳健标准差计算的t统计量。1%，5%，10% 的显著水平分别用 ***，**，*
表示。
表四有序Probit模型,考察省级领导干部的绩效评价基准
因变量: 升迁
(1=晋升, 0=同等水平,-1=终止)
(1) (2) (3) (4) (5) (6)
省GDP年增长率移动平均 3.001 2.795 4.100
(2.10)** (2.04)** (2.46)**
前任任内平均省GDP年增长率-3.584
(2.36)**
周边省平均GDP年增长率 0.897
(0.39)
省GDP年增长率5年移动平均-2.433
(0.87)
3.309
本任GDP年增长率移动平均与前
任任内平均GDP年增长率之差(3.41)***
1.909
本任GDP年增长率移动平均与周
边省平均GDP年增长率之差(1.55)
3.815
本任GDP年增长率移动平均与
GDP年增长率5年移动平均之差(2.43)**
阈值1 -6.992 -4.994 -5.427 -6.929 -5.469 -5.615
(7.3)***
(7.05)***
(8.66)***
(8.42)***(6.18)***(6.48)***
阈值2 -3.736 -1.802 -2.211 -3.662 -2.228 -2.40
(4.64)***(2.27)** (2.27)** (4.7)*** (3.13)*** (3.1)***
样本量1227 1284 1074 1227 1284 1074
拟对数似然比-582 -627 -516 -582 -627 -516
注：括号内为基于稳健标准差计算的t统计量。1%，5%，10% 的显著水平分别用 ***，**，* 表
示。在任年数、年龄、年龄65、中央背景、学历、年效应和省效应被均控制。
表五 经济绩效对升迁影响的时间趋势：划分五个时期
因变量: 升迁
(1=晋升, 0=同等水平,-1=终止)
年度经济绩效
平均经济绩效
GDP 年增长率 7.313 本任GDP 年增长率移动平均 4.327 (1.93)*
(1.10)
-4.302 -2.646 GDP 年增长率
*1979~1982年
(0.98) 本任GDP 年增长率移动平均*1979~1982年 (0.55)
-6.011 -0.735 GDP 年增长率
*1983~1987年
(1.41) 本任GDP 年增长率移动平均*1983~1987年 (0.16)
-5.866 0.181 GDP 年增长率
*1988~1992年
(1.39) 本任GDP 年增长率移动平*1988~1992年 (0.04)
-7.711 -3.135 GDP 年增长率
*1993~1997年
(1.57) 本任GDP 年增长率移动平均*1993~1997年 (0.66)
-9.187 1.001 GDP 年增长率
*1998~2002年
(1.05) 本任GDP 年增长率移动平均*1993~1997年 (0.12)
阈值1 -4.490 -4.857
(5.06)***
(5.08)***
阈值2 -1.299 -1.663
(1.48)
(1.76)*
样本量 1286 1286
拟对数似然比 -628
-627 检验：
原假设：无时间趋势 Hausman 检验的p 值 0.678
0.936
注： 括号内为以稳健标准差计算的t 统计量。1%，5%，10% 的显著水平分别用 ***，**，* 表示。在任年数、年龄、年龄65、中央背景、学历、年效应和省效应均被控制。
因变量: 升迁
(1=晋升, 0=同等水平,-1=终止)
(1) (2) (3) (4)
省GDP年增长率 3.778 2.699
(1.82)* (1.83)*
2.723
2.160
本任省GDP年增长率移动平均
(0.88)
(1.53)
省GDP年增长率*1982年后-2.912
(1.19)
1.078
本任省GDP年增长率移动平均
*1982年后 (0.38)
省GDP年增长率*1987年后 -2.135
(0.94)
0.343
本任省GDP年增长率移动平均
*1987年后(0.14)
阈值1 -4.920 -5.171 -5.071 -5.109
(6.35)*** (6.3)*** (6.73)*** (6.386)***
阈值2 -1.730 -1.978 -1.883 -1.915
(2.45)***
(2.56)***
(2.28)**
(2.46)**
样本量1286 1286 1286 1286
拟对数似然比-629 -627 -629 -627
注：虚拟变量“1982后”自1983年起取值1，其它年取值0；虚拟变量“1987后”自1988年起取值1，
其它年取值0 。括号内为以稳健标准差计算的t统计量。1%，5%，10% 的显著水平分别用 ***，
**，* 表示。在任年数、年龄、年龄65、中央背景、学历、年效应和省效应被均控制。
因变量: 升迁
(1=晋升, 0=同等水平,-1=终止)
(1) (2) (3) (4)
省GDP年增长率 2.380 1.908
(1.60)
(1.92)*
2.788
3.190
本任省GDP年增长率移动平均
(2.04)**
(2.11)**
省GDP年增长率*1992年后-2.840
(0.92)
-1.382
本任省GDP年增长率移动平均
*1992年后 (0.47)
省GDP年增长率*1997年后 -3.168
(0.40)
2.540
本任省GDP年增长率移动平均
*1997年后(0.36)
阈值1 -5.112 -5.05 -5.171 -5.098
(6.9)***
(6.48)***
(6.39)***
(6.84)***
阈值2 -1.924 -1.857 -1.985 -1.904
(2.64)*** (2.39)** (2.72)*** (2.47)**
样本量1286 1286 1286 1286
拟对数似然比-629 -627 -629 -627
注：虚拟变量“1992后”自1993年起取值1，其它年取值0；虚拟变量“1997后”自1998年起取值1，
其它年取值0 。括号内为以稳健标准差计算的t统计量。1%，5%，10% 的显著水平分别用 ***，
**，* 表示。在任年数、年龄、年龄65、中央背景、学历、年效应和省效应被均控制。
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