官员晋升、地方经济增长竞争与信贷资源配置

孙 犇，宋艳伟

(西安交通大学经济与金融学院，陕西 西安 710061)

一、引 言

随着货币化程度的提高，金融在我国经济发展中作用日益增强。然而信贷资源的配置方面存在严重扭曲，我国信贷资源配置既没有体现效率原则，也没有体现公平原则。目前，我国信贷市场金融资源配置效率仍旧较低，要适应我国后改革时代经济发展对资金配置的更高要求，如何提高资金使用中的市场化程度，就成为当前我国金融改革和经济发展中迫切需要解决的问题。由于转轨经济体运行更多是建立在等级权力而不是市场基础之上，经济运行成果大多源自于政治激励(Kornai，1992)［1］。延续Kornai的思路，将政治因素纳入我国信贷资源配置决定的研究中是更有解释力的。然而若割裂地方政府的因素分析政治激励对信贷资源配置问题是欠缺的。因为，在我国特定的制度变迁路径中，分权制下的地方政府不是简单的中央政府行政隶属分支，在一定层面上是我国改革重要的引导力量，并曾一度成为“第一行动集团”，扮演制度创新的主角。随着放权让利改革战略和财政分灶吃饭体制的推行，地方政府具有了独立的行为目标和行为模式，从而在向市场经济的渐进过渡中扮演着主动谋取潜在制度净收益的“第一行动集团”。并且在我国处于转轨时期，市场化不高，政府主导导致市场配置的扭曲中很多是由于地方政府的因素形成的。同样对于信贷资源的配置，地方政府行为因素是具有强大解释力的。

已有很多学者从地方政府干预金融机构信贷的角度进行分析(张杰，1996［2］;冯涛，2006［3］;巴曙松，2005［4］;陈刚，2006［5］)。主要观点是，地方政府为缓解财政压力、发展本地经济等出于自身利益的考虑，利用金融机构改革中的制度缺陷，为本地区争夺金融资源而干预属地内金融机构的信贷，最终影响各地金融资源配置效率、货币政策传导和难以调控的通货膨胀周期波动等。随着研究的深入，有学者将分析视角伸向地方政府背后的作为个体的地方官员，从官员政治生涯的视角研究地方政府行为模式。认为地方政府官员作为具体执行者，更是一个具有相关利益的行为主体，其执行政府政策时难免会将自己的利益驱动加入其中。发现缘于中央对地方官员的政绩考核机制，地方官员的政治升迁命运与当地经济增长水平直接挂钩，在晋升激励下地方官员努力在经济发展上相互竞争，最终形成整体上的高速发展的经济绩效，其称此为"政治锦标赛模式"。然而这种晋升锦标赛激励内生的官员努力目标常常出现与政府职能的合理设计之间存在严重冲突，而导致地方官员努力的偏向，如为了政治收益而不计经济成本的粗放经济增长方式;为任期内政绩显现的短期性行为和财政支出偏好替代;竞争挤占合作空间的以邻为壑等。本文延续这一视角，从地方政府官员的晋升激励着手考察地方政府的行为以及与信贷资源配置的关系。

二、投资倚重式增长方式与地方政府行为选择

(一)经济增长中地方政府的作用

我国的分权改革是同中国的经济改革开放同时进行的。中央政府将解决当前我国社会主要矛盾的任务随着分权改革也下放给地方政府。并且在中央政府对地方政府的政绩考核中经济增长是重中之重，占一半一上的权重。在这种考核机制下，地方政府自然而然承担着发展地方经济的重任，并且会不遗余力、千方百计地采取各种手段发展本地经济。

众所周知，我国政府力量和社会力量是严重不对称的(张曙光，1996)［6］，这深刻地影响着改革的市场经济制度的发育特征，也决定了我国政府主导型发展模式。我国的改革是政府自上而下推动的改革，政府主导的强制性是中国经济转轨的重要特征。而分权改革的制度设计使政府主导型市场经济，很大程度上是由地方政府执行的。并且分权所形成的地方政府间竞争市场进一步强化了经济增长中地方政府的主导作用。因而这种政府主导型经济增长方式难免不烙上地方政府偏好的烙印。

政府主导型的经济发展模式，决定了在区域经济发展中，地方政府具有强大的影响力和控制力。经济的发展离不开要素的投入，为了满足目标函数实现既定的经济增长目标，在地方政府主导下，千方百计控制和获得能促进经济增长的因素，成为地方政府实现本地经济增长的主要途径。这些要素包括:资金、劳动、技术、制度等。但毕竟资源要素是有限的，为获得更多的资源，在分权下，各地方政府实施了各种努力:争夺资金的竞争(例如中央财政投入和转移再支付投入;外商直接投资;信贷资源)，人才的竞争(例如对高等人才所给予的各项优惠政策)，以及制度的竞争(例如对中央优惠政策的竞争、先行试验的竞争)，为吸引资金和人才的间接竞争(如基础设施竞争)等。

(二)过分依赖投资的经济增长模式与地方政府主导性投资扩张

相比世界其它主要国家，我国经济增长过分地依赖资本投资。2003年我国资本投资占GDP的比重高达41.0%，而美英分别才仅为18%和16.3%。并且投资在我国GDP的贡献中所占比重呈逐年上涨的趋势。在经济增长的投资、消费、出口三驾马车中，我国2000-2006年间资本投资贡献年平均增长1.03%，净出口贡献年平均增长0.7%，而居民消费贡献年平均下降1.43%。高度投资依赖的经济增长方式决定于我国政府主导型发展模式和我国生产要素的禀赋特点。众所周知，我国的要素禀赋的特点使我国更符合哈罗德-多马模型的条件，即劳动力供给是充足甚至是剩余的，而资金供给短缺。在很大程度上，地区的经济发展速度取决于获取的资金量。产出的增长率决定于资本的增长率。为了在竞争中取胜，资本的增长率越大越好。这就决定了地方政府的经济增长竞争演化成了资本的竞争。在地方政府的驱动下，我国高资本投入经济增长中地方政府的贡献巨大。据统计数据按隶属关系分，在我国城镇固定资产投资的政府投资中，1995年以来，地方政府投资所占比重一直在70%以上，而中央政府投资所占比重一直低于30%，并且1998年以后地方政府投资占比不断上涨，中央政府投资占比不断下降。数据清晰地表明随着改革的推进，中央政府主导型投资逐渐演变为地方政府主导型投资。并且日益演化为地方政府主导的投资过热的局面。造成这一局面的主要原因是在相对“软化”的制度约束条件下，地方政府使用资金的成本非常低，而投资对GDP的拉动作用非常明显且迅速，所以在地方政府的经济增长竞争市场上难免形成各地方政府主导投资饥渴式扩张，上演着不顾自身资源、区位、以及产业结构约束的投资竞争大战。

表1 1995年以来中央政府和地方政府城镇固定资产投资变动情况(单位:亿元;%)

三、晋升竞争下扭曲的地方政府行为、投资与信贷资源配置

(一)地方官员晋升竞争与地方政府行为扭曲

经济增长是地方政府的主要责任，而竞争机制的建立则强化了地方政府促进经济增长的选择。形成这一竞争机制的重要制度设计就是被称之为官员“晋升锦标赛”的制度。因为作为地方政府的执行者，地方官员的偏好直接决定了地方政府的行为方向。出于这个原因，学者们将对地方政府的行为研究扩展到政府官员［7-11］。政府官员作为一个理性人追求约束条件下自身利益最大化。并且对于地方政府官员而言，最关心的莫过于仕途前景。但决定其升迁的则是中央政府。由于无法观察到地方官员的努力程度和个人人力资本的质量，中央政府尽可能设计机制把激励搞对。激励地方政府官员的制度设计内嵌于我国的政治体制内部治理中的干部人事制度。计划经济时期我国为干部职务终身制，1982年官员退休制度的设立结束了这一制度。1995年颁布了《党政领导干部选拔任用工作暂行条例》，之后在此基础上修订的《党政领导干部选拔任用工作条例》于2002年的实施，确立了晋升考核机制的制度化。而随着分权改革的推进，官员升迁的考核标准由计划时期的政治表现逐渐变为以经济绩效为主，形成以经济增长速度为标准的晋升考核尺度。

由于数据的可获得性限制，我们用地方政府最高长官——省长或省委书记——的职位变动与经济增长同步性关系具体考察。根据《中华人民共和国职官志》［12］和新华网统计计算的1978-2007年省长、省委书记职位变动数据，1978年以来我国共有417人次出任除港澳台地区省长、省委书记，其中省委书记189人次，省长228人次。省委书记的平均任职期限为4.77年，接近一届政府5年的任期，省长平均任职期限为3.95年，变动的频率要高于省委书记。我们把省委书记从地方到中央任职、省长到中央任职或升为书记界定为晋升，把异地交流或退休分为一类，遭受党纪处分的官员分为一类。1978-2007年，省委书记晋升的人次为75，占比39.6%，交流和退休的人次为110，占比58.2%，有4位省委书记被党纪处分;1978年-2007年，省长晋升的人次为52，占比22.8%，交流和退休的人次为172，占比75.4%，同样，有4位省长被党纪处分。图1给出了省长省委书记职位变动和经济增长的关系，其中，左侧纵坐标为省长、省委书记变动的人次，右侧纵坐标为经济增长率。直观上我们可以看出，晋升与GDP增长率的变动呈现一种同向的变动关系。官员变动频率较高的1979年、1985年、1993年、2003年，经济增长的速度均出现高峰，表现出经济周期与政治周期的吻合。同年中晋升的人次要高于交流和退休的频率，这无疑强有力地说明了中央政府是依据各地方经济增长的快慢升迁任免该地方政府官员，印证了以上结论。

地方官员的向上晋升诉求即要实现政治晋升竞赛的胜出，重要的是在任期内政绩显示强于其它地区。而朝着这个目标努力形成的竞争机制在制约制度不完善时也往往会异化为扭曲性竞争(Rate to the bottom)的一面。而我国对地方官员的约束机制刚好是薄弱的，一方面，地方政府官员所承受的来自中央和上级的直接监督控制随权力的下放，因信息的传递路径增长而大大减少;另一方面，所辖地域内的当地纳税人和公共产品受益人等社会公众自下而上的有效监督，如同级人大监督在一定程度上缺失。没有足够的制约力量的结果是对地方政府和官员的不适当行为很难施加强有力的约束。地方政府官员身处诱惑却又缺乏监督，作为理性经济人，强烈的机会主义冲动和届别机会主义倾向，造成了地方政府大量的短期行为和机会主义行为。激励扭曲下，地方政府偏好数量扩张粗放式的高速增长方式，而带来的问题包括重复建设、严重环境污染和高昂的能源消耗等。

图1 省长、省委书记职位变动与经济增长关系图

(二)投资竞争的地方政府主导与信贷资源支持

为了支持本地投资规模的扩张，在地方财政收入有限情况下，相对“软化”的制度环境给地方政府以机会千方百计从各种途径筹集资金。如，因为土地与投资密不可分，现行土地制度下“模糊”土地产权使地方政府权力伸到土地征用领域，使土地资源滥用成为当前一些地方政府扩大投资的基础。一是保障了新增建设的用地，二是巨额的土地出让金成为地方政府可控资金用于扩大其效用。

若仅从融资角度来讲，对于任何经济体包括地方政府，投资资金的来源主要有两种:自有资金和外来融资。对于地方政府而言，自有资金主要为地方政府的财政收入，由于分权改革下长期存在的财权和事权的不对等，地方政府自有财政这一种资金非常有限。地方政府在不能发放债券等正规渠道获得资金的情况下，一方面通过隐性融资，获得资金，积累了巨额债务，李军杰［13］对此有精彩论述:地方政府成立各种从事城市基础设施项目投融资和经营管理的城市建设投资公司，一类是完全由财政出资成立的非经营性国有投资公司，实行收支两条线资金管理，融资由财政担保，偿债依赖财政。一类是为政府控股的经营性公司，有一定的经营收入，收入来源以财政拨款为主。另一方面就是金融资源。因为金融资源是最具有话语权的资源。而金融资源聚集的场所在我国就是信贷金融市场和90年代初发展起来的资本市场。国家对金融资源的控制和金融制度改革滞后所形成的制度漏洞为地方政府干预金融资源配置提供了机会。在资本市场上，上市公司通常承担了地方政府发展经济的龙头作用，地方政府往往通过在资本市场上为本地区企业公募、配股、增发等手段为本地区的经济发展筹集资本(曹书军，刘星，张婉君［14］等)。然而资本市场毕竟发展时间不长，市场容纳的资金量有限。最终，地方政府还是主要通过对占我国金融资产结构主体的信贷资源的争夺和干预来增大本地区投资。从改革以来国内信贷与投资之间的同步性直观图，和全社会固定资产投资及资金来源中贷款构成比例情况可以看出，改革开放以来，国内贷款与投资增长具有同向性，说明我国的投资增长主要由信贷扩张来支持。

表2 全社会固定资产投资及资金来源中贷款构成比例(亿元、%)

但地方政府主导下资本投资是一种粗放式投资，因为盲目的投资扩大必然的结果是资金使用效率低下。干预所获得的信贷资源围绕地方政府投资项目服务，这在一定程度上造成信贷资源的非市场化流动和配置，呈现信贷资源配置上的扭曲。

根据之前的分析，为了追求本地经济增长，地方政府追求拉动经济增长最快且显著的资本投入。地方政府干预信贷资源为投资拉动的增长这一目标作出贡献。并且在地方政府为增长而竞争的晋升激励机制下，由于任期原因形成短期行为而强化了这种干预信贷以增大投资的竞争。由于数据的可获得性限制，我们用地方政府最高长官——省长或省委书记——的职位变动来衡量晋升竞争的程度。我们相信晋升竞争越激烈，地方政府越会加强对信贷资源的干预力度以助长了非理性的投资的规模。因而提出假说一:

假说一:在控制了其它因素的情况下，地方政府的最高长官(省委书记和省长)的晋升竞争越激烈，地方政府干预信贷资源力度越大，造成信贷资源效率损失越严重。

四、实证研究

(一)实证模型的设定

由于很难通过直接衡量地方政府不同行为造成信贷资源配置扭曲程度的大小，因而我们通过间接手段进行检验。内生金融发展理论指出，完善的金融体系能够降低交易成本、改善信息不对称、识别并投资于最有竞争力和创新能力的企业和行业，从而提高资本的配置效率［15-16］。在一个金融不断深化的经济体中，金融体系所起到的润滑作用将不断得到增强。金融中介的深化有利于发挥聚集储蓄，增加资本的流动性，分配资金，从而达到资本配置效率提高的效果。

Wurgler(2000)［15］首次检验金融体系与资本配置效率之间的关系，指出，金融体系资本配置效率的提高意味着在高资本回报率的行业(项目)内继续追加投资，在低资本回报率的行业(项目)内及时削减资金流入，即具有较高的投资弹性。并且他构造出直接估算资本配置效率的模型，并以世界银行提供的65个国家面板数据为研究样本进行了检验，结果发现:以(股市市值+银行信贷)/国内生产总值度量的金融发展程度与投资弹性系数显著正相关，即金融市场越发达，其在“上升”行业追加投资的幅度越大，同时在“下降”行业减少投资的幅度越大，资本配置效率相应越高。Wurgler(2000)对金融体系资本配置效率的开创性研究［15］得到了理论界的认同和广泛运用。Almeida and Wolfenzon(2005)［17］和 Habib(2008)［18］基于 Wurgler(2000)［15］的资本配置效率模型，选用同样的金融发展衡量指标，利用跨国数据进行了进一步研究。Levine的实证检验显示法律执行效率越好，金融发展程度越高，资本配置效率相应越高。Almeida and Wolfenzon(2005)［17］发现，即使较差的投资者保护程度导致资本配置受到约束，但外部融资需求的增加仍能通过促使稀缺资本从低生产效率的投资项目重新配置到高生产效率的投资项目而改善资本配置效率，同时金融发展程度与资本配置效率显著正相关。Habib(2008)［18］同样证实了公司透明度和金融发展程度都与资本配置效率显著正相关。

然而，如前分析，在分权制下我国地方政府出于自身和辖区利益直接或间接干预和控制金融资源，必然影响金融体系的资本配置功能。在干预下我国金融中介系统改善资本配置效率的功能必然受到一定的制约。因此，我们将实证检验模型设计为:

资本配置效率指标ti=α+γ1金融中介发展指标ti+γ2地方政府干预变量ti×金融中介发展指标ti+γ3控制变量ti+ε

其中地方政府干预信贷变量，包括财政压力，官员政治晋升，社会安定变量等。

我们在衡量金融中介发展与资本配置效率之间关系的实证模型中加入地方政府干预与金融中介发展交互项“地方政府干预变量ti×金融中介发展指标ti”，式中金融中介发展与资本配置效率之间关系系数就为γ=γ1+γ2地方政府干预变量ti。可以清楚看出γ2的符号与大小就显示出地方政府各种干预所造成的影响。其中控制变量包括影响资本配置效率的其它变量包括各地区市场化进程、经济结构、经济发展水平、开放度、人力资本情况、专业化程度等影响资本配置效率等。

(二)变量选择

按林毅夫和刘志强［19］的说法，分权制中重要的财政分权是从1985年正式开始，故我们选取1985-2005年中国30个省级(为保持数据的连连贯性，将1997-2005年重庆市的数据重新加回到四川省内2)单位面板数据(Panel Data)进行计量研究。

1.被解释变量

对于被解释变量资本配置效率，我们选用两个变量进行衡量，一个为产出资本比，一个是边际产出资本比，如下:

(1)产出资本比(GDP_K)

ΔY/ΔK产出资本比，反映了现有资本存量总体的的利用效率，等于Y/K，Y为当地当年产出，用本地GDP衡量，K为资本存量，数据来源于张军(2004)［20］。

(2)边际产出资本比(ICOR)

边际产出资本比(ICOR)，是衡量资本边际增量的利用效率。边际产出资本率的定义是指增加单位总产出所需要的资本增加量，也即增加单位资本增量所带来的产出提高，等于ΔY/ΔK，Y为当地当年产出，用本地GDP衡量，K为资本存量，数据同样来源于张军等［20］。

2.解释变量

(1)金融中介发展通常用金融深度来衡量一个地区发展水平，即金融资产规模相对于地区GDP的比例来表示，所以，大多研究都利用地区间各银行的存贷款量与各地GDP的比率来反映中国金融发展的地区差距状况［21］。

但也有学者(张军和金煜)［22］认为此指标用全部信贷(占GDP的比重)不能恰当测量金融中介深度，给出的理由是认为我国银行部门存在大量的政策导向性贷款和严重的不良资产，这种测度趋于高估了金融深度。基于此，他们(张军和金煜)提出银行自主化贷款量(占GDP的比重)的指标来衡量金融中介深度，具体构建了以非国有部门贷款的比重衡量金融深化的衡量方法。对于此衡量方法，我认为，把国有部门的贷款比重完全排除在外来衡量金融深化是不够有说服力的，因为银行发放给国有企业的贷款量，并不能认为完全属于政策性贷款，很大部分国有企业获得贷款是由于其经营规模、市场优势等企业品质的因素。并且结合本文的研究，地方政府为了实现其效用增加，干预信贷资源很多是通过国有部门这一传导渠道实现的，如扩大税基、增大就业等。因而若仅用贷给非国有部门贷款比重来衡量金融中介发展，太过片面，结合已有的研究，本文采用金融机构(1998年之前为银行)贷款量与GDP之比(FINDEV)来表示各地金融发展水平。需要说明的是，我们选用金融机构的贷款量/GDP，而不用金融机构存贷量之和/GDP，是因为本文的理论分析认为地方政府的干预行为主要对金融机构的信贷，而不是存款。并且对于我国国家隐性担保下居民存款热情高涨，以及长久以来的存差，银行资金供应充裕的情况下，用贷款量与GDP之比更能反映资源配置功能的金融中介发展。

(2)地方官员晋升竞争

度量晋升激励的指标可以通过政府官员的升迁来进行衡量，如周黎安等的研究。鉴于我国政治结构中表现出的“一把手负责制”，我们用各省省委书记(PROMOSJ)、省长(PROMOSZ)的升迁虚拟变量来进行度量，晋升赋值为1，否则为0。数据来源为《中华人民共和国职官志》和新华网。以及杨红伟［23］复旦大学博士论文《分散与重构》附录。

3.控制变量

(1)技术水平

资本的配置效率受知识积累与技术进步的影响。技术水平提高相应就会带来资本效率的提高。但来自中国科技网的研发投入数据由于时间短(92-07年)，若使用此数据进行回归将使回归期限变短且丧失大量数据。针对这个问题，我们采用各地区的专业化系数(SPECIALIZATION)作用替代变量，因为技术水平与专业化程度是高度相关的。参考白重恩(2005)［24］，具体计算各个地区的专业化系数(Hoover系数)的计算公式为:

其中，Yij为行业在地区j的产出，Yj为地区j的总产出，Yi为行业i的总产出，Y为工业总产出。专业化系数实际上为一熵值，经济意义为各地区各行业的实际分布与各行业均匀分布的差异程度，如果Lij大于1，说明该地区专业化程度较高，小于1则专业化程度较低。我们运用国泰安数据库中的分省份主要工业产品1978－2007年产量数据进行计算得出。

(2)资本存量(K)

由于存在资本边际报酬递减规律，各地区的资本存量是影响资本配置效率的一个非常重要的控制变量。我们用折算为按1984年不变价格的实际资本存量来衡量资本存量。资本存量的数据来自于张军等［20］的测算，需要说明的是数据为按1952年不变价格的各省实际资本存量。为了适应本文实证的要求，我们用各省的消费价格指数将其折算为按1984年不变价格的实际资本存量。

(3)人力资本

人力资本状况同样影响着资本配置效率的高低。因为人均受教育程度与居民素质的提高决定了不同专业人才的数量占比。并且人口素质的提高，加深了人们对金融的认识，提高金融投资意识，有利于资本配置的利用效率。我们用各地高等学校在校人数与年末总人口之比(EDU)来衡量各地的人力资本情况。

(4)资本市场发展

20世纪90年代建立起的资本市场，不仅提供了直接融资的场所，并且在公司治理、资金配置、产业结构调整等方面都发挥了重要作用。资本市场发展育程度很大程度上影响了资本配置效率的高低，是很重要的控制变量。我们以各地IPO数量(IPO)和以下几个变量来代表资本市场的发展、以及对本地经济的影响。上市公司数目根据CCER色诺芬数据库中的《中国上市公司IPO数据》统计得出。股票市场规模:股票市价总值/GDP(STOCK)、股票市场流通市值/GDP(STOCK1);股票市场流动性:股票市场交易额/GDP(STOCK2);股票市场效率:股票市场交易额/股票市场市值。其中股票市场交易、市值等数据来自中宏数据库。指标来源于韩廷春［25］。

(5)实际利率(RR)

实际利率为资金的使用成本，其变动对资金效率有巨大影响。实际利率计算来自费雪效应，完整的公式应该是(1+实际利率)(1+通货膨胀率)=1+名义利率，解开之后式中实际利率*通货膨胀率相乘项很小可以忽略，故一般所用的费雪效应公式为:实际利率(RR)=名义利率-通货膨胀率。通货膨胀率我们用消费价格指数替代。名义利率，我们采用一年期居民存款利率代表。对于有些年份一年内名义利率水平进行了多次调整的情况，在确定这些年份的名义利率时，我们采用王宇伟和范从来(2007)［26］的方法，根据不同利率在一年中实施的时间长度用加权平均方式计算出。

(6)分权程度

我国的分权制度起步于20世纪80年代“分灶吃饭”的财政体制改革，期间经历了1985年和1988年两次变革，总的趋势是起来越分权。由于对行政分权程度的度量没有明确的方法，又因为财政分权是分权中最重要的一方面，并且政府行政权力的履行很大程度上要受财政的制约，而财政分权也便于进行定量分析，所以运用财政分权程度来代表分权程度有极大的合理性。而对财政分权水平的测度，最常用的是用各地方政府财政支出占政府财政总支出的比重来衡量，但因我国没有公布中央在各省的财政支出的数据，只好选择替代方法，我们用当地每年预算内人均财政支出与中央预算内人均财政支出之比(FD)来表示各地的财政分权程度。其中用人均值来衡量主要是为了消除人口规模的影响。

(7)所有制结构

由于国有企业的资本配置效率显著弱于非国有企业［26-27］，所以所有制结构的不同关系着资本投资效率的变化。并且所有制结构也在一定层面上反映了市场化程度的高低。我们用国有及国有控股工业企业总产值与工业总产值之比(STATEOWNED)来表示各地的所有制结构。

(8)对外开放程度

对外开放，由于引进先进的管理技术、扩大竞争范围，有利于资本配置效率的提高。我们用两个变量来衡量，其一是出口总额/GDP(EXPORT);其二是外商直接投资实际利用外资与资本形成总额之比(FDI_K)。需要说明的是，最初所得的进、出口总额及外商直接投资实际利用外资数据是以美元计量，我们将其折算成人民币时采用汇率为每年人民币-美元的平均汇率。

(9)产业结构

每个地区产业结构是不同的，地区的产业结构也影响着地区的资本配置效率的高低，是重要的控制变量。我们用第一产业/GDP(AGRATIO)和第二产业/GDP(INRATIO)这两个变量来表示各地区的产业结构差异。

(10)各地经济发展水平

用各地的实际人均GDP(PRGDP)(以1984年不变价格计)(万元)来表示各地的经济发展水平。

(三)数据来源和统计描述

所有数据3均来源于《新中国55年统计资料汇编》与2000-2006年的《中国统计年鉴》、《中国财政年鉴》和《中国金融年鉴》，对于数据在几种出版物中不一致的地方，我们皆以年鉴上的数据为准。数据获取主要通过中国资讯行数据库、国泰安数据库、中宏数据库、CCER色诺芬数据库等。表3是各变量的基本统计描述。

表3 各变量基本统计描述

(四)回归结果讨论

对假说一的检验，我们设计的回归模型为:

我们设计两个回归模型对假说一进行检验，在式(1)PROMOSSJit中为地方省委书记晋升与中介金融发展的交互项。在式(2)中(PROMOSZ+PROMOSJ)it×FINDEVit为地方政府最高长官(省委书记和省长)晋升与中介金融发展的交互项。式中CAPEEFit为资本配置效率;Xit代表了所有控制变量。方程中变量的下标it代表i省第t年。a0为截距项，ai表示省际效应，at表示年度效应，εit为服从独立同分布的误差项。我们分别用产出资本比(GDP_K)和边际产出资本比(ICOR)两个变量代表资本配置效率作为被解释变量进行回归。并且我们在用全样本区间1985－2007年进行回归之外，我们还用1993－2007年的样本期间分阶段进行回归。其原因是在1993年之后，我国股票市场的出现，开辟了一个直接融资的场所，在一定程度上对金融中介市场的融资功能有所替代。另外，资本市场的成立和发展引入很多市场机制，在完善公司治理、优化资本配置、提升产业结构等方面都发挥了重要作用。因而我们着重对股票市场成立之后，在控制资本市场发育对资本配置效率提升影响程度的情况下，检验地方政府行为对金融中介的资本配置效率功能的影响情况。本文使用EViews6.0对模型进行回归。初步回归模型混合OLS、固定效应和随机效应，固定效应(Redundant Fixed Effects)LR检验显示固定效应模型估计比混合OLS更适用，Hausman检验显示固定效应好于随机效应。初步固定效应的回归结果经 White-Heteroskedasticity检验存在横截面异方差，运用广义最小二乘法(FGLS)进行回归，加权方法选用截面加权(Cross-Section Wight)以消除异方差影响，我们 仅给出固定效应回归的结果，回归结果见表4和表5。

表4 假说一的检验结果(一)

表5 假说一的检验结果(二)

在存在交互项的影响时，只看单个系数很容易得到错误的结论(伍德里齐，2000)，因此我们也对两个系数进行了联合检验。对于式(1)的回归结果，我们分别对 FINDEVit的系数与 PROMOSJit×FINDEVit的系数进行了Wald检验，检验结果可以看出，二者系数都显著异于零;对于式(2)的回归结果，我们对 FINDEVit的系数与(PROMOSZ+PROMOSJ)it的系数进行了Wald检验，检验结果可以看出，二者系数都显著异于零，说明我们采用交互项进行分析是稳健的。回归模型1至4的R2都大于0.95，说明模型有很好的拟合优度。回归模型5至8的R2都大于0.49，模型也有较好的拟合优度。模型1、2、3、5、6 和 7 中 PROMOSJit× FINDEVit或(PROMOSZ×PROMOSJ)itFINDEVit的系数都为负，且在1% －10%的水平上显著，表明地方政府官员为了尽快晋升而干预信贷资源，使金融中介对资源配置效率的提高作用受到阻碍。虽在模型4和8中它们的系数不显著，我们认为这主要是由于这两个回归由于回归期间缩短样本数量减少所致，但综合考量，这并不影响假说的实证检验结果的可信度。证明了假说一。

对于假说检验回归模型中的其它控制变量的说明。K的系数都为负且高度显著，表明理论上存在的资本要素的边际回报递减规律在模型中得到证实。PPGDP的系数都为正且高度显著，表明随着经济发展整体水平的提高，资本配置效率相应提高，与之前的理论设想是相符的。EDU的系数为正且大多都显著，表明人力资本水平的提高也会带来资本配置效率的提高，也与之前的理论设想相符。FDI_K的系数有正有负，且显著水平差异较大，与之前的预期不符，我们认为是因为此变量在回归模型中与EXPORT高度线性相关有关，因为我国利用外商直接投资大多都有明显的出口导向型特征(姚树洁等，2006)［28］。EXPORT 的系数与预期有差异的原因与FDI_K类似。STATEOWNED和SPECIALIZATION的系数几乎都不显著，原因可能是与其它变量存在相关性。RR的系数有正有负，我们认为是由于在我国政府的控制下实际利率长期处于较低水平，早期有些年甚至为负，并不能真实反映资金的使用成本，所以其对资本配置效率的作用并不如理论预期那样。有关资本市场的控制变量IPO、STOCK、STOCK1和STOCK2的系数在各模型中差异较大，主要是由于这几个变量本来就存在的高度线性相关影响了它们的显著性。FD的系数大多为正且显著，说明分权程度越大经济体行为越自由，有利于资本配置效率的提高，与预期相同。AGRATIO的系数大多为负，但不显著，说明农业产业对资本配置效率的提高帮助不大，与预期相符。INRATIO的系数大多为正，且显著，说明工业产业占比的提高能促进资本配置效率的提升，与预期相符。

五、结 论

从世界范围内看，金融资源配置效率直接关系到金融支持经济发展的质量。信贷资源配置效率低下导致金融资源浪费严重的问题正日益成为制约经济持续健康发展的瓶颈，特别是随着我国经济改革和对外开放进入一个更高层次，经济体制运行对稀缺金融资源的配置提出了更高要求的后改革时代。本文将视角引向分权制下的地方政府，将我国粗放式增长方式与信贷资源的低效率利用之间通过分权体制下的地方政府官员晋升行为联系到一起。对于稀缺且话语权巨大的金融资源，地方政府有强大的动机干预其配置为自已的效用最大化服务，并且作为中央政策执行者的地方政府有能力将这种动机转化为现实。同时金融制度改革滞后形成的漏洞恰好提供了机会，地方政府可以干预金融资源配置而几乎不用直接承担这一行为所导致的坏帐累积和金融风险增加等负外部性成本，结果使金融资金的流动严重背离资金的自由流向。本文用1985-2005年省级面板数据证实在当前的分权制度下地方官员在政治晋升激励下为彰显地方经济增长的政绩，竞相干预金融制度改革滞后下的信贷资源偏向本地投资，信贷资源在干预下非市场化地流动而配置效率损失。我们认为，完善地方政府间竞争市，设计更多维度的地方官员考核机制，匡正地方政府单纯基于晋升激励的GDP崇拜，减轻激励扭曲的程度。并应当保证地方官员任期的稳定，以根除官员短期行为的制度空间，才能找到使信贷资源摆脱干预释放本质功能的回归之路。

［1］Kornai J.The socialist system:The political economy of Communism［M］.Princeton:NJ:Princeton University Press，1992.

［2］张杰.地方政府的介入与金融体制变异［J］.经济研究，1996(03):21-26.

［3］冯涛，乔笙.通货膨胀中的地方政府金融行为分析［J］.财贸经济，2006(02):32-38.

［4］巴曙松，刘孝红，牛播坤.转型时期中国金融体系中的地方治理与银行改革的互动研究［J］.金融研究，2005(05):25-37.

［5］陈刚，尹希果，潘杨.中国的金融发展、分税制改革与经济增长［J］.金融研究，2006(02):99-109.

［6］张曙光.按照市场化的要求推进金融改革和调整货币政策［J］.金融研究，1996(5):8-10.

［7］Maskin E，Qian Y Y，Xu C G.Incentrives，scale economies and prganization forms［J］.Review of Economic Studies，2000，67:359-378.

［8］Li H，Zhou L.Political turnover and economic performance:The Incentive role of personnel control in China［J］.Journal of Public Economics，2005，89:1743-1762.

［9］张军，高远.官员任期、异地交流与经济增长——来自省级经验的证据［J］.经济研究，2007(11):91-103.

［10］徐现祥，王贤彬，舒元.地方官员与经济增长——来自中国省长、省委书记交流的证据［J］.经济研究，2007(09):18-31.

［11］王贤彬，徐现祥.地方官员来源、去向、任期与经济增长——来自中国省长省委书记的证据［J］.管理世界，2008(03):16-26.

［12］何虎生.中华人民共和国职官志［M］.北京:中国社会出版社，2003.

［13］李军杰.经济转型中的地方政府经济行为变异分析［J］.中国工业经济，2005(01):39-46.

［14］曹书军，刘星，张婉君.财政分权、地方政府竞争与上市公司实际税负［J］.世界经济，2009(4):69-83.

［15］Wurgler J.Financial markets and the allocation of capital［J］.Journal of Financial Economics，2000，58(5):187-214.

［16］Levine R.Financial development and economic growth:views and agenda［J］.Journal of Economic Literature，1997，35(2):688-726.

［17］Almeida H，Wolfenzon D.The effect of external finance on the equilibrium allocation of capital［J］.Journal of Financial Economics，2005，75:133-164.

［18］Habib A.Corporate transparency，financial development and the allocation of capital:empirical evidence［J］.Abacus，2008，44(1):1-21.

［19］林毅夫，刘志强.中国的财政分权与经济增长［J］.北京大学学报(哲学社会科学版)，2000(04):5-17.

［20］张军，吴桂英，张吉鹏.中国省际物质资本存量估算:1952-2000［J］.经济研究，2004(10):35-44.

［21］周立，胡鞍钢.中国金融发展的地区差距状况分析:1978-1999［J］.清华大学学报(社科版)，2002，17(2):60-74.

［22］张军，金煜.中国的金融深化和生产率关系的再检测:1987-2001［J］.经济研究，2005(11):34-44.

［23］杨红伟.分散与重构:中央与地方权力关系的制度化研究［D］.复旦大学，2007.

［24］白重恩，陶志刚，仝月婷.影响中国各地区生产专业化程度的经济及行政整合的因素［J］.经济学报，2005，1(2):19-28.

［25］韩廷春.金融发展与经济增长:经验模型与政策分析［J］.世界经济，2001(06):3-9.

［26］王宇伟，范从来.收入分配差距与交易货币需求关系的协整分析［J］.管理世界，2007(01):18-23.

［27］方军雄.所有制、制度环境与信贷资金配置［J］.经济研究，2007(12):82-92.

［28］姚树洁，冯根福，韦开蕾.外商直接投资和经济增长的关系研究［J］.经济研究，2006(12):35-46.

［29］冯涛.中国渐进式改革模式与中国过渡经济学的发展［J］.当代经济科学，1996(1):3-10.

［30］中国经济增长与宏观稳定课题组，张平，刘霞辉，等.金融发展与经济增长:从动员性扩张向市场配置的转变［J］.经济研究，2007(04):4-17.

［31］周立，胡鞍钢.中国金融发展的地区差距状况分析:1978-1999［J］.清华大学学报(社科版)，2002，17(2):60-74.

［32］张军，金煜.中国的金融深化和生产率关系的再检测:1987-2001［J］.经济研究，2005(11):34-44.

［33］王宇伟，范从来.收入分配差距与交易货币需求关系的协整分析［J］.管理世界，2007(01):18-23.

［34］周黎安.晋升博弈中政府官员的激励与合作——兼论我国地方保护主义和重复建设问题长期存在的原因［J］.经济研究，2004(06):33-40.

［35］周黎安.中国地方官员的晋升锦标赛模式研究［J］.经济研究，2007(07):36-50.