政治晉升錦標賽、地方官員行為與政府規(guī)模的非線性收斂

——基于256個城市面板數(shù)據(jù)的門檻效應檢驗

鄭尚植 徐珺

內(nèi)容提要：本文從官員政治晉升錦標賽這一邏輯出發(fā)理解中國政府規(guī)模收斂，利用2002—2015年256個城市的面板數(shù)據(jù)，通過對官員自利行為的考察，從政府規(guī)模收斂性角度驗證了官員自利行為的趨同性。運用雙向固定效應模型和面板門檻模型，考察了政府規(guī)模的收斂性以及政府規(guī)模非線性收斂的特征。實證結(jié)果顯示：在城市層面上，中國政府規(guī)模存在著收斂，此外，政府規(guī)模的收斂速度會因政府規(guī)模的大小而呈現(xiàn)出非線性，政府規(guī)模越大的城市，其收斂速度越慢。這一結(jié)論并不會因為地區(qū)差異而發(fā)生變化，但東部地區(qū)因為其收入端政府規(guī)模相對較大所以呈現(xiàn)出較低慢收斂速度。經(jīng)驗證據(jù)顯示官員自利行為確實存在，因此在設計行政機制時需要注意對官員的激勵問題。

關鍵詞：政治晉升錦標賽；地方官員行為；政府規(guī)模的非線性收斂

一、引言

研究政府規(guī)模變化的一個主流結(jié)論是“瓦格納法則”（Wagnar's law），瓦格納法則認為經(jīng)濟活動與政府公共支出之間存在著正相關關系。孫群力（2007）運用1995—2004年中國28個省、自治區(qū)、直轄市的面板數(shù)據(jù)來驗證瓦格納法則，研究發(fā)現(xiàn)無論是全國樣本，還是東、中、西部地區(qū)的分樣本，實際人均GDP（國內(nèi)生產(chǎn)總值）與地方政府規(guī)模之間均呈現(xiàn)出顯著的正相關關系，這有效地支持了瓦格納法則。潘衛(wèi)杰（2007）在前人定性分析的基礎上，將民族因素納入對政府規(guī)模問題的分析中，認為之前的研究大多數(shù)只是定性分析很難讓人信服，需要定量分析來增加對這個問題的說明。分析了人口、地區(qū)、經(jīng)濟、民族等諸多因素對政府規(guī)模的影響，特別是將民族因素分為了民族比重和民族個數(shù)兩個角度來考察其對政府規(guī)模的影響。實證結(jié)果顯示，與大多數(shù)學者的主觀感受不同，瓦格納法則并不適用于現(xiàn)階段的中國。楊子暉（2011）利用面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型（PSTR），研究了政府規(guī)模與經(jīng)濟增長之間的非線性關系，研究結(jié)果顯示政府規(guī)模與經(jīng)濟增長之間存在倒U形關系。在分析背后機制時，認為政府規(guī)模擴大時受到稅負等因素的影響，政府支出的負效應逐漸增強，當政府規(guī)模超過“警戒水平”時，“過度擁擠”的政府支出將會抑制經(jīng)濟增長。

政府規(guī)模研究的另一個主要結(jié)論就是布倫南和布坎南在1980年提出的“利維坦假說”，認為財政分權(quán)將會導致地方政府競爭并盡可能少的干預經(jīng)濟從而使得政府規(guī)模縮減。基于此，學界對這個假說在中國是否適用進行了大量研究，但研究結(jié)果莫衷一是。孫琳、潘春陽（2009）通過實證研究發(fā)現(xiàn)，財政分權(quán)推動了政府規(guī)模的擴張，“利維坦假說”在中國是不存在的。王文劍（2010）運用1996—2005年中國省級面板數(shù)據(jù)研究了財政分權(quán)與地方政府規(guī)模及結(jié)構(gòu)之間的關系，認為在財政競爭和官員晉升壓力的作用下，中國地方政府規(guī)模與財政分權(quán)之間存在正相關，“怪獸”理論在中國不存在。與這些研究不同的是，莊玉乙、張光（2012）認為財政分權(quán)能夠有效地縮減政府的財政規(guī)模，但上級政府的轉(zhuǎn)移支付卻助長了地方政府規(guī)模的擴張，他們使用1997—2009的省級面板數(shù)據(jù)驗證了“利維坦假說”在中國是存在的。潘孝珍、洪燕國（2012）的實證研究也支持了莊玉乙和張光的結(jié)論。因此，財政分權(quán)對中國地方政府規(guī)模到底起到是擴張還是縮減作用并無定論。還有一些學者從其他角度對政府規(guī)模進行了考察，比如“粘蠅紙”效應（范子英、張軍，2010），考慮城市化與政府規(guī)模的關系（余華義，2015），考慮對外開放與政府規(guī)模的關系（梅冬州、龔六堂，2013）等。

如何更為準確地理解中國政府規(guī)模的變化？一個比較好的線索是錢穎一教授等提出的“財政聯(lián)邦主義”，從財政分權(quán)角度考察政府行為相對來說也是比較直接有效的。傳統(tǒng)的財政理論，例如選舉理論、Tiebout“用腳投票”理論都表明政府支出是以經(jīng)濟委托人的偏好為基礎的，在這些模型中，公眾的偏好發(fā)生變化政府支出也就隨之發(fā)生變化。中國獨特的政治體制決定了政府行為與西方政府的不同。對中國政治經(jīng)濟關系理解最為深刻的是周黎安（2007）提出的“晉升錦標賽”理論。在“晉升錦標賽”這一行為邏輯背景下，政府支出其主要目的往往不是為了滿足公眾對公共物品及服務的需求而是官員基于政治激勵發(fā)展經(jīng)濟的偏好，政府支出大量面向那些短期能夠提升當?shù)亟?jīng)濟的基礎設施建設。中國政府官員的行為函數(shù)與西方官員行為存在著明顯的不同，我們有必要對中國官員行為進行考察。根據(jù)公共選擇學派的觀點——“政治行為人也是經(jīng)濟人”①，政府官員也是以自身利益最大化為其目標函數(shù)的經(jīng)濟人。此外可以像“經(jīng)濟學帝國主義”一般將政治交易納入經(jīng)濟學范疇這個框架中來考察政府官員行為。那么，對于政府的行為模式我們也就可以從以經(jīng)濟人為基礎假設的理論出發(fā)來理解和解釋。從整體上看，政府規(guī)模是官員行為最為直接的體現(xiàn)。據(jù)此，我們可以根據(jù)政府規(guī)模的變動情況來對官員行為進行說明。既然政治人也是經(jīng)濟人，那么其必然會選擇最優(yōu)的行為函數(shù)以確保自己的利益最大化。在給定的目標函數(shù)下，官員的行為也必然唯一確定——以最優(yōu)為目標。在以經(jīng)濟人假設為前提的新古典主義分析框架中，最優(yōu)往往代表著均衡，也就是說，政府官員的行為最終會與經(jīng)濟社會整體處于一般均衡中，那在宏觀上就表現(xiàn)為政府規(guī)模的趨同，最終趨于一個穩(wěn)定的水平。因此，我們從考察政府規(guī)模變動存在收斂性入手對自利官員行為的一致性進行考察。

本文的主要工作就在于解決大多數(shù)理論只是對官員行為一致性進行描述性的定性說明，缺乏相應的實證基礎的問題。我們選擇了從政府規(guī)模收斂這個角度考察官員行為，為“政治人也是經(jīng)濟人”提供了一定的經(jīng)驗證據(jù)，并認為政治人與經(jīng)濟人一樣也有著確定的目標函數(shù)，從而在統(tǒng)計上就表現(xiàn)為政府規(guī)模的收斂。

二、理論機制與特征事實

（一）收斂機制的理論分析

導致政府規(guī)模收斂的因素有很多，從經(jīng)濟方面來看則主要有邊際報酬遞減效應和最優(yōu)政府規(guī)模效應。根據(jù)Mark Skidmore和Hideki Toya等（2004）的觀點，大多數(shù)政府支出都不是為了即時消費，而是類似于一種生產(chǎn)活動的投入。那么，政府支出也可像私人投資一樣視作投資的一部分，也就必然服從邊際收益率遞減規(guī)律。當政府部門想要擴大支出規(guī)模時，擁有較大支出規(guī)模的國家其政府擴張能力有限，而政府規(guī)模相對較小的國家卻有很大的操作空間，因此不同國家之間必然表現(xiàn)出收斂趨勢。同樣，當考察我國不同省份時，邊際收益率遞減規(guī)律依然能夠發(fā)生作用，各個城市其政府規(guī)模呈現(xiàn)出收斂態(tài)勢。從最優(yōu)政府規(guī)模這個角度來看，已有文獻關于最優(yōu)政府規(guī)模的研究大多是基于“Barro法則”來展開研究的（孫群力，2006；張光南、周華仙、陳廣漢，2011），也有相當部分文獻是從 Armey （1995）提出的“Armey 曲線”出發(fā)來證明最優(yōu)政府規(guī)模的。楊友才、賴敏暉（2009）利用面板門檻模型檢驗了我國的政府財政支出規(guī)模與經(jīng)濟增長之間的關系，發(fā)現(xiàn)政府財政支出規(guī)模存在門檻效應，我國的最優(yōu)政府財政支出規(guī)模為11.6%。不論是用何種方式證實都存在著最優(yōu)政府規(guī)模，最優(yōu)政府規(guī)模的存在基本上已成為一種共識。基于此，既然政府規(guī)模存在最優(yōu)值，實際政府規(guī)模肯定都會趨于最優(yōu)政府規(guī)模，各個城市其政府規(guī)模內(nèi)生地趨于這個最優(yōu)值，也就存在著收斂的趨勢。

本文主要可以從政府行為的微觀主體——地方官員出發(fā)來闡述政府規(guī)模變動背后的原因。官員基于“政治激勵”而具有發(fā)展經(jīng)濟的動力從制度層面上確實能為中國經(jīng)濟的高速增長提供一定的解釋。但劉云龍（2001）、劉劍雄（2008）從地方官員行為函數(shù)變化的視角來看中國經(jīng)濟增長對我們理解中國政府的行為更具有啟發(fā)意義，他們認為中國官員的行為函數(shù)從傳統(tǒng)經(jīng)濟時代到改革開放以來先后經(jīng)歷了“政治忠誠”“經(jīng)濟發(fā)展”和“轄區(qū)民意”的嵌入。從委托—代理關系來看待中央政府與地方政府，會更好地解釋中國地方官員的行為是怎樣與中央政府的意志相耦合的。中央政府是委托人，地方政府是代理人，他們之間的利益存在著內(nèi)在沖突，地方官員的行為原則以個人利益最大化為主，而中央政府一個最基本的利益訴求就是維持現(xiàn)有的統(tǒng)治權(quán)，所以現(xiàn)代政府治理的一個關鍵問題就是如何設計適合的“激勵”使地方官員按照委托人中央政府的利益行事，以保證自己的政權(quán)穩(wěn)定。在這種委托—代理關系中，政治集權(quán)為政治激勵——官員晉升提供了保證，因此對官員的激勵在大多數(shù)情況下是有作用的。而官員作為個人其行為原則——以個人利益最大化的原則也是確定的。

官員行為函數(shù)與委托人的目標函數(shù)之間是直接耦合的，但官員行為原則不發(fā)生改變，這種基于政治激勵的耦合也意味著官員的行為函數(shù)在委托人相對確定的目標函數(shù)下是具有一致性的。“晉升錦標賽”其實質(zhì)講的就是政治激勵，同時其也內(nèi)含官員的行為是具有趨同一致性的。現(xiàn)有文獻一般都是從定性出發(fā)對決定中國官員行為的政治體制進行解釋說明（周黎安，2007；余緒鵬，2016），比較少有經(jīng)驗證據(jù)能夠直接顯示官員行為之間具有趨同性。本文通過政府規(guī)模的收斂性來說明官員自利行為的一致性。同時，也提出了導致政府規(guī)模收斂的第三種機制——“晉升錦標賽”效應。根據(jù)周黎安（2007）的定義，晉升錦標賽作為一種行政治理模式，是指上級政府對多個下級政府部門的行政長官設計的一種晉升競賽，競賽優(yōu)勝者將獲得晉升，而競賽標準由上級政府決定。在這樣一種治理方式下，官員的行為必然會受設計者的考核指標影響，從而各級政府官員的行為會根據(jù)中央的偏好來調(diào)整。經(jīng)濟指標一直是我國官員政績考核的核心，地方政府官員為了自己的“經(jīng)濟業(yè)績”，會將大量政府支出投向那些可以明顯提升自己任期內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展水平的基礎設施建設。因此，中央考核標準一旦確定，各級官員行為必然表現(xiàn)出趨同性，政府規(guī)模也就呈現(xiàn)出收斂趨勢。此外，從政府這個角度考察收斂性的文章也比較少見，國內(nèi)主要是從政府財力（王藝明、蔡昌達，2014）、政府消費（吳慶華、孫群力，2007）等角度做了收斂性分析，但均沒有深入探究收斂性背后的經(jīng)濟意義。

（二）地方政府規(guī)模收斂的現(xiàn)實考察

根據(jù)P. Samuelson提出來的顯示性偏好理論，消費者在一定價格條件下的購買行為暴露或顯示了他內(nèi)在的偏好傾向，即消費者的購買行為反映了消費者的偏好。同樣，我們運用這個邏輯來考察政府行為，政府的收支狀況反映的也就是政府主體——官員的內(nèi)在偏好，我們就能夠通過政府的收支狀況來判斷官員行為。

政府的財政收入主要來源于當?shù)氐亩愂眨瑩碛辛己枚惢某鞘衅湄斦顩r一般比較優(yōu)良。因此，從收入端考察政府規(guī)模是否存在收斂其實質(zhì)是考察不同地區(qū)城市公共設施以及基礎設施建設的差異。一地公共服務和公共產(chǎn)品品質(zhì)更高，意味著更多的納稅人愿意來這些地區(qū)居住從而增加了該地的稅基，也就能為當?shù)卣峁┏湓５亩愂召Y金，政府對經(jīng)濟干預的能力也能提升。此外，政府的財政收入能力越強，那么政府就越有擴大支出規(guī)模的基礎，從而促使政府支出規(guī)模膨脹，表明財政狀況良好的地區(qū)其在政績考核中具有比較優(yōu)勢，但該地也容易陷入路徑依賴使得經(jīng)濟效率降低。這與蔣德權(quán)、姜國華和陳冬華（2015）的研究是一致的，他們在實證中驗證了官員晉升與經(jīng)濟效率之間存在著負相關關系，經(jīng)濟狀況良好的地區(qū)其官員晉升概率也相對較高。圖1反映了中國政府財政收入的變動情況，據(jù)此，我們可以從政府財政收入的角度來考察政府規(guī)模的相關問題。可以看出政府規(guī)模總體上處于上升趨勢，但東部地區(qū)財政收入占GDP 比重高于全國水平，這與Tiebout理論中居民“用腳投票”理論是一致的。正是由于東部經(jīng)濟形勢較好，教育、社會服務以及各種基礎設施更為充裕，更多居民愿意在東部地區(qū)生活，從而擴大了該地區(qū)的稅基。相較之下，中、西部地區(qū)財政收入的GDP 占比則低于全國水平。西部地區(qū)由于國家政策的偏向，其收入規(guī)模表現(xiàn)出更大的波動性。但不管各個地區(qū)的情況如何，其收入端政府規(guī)模都與全國呈現(xiàn)出相同的趨勢，因此我們有理由相信政府規(guī)模整體上是趨于一個穩(wěn)定狀態(tài)的，也就是存在收斂情況。

圖1 政府財政收入規(guī)模變化趨勢

注：數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

政府的支出規(guī)模反映的更多的是政府對經(jīng)濟的干預程度，表明各地區(qū)政府干預經(jīng)濟的意愿。由于東部地區(qū)其經(jīng)濟基本面比較良好，各項制度設施比較完善，政府不需要過度干預經(jīng)濟就能完成政績考核中的經(jīng)濟任務，而西部地區(qū)因為歷史原因一直是中國經(jīng)濟發(fā)展的短板，所以這些地區(qū)的政府為了在晉升錦標賽中脫穎而出必須加大對經(jīng)濟的干預，提升當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平，增加政府支出。同時，從Tiebout理論出發(fā)，我們也可以看到東部地區(qū)本來公共服務與公共產(chǎn)品的提供就比西部地區(qū)更為豐富，所以在東部居住明顯具有吸引力，相較之下政府不需要在這些地方投入更多的資金。西部地區(qū)因為基礎設施落后必須大力進行基礎設施建設才能有效提升本地區(qū)的競爭力，提高當?shù)囟惢剑С鲆?guī)模顯然會比東部地區(qū)高。圖2反映了中國政府財政支出的變動情況。從圖中我們可以看出，不論是全國還是局部地區(qū)各級政府的財政支出規(guī)模都呈現(xiàn)出遞增的趨勢。東部地區(qū)的政府支出低于全國水平，西部地區(qū)政府支出水平遠高于全國水平，中部地區(qū)與全國水平最為接近。這反映了中國政府行為的地區(qū)差異，東部地區(qū)因為經(jīng)濟比較發(fā)達，各項制度比較完善，因此政府在經(jīng)濟中主要起“規(guī)制性”作用，對經(jīng)濟的干預較之西部地區(qū)明顯減少。相反，西部地區(qū)經(jīng)濟一直欠發(fā)達，國家大量專項轉(zhuǎn)移支付向西部地區(qū)偏移，這些財政撥款使得西部地區(qū)政府在財政上存在著一個“軟約束”（王永欽、陳映輝、杜巨瀾，2016）從而使得政府加大了經(jīng)濟建設的投入，因此西部地區(qū)政府支出規(guī)模一直高于全國平均水平。但從各個地區(qū)的變化趨勢來看，其變化趨勢基本一致，因此我們認為從支出端來看政府規(guī)模變動，其同樣是存在著收斂的。

圖2 政府財政支出規(guī)模變化趨勢

注：數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

三、模型設定、變量選取與數(shù)據(jù)說明

（一）門檻模型設定與估計方法

本文采用的是雙向固定效應模型，參考 Mark Skidmore 和 Hideki Toya 等（2004）和江一濤（2010）的模型構(gòu)建如下模型：

上式中，dsizer是本期政府規(guī)模與上期政府規(guī)模的差值，也就是政府規(guī)模的變動，sizerit-1是滯后一期的政府規(guī)模，是本文的核心解釋變量通過其系數(shù)符號來判斷政府規(guī)模是否存在收斂。當β1＜ 0時，在控制其他變量不變的情況下，政府規(guī)模大的地區(qū)其政府規(guī)模變動越小，也就是說隨著時間的變化政府規(guī)模呈現(xiàn)出收斂的趨勢；contralit是其他控制變量，包括對外開放度（open）、財政分權(quán)（czfq）、實際人均GDP的對數(shù)（lnrpcgdp）、人口的對數(shù)（lnpop）; αi是城市固定效應，控制的是那些不隨時間變化但影響政府規(guī)模的城市個體效應，比如地理位置等；τt是時間固定效應，控制的是影響各個城市政府規(guī)模變動的共同因素，比如宏觀經(jīng)濟基本面的波動等；εit是隨機擾動項。

在模型（1）的基礎上，我們參考Hansen（1999）對主觀分組的改進而提出的面板門檻模型來分析政府規(guī)模收斂的非線性。該模型的基本設定為：

上式中，yit為被解釋變量，xit為核心解釋變量，sit是門檻變量，也就是我們用來進行分組的變量。（2）式中的I（·）是指標函數(shù)，當符合一定條件時，函數(shù)取值為1，否則取0，這個函數(shù)決定我們分組回歸的結(jié)果。進行分組后，不同區(qū)間的結(jié)果通過核心解釋變量xit前的系數(shù)β1、β2來進行解釋。

（二）變量說明與數(shù)據(jù)說明

政府規(guī)模。政府財政收支占GDP 的比重。在這里我們分為收入端政府規(guī)模和支出端政府規(guī)模兩種度量方式。政府規(guī)模我們使用政府收支與當?shù)谿DP 的比值來衡量。

（1）財政分權(quán)。莊玉乙、張光（2012）在處理財政分權(quán)時，認為應該用下級政府的財政收支占本級政府財政收支比重來作為政府財政分權(quán)的度量指標，是基于世界銀行對各國財政分權(quán)測度來構(gòu)建指標的。直接將跨國研究的指標應用于國內(nèi)是否最優(yōu)是存疑的。世界銀行之所以采用這種向下的方式來度量本級財政分權(quán)程度，一個重要原因就是不同國家其社會制度大不相同，為了使其具有可比性，因此采用了這種向下縱向的衡量方式。而具體到一國之內(nèi)，社會體制基本一致，那么橫向之間本身就具有可比性，因此本文使用的財政分權(quán)指標是市級財政支出與省級財政支出之比作為市級層面的財政分權(quán)程度，而不是將其認為是省級層面的財政分權(quán)。

（2）對外開放度。中國的對外開放并非如“效率論”所講的被動地等待市場配置資源，從而減少政府干預。相反，中國的各級地方政府往往通過精簡行政審批，甚至是以“負價格”出售土地等措施來吸引外資，這實際上是變相地增加了政府對經(jīng)濟的干預。一般通用的做法是使用對外貿(mào)易額（進口+出口）占GDP 比重的測度方式來衡量對外開放度，但這種衡量方式反映的更多的是經(jīng)濟對外貿(mào)的依賴度而不是對外開放水平。為了真正考察對外開放度，我們使用實際使用外資金額①占GDP的比重來測量對外開放度，實際使用外資金額反映了一地政府主動利用外資的能力，能夠比較好地刻畫出該地的對外開放度。

（3）實際人均GDP。我們使用人均GDP 除以當年的GDP 指數(shù)①（2001年為基期）得到實際人均GDP。

（4）人口。為當?shù)氐哪昴┤丝冢糠殖鞘腥笔?shù)據(jù)使用當年該城市平均人口代替。

（5）數(shù)據(jù)來源。本文采用的樣本數(shù)據(jù)為2002—2015年全國256個城市的面板數(shù)據(jù)，而所有數(shù)據(jù)均來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》。在處理數(shù)據(jù)過程中，北京、上海、天津和重慶四個直轄市比較特殊，我們在回歸分析中將其剔除了。將2011年之前巢湖市的各項指標均并入合肥，直接用合肥市代替兩者②。考慮到部分地級市是新近設立的，我們將這部分城市剔除，包括貴州省畢節(jié)市、銅仁市，海南省三沙市、儋州市，青海省海東市。另外，由于西藏地區(qū)數(shù)據(jù)缺失嚴重故樣本也不包含西藏地區(qū)的城市。為了保證面板數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，我們剔除了存在較多缺失值的城市③。變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果分析（一）政府規(guī)模收斂性回歸結(jié)果1．基準回歸

表2是政府規(guī)模增量與滯后一期政府規(guī)模的基準回歸結(jié)果。在模型（1）我們直接使用政府規(guī)模變動與滯后一期的政府規(guī)模做回歸，沒有控制任何控制變量，回歸結(jié)果顯示滯后一期政府規(guī)模前的系數(shù)為-0.277，并且在1%的統(tǒng)計水平顯著，政府規(guī)模存在著收斂。在一一加入控制變量后，政府規(guī)模仍呈現(xiàn)出收斂趨勢。當加入所有控制變量后，政府規(guī)模的收斂性增強了，結(jié)果為模型（2）所示，L. sizer前的系數(shù)為-0.321，且在1%的顯著水平顯著。考慮到在2011年，我國開始實行“營改增”①，這對我國各級政府的財力劃分有著重大影響，是一個影響著政府規(guī)模變化的重要政策，為了控制其對我國政府規(guī)模變動的短期影響，在這里我們設置一個虛擬變量dummy_year，當時間在2011年及以后的年份設為1, 2011年之前的年份設置為0。從模型（3）～（10）的回歸結(jié)果來看，dummy_year前的系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，且系數(shù)大致在0.015左右，可以看到實行“營改增”后我國政府規(guī)模增量顯著增加，大約增加了1.5%，各級政府普遍擴大了規(guī)模，“營改增”這項改革的實施擴大了政府規(guī)模。

在模型（4）和模型（5）中，我們控制了城市層面?zhèn)€體效應，滯后一期政府規(guī)模前的系數(shù)分別為-0.688和-0.763，并且都在1%的統(tǒng)計水平上顯著。在加入控制變量的過程中，我們也能看到滯后一期政府規(guī)模前的系數(shù)其絕對值不斷增大的趨勢，表明了我國政府規(guī)模收斂的穩(wěn)定性。此外，在控制了城市層面?zhèn)€體效應后，控制變量中有一個顯著變化的就是對外開放度open，由原來的1%的顯著水平變?yōu)椴伙@著，這體現(xiàn)了我國的對外開放具有很強的中國特色。眾所周知，我國的改革開放是優(yōu)先考慮沿海、沿河地區(qū)城市的，那么對外開放度就與地理位置（是否靠海、靠河）具有很強的相關性，此外這些城市靠海的地理位置也確實比較合適作為對外開放的經(jīng)濟特區(qū)。因此在控制城市層面?zhèn)€體效應后，對外開放度被個體效應吸收掉，其系數(shù)在統(tǒng)計上就表現(xiàn)為不顯著。

在模型（6）～（10）中，我們采用了控制個體效應和時間固定效應的雙向固定效應模型，并且將添加控制變量的過程全部展示出來。從結(jié)果來看，在雙向固定效應模型下，我們的結(jié)論也沒有發(fā)生變化。從滯后一期政府規(guī)模前的系數(shù)來看，均在1%的顯著水平顯著，此外其絕對值也呈現(xiàn)上升態(tài)勢，表明收斂性的增強。從模型（9）和模型（10）的結(jié)果來看，滯后一期政府規(guī)模的系數(shù)穩(wěn)定保持在-0.783，表明政府規(guī)模最終趨于以一個穩(wěn)定的速度收斂。

此外，財政分權(quán)czfq前的系數(shù)在1%的顯著水平顯著，同時也表現(xiàn)出與滯后一期政府規(guī)模大致相同的變化趨勢，只是其系數(shù)一直是正，說明財政分權(quán)的增加會顯著擴大政府規(guī)模，并且最終會穩(wěn)定在財政分權(quán)每增加一個百分點政府規(guī)模變動增加0.042個百分點的水平，這也比較符合我國的實際情況。我國各級政府的財政狀況直接影響到政府規(guī)模，這個結(jié)論也與王文劍（2010）的研究結(jié)果相吻合，同樣證實在中國不存在“利維坦假說”。正是由于在“晉升錦標賽”模式下，官員政績考核中經(jīng)濟指標占了很大的比重才導致政府財政收入中很大部分是用于經(jīng)濟建設，也就內(nèi)生地增大政府對經(jīng)濟的干預，從而從制度根源上導致了政府規(guī)模的擴大。同時，這種“標尺競爭”也使得政府官員行為趨同，那么在統(tǒng)計上就表現(xiàn)為政府規(guī)模的收斂。

表2政府規(guī)模增量與滯后一期政府規(guī)模的基準回歸結(jié)果

注：①???、??、?分別表示1 %、5 %和1 0 %的顯著性水平；②模型（ 4 ）～（ 1 0 ）的R-s q u a r e d均是懷特異方差穩(wěn)健性標準誤。

2．穩(wěn)健性檢驗

為了保證回歸結(jié)果是穩(wěn)健的，我們使用支出端政府規(guī)模和支出端財政支出對原來收入端指標進行替換來進行回歸分析，依然控制時間固定效應和城市層面?zhèn)€體效應。表3是穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果。在模型（11）中，我們用支出端財政分權(quán)代替收入端財政分權(quán)，此時政府規(guī)模滯后一期前的系數(shù)為-0.772，并且在1%的顯著性水平上是顯著的，說明政府規(guī)模存在收斂。在模型（12）中，我們使用支出端政府規(guī)模取代收入端政府規(guī)模，滯后一期政府規(guī)模前的系數(shù)為-0.835，在1%的統(tǒng)計水平上是顯著的，政府規(guī)模存在收斂。在模型（13）中，我們不僅替換了收入端政府規(guī)模同時也替換了收入端財政分權(quán)，此時滯后一期政府規(guī)模前的系數(shù)為-0.843，同樣存在著收斂。也就是說，政府規(guī)模收斂這個結(jié)論是穩(wěn)健的。

表3 穩(wěn)健性檢驗

從回歸結(jié)果來看，政府規(guī)模確實存在收斂性并且這種收斂是穩(wěn)健的，但這種收斂性是否會因為政府規(guī)模的大小而發(fā)生變化呢？為了考察政府規(guī)模的變動是否會隨著政府規(guī)模的變動而存在非線性，接來下我們運用面板門檻模型來對政府規(guī)模收斂的非線性進行考察。

（三）政府規(guī)模收斂的非線性實證分析

1．門檻效應檢驗

利用面板門檻模型來考察政府規(guī)模收斂性需要先確定模型存在幾個門檻值，我們分別從沒有門檻值、存在一個門檻值以及存在兩個門檻值的模型設定來對模型進行檢驗，采用“自抽樣法”來對模型進行估計，根據(jù)所得P 值和F值來判斷是否通過門檻效果檢驗。從表4中可以看到不存在門檻值的原假設其P值為0.000 0，在1%的統(tǒng)計水平上被拒絕了，即一重門檻通過檢驗，此時存在一個門檻值0.077 9；二重門檻在1%的顯著性水平上通過檢驗，門檻值分別為0.048 9和0.081 1；三重門檻的P值為0.539，接受了不存在兩個門檻值的原假設，故三重門檻檢驗沒有能夠通過檢驗。因此，我們使用雙重門檻模型分析政府規(guī)模的收斂性，具體模型如下：

表4 門檻效果檢驗

注：P值和臨界值都是通過“自抽樣法”（Bootstrap）反復抽樣1 000次得到。

2．門檻回歸結(jié)果分析

根據(jù)政府規(guī)模的兩個門檻值4.89%和8.11%，我們將樣本分成了三個區(qū)間（0, 4.89%]、（4.89%, 8.11%] 和（8.11%, ∞）。從表5可以看出三個區(qū)間對應的滯后一期政府規(guī)模前的系數(shù)：當政府規(guī)模處于較低水平（sizer≤4.89%）時，其滯后一期政府規(guī)模系數(shù)為-1.094，在1%的顯著性水平上顯著；當政府規(guī)模處于中等水平（4.89＜sizer≤8.11%）時，滯后一期政府規(guī)模前的系數(shù)為-0.79，在1%的統(tǒng)計水平上是顯著的；當政府規(guī)模處于較高水平（sizer＞8.11%）時，滯后一期政府規(guī)模前的系數(shù)為-0.53，同樣在1%的顯著性水平上是顯著的。從三個區(qū)間系數(shù)的符號來看，政府規(guī)模均呈現(xiàn)出收斂趨勢，而從系數(shù)的絕對值的大小來看政府規(guī)模小的地區(qū)其政府規(guī)模呈現(xiàn)出較快的收斂速度，政府規(guī)模相對大的地區(qū)其政府規(guī)模收斂速度反而更慢。考慮到政府規(guī)模的收斂速度會受到各地區(qū)政府規(guī)模大小的影響，而我國東西部地區(qū)的政府規(guī)模存在明顯區(qū)別，政府規(guī)模的收斂性是否會因為地區(qū)的不同而發(fā)生變化？根據(jù)樊綱、王小魯?shù)娶伲?003）對東、中、西部地區(qū)的劃分，我們對政府收斂的地區(qū)差異做了進一步的分析。

表5 門檻回歸結(jié)果

注：Tols是同方差假定下的T值，Twhite是異方差假定下的T值。

（四）進一步分析：門檻效應的變化趨勢與地區(qū)差異

同樣，在這里我們采用的是面板門檻模型對政府收斂性的地區(qū)差異進行分析。首先，我們需要確定各個地區(qū)到底存在幾個門檻值，因此我們對其進行了門檻效應檢驗。從表6可以看出，東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)在三重門檻效應檢驗是均沒有通過檢驗的，其P值分別為0.409、0.556和0.83，在10%的顯著水平上都不顯著。而一重門檻和二重門檻都通過了檢驗，其中在二重門檻檢驗中東部地區(qū)和中部地區(qū)都在1%的統(tǒng)計水平上是顯著的，而西部地區(qū)則在10%的顯著性水平上是顯著的。并且，東部地區(qū)的兩個門檻值分別為5.35%和8.34%，中部地區(qū)的兩個門檻值分別為5.87%和11.48%，西部地區(qū)的兩個門檻值分別為7.73%和13.32%。我們使用二重門檻模型來進行回歸分析（見表7）。

表6 各個地區(qū)政府規(guī)模門檻效應檢驗

表7 門檻回歸結(jié)果

注：0._cat#c.lsizer代表第一個區(qū)間政府規(guī)模滯后一期前的系數(shù)，1._cat#c.lsizer、2._cat#c.lsizer同理。

從表7來看，東部地區(qū)：當政府規(guī)模在相對小的區(qū)間（sizer≤5.35%）時，其政府規(guī)模滯后一期前的系數(shù)為-0.837，在1%的顯著性水平上是顯著的；當政府規(guī)模處于中間區(qū)間（5.35%＜sizer≤8.34%）時，政府規(guī)模滯后一期前的系數(shù)為-0.608，同樣在1%的顯著性水平上是顯著的；當政府規(guī)模在相對高的區(qū)間（sizer＞8.345）時，政府規(guī)模滯后一期前的系數(shù)為-0.413。從結(jié)果的系數(shù)來看，東部地區(qū)的回歸結(jié)果與全國的回歸結(jié)果一致。首先，系數(shù)顯著為負說明政府規(guī)模存在收斂。其次，政府規(guī)模越小的地區(qū)其政府規(guī)模收斂速度越快，這從滯后期政府規(guī)模前的系數(shù)大小可以看出（0.837＞0.608＞0.413）。西部地區(qū)和中部地區(qū)本身也與東部地區(qū)有著基本一致的結(jié)論，說明從整體來看，政府規(guī)模收斂是一個穩(wěn)定的過程，并不會由于地域的差異而改變。

此外，從三個地區(qū)門檻值的大小來看，東部地區(qū)相應的門檻值均小于中部地區(qū)和西部地區(qū)（13.32%＞8.34%），而東部地區(qū)的政府規(guī)模處于一個較高水平，高于全國平均水平，中西部是低于全國水平的，這說明東部地區(qū)各個城市政府規(guī)模相對均衡，城市間差距遠不如中西部地區(qū)大。中西部地區(qū)的城市政府規(guī)模波動較大，這主要是因為國家的政策偏向?qū)е碌模纭拔鞑看箝_發(fā)”等政策的實施都會導致西部地區(qū)政府規(guī)模的劇烈波動。另外，三個地區(qū)與全國水平比較的話，可以看到東部地區(qū)的回歸結(jié)果與全國的回歸結(jié)果最為接近，說明東部地區(qū)對全國范圍內(nèi)的政府規(guī)模影響程度最大。

最后，基本上每個區(qū)間東部地區(qū)政府規(guī)模滯后一期前的系數(shù)均小于中部地區(qū)和西部地區(qū)，說明東部地區(qū)與中西部地區(qū)相比于政府規(guī)模的收斂速度相對較慢。從圖1中我們可以知道東部地區(qū)的政府規(guī)模處于較高水平，這與我們的基本結(jié)論政府規(guī)模越大的地區(qū)其收斂速度反而越小基本上是一致的。

五、主要結(jié)論與政策建議

通過對政府規(guī)模的現(xiàn)實考察我們可以看到，收入端政府規(guī)模總體上呈現(xiàn)上升趨勢，并且呈現(xiàn)出東高西低的地理格局。其中，東部地區(qū)政府規(guī)模平均水平高于全國地區(qū)，并呈現(xiàn)上升趨勢；中部和西部地區(qū)政府規(guī)模平均水平低于全國水平，也呈現(xiàn)上升趨勢。雖然東部與中部、西部的政府規(guī)模平均水平不同，但從趨勢上看，三個地區(qū)有趨向全國政府規(guī)模平均水平的趨勢。而從支出端來看則表現(xiàn)出相反的狀況。利用雙向固定效應與面板門檻模型對政府規(guī)模收斂性的考察，我們得出以下結(jié)論：在城市層面上，中國政府規(guī)模存在著收斂，此外，政府規(guī)模的收斂速度會因政府規(guī)模的大小而呈現(xiàn)出非線性，政府規(guī)模越大的城市，其收斂速度越快。這一結(jié)論并不會受到地區(qū)差異的影響，同時，東部地區(qū)因為其政府規(guī)模高于其他地區(qū)而表現(xiàn)出較慢的收斂速度。這說明官員的自利行為會導致政府規(guī)模收斂，本文和以往研究一個不同之處在于，我們只從官員自利行為出發(fā)證實了中國市級政府規(guī)模確實存在著收斂性，并不對政府的規(guī)模是否最優(yōu)做過多的探討。

經(jīng)驗證據(jù)顯示，中國官員的自利行為確實存在，這意味著我國在進行行政體制改革時應該注意對官員的政治激勵，更多地從經(jīng)濟人視角來審視各級官員，激發(fā)他們的政治活力。同時，需要注重機制設計，設定一個適合的激勵（比如塑造官員聲譽、設定類似“名人堂”的機構(gòu)）而不是單單以政治晉升這一激勵來激發(fā)官員的代理熱情。此外，還需要完善財稅制度，使得官員能夠更加有效地利用當?shù)刎斄ν瓿芍醒胝奈小Ｗ詈螅覀円哟笾形鞑康貐^(qū)的基礎設施建設力度，縮小東西部差距，保證人口的合理分布，減小東部地區(qū)城市的居住壓力。

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作者簡介：鄭尚植，徐珺，東北財經(jīng)大學馬克思主義學院。

① 張永璟．公共選擇理論與中國經(jīng)濟改革比較 [J]．比較，2017（6）。

① 《中國城市統(tǒng)計年鑒》中實際使用外資金額的單位是“萬美元”，我們通過當年的匯率折算為人民幣“萬元”，以保證量綱一致。

① 因為城市層面的GDP指數(shù)并沒有找到，所以我們使用的是省份GDP指數(shù)來作為該省所有城市GDP指數(shù)，例如黑龍江省七臺河市的GDP指數(shù)就用黑龍江省的GDP指數(shù)代替。

② 根據(jù)2011年8月4日國務院辦公廳 〔2011〕 12號文對巢湖市的劃分，可以看到巢湖市一半被劃入了合肥。

③ 包括：呂梁市、巴彥淖爾市、烏蘭察布市、臨滄市、定西市、隴南市、中衛(wèi)市、蘭州市、克拉瑪依市、吳忠市、嘉峪關市、固原市、天水市、平?jīng)鍪小c陽市、張掖市、昭通市、武威市、白銀市、石嘴山市、金昌市、普洱市。

① 關于印發(fā)《營業(yè)稅改征增值稅試點方案》的通知（財稅 〔2011〕 110號）。

① 按現(xiàn)行劃分，除香港地區(qū)、澳門地區(qū)、臺灣地區(qū)外，東部包括：廣東省、浙江省、福建省、江蘇省、山東省、北京市、上海市、天津市、海南省、遼寧省、河北省。中部包括：安徽省、河南省、湖北省、湖南省、吉林省、黑龍江省、江西省、山西省。西部包括：四川省、重慶市、廣西壯族自治區(qū)、云南省、貴州省、陜西省、甘肅省、內(nèi)蒙古自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)、青海省、新疆維吾爾自治區(qū)、西藏自治區(qū)。我們按省份將所有樣本城市分別劃入東部、中部和西部。