政治晋升锦标赛、地方官员行为与政府规模的非线性收敛

——基于256个城市面板数据的门槛效应检验

郑尚植 徐珺

内容提要：本文从官员政治晋升锦标赛这一逻辑出发理解中国政府规模收敛，利用2002—2015年256个城市的面板数据，通过对官员自利行为的考察，从政府规模收敛性角度验证了官员自利行为的趋同性。运用双向固定效应模型和面板门槛模型，考察了政府规模的收敛性以及政府规模非线性收敛的特征。实证结果显示：在城市层面上，中国政府规模存在着收敛，此外，政府规模的收敛速度会因政府规模的大小而呈现出非线性，政府规模越大的城市，其收敛速度越慢。这一结论并不会因为地区差异而发生变化，但东部地区因为其收入端政府规模相对较大所以呈现出较低慢收敛速度。经验证据显示官员自利行为确实存在，因此在设计行政机制时需要注意对官员的激励问题。

关键词：政治晋升锦标赛；地方官员行为；政府规模的非线性收敛

一、引言

研究政府规模变化的一个主流结论是“瓦格纳法则”（Wagnar's law），瓦格纳法则认为经济活动与政府公共支出之间存在着正相关关系。孙群力（2007）运用1995—2004年中国28个省、自治区、直辖市的面板数据来验证瓦格纳法则，研究发现无论是全国样本，还是东、中、西部地区的分样本，实际人均GDP（国内生产总值）与地方政府规模之间均呈现出显著的正相关关系，这有效地支持了瓦格纳法则。潘卫杰（2007）在前人定性分析的基础上，将民族因素纳入对政府规模问题的分析中，认为之前的研究大多数只是定性分析很难让人信服，需要定量分析来增加对这个问题的说明。分析了人口、地区、经济、民族等诸多因素对政府规模的影响，特别是将民族因素分为了民族比重和民族个数两个角度来考察其对政府规模的影响。实证结果显示，与大多数学者的主观感受不同，瓦格纳法则并不适用于现阶段的中国。杨子晖（2011）利用面板平滑转换回归模型（PSTR），研究了政府规模与经济增长之间的非线性关系，研究结果显示政府规模与经济增长之间存在倒U形关系。在分析背后机制时，认为政府规模扩大时受到税负等因素的影响，政府支出的负效应逐渐增强，当政府规模超过“警戒水平”时，“过度拥挤”的政府支出将会抑制经济增长。

政府规模研究的另一个主要结论就是布伦南和布坎南在1980年提出的“利维坦假说”，认为财政分权将会导致地方政府竞争并尽可能少的干预经济从而使得政府规模缩减。基于此，学界对这个假说在中国是否适用进行了大量研究，但研究结果莫衷一是。孙琳、潘春阳（2009）通过实证研究发现，财政分权推动了政府规模的扩张，“利维坦假说”在中国是不存在的。王文剑（2010）运用1996—2005年中国省级面板数据研究了财政分权与地方政府规模及结构之间的关系，认为在财政竞争和官员晋升压力的作用下，中国地方政府规模与财政分权之间存在正相关，“怪兽”理论在中国不存在。与这些研究不同的是，庄玉乙、张光（2012）认为财政分权能够有效地缩减政府的财政规模，但上级政府的转移支付却助长了地方政府规模的扩张，他们使用1997—2009的省级面板数据验证了“利维坦假说”在中国是存在的。潘孝珍、洪燕国（2012）的实证研究也支持了庄玉乙和张光的结论。因此，财政分权对中国地方政府规模到底起到是扩张还是缩减作用并无定论。还有一些学者从其他角度对政府规模进行了考察，比如“粘蝇纸”效应（范子英、张军，2010），考虑城市化与政府规模的关系（余华义，2015），考虑对外开放与政府规模的关系（梅冬州、龚六堂，2013）等。

如何更为准确地理解中国政府规模的变化？一个比较好的线索是钱颖一教授等提出的“财政联邦主义”，从财政分权角度考察政府行为相对来说也是比较直接有效的。传统的财政理论，例如选举理论、Tiebout“用脚投票”理论都表明政府支出是以经济委托人的偏好为基础的，在这些模型中，公众的偏好发生变化政府支出也就随之发生变化。中国独特的政治体制决定了政府行为与西方政府的不同。对中国政治经济关系理解最为深刻的是周黎安（2007）提出的“晋升锦标赛”理论。在“晋升锦标赛”这一行为逻辑背景下，政府支出其主要目的往往不是为了满足公众对公共物品及服务的需求而是官员基于政治激励发展经济的偏好，政府支出大量面向那些短期能够提升当地经济的基础设施建设。中国政府官员的行为函数与西方官员行为存在着明显的不同，我们有必要对中国官员行为进行考察。根据公共选择学派的观点——“政治行为人也是经济人”①，政府官员也是以自身利益最大化为其目标函数的经济人。此外可以像“经济学帝国主义”一般将政治交易纳入经济学范畴这个框架中来考察政府官员行为。那么，对于政府的行为模式我们也就可以从以经济人为基础假设的理论出发来理解和解释。从整体上看，政府规模是官员行为最为直接的体现。据此，我们可以根据政府规模的变动情况来对官员行为进行说明。既然政治人也是经济人，那么其必然会选择最优的行为函数以确保自己的利益最大化。在给定的目标函数下，官员的行为也必然唯一确定——以最优为目标。在以经济人假设为前提的新古典主义分析框架中，最优往往代表着均衡，也就是说，政府官员的行为最终会与经济社会整体处于一般均衡中，那在宏观上就表现为政府规模的趋同，最终趋于一个稳定的水平。因此，我们从考察政府规模变动存在收敛性入手对自利官员行为的一致性进行考察。

本文的主要工作就在于解决大多数理论只是对官员行为一致性进行描述性的定性说明，缺乏相应的实证基础的问题。我们选择了从政府规模收敛这个角度考察官员行为，为“政治人也是经济人”提供了一定的经验证据，并认为政治人与经济人一样也有着确定的目标函数，从而在统计上就表现为政府规模的收敛。

二、理论机制与特征事实

（一）收敛机制的理论分析

导致政府规模收敛的因素有很多，从经济方面来看则主要有边际报酬递减效应和最优政府规模效应。根据Mark Skidmore和Hideki Toya等（2004）的观点，大多数政府支出都不是为了即时消费，而是类似于一种生产活动的投入。那么，政府支出也可像私人投资一样视作投资的一部分，也就必然服从边际收益率递减规律。当政府部门想要扩大支出规模时，拥有较大支出规模的国家其政府扩张能力有限，而政府规模相对较小的国家却有很大的操作空间，因此不同国家之间必然表现出收敛趋势。同样，当考察我国不同省份时，边际收益率递减规律依然能够发生作用，各个城市其政府规模呈现出收敛态势。从最优政府规模这个角度来看，已有文献关于最优政府规模的研究大多是基于“Barro法则”来展开研究的（孙群力，2006；张光南、周华仙、陈广汉，2011），也有相当部分文献是从 Armey （1995）提出的“Armey 曲线”出发来证明最优政府规模的。杨友才、赖敏晖（2009）利用面板门槛模型检验了我国的政府财政支出规模与经济增长之间的关系，发现政府财政支出规模存在门槛效应，我国的最优政府财政支出规模为11.6%。不论是用何种方式证实都存在着最优政府规模，最优政府规模的存在基本上已成为一种共识。基于此，既然政府规模存在最优值，实际政府规模肯定都会趋于最优政府规模，各个城市其政府规模内生地趋于这个最优值，也就存在着收敛的趋势。

本文主要可以从政府行为的微观主体——地方官员出发来阐述政府规模变动背后的原因。官员基于“政治激励”而具有发展经济的动力从制度层面上确实能为中国经济的高速增长提供一定的解释。但刘云龙（2001）、刘剑雄（2008）从地方官员行为函数变化的视角来看中国经济增长对我们理解中国政府的行为更具有启发意义，他们认为中国官员的行为函数从传统经济时代到改革开放以来先后经历了“政治忠诚”“经济发展”和“辖区民意”的嵌入。从委托—代理关系来看待中央政府与地方政府，会更好地解释中国地方官员的行为是怎样与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，他们之间的利益存在着内在冲突，地方官员的行为原则以个人利益最大化为主，而中央政府一个最基本的利益诉求就是维持现有的统治权，所以现代政府治理的一个关键问题就是如何设计适合的“激励”使地方官员按照委托人中央政府的利益行事，以保证自己的政权稳定。在这种委托—代理关系中，政治集权为政治激励——官员晋升提供了保证，因此对官员的激励在大多数情况下是有作用的。而官员作为个人其行为原则——以个人利益最大化的原则也是确定的。

官员行为函数与委托人的目标函数之间是直接耦合的，但官员行为原则不发生改变，这种基于政治激励的耦合也意味着官员的行为函数在委托人相对确定的目标函数下是具有一致性的。“晋升锦标赛”其实质讲的就是政治激励，同时其也内含官员的行为是具有趋同一致性的。现有文献一般都是从定性出发对决定中国官员行为的政治体制进行解释说明（周黎安，2007；余绪鹏，2016），比较少有经验证据能够直接显示官员行为之间具有趋同性。本文通过政府规模的收敛性来说明官员自利行为的一致性。同时，也提出了导致政府规模收敛的第三种机制——“晋升锦标赛”效应。根据周黎安（2007）的定义，晋升锦标赛作为一种行政治理模式，是指上级政府对多个下级政府部门的行政长官设计的一种晋升竞赛，竞赛优胜者将获得晋升，而竞赛标准由上级政府决定。在这样一种治理方式下，官员的行为必然会受设计者的考核指标影响，从而各级政府官员的行为会根据中央的偏好来调整。经济指标一直是我国官员政绩考核的核心，地方政府官员为了自己的“经济业绩”，会将大量政府支出投向那些可以明显提升自己任期内经济发展水平的基础设施建设。因此，中央考核标准一旦确定，各级官员行为必然表现出趋同性，政府规模也就呈现出收敛趋势。此外，从政府这个角度考察收敛性的文章也比较少见，国内主要是从政府财力（王艺明、蔡昌达，2014）、政府消费（吴庆华、孙群力，2007）等角度做了收敛性分析，但均没有深入探究收敛性背后的经济意义。

（二）地方政府规模收敛的现实考察

根据P. Samuelson提出来的显示性偏好理论，消费者在一定价格条件下的购买行为暴露或显示了他内在的偏好倾向，即消费者的购买行为反映了消费者的偏好。同样，我们运用这个逻辑来考察政府行为，政府的收支状况反映的也就是政府主体——官员的内在偏好，我们就能够通过政府的收支状况来判断官员行为。

政府的财政收入主要来源于当地的税收，拥有良好税基的城市其财政状况一般比较优良。因此，从收入端考察政府规模是否存在收敛其实质是考察不同地区城市公共设施以及基础设施建设的差异。一地公共服务和公共产品品质更高，意味着更多的纳税人愿意来这些地区居住从而增加了该地的税基，也就能为当地政府提供充裕的税收资金，政府对经济干预的能力也能提升。此外，政府的财政收入能力越强，那么政府就越有扩大支出规模的基础，从而促使政府支出规模膨胀，表明财政状况良好的地区其在政绩考核中具有比较优势，但该地也容易陷入路径依赖使得经济效率降低。这与蒋德权、姜国华和陈冬华（2015）的研究是一致的，他们在实证中验证了官员晋升与经济效率之间存在着负相关关系，经济状况良好的地区其官员晋升概率也相对较高。图1反映了中国政府财政收入的变动情况，据此，我们可以从政府财政收入的角度来考察政府规模的相关问题。可以看出政府规模总体上处于上升趋势，但东部地区财政收入占GDP 比重高于全国水平，这与Tiebout理论中居民“用脚投票”理论是一致的。正是由于东部经济形势较好，教育、社会服务以及各种基础设施更为充裕，更多居民愿意在东部地区生活，从而扩大了该地区的税基。相较之下，中、西部地区财政收入的GDP 占比则低于全国水平。西部地区由于国家政策的偏向，其收入规模表现出更大的波动性。但不管各个地区的情况如何，其收入端政府规模都与全国呈现出相同的趋势，因此我们有理由相信政府规模整体上是趋于一个稳定状态的，也就是存在收敛情况。

图1 政府财政收入规模变化趋势

注：数据来自《中国城市统计年鉴》。

政府的支出规模反映的更多的是政府对经济的干预程度，表明各地区政府干预经济的意愿。由于东部地区其经济基本面比较良好，各项制度设施比较完善，政府不需要过度干预经济就能完成政绩考核中的经济任务，而西部地区因为历史原因一直是中国经济发展的短板，所以这些地区的政府为了在晋升锦标赛中脱颖而出必须加大对经济的干预，提升当地经济发展水平，增加政府支出。同时，从Tiebout理论出发，我们也可以看到东部地区本来公共服务与公共产品的提供就比西部地区更为丰富，所以在东部居住明显具有吸引力，相较之下政府不需要在这些地方投入更多的资金。西部地区因为基础设施落后必须大力进行基础设施建设才能有效提升本地区的竞争力，提高当地税基水平，政府支出规模显然会比东部地区高。图2反映了中国政府财政支出的变动情况。从图中我们可以看出，不论是全国还是局部地区各级政府的财政支出规模都呈现出递增的趋势。东部地区的政府支出低于全国水平，西部地区政府支出水平远高于全国水平，中部地区与全国水平最为接近。这反映了中国政府行为的地区差异，东部地区因为经济比较发达，各项制度比较完善，因此政府在经济中主要起“规制性”作用，对经济的干预较之西部地区明显减少。相反，西部地区经济一直欠发达，国家大量专项转移支付向西部地区偏移，这些财政拨款使得西部地区政府在财政上存在着一个“软约束”（王永钦、陈映辉、杜巨澜，2016）从而使得政府加大了经济建设的投入，因此西部地区政府支出规模一直高于全国平均水平。但从各个地区的变化趋势来看，其变化趋势基本一致，因此我们认为从支出端来看政府规模变动，其同样是存在着收敛的。

图2 政府财政支出规模变化趋势

注：数据来自《中国城市统计年鉴》。

三、模型设定、变量选取与数据说明

（一）门槛模型设定与估计方法

本文采用的是双向固定效应模型，参考 Mark Skidmore 和 Hideki Toya 等（2004）和江一涛（2010）的模型构建如下模型：

上式中，dsizer是本期政府规模与上期政府规模的差值，也就是政府规模的变动，sizerit-1是滞后一期的政府规模，是本文的核心解释变量通过其系数符号来判断政府规模是否存在收敛。当β1＜ 0时，在控制其他变量不变的情况下，政府规模大的地区其政府规模变动越小，也就是说随着时间的变化政府规模呈现出收敛的趋势；contralit是其他控制变量，包括对外开放度（open）、财政分权（czfq）、实际人均GDP的对数（lnrpcgdp）、人口的对数（lnpop）; αi是城市固定效应，控制的是那些不随时间变化但影响政府规模的城市个体效应，比如地理位置等；τt是时间固定效应，控制的是影响各个城市政府规模变动的共同因素，比如宏观经济基本面的波动等；εit是随机扰动项。

在模型（1）的基础上，我们参考Hansen（1999）对主观分组的改进而提出的面板门槛模型来分析政府规模收敛的非线性。该模型的基本设定为：

上式中，yit为被解释变量，xit为核心解释变量，sit是门槛变量，也就是我们用来进行分组的变量。（2）式中的I（·）是指标函数，当符合一定条件时，函数取值为1，否则取0，这个函数决定我们分组回归的结果。进行分组后，不同区间的结果通过核心解释变量xit前的系数β1、β2来进行解释。

（二）变量说明与数据说明

政府规模。政府财政收支占GDP 的比重。在这里我们分为收入端政府规模和支出端政府规模两种度量方式。政府规模我们使用政府收支与当地GDP 的比值来衡量。

（1）财政分权。庄玉乙、张光（2012）在处理财政分权时，认为应该用下级政府的财政收支占本级政府财政收支比重来作为政府财政分权的度量指标，是基于世界银行对各国财政分权测度来构建指标的。直接将跨国研究的指标应用于国内是否最优是存疑的。世界银行之所以采用这种向下的方式来度量本级财政分权程度，一个重要原因就是不同国家其社会制度大不相同，为了使其具有可比性，因此采用了这种向下纵向的衡量方式。而具体到一国之内，社会体制基本一致，那么横向之间本身就具有可比性，因此本文使用的财政分权指标是市级财政支出与省级财政支出之比作为市级层面的财政分权程度，而不是将其认为是省级层面的财政分权。

（2）对外开放度。中国的对外开放并非如“效率论”所讲的被动地等待市场配置资源，从而减少政府干预。相反，中国的各级地方政府往往通过精简行政审批，甚至是以“负价格”出售土地等措施来吸引外资，这实际上是变相地增加了政府对经济的干预。一般通用的做法是使用对外贸易额（进口+出口）占GDP 比重的测度方式来衡量对外开放度，但这种衡量方式反映的更多的是经济对外贸的依赖度而不是对外开放水平。为了真正考察对外开放度，我们使用实际使用外资金额①占GDP的比重来测量对外开放度，实际使用外资金额反映了一地政府主动利用外资的能力，能够比较好地刻画出该地的对外开放度。

（3）实际人均GDP。我们使用人均GDP 除以当年的GDP 指数①（2001年为基期）得到实际人均GDP。

（4）人口。为当地的年末人口，部分城市缺失数据使用当年该城市平均人口代替。

（5）数据来源。本文采用的样本数据为2002—2015年全国256个城市的面板数据，而所有数据均来自《中国城市统计年鉴》《中国统计年鉴》。在处理数据过程中，北京、上海、天津和重庆四个直辖市比较特殊，我们在回归分析中将其剔除了。将2011年之前巢湖市的各项指标均并入合肥，直接用合肥市代替两者②。考虑到部分地级市是新近设立的，我们将这部分城市剔除，包括贵州省毕节市、铜仁市，海南省三沙市、儋州市，青海省海东市。另外，由于西藏地区数据缺失严重故样本也不包含西藏地区的城市。为了保证面板数据是平稳的，我们剔除了存在较多缺失值的城市③。变量的描述性统计见表1。

表1 变量的描述性统计

四、实证结果分析（一）政府规模收敛性回归结果1．基准回归

表2是政府规模增量与滞后一期政府规模的基准回归结果。在模型（1）我们直接使用政府规模变动与滞后一期的政府规模做回归，没有控制任何控制变量，回归结果显示滞后一期政府规模前的系数为-0.277，并且在1%的统计水平显著，政府规模存在着收敛。在一一加入控制变量后，政府规模仍呈现出收敛趋势。当加入所有控制变量后，政府规模的收敛性增强了，结果为模型（2）所示，L. sizer前的系数为-0.321，且在1%的显著水平显著。考虑到在2011年，我国开始实行“营改增”①，这对我国各级政府的财力划分有着重大影响，是一个影响着政府规模变化的重要政策，为了控制其对我国政府规模变动的短期影响，在这里我们设置一个虚拟变量dummy_year，当时间在2011年及以后的年份设为1, 2011年之前的年份设置为0。从模型（3）～（10）的回归结果来看，dummy_year前的系数均在1%的统计水平上显著，且系数大致在0.015左右，可以看到实行“营改增”后我国政府规模增量显著增加，大约增加了1.5%，各级政府普遍扩大了规模，“营改增”这项改革的实施扩大了政府规模。

在模型（4）和模型（5）中，我们控制了城市层面个体效应，滞后一期政府规模前的系数分别为-0.688和-0.763，并且都在1%的统计水平上显著。在加入控制变量的过程中，我们也能看到滞后一期政府规模前的系数其绝对值不断增大的趋势，表明了我国政府规模收敛的稳定性。此外，在控制了城市层面个体效应后，控制变量中有一个显著变化的就是对外开放度open，由原来的1%的显著水平变为不显著，这体现了我国的对外开放具有很强的中国特色。众所周知，我国的改革开放是优先考虑沿海、沿河地区城市的，那么对外开放度就与地理位置（是否靠海、靠河）具有很强的相关性，此外这些城市靠海的地理位置也确实比较合适作为对外开放的经济特区。因此在控制城市层面个体效应后，对外开放度被个体效应吸收掉，其系数在统计上就表现为不显著。

在模型（6）～（10）中，我们采用了控制个体效应和时间固定效应的双向固定效应模型，并且将添加控制变量的过程全部展示出来。从结果来看，在双向固定效应模型下，我们的结论也没有发生变化。从滞后一期政府规模前的系数来看，均在1%的显著水平显著，此外其绝对值也呈现上升态势，表明收敛性的增强。从模型（9）和模型（10）的结果来看，滞后一期政府规模的系数稳定保持在-0.783，表明政府规模最终趋于以一个稳定的速度收敛。

此外，财政分权czfq前的系数在1%的显著水平显著，同时也表现出与滞后一期政府规模大致相同的变化趋势，只是其系数一直是正，说明财政分权的增加会显著扩大政府规模，并且最终会稳定在财政分权每增加一个百分点政府规模变动增加0.042个百分点的水平，这也比较符合我国的实际情况。我国各级政府的财政状况直接影响到政府规模，这个结论也与王文剑（2010）的研究结果相吻合，同样证实在中国不存在“利维坦假说”。正是由于在“晋升锦标赛”模式下，官员政绩考核中经济指标占了很大的比重才导致政府财政收入中很大部分是用于经济建设，也就内生地增大政府对经济的干预，从而从制度根源上导致了政府规模的扩大。同时，这种“标尺竞争”也使得政府官员行为趋同，那么在统计上就表现为政府规模的收敛。

表2政府规模增量与滞后一期政府规模的基准回归结果

注：①∗∗∗、∗∗、∗分别表示1 %、5 %和1 0 %的显著性水平；②模型（ 4 ）～（ 1 0 ）的R-s q u a r e d均是怀特异方差稳健性标准误。

2．稳健性检验

为了保证回归结果是稳健的，我们使用支出端政府规模和支出端财政支出对原来收入端指标进行替换来进行回归分析，依然控制时间固定效应和城市层面个体效应。表3是稳健性检验的结果。在模型（11）中，我们用支出端财政分权代替收入端财政分权，此时政府规模滞后一期前的系数为-0.772，并且在1%的显著性水平上是显著的，说明政府规模存在收敛。在模型（12）中，我们使用支出端政府规模取代收入端政府规模，滞后一期政府规模前的系数为-0.835，在1%的统计水平上是显著的，政府规模存在收敛。在模型（13）中，我们不仅替换了收入端政府规模同时也替换了收入端财政分权，此时滞后一期政府规模前的系数为-0.843，同样存在着收敛。也就是说，政府规模收敛这个结论是稳健的。

表3 稳健性检验

从回归结果来看，政府规模确实存在收敛性并且这种收敛是稳健的，但这种收敛性是否会因为政府规模的大小而发生变化呢？为了考察政府规模的变动是否会随着政府规模的变动而存在非线性，接来下我们运用面板门槛模型来对政府规模收敛的非线性进行考察。

（三）政府规模收敛的非线性实证分析

1．门槛效应检验

利用面板门槛模型来考察政府规模收敛性需要先确定模型存在几个门槛值，我们分别从没有门槛值、存在一个门槛值以及存在两个门槛值的模型设定来对模型进行检验，采用“自抽样法”来对模型进行估计，根据所得P 值和F值来判断是否通过门槛效果检验。从表4中可以看到不存在门槛值的原假设其P值为0.000 0，在1%的统计水平上被拒绝了，即一重门槛通过检验，此时存在一个门槛值0.077 9；二重门槛在1%的显著性水平上通过检验，门槛值分别为0.048 9和0.081 1；三重门槛的P值为0.539，接受了不存在两个门槛值的原假设，故三重门槛检验没有能够通过检验。因此，我们使用双重门槛模型分析政府规模的收敛性，具体模型如下：

表4 门槛效果检验

注：P值和临界值都是通过“自抽样法”（Bootstrap）反复抽样1 000次得到。

2．门槛回归结果分析

根据政府规模的两个门槛值4.89%和8.11%，我们将样本分成了三个区间（0, 4.89%]、（4.89%, 8.11%] 和（8.11%, ∞）。从表5可以看出三个区间对应的滞后一期政府规模前的系数：当政府规模处于较低水平（sizer≤4.89%）时，其滞后一期政府规模系数为-1.094，在1%的显著性水平上显著；当政府规模处于中等水平（4.89＜sizer≤8.11%）时，滞后一期政府规模前的系数为-0.79，在1%的统计水平上是显著的；当政府规模处于较高水平（sizer＞8.11%）时，滞后一期政府规模前的系数为-0.53，同样在1%的显著性水平上是显著的。从三个区间系数的符号来看，政府规模均呈现出收敛趋势，而从系数的绝对值的大小来看政府规模小的地区其政府规模呈现出较快的收敛速度，政府规模相对大的地区其政府规模收敛速度反而更慢。考虑到政府规模的收敛速度会受到各地区政府规模大小的影响，而我国东西部地区的政府规模存在明显区别，政府规模的收敛性是否会因为地区的不同而发生变化？根据樊纲、王小鲁等①（2003）对东、中、西部地区的划分，我们对政府收敛的地区差异做了进一步的分析。

表5 门槛回归结果

注：Tols是同方差假定下的T值，Twhite是异方差假定下的T值。

（四）进一步分析：门槛效应的变化趋势与地区差异

同样，在这里我们采用的是面板门槛模型对政府收敛性的地区差异进行分析。首先，我们需要确定各个地区到底存在几个门槛值，因此我们对其进行了门槛效应检验。从表6可以看出，东部地区、中部地区和西部地区在三重门槛效应检验是均没有通过检验的，其P值分别为0.409、0.556和0.83，在10%的显著水平上都不显著。而一重门槛和二重门槛都通过了检验，其中在二重门槛检验中东部地区和中部地区都在1%的统计水平上是显著的，而西部地区则在10%的显著性水平上是显著的。并且，东部地区的两个门槛值分别为5.35%和8.34%，中部地区的两个门槛值分别为5.87%和11.48%，西部地区的两个门槛值分别为7.73%和13.32%。我们使用二重门槛模型来进行回归分析（见表7）。

表6 各个地区政府规模门槛效应检验

表7 门槛回归结果

注：0._cat#c.lsizer代表第一个区间政府规模滞后一期前的系数，1._cat#c.lsizer、2._cat#c.lsizer同理。

从表7来看，东部地区：当政府规模在相对小的区间（sizer≤5.35%）时，其政府规模滞后一期前的系数为-0.837，在1%的显著性水平上是显著的；当政府规模处于中间区间（5.35%＜sizer≤8.34%）时，政府规模滞后一期前的系数为-0.608，同样在1%的显著性水平上是显著的；当政府规模在相对高的区间（sizer＞8.345）时，政府规模滞后一期前的系数为-0.413。从结果的系数来看，东部地区的回归结果与全国的回归结果一致。首先，系数显著为负说明政府规模存在收敛。其次，政府规模越小的地区其政府规模收敛速度越快，这从滞后期政府规模前的系数大小可以看出（0.837＞0.608＞0.413）。西部地区和中部地区本身也与东部地区有着基本一致的结论，说明从整体来看，政府规模收敛是一个稳定的过程，并不会由于地域的差异而改变。

此外，从三个地区门槛值的大小来看，东部地区相应的门槛值均小于中部地区和西部地区（13.32%＞8.34%），而东部地区的政府规模处于一个较高水平，高于全国平均水平，中西部是低于全国水平的，这说明东部地区各个城市政府规模相对均衡，城市间差距远不如中西部地区大。中西部地区的城市政府规模波动较大，这主要是因为国家的政策偏向导致的，例如“西部大开发”等政策的实施都会导致西部地区政府规模的剧烈波动。另外，三个地区与全国水平比较的话，可以看到东部地区的回归结果与全国的回归结果最为接近，说明东部地区对全国范围内的政府规模影响程度最大。

最后，基本上每个区间东部地区政府规模滞后一期前的系数均小于中部地区和西部地区，说明东部地区与中西部地区相比于政府规模的收敛速度相对较慢。从图1中我们可以知道东部地区的政府规模处于较高水平，这与我们的基本结论政府规模越大的地区其收敛速度反而越小基本上是一致的。

五、主要结论与政策建议

通过对政府规模的现实考察我们可以看到，收入端政府规模总体上呈现上升趋势，并且呈现出东高西低的地理格局。其中，东部地区政府规模平均水平高于全国地区，并呈现上升趋势；中部和西部地区政府规模平均水平低于全国水平，也呈现上升趋势。虽然东部与中部、西部的政府规模平均水平不同，但从趋势上看，三个地区有趋向全国政府规模平均水平的趋势。而从支出端来看则表现出相反的状况。利用双向固定效应与面板门槛模型对政府规模收敛性的考察，我们得出以下结论：在城市层面上，中国政府规模存在着收敛，此外，政府规模的收敛速度会因政府规模的大小而呈现出非线性，政府规模越大的城市，其收敛速度越快。这一结论并不会受到地区差异的影响，同时，东部地区因为其政府规模高于其他地区而表现出较慢的收敛速度。这说明官员的自利行为会导致政府规模收敛，本文和以往研究一个不同之处在于，我们只从官员自利行为出发证实了中国市级政府规模确实存在着收敛性，并不对政府的规模是否最优做过多的探讨。

经验证据显示，中国官员的自利行为确实存在，这意味着我国在进行行政体制改革时应该注意对官员的政治激励，更多地从经济人视角来审视各级官员，激发他们的政治活力。同时，需要注重机制设计，设定一个适合的激励（比如塑造官员声誉、设定类似“名人堂”的机构）而不是单单以政治晋升这一激励来激发官员的代理热情。此外，还需要完善财税制度，使得官员能够更加有效地利用当地财力完成中央政府的委托。最后，我们要加大中西部地区的基础设施建设力度，缩小东西部差距，保证人口的合理分布，减小东部地区城市的居住压力。

参考文献：

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作者简介：郑尚植，徐珺，东北财经大学马克思主义学院。

① 张永璟．公共选择理论与中国经济改革比较 [J]．比较，2017（6）。

① 《中国城市统计年鉴》中实际使用外资金额的单位是“万美元”，我们通过当年的汇率折算为人民币“万元”，以保证量纲一致。

① 因为城市层面的GDP指数并没有找到，所以我们使用的是省份GDP指数来作为该省所有城市GDP指数，例如黑龙江省七台河市的GDP指数就用黑龙江省的GDP指数代替。

② 根据2011年8月4日国务院办公厅 〔2011〕 12号文对巢湖市的划分，可以看到巢湖市一半被划入了合肥。

③ 包括：吕梁市、巴彦淖尔市、乌兰察布市、临沧市、定西市、陇南市、中卫市、兰州市、克拉玛依市、吴忠市、嘉峪关市、固原市、天水市、平凉市、庆阳市、张掖市、昭通市、武威市、白银市、石嘴山市、金昌市、普洱市。

① 关于印发《营业税改征增值税试点方案》的通知（财税 〔2011〕 110号）。

① 按现行划分，除香港地区、澳门地区、台湾地区外，东部包括：广东省、浙江省、福建省、江苏省、山东省、北京市、上海市、天津市、海南省、辽宁省、河北省。中部包括：安徽省、河南省、湖北省、湖南省、吉林省、黑龙江省、江西省、山西省。西部包括：四川省、重庆市、广西壮族自治区、云南省、贵州省、陕西省、甘肃省、内蒙古自治区、宁夏回族自治区、青海省、新疆维吾尔自治区、西藏自治区。我们按省份将所有样本城市分别划入东部、中部和西部。