紀(jì)玉俊 , 張彥彥

(1.中國海洋大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,山東 青島 266100；2.中國海洋大學(xué) 海洋發(fā)展研究院,山東 青島 266100)

一、引言

改革開放以來，我國各個地區(qū)以比較優(yōu)勢為基礎(chǔ)，通過經(jīng)濟(jì)分權(quán)下的區(qū)域競爭實現(xiàn)了本地區(qū)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，在這一過程中制造業(yè)集聚發(fā)揮了重要作用。我國經(jīng)濟(jì)增長的過程即為經(jīng)濟(jì)集聚不斷深化的過程，而制造業(yè)集聚在經(jīng)濟(jì)集聚過程中占據(jù)重要地位[1]909-928；另一方面，La Porta等(1998)[2]1113-1115、Jin等(2005)[3]1719-1742、李維安等(2012)[4]1239-1260、羅黨論等(2015)[5]131-146學(xué)者均認(rèn)為地方政府對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長具有重要作用；而地方官員的晉升激勵是地方政府推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動力[6]1-15。由于地方官員晉升錦標(biāo)賽的存在，在制造業(yè)發(fā)展中會導(dǎo)致地方保護(hù)、重復(fù)建設(shè)等問題出現(xiàn)，進(jìn)而影響地區(qū)制造業(yè)的空間集聚；而地方政府實施的融資、稅收等優(yōu)惠政策會影響資本轉(zhuǎn)移，通過“政策租”形成“虛假”制造業(yè)集聚，帶來產(chǎn)業(yè)同構(gòu)、資源浪費(fèi)等問題。相對于企業(yè)，地方政府具有總量信息優(yōu)勢[7]71-92，政府可利用信息優(yōu)勢影響制造業(yè)集聚；《中國制造2025》中同樣提到以市場為主導(dǎo)，政府引導(dǎo)為原則發(fā)展制造業(yè)?；谏鲜霰尘埃芯康胤焦賳T對我國制造業(yè)集聚的影響具有重要現(xiàn)實意義。

眾多學(xué)者從馬歇爾外部性、新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)等角度研究制造業(yè)集聚[8]23-28[9]55-70[10]675-690，而目前學(xué)者對政府行為與市場如何影響制造業(yè)集聚的研究文獻(xiàn)主要集中在兩個角度：即行政壟斷與市場一體化。牛旻昱等(2014)認(rèn)為以征稅為主的行政壟斷不利于制造業(yè)集聚，但以市場導(dǎo)向主為的行政壟斷有利于制造業(yè)集聚[11]99-110；地方保護(hù)主義同樣不利于產(chǎn)業(yè)集聚[12]1091-1136[13]29-40[14]50-56[15]146-158；徐雷(2013)指出政府補(bǔ)貼有利于提高制造業(yè)集聚力[16]83-87；有的學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)市場一體化與制造業(yè)集聚呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系[17]18-32[18]60-68；王鳳榮等(2013)指出中國式分權(quán)背景下，政府間競爭對區(qū)間市場整合具有雙刃效應(yīng)[19]11-25。上述文獻(xiàn)為本文研究提供了重要基礎(chǔ)，即政府行為對制造業(yè)集聚具有重要影響，地方政府過度干預(yù)不利于制造業(yè)集聚，而適當(dāng)減少干預(yù)發(fā)揮市場主導(dǎo)地位有利于制造業(yè)集聚。官員作為地方政府政策的制定與實施者，官員的特征或行為會影響制造業(yè)集聚，鑒于直接研究地方官員與制造業(yè)集聚之間的文獻(xiàn)還不是很多，本文以上述研究成果為基點(diǎn)，通過建立理論模型深入探討顯性晉升激勵與隱性晉升激勵下地方官員對制造業(yè)集聚的影響機(jī)理，進(jìn)而實證分析地方官員的上述雙重晉升激勵對制造業(yè)集聚的影響作用，更好發(fā)揮我國制造業(yè)集聚的區(qū)域增長。

二、雙重晉升激勵下地方官員影響制造業(yè)集聚的理論模型

我國是一個大國，不同區(qū)域發(fā)展水平和要素稟賦存在著較大差異。因此，以各自比較優(yōu)勢形成制造業(yè)集聚，進(jìn)而通過發(fā)揮集聚效應(yīng)促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展無疑是重要的可行路徑。改革開放以來我國沿海地區(qū)制造業(yè)集聚發(fā)展戰(zhàn)略也說明了這一點(diǎn)。同時，在我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，地方官員也發(fā)揮著重要作用，相關(guān)學(xué)者的研究也說明了這一點(diǎn)[20]91-103[21]15-36[22]1-24。以此為基礎(chǔ)，探討地方官員對制造業(yè)集聚的影響顯得尤為重要，以其為抓手，可以更好發(fā)揮現(xiàn)階段地方官員在促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要作用。鑒于地方官員特征和行為等方面的復(fù)雜性，并結(jié)合地方官員對制造業(yè)集聚的影響特點(diǎn)，理論模型重點(diǎn)分析官員的顯性晉升激勵與隱性晉升激勵對制造業(yè)集聚的影響機(jī)理。在地方官員晉升錦標(biāo)賽的背景下，GDP是地方官員晉升的重要考核機(jī)制，而地方官員任期與年齡也會對地方官員晉升有一定影響，因此，為詳細(xì)的研究地方官員晉升激勵對制造業(yè)集聚的影響，本文采用顯性晉升激勵與隱性晉升激勵分別衡量官員晉升激勵，其中顯性晉升激勵指的是經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，隱性晉升激勵指的是官員任期與年齡。

一般來說，中央政府與地方官員對于區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展處于信息非對稱地位，即中央政府通過制定宏觀經(jīng)濟(jì)政策，實現(xiàn)公共產(chǎn)品有效配置和社會福利最大化，而地方官員作為本地區(qū)政策實施者，相對于中央政府處于信息優(yōu)勢地位?；诖耍疚慕梃b以非對稱信息為基礎(chǔ)的委托—代理框架，將地方官員看作中央政府的代理人，由于地方官員的努力程度并不能完全被中央政府考核，因此，中央政府通常以經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出作為官員主要績效考核機(jī)制。在地方官員晉升錦標(biāo)賽模式背景下，不同地區(qū)官員會因晉升激勵的存在而產(chǎn)生晉升競爭，即地區(qū)i的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出大于地區(qū)j，則地區(qū)i的在任官員會比地區(qū)j官員的晉升可能性大，從而更易獲得晉升機(jī)會，但無論官員是否得到晉升，地方官員均需付出一定程度的努力。

圖1 地方官員效用函數(shù)

由圖1可知，如果地方官員選擇不確定的收益組合W1和W3，將會為地方官員帶來的效用為U2，但地方官員若選擇較為穩(wěn)定的W2，其預(yù)期效用水平為U3(U3>U2)。

如果地方官員接受中央政府的委托，具體實施中央政府制定的各項宏觀政策，那他將付出的努力程度為a，并創(chuàng)造出產(chǎn)出x，記做xi=f(ai,θi)，假設(shè)地方官員產(chǎn)出與其努力程度表現(xiàn)為線性關(guān)系，即 ：

xi=λai+θi

(1)

其中λ表示地方官員付出的單位努力與產(chǎn)出的數(shù)量關(guān)系；θi為i省份的其他外生隨機(jī)條件，且θi～(0,σi2)；ai為i省份官員的努力程度。

根據(jù)本文研究目的，在原有委托—代理模型基礎(chǔ)上，本文采用顯性晉升激勵和隱性晉升激勵來表示地方官員的努力程度，得到：

ai=αsi+βti

(2)

其中si為i省份地方官員的顯性晉升激勵，ti為i省份地方官員隱性晉升激勵。

將公式(1)代入公式(2)中，得到：

xi=λ(αsi+βti)+θi

(3)

假設(shè)中央政府對地方官員的激勵機(jī)制表現(xiàn)為線性關(guān)系，即：

S(xi)=γ+τxi

(4)

將(1)式代入(4)中可得：

S(xi)=γ+τ(λai+θi)

(5)

其中γ為與地方官員行為無關(guān)的固定激勵，τ為中央政府對地方官員的獎懲激勵因子。

假設(shè)地方官員的效用函數(shù)形式具有不變絕對規(guī)避風(fēng)險特征(江孝感等，2004)[23]77-84，具體表現(xiàn)為：

μ=-e-ρw(ρ>0)

(6)

其中ρ為風(fēng)險規(guī)避度。

地方官員的努力成本函數(shù)為：

(7)

其中k代表地方官員努力的固定成本，b為成本系數(shù)。

地方官員的收益為：

(8)

本文采用羅能生等(2012)[24]153-159的做法，即非對稱信息下地方官員收益的確定性等值收益為：

(9)

將公式(6)、(8)代入(9)，可得出：

(10)

地方官員參與實施中央政府政策時的約束為：

(11)

對地方官員的努力程度求導(dǎo)，以最大化地方官員收益，即：

w’(ai)=τλ-bai

(12)

(13)

中央政府與地方官員處于信息不對稱地位，中央政府不能很好觀察到地方官員的努力程度，只能通過其參與約束條件，以期最大化地方官員效用。由于中央政府屬于風(fēng)險中性的委托人，因此其期望效用等于期望收入，即：

E[xi-S(xi)]=E[-γ+(1-τ)xi]=-γ+E(1-τ)xi=-γ+(1-τ)λai

(14)

地方官員的激勵機(jī)制為：

Max[-γ+(1-τ)λai]

(15)

由公式(13)和(15)可以計算得出地方官員分享的最優(yōu)產(chǎn)出份額：

(16)

地方官員的最優(yōu)努力程度：

(17)

地方官員最優(yōu)固定收入：

(18)

地方官員的最優(yōu)期望：

(19)

為方便分析，假設(shè)勞動力是制造業(yè)生產(chǎn)過程中唯一的投入要素，同時又考慮到地方官員對制造業(yè)的影響，將地方官員努力程度引入制造業(yè)生產(chǎn)函數(shù)中，設(shè)制造業(yè)生產(chǎn)函數(shù)為：

Yi=F(ai,Li)=aiLi

(20)

其中Yi為i省份制造業(yè)產(chǎn)出，ai為i省份地方官員努力程度，Li為i省份投入到制造業(yè)生產(chǎn)中的勞動力。

將公式(2)代入(20)得 ：

Yi=(αsi+βti)Li

(21)

在公式(21)的左右兩邊同時除以人口總數(shù)N，得到：

Yi/N=(αsi+βti)Li/N

(22)

測度制造業(yè)集聚的區(qū)位商計算公式為：

(23)

(24)

將公式(22)代入(24)可得：

(25)

地方官員對制造業(yè)集聚的影響效應(yīng)分析。

第一，只考慮顯性晉升激勵對制造業(yè)集聚的影響，令β=0，即：

(26)

第二，只考慮隱性晉升激勵對制造業(yè)集聚的影響，令α=0，即：

(27)

三、模型構(gòu)建與變量選取

(一)計量模型構(gòu)建

根據(jù)前文地方官員影響制造業(yè)集聚的理論模型，將地方官員的顯性晉升激勵與隱性晉升激勵作為核心解釋變量，除上述變量外，其他因素也會影響我國制造業(yè)集聚。本文將單位勞動成本、信息化水平、交通運(yùn)輸和地方保護(hù)作為控制變量，建立如下計量模型。

Aggit=β0+β1DPromotionjit+

β2RPromotionjit+β3∑Controlit+ε

其中Aggit表示t時期省份i的制造業(yè)集聚，DPromotionjit為t時期省份i官員j的顯性晉升激勵，RPromotionjit為t時期省份i官員j的隱性晉升激勵，Controlit為控制變量。

(二)變量選取

1.被解釋變量

制造業(yè)集聚(Aggit)。目前測度產(chǎn)業(yè)集聚的方法很多，常見的主要有：集中度、區(qū)位商、赫芬達(dá)爾—赫希曼指數(shù)、空間基尼系數(shù)、EG指數(shù)和DO指數(shù)。本文選擇區(qū)位商測度制造業(yè)集聚，之所以選擇區(qū)位商是因為它能較好的從區(qū)域角度分析產(chǎn)業(yè)集聚程度(余菜花，2016)[25]161-163，省份制造業(yè)集聚水平越高，則區(qū)位商越大，反之則越小?？紤]到數(shù)據(jù)可得性，區(qū)位商的計算公式為：

其中Yit為i省份t年的制造業(yè)產(chǎn)值，Pit為i省份t年的人口[26]65-70。

2．核心解釋變量

包括官員的顯性晉升激勵與隱性晉升激勵。顯性晉升激勵的度量，具體而言，參照錢先航等(2011)[27]72-85測度晉升壓力指數(shù)的相關(guān)指標(biāo)，根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取財政收入增長率、失業(yè)率和GDP增長率三項指標(biāo)，運(yùn)用熵值法計算得出官員的顯性晉升激勵指標(biāo)(D Promotion)。除地方官員顯性晉升激勵外，官員任期、年齡也會影響官員晉升，本文將官員任期、年齡看做隱性晉升激勵。已有文獻(xiàn)證明官員任期與經(jīng)濟(jì)增長存在非線性關(guān)系[28]16-26，制造業(yè)集聚以其內(nèi)在機(jī)制為依托可促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而GDP是官員晉升的重要考核機(jī)制，為較為準(zhǔn)確的測度制造業(yè)集聚與官員任期之間的關(guān)系，本文在模型中加入任期的平方(Tenurejit2)。關(guān)于官員任期的測度，我們借鑒蔣德權(quán)(2015)[29]21-36關(guān)于官員任期的處理辦法，即官員在1—6月份之間上任的，將該年記為在任的第一年，若7—12月份上任，則將該年的下一年記為在任第一年；若官員于1—6月份期間離任，將該年的上一年記為任期的最后一年，而在7—12月份離任的官員，將該年記做任期的最后一年；其中省委書記任期記為Tenure，省長任期記為STenure。官員的政治晉升與年齡有一定關(guān)系[30]120-142，官員的年齡越大其晉升的可能性越小，這在一定程度上影響制造業(yè)集聚，因此本文將省委書記年齡(Age)和省長年齡(SAge)引入模型中。

3.控制變量

除了核心解釋變量外，其他因素也會影響制造業(yè)集聚?；诖?，本文選取單位勞動成本、信息化水平、交通運(yùn)輸和市場化水平四項指標(biāo)作為測度地方官員與制造業(yè)集聚關(guān)系的控制變量。

第一，單位勞動成本(CB)。長期來看，產(chǎn)業(yè)集聚對勞動生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用[31]33-53，而地區(qū)勞動生產(chǎn)率的提高同樣會吸引地區(qū)制造業(yè)集聚，在一定程度上彌補(bǔ)生產(chǎn)成本上升帶來的影響。本文借鑒蔡昉等(2009)[32]4-14計算單位勞動成本的方法，采用CB=wL/Y，其中CB代表單位勞動成本，w為地區(qū)城鎮(zhèn)單位制造業(yè)就業(yè)人員平均工資，L為地區(qū)城鎮(zhèn)單位制造業(yè)就業(yè)人員數(shù)，Y為地區(qū)制造業(yè)產(chǎn)值。第二，信息化水平(XX)。信息和信息技術(shù)有利于制造業(yè)發(fā)展，信息化水平的提高可降低交易成本，而高信息化水平的地區(qū)，在制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級中具有優(yōu)勢[33]32-39，對其它地區(qū)制造業(yè)產(chǎn)生吸引力，有利于制造業(yè)集聚。本文借鑒尹希果等(2013)[34]97-103的測度方法，將[各省郵電通信業(yè)就業(yè)人數(shù)/各省總?cè)丝跀?shù)]/[全國郵電通信業(yè)就業(yè)人數(shù)/全國總?cè)丝赸作為測度信息化水平的代理變量。第三，交通運(yùn)輸水平(JT)。運(yùn)輸成本是影響制造業(yè)集聚的重要因素，運(yùn)輸成本的降低有利于制造業(yè)集聚[34]97-103，而運(yùn)輸成本降低的關(guān)鍵在于交通運(yùn)輸條件改善，本文使用地區(qū)公路里程占全國的比重[35]79-89測度地區(qū)交通運(yùn)輸水平。第四，市場化水平(Market)。本文采用地方財政支出占地區(qū)總產(chǎn)值的比重測度市場化水平[36]6-18，該比值越小，政府干預(yù)程度越少，市場化水平越高。市場化水平的提高有利于減少區(qū)間貿(mào)易成本，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚水平，這表明市場化水平是影響制造業(yè)集聚的一個重要原因。

本文選取1997—2014年全國30個省、自治區(qū)、直轄市的省委書記和省長(主席、市長)以及與制造業(yè)集聚相關(guān)變量的面板數(shù)據(jù)。其中省委書記省長的數(shù)據(jù)，主要通過人民網(wǎng)、百度網(wǎng)等網(wǎng)絡(luò)渠道手工收集；其他與制造業(yè)集聚有關(guān)的相關(guān)數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》以及各省統(tǒng)計年鑒進(jìn)行計算整理。鑒于西藏地區(qū)數(shù)據(jù)缺失，予以剔除，最終采用1997年到2014年30個省份的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。表1為各個指標(biāo)的描述性統(tǒng)計量。

由統(tǒng)計結(jié)果可以看出，區(qū)位商的均值為1.0164，最大值為6.9279，最小值為0.1597，這表明我國各地區(qū)制造業(yè)集聚水平具有明顯差異；顯性晉升激勵的標(biāo)準(zhǔn)差為0.4023，即我國各省份地方官員顯性晉升激勵的差異不大。衡量隱性晉升激勵指標(biāo)的地方官員任期和年齡中，省委書記平均任期3.3037，略大于省長的平均任期；省委書記的平均年齡59.4167，省長平均年齡為57.7815，省長相對省委書記年輕，這符合我國官員“年輕化”的現(xiàn)實。除區(qū)位商與省委書記省長任期平方三個變量的標(biāo)準(zhǔn)差略大于其平均值之外，其他變量的標(biāo)準(zhǔn)差均小于其平均值，這說明本文所用數(shù)據(jù)的變異程度較小，沒有出現(xiàn)異常值，可以進(jìn)一步進(jìn)行實證檢驗。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

指標(biāo)定義均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值A(chǔ)gg區(qū)位商1.01641.04350.15976.9279Promotion官員顯性晉升激勵1.60840.40230.72872.9340Tenure省委書記任期(年)3.30372.22491.000014.0000Age省委書記年齡(年)59.41674.23074670Tenure2省委書記任期平方15.855622.42391.0000196.0000STenure省長任期(年)3.08891.91651.000012.0000SAge省長年齡(年)57.78154.053543.000065.0000STenure2省長任期平方13.027416.72731.0000144.000C單位勞動成本0.03830.01820.01300.1012XX信息化水平1.19520.83430.42307.2307JT交通運(yùn)輸水平0.03280.01760.00290.0966Market市場化水平0.17480.08370.04960.6121

四、實證結(jié)果

基于前文理論模型分析，地方官員晉升激勵對制造業(yè)集聚具有一定影響。為了進(jìn)一步分析地方官員晉升激勵對制造業(yè)集聚的具體作用，本文分別探討了顯性晉升激勵與隱性晉升激勵及其雙重作用下地方官員如何影響制造業(yè)集聚；考慮到省長晉升為本省省委書記在一定程度上會延長任期，其執(zhí)行行為也具有一定的延續(xù)性，這也會對制造業(yè)集聚產(chǎn)生影響，基于此，本文以省長是否晉升為省委書記為界限進(jìn)行樣本分割，分析政治晉升對制造業(yè)集聚的影響。

1.地方官員與制造業(yè)集聚的回歸檢驗

地方官員的顯性晉升激勵、隱性晉升激勵以及雙重晉升激勵下，地方官員對制造業(yè)集聚的回歸結(jié)果見表2。

表2 地方官員與制造業(yè)集聚的回歸結(jié)果

變量(1)(2)(3)(4)(5)C1.5743???(6.61)1.8739???(5.69)1.1085???(3.49)1.8430???(4.18)2.3932???(5.11)Promotion-0.2249???(-2.60)-0.2796???(-3.27)Tenure0.0369(1.54)0.0524??(2.10)0.0567??(2.30)Tenure2-0.0032(-1.35)-0.0048??(-1.98)-0.0050??(-2.09)STenure0.0709??(2.48)0.05871??(2.05)0.0573??(2.02)STenure2-0.0114???(-3.56)-0.0104???(-3.23)-0.0108???(-3.41)Age-0.0146???(-2.70)-0.0127??(-2.35)-0.0132??(-2.47)SAge-0.0005(-0.09)-0.0017(-0.30)-0.0004(-0.07)CB-5.2418???(-3.37)-3.6580??(-2.50)-3.7827???(-2.62)-3.8164???(-2.61)-5.7021???(-3.66)Lnxx0.3677???(3.15)0.3559???(3.02)0.3690???(3.17)0.3529???(3.02)0.3421???(2.96)JT7.0861??(2.32)7.3408??(2.40)6.8467??(2.24)6.5223??(2.15)5.5944?(1.85)Market-1.4094???(-23.27)-1.0130??(-2.31)-1.3187???(-3.11)-1.1555???(-2.65)-1.4000???(-3.19)豪斯曼檢驗Prob>chi2=0.0000

注：***、**、*分別代表1%、5%、10%水平上的統(tǒng)計的顯著性。

由表2中模型(1)可得僅考慮官員顯性晉升激勵，核心解釋變量官員顯性晉升激勵系數(shù)為負(fù)，且通過1%的顯著性檢驗，這表明官員顯性晉升激勵對制造業(yè)集聚具有顯著抑制作用。中央政府考核地方官員的一個重要指標(biāo)是本地區(qū)GDP總量，另外還包括地方財政收入和就業(yè)率等，而后者又與前者存在密切關(guān)系。當(dāng)?shù)胤焦賳T的努力程度對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出具有負(fù)效應(yīng)時，地方官員會在降低自身努力程度的基礎(chǔ)上，通過其他方式增加經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，此時地方官員的顯性晉升激勵具體表現(xiàn)為雖能增加經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，創(chuàng)造政績，但不利于本地區(qū)制造業(yè)集聚。其原因為：在財政分權(quán)以及地方官員晉升錦標(biāo)賽模式背景下，地方官員基于自身利益的考慮，過度干預(yù)地方經(jīng)濟(jì)，正如劉新等(2009)所指出的，地方政府通過設(shè)置區(qū)間貿(mào)易壁壘的行為，形成市場分割導(dǎo)致本地區(qū)不能發(fā)展具有相對優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)，造成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同現(xiàn)象，使地區(qū)產(chǎn)業(yè)集中度下降[37]56-60；稅收競爭是地方政府競爭的重要手段[38]16-30；由于地方官員晉升競爭的存在，官員會通過稅收優(yōu)惠政策的實施吸引相關(guān)產(chǎn)業(yè)落戶本省，產(chǎn)業(yè)引進(jìn)帶來稅收的同時，也會解決當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)，促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，有利于官員政績考核，但也會帶來一系列問題，如改變本地區(qū)已有產(chǎn)業(yè)布局、產(chǎn)業(yè)的重復(fù)建設(shè)、資源浪費(fèi)、要素配置扭曲等，產(chǎn)生謝里等(2016)提出的由“政策租”導(dǎo)致的虛假產(chǎn)業(yè)集聚[1]909-928；孫紅玲(2010)同樣認(rèn)為城市制造業(yè)集聚區(qū)產(chǎn)業(yè)雷同、結(jié)構(gòu)重復(fù)問題嚴(yán)重，會通過影響跨區(qū)制造業(yè)帶和專業(yè)分工體系的形成，而限制產(chǎn)業(yè)集聚效率和資源配置效率[39]24-34；此外地方官員為創(chuàng)造政績，獲得晉升機(jī)會，通常會選擇招商引資、降低稅負(fù)等較為直接方式，以期在任期內(nèi)促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，同時對本地區(qū)相關(guān)制造業(yè)加以保護(hù)，干預(yù)地區(qū)經(jīng)濟(jì)；制造業(yè)集聚雖對經(jīng)濟(jì)增長具有一定的促進(jìn)作用，但其促進(jìn)作用的發(fā)揮需要一定時間，晉升壓力的存在使地方官員選擇非集聚的發(fā)展模式，從而以GDP為考核指標(biāo)的官員顯性晉升激勵表現(xiàn)出對制造業(yè)集聚的抑制作用。

模型(2)表明僅考慮隱性晉升激勵中的省委書記任期和年齡時，官員任期對制造業(yè)集聚的影響并不顯著，這與我們的預(yù)期結(jié)果不相符，這是由于僅考慮省委書記任期，會弱化省長在省份發(fā)展中的作用，不符合現(xiàn)實，使省委書記任期表現(xiàn)為不顯著；省委書記年齡系數(shù)為負(fù)且通過顯著性檢驗，表明省委書記的年齡對制造業(yè)集聚具有顯著抑制作用，這符合本文的預(yù)期結(jié)果，其原因在于省委書記的平均年齡為59.42，相對年輕的省委書記，為獲得政治晉升機(jī)會，會選擇短時間內(nèi)創(chuàng)造政績的方式，增加地區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，而這些政策的實施在其任期內(nèi)不利于制造業(yè)集聚；相對年齡大的省委書記，隨著年齡增長，其政治晉升激勵作用小，此時由于晉升概率較小，年齡較大的省委書記會選擇較為保守的方式來管理本地區(qū)，在任期內(nèi)形成本地區(qū)制造業(yè)集聚的動力大大減弱。模型(3)中隱性晉升激勵中的省長任期的一次項為正，平方系數(shù)為負(fù)，且通過顯著性檢驗，即省長任期與制造業(yè)集聚呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系，此時最高點(diǎn)出現(xiàn)在3.11年；省長年齡的顯著性不明顯，但與制造業(yè)集聚負(fù)相關(guān)，即在一定程度上，省長年齡越大，越不利于制造業(yè)集聚，這是由于省長的平均年齡為57.78，省長年齡越大，獲得晉升可能性越小，創(chuàng)造政績的激勵越弱?？傊胤焦賳T的年齡越大，其晉升概率將會降低[40]55-68，這可能不利于制造業(yè)集聚。將省委書記省長任期和年齡同時納入分析框架，模型(4)報告了其回歸結(jié)果，省委書記省長任期的一次項為正，二次項系數(shù)為負(fù)，且都通過顯著性檢驗，即省委書記任期內(nèi)制造業(yè)集聚的變化趨勢為倒“U”型，當(dāng)制造業(yè)集聚達(dá)到最高點(diǎn)時，省委書記任期為5.46年，省長任期為2.82年；省委書記年齡系數(shù)為負(fù)且通過顯著性檢驗，省長年齡的顯著性不明顯，但與制造業(yè)集聚負(fù)相關(guān)，這與模型(2)、(3)中省委書記省長年齡的符號相同，僅系數(shù)發(fā)生小幅變動。顯性晉升激勵與隱性晉升激勵雙重作用下的回歸模型(5)與模型(1)、(4)的結(jié)果相比，其變量均與前文符號相同，只有系數(shù)發(fā)生小幅變化，即顯性晉升激勵對制造業(yè)集聚顯著的負(fù)向關(guān)系，且隱性晉升激勵中省委書記省長的任期同制造業(yè)集聚的軌跡呈現(xiàn)顯著倒“U”型，省委書記年齡系數(shù)為負(fù)且通過顯著性檢驗，省長年齡顯著性不明顯，但與制造業(yè)集聚負(fù)相關(guān)。

隱性晉升激勵中省委書記省長任期與制造業(yè)集聚呈現(xiàn)倒“U”型的原因在于制造業(yè)集聚從形成到發(fā)揮作用需要一段時間，剛上任時，地方官員有足夠的耐心通過制造業(yè)集聚來增加地區(qū)產(chǎn)出，在一定的任期區(qū)間內(nèi)，隨著地方官員任期延長，官員自身執(zhí)政能力得以提升，官員可利用本身積累的信息優(yōu)勢，制定恰當(dāng)?shù)漠a(chǎn)業(yè)政策，進(jìn)而對制造業(yè)集聚的促進(jìn)作用不斷增加，但是當(dāng)任期超過臨界點(diǎn)繼續(xù)延長時，官員的晉升概率隨之降低，加之存在任期內(nèi)地方制造業(yè)集聚的增長效應(yīng)可能被下一屆官員所獲得，從而使其促進(jìn)制造業(yè)集聚的動力減弱；同時，在較長的任期內(nèi)，由于官員個人能力存在差異，當(dāng)官員認(rèn)識到本地制造業(yè)集聚負(fù)效應(yīng)的出現(xiàn)時，會出臺一些相應(yīng)的措施進(jìn)行規(guī)避，此時其促進(jìn)制造業(yè)集聚的動力會相對減弱，而若官員未能認(rèn)識到集聚的擁擠效應(yīng)產(chǎn)生，這會造成地區(qū)要素成本上升，從而降低地區(qū)制造業(yè)集聚水平。

基于上述分析，我們得出作為隱性晉升激勵的省委書記省長任期內(nèi)制造業(yè)集聚軌跡呈現(xiàn)顯著的倒“U”型，當(dāng)制造業(yè)集聚達(dá)到最高點(diǎn)時，省委書記任期為5.46年，省長任期2.82年，即省長任期的內(nèi)制造業(yè)集聚最高點(diǎn)早于省委書記，這是因為相對省委書記而言，省長的任期較短，且較省委書記年輕，存在王賢彬等(2009)所指出的年輕官員具有更強(qiáng)的推動轄區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的動力，創(chuàng)造政績的現(xiàn)象[41]1301-1327；省長任期初期在增加地方產(chǎn)出的同時，也會有足夠的耐心考慮以制造業(yè)集聚的方式獲得經(jīng)濟(jì)增長動力，加之省長任期較短，制造業(yè)集聚的增長效應(yīng)更易由下一屆省長所獲得；同時考慮到官員異質(zhì)性存在，當(dāng)官員努力程度對經(jīng)濟(jì)增長有正向促進(jìn)效應(yīng)時，省長的努力程度將有利于制造業(yè)集聚，使省長的最高點(diǎn)出現(xiàn)較早；任期的4—5年是官員晉升的關(guān)鍵，晉升概率最高[42]44-56；與省長相比，省委書記的年齡較省長大、任期長，制造業(yè)集聚增長效應(yīng)的發(fā)揮更易體現(xiàn)在任期內(nèi)，此時省委書記為了獲得晉升機(jī)會而更加努力，且有足夠耐心以制造業(yè)集聚的方式獲得增長效應(yīng)，使其最高點(diǎn)出現(xiàn)得較省長晚。

控制變量中，單位勞動成本對制造業(yè)集聚具有顯著負(fù)向作用，這是因為我國的制造業(yè)受生產(chǎn)要素成本上升的制約，單位勞動成本上升意味著勞動生產(chǎn)率下降，這降低區(qū)域比較優(yōu)勢，不利于制造業(yè)集聚；信息化水平與交通運(yùn)輸水平的系數(shù)為正且通過顯著性檢驗，原因在于信息化水平與交通運(yùn)輸水平的提高有利于降低制造、管理、搜尋與交易成本，加強(qiáng)企業(yè)間、企業(yè)與勞動者之間、企業(yè)與消費(fèi)者之間的聯(lián)系，避免信息不對稱；同時促進(jìn)技術(shù)與知識的交流，有利于技術(shù)進(jìn)步與創(chuàng)新，提高生產(chǎn)率，進(jìn)而強(qiáng)化地區(qū)制造業(yè)集聚的創(chuàng)新機(jī)制，促進(jìn)制造業(yè)集聚；測度市場化水平的指標(biāo)為負(fù)向指標(biāo)，即該指標(biāo)越大，市場化水平越低，越不利于制造業(yè)集聚，這是因為該指標(biāo)越大，市場在資源配置中發(fā)揮的作用越弱，而制造業(yè)集聚本質(zhì)上是資源在空間配置的結(jié)果，因此低的市場化水平容易帶來資源錯配，從而使其表現(xiàn)為顯著的阻礙作用。

2.全樣本分割下的進(jìn)一步檢驗

本文以是否發(fā)生本省省長晉升為省委書記為條件對全樣本進(jìn)行分割，進(jìn)一步分析官員顯性晉升激勵與隱性晉升激勵對制造業(yè)集聚的影響。

表3 省長晉升為省委書記背景下的制造業(yè)集聚回歸結(jié)果

指標(biāo)(1)(2)(3)(4)C-0.0017(0.03)-0.0241(-0.46)0.0208(-0.37)-0.0243(-0.51)Promotion1.2056???(18.91)0.7253???(9.13)Tenure0.0406(0.87)0.0256(0.57)Tenure2-0.0123???(-2.59)-0.0108??(-2.37)STenure0.1294(1.49)0.1259(1.60)STenure2-0.0306??(-2.28)-0.0193(-1.59)Age0.0504???(17.28)0.0292???(5.31)SAge0.0513???(14.31)0.0004(0.06)CB0.1159(0.07)-14.3829???(-7.45)-12.2917???(-6.16)-10.2626???(-5.47)LnXX0.6851???(7.18)0.6483???(6.71)0.4655???(4.48)0.5869???(6.32)JT-22.1078???(-7.72)-24.2210???(-8.30)-29.9880???(-8.95)-30.8352???(-10.34)Market-1.2092???(-3.47)-3.2265???(-8.20)-2.9396???(-7.11)-3.0292???(-8.12)豪斯曼檢驗Prob>chi2=0.5292Prob>chi2=0.5703Prob>chi2=0.2566Prob>chi2=0.1802

注：***、**分別代表1%和5%水平上的統(tǒng)計的顯著性，括號中為Z值。

表3中模型(1)僅考慮顯性晉升激勵，當(dāng)省長晉升為省委書記時，顯性晉升激勵對制造業(yè)集聚具有顯著正向促進(jìn)作用，這與前文中的結(jié)果相反，產(chǎn)生這一結(jié)果的原因是因為省長晉升為省委書記，其執(zhí)政行為有一定的延續(xù)性，由于本地晉升的官員更了解本省的實際情況，他們基于長遠(yuǎn)利益的考慮，及時調(diào)整產(chǎn)業(yè)政策，在充裕的時間內(nèi)調(diào)整本地區(qū)產(chǎn)業(yè)布局，這將在一定程度上改善產(chǎn)業(yè)重復(fù)建設(shè)、資源浪費(fèi)和要素配置扭曲等問題，并從省份實際出發(fā)，因地制宜采取有利于制造業(yè)集聚的政策；本地晉升的官員由于“地方精英團(tuán)”的支持，加之其本身屬于本地區(qū)領(lǐng)導(dǎo)班子，更傾向于原有政策的實施，降低新政策實施概率，避免政治環(huán)境改變或者政策變動[43]62-80，這有利于地區(qū)長足發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)制造業(yè)集聚；由于地方政府行為差異性存在，當(dāng)?shù)胤焦賳T努力程度具有正外部性時，地方官員將選擇區(qū)域一體化，將正向溢出內(nèi)部化，以期獲得增長和晉升可能[44]1075-1096，而區(qū)域一體化有利于制造業(yè)集聚，因此顯性晉升激勵表現(xiàn)為顯著的正向作用。

模型(2)、(3)表明當(dāng)該官員處于省長職位和省委書記職位時，作為隱性晉升激勵的任期與制造業(yè)集聚的關(guān)系均驗證了倒“U”型關(guān)系的存在，但一次項系數(shù)不顯著，說明任期對制造業(yè)集聚影響所呈現(xiàn)倒“U”型的上升趨勢不明顯。模型(4)與模型(1)、(2)、(3)相比，除省長任期的二次項和省長年齡顯著性發(fā)生變化外，其他變量符號相同，只有系數(shù)發(fā)生輕微變化，省長任期與制造業(yè)集聚倒“U”型關(guān)系不明顯，原因為樣本是基于省長晉升為省委書記進(jìn)行分割的，省長和省委書記的權(quán)利存在一定差別，當(dāng)省長晉升為省委書記時，由于任職省長期間對省份產(chǎn)業(yè)的了解，更能根據(jù)省份制造業(yè)的具體情況調(diào)整產(chǎn)業(yè)政策，這會弱化省長任期對制造業(yè)集聚的影響，加之省委書記在地區(qū)發(fā)展中負(fù)總責(zé)，從而更有能力制定本地區(qū)的發(fā)展戰(zhàn)略，從而影響地區(qū)制造業(yè)集聚，使省長任期與制造業(yè)集聚的倒“U”型不顯著；由于省長任期短，官員變更較為頻繁，而不同官員對政策的選擇和具體實施存在差異性，使其作用效果不顯著；模型(4)中省長年齡由顯著變?yōu)椴伙@著，其原因在于樣本期間內(nèi)省長晉升為省委書記時，其制定的適合本地區(qū)發(fā)展的產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策由于存在時滯，其作用的發(fā)揮更大可能會出現(xiàn)在官員任省委書記的年齡階段，因此省長年齡不顯著。

隱性晉升激勵中省委書記的年齡對制造業(yè)集聚具有顯著促進(jìn)作用，這不符合本文的預(yù)期結(jié)果，原因在于僅考慮省長晉升為省委書記時，相當(dāng)于延長了其任期，省委書記可利用其任期內(nèi)所掌握的信息，及時調(diào)整產(chǎn)業(yè)政策，并在其任期內(nèi)獲得制造業(yè)集聚帶來的增長效應(yīng)，加之官員個人特征及其行為復(fù)雜性存在，使省委書記官員年齡表現(xiàn)為顯著的正向促進(jìn)作用。

我們在分析發(fā)生省長晉升為省委書記的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步分析未發(fā)生省長晉升為省委書記時，地方官員顯性晉升激勵、隱性晉升激勵與制造業(yè)集聚之間的關(guān)系，并與發(fā)生晉升的樣本進(jìn)行對比，其回歸結(jié)果見表4。

表4模型(1)中顯性晉升激勵對制造業(yè)集聚具有顯著的正向促進(jìn)作用，原因在于樣本分割后，省長任期雖相對較短，但由于政策實施具有一定滯后性，上一屆省長的利好政策以及短期內(nèi)地方官員對政績的追求使顯性晉升激勵正向促進(jìn)制造業(yè)集聚；樣本期間內(nèi)地方官員的努力程度與產(chǎn)出正相關(guān)，此時在增加產(chǎn)出基礎(chǔ)上，會帶來制造業(yè)集聚；模型(2)、(3)對比發(fā)現(xiàn)，隱性晉升激勵的省委書記省長任期均與制造業(yè)集聚呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系，但省委書記的一次項系數(shù)并不明顯，即省委書記任期內(nèi)制造業(yè)集聚的上升趨勢并不明顯；模型(4)中除省委書記任期二次項由顯著變?yōu)椴伙@著外，其他變量符號相同，只有系數(shù)發(fā)生輕微的變化，與發(fā)生省長晉升為省委書記的樣本相比，此時省委書記的任期與制造業(yè)集聚倒“U”型關(guān)系不明顯，其原因為樣本是基于未發(fā)生省長晉升為省委書記進(jìn)行分割的，樣本內(nèi)更能體現(xiàn)出省長任期對制造業(yè)集聚的影響；相對省長而言，省委書記晉升概率小，晉升激勵較弱[30]120-142，這使得省委書記在其任期后期通過制造業(yè)集聚促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的動力不足，使其對制造業(yè)集聚的影響表現(xiàn)為不顯著。模型中省委書記省長的年齡以及交通運(yùn)輸條件符號發(fā)生變化，且通過顯著性檢驗，其原因是由于地方官員個人特征、行為、能力的差異以及官員更替的存在，使年齡符號發(fā)生變化；樣本分割后，由于地域、年份、官員任期等差異性存在使交通運(yùn)輸條件符號發(fā)生變化。

表4 省長未晉升為省委書記背景下的制造業(yè)集聚回歸結(jié)果

指標(biāo)(1)(2)(3)(4)C-0.0236(-0.52)-0.0222(-0.25)-0.0354(-0.45)-0.0402(-0.53)Promotion0.8283???(11.71)0.0432(0.45)Tenure0.0307(0.92)0.0255(0.72)Tenure2-0.0054?(-1.65)-0.0036(-1.04)STenure0.0679?(1.70)0.0814??(1.98)STenure2-0.0111???(-2.59)-0.0117???(-2.73)Age0.0387???(13.76)0.0177???(3.01)Sage0.0414???(13.56)0.0225???(3.54)CB0.7354(0.49)-9.8059???(-5.96)-11.1771???(-6.70)-11.2877???(-6.40)LnXX0.9466???(9.31)0.8435???(8.96)0.8750???(9.52)0.8422???(9.16)JT-7.7516???(-2.76)-9.8188???(-3.99)-12.3603???(-5.00)-12.7840??(-5.15)Market-0.7187?(-1.88)-3.5157???(-8.07)-3.5403???(-8.48)-3.8221???(-8.73)豪斯曼檢驗Prob>chi2=0.0026Prob>chi2=0.1915Prob>chi2=0.4269Prob>chi2=0.9681

注：***、**和*分別代表1%、5%和10%水平上的統(tǒng)計的顯著性，括號中為T值。

3.穩(wěn)健性檢驗

本文對全樣本下地方官員顯性晉升激勵與隱性晉升激勵對制造業(yè)集聚的影響進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

基于我國以GDP為主的官員晉升考核機(jī)制的考慮，地區(qū)人均GDP更能反應(yīng)地區(qū)整體的福利水平，本文選取人均GDP作為顯性晉升激勵的測度變量，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。表5中模型(1)、(2)顯示市場化水平顯著性發(fā)生變化，其原因在于在官員影響制造業(yè)集聚的背景下，官員的干預(yù)程度會顯著影響地區(qū)市場化水平，使地區(qū)市場化水平具有很大不確定性；其他變量的顯著性與符號均未發(fā)生變化，只有系數(shù)發(fā)生變化，這表明前文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論及啟示

(一)結(jié)論

利用1997—2014年省際面板數(shù)據(jù)，從地方官員顯性晉升激勵與隱性晉升激勵兩個角度，分析地方官員對制造業(yè)集聚的作用，主要結(jié)論如下。

第一，全樣本下，地方官員顯性晉升激勵對制造業(yè)集聚具有顯著負(fù)向作用；隱性晉升激勵中官員任期影響制造業(yè)集聚的軌跡表現(xiàn)為倒“U”型，且省長任期內(nèi)制造業(yè)集聚的最高點(diǎn)早于省委書記；官員年齡對制造業(yè)集聚有顯著抑制作用。

表5 穩(wěn)健性檢驗

第二，省長晉升為省委書記的樣本中，地方官員顯性晉升激勵顯著促進(jìn)制造業(yè)集聚；隱性晉升激勵的省委書記任期對制造業(yè)集聚的影響呈現(xiàn)倒“U”型，但上升趨勢不明顯；省長任期對制造業(yè)集聚的影響并不顯著；由于省委書記任期相對延長，加之官員個人特征、行為等差異性存在，省委書記年齡對制造業(yè)集聚具有顯著的正向促進(jìn)作用。

第三，省長未晉升為省委書記的樣本中，顯性晉升激勵對制造業(yè)集聚的促進(jìn)作用不顯著；隱性晉升激勵中的省委書記任期與制造業(yè)集聚倒“U”型不明顯；省長任期與制造業(yè)集聚呈現(xiàn)倒“U”型；省委書記省長年齡顯著促進(jìn)制造業(yè)集聚。

(二)啟示

制造業(yè)集聚是促進(jìn)我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的重要動力機(jī)制，而集聚效應(yīng)的形成則需要合適的外部條件，本文重點(diǎn)探討了地方官員對制造業(yè)集聚的影響。根據(jù)本文的相關(guān)研究結(jié)論，改革以GDP為主的官員晉升考核機(jī)制，可在一定程度上減弱地方官員晉升競爭，減輕地方保護(hù)、市場分割等現(xiàn)象發(fā)生，有利于制造業(yè)集聚；地方官員可利用自身信息優(yōu)勢，合理引導(dǎo)和監(jiān)督地方制造業(yè)發(fā)展，為制造業(yè)集聚提供便利；完善我國要素市場體系，減少政府干預(yù)，消除區(qū)間貿(mào)易壁壘，促進(jìn)省際間要素有效配置，降低區(qū)域交易成本，提高制造業(yè)集聚力；保持政策連續(xù)性，有利于官員依據(jù)制造業(yè)集聚的集聚效應(yīng)及擴(kuò)散效應(yīng)來獲得地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長動力；各地方官員可通過地區(qū)間合作，引導(dǎo)制造業(yè)梯度轉(zhuǎn)移，實現(xiàn)區(qū)域制造業(yè)優(yōu)勢互補(bǔ)，協(xié)調(diào)發(fā)展，形成制造業(yè)集聚基礎(chǔ)上的區(qū)域合理分工。