记、省长( 以下简称省级官员) 的辖区外籍贯地样本检验上述机制。在 1998—2013 年间，全国共有 203 位在任的省委书记、省长，其籍贯地分布在 74 个辖区外的县和 32 个辖区内的县。本文采用省级官员辖区外的籍贯地样本作为处理组，基于以下四点考虑: 第一，省级官员的籍贯地是外生的。人无法选择自己的出生地，也无法选择自己的籍贯地。同时省级官员对其籍贯地而言也是外生的，籍贯地也无力帮助某个人成为省级官员。第二，省级官员拥有影响籍贯地经济发展的权力，掌握着大量公共资源及处置权。第三，辖区外籍贯地的发展与其面临的政治激励无关。因为籍贯地不在其辖区，籍贯地的经济发展不会直接影响其个人职业发展，从而可以剥离政治激励绩效。第四，辖区外籍贯地的发展与其能力可分。省级官员的能力不会随着职务变动而明显变动，但其对籍贯地的影响则可能随着职务变动而变动。本文采用加总到县级层面的中国工业企业数据库中的制造业企业数据，利用倍差法实证分析发现，制造业资本从省内其他地区向省级官员的籍贯地转移。1998—2013 年间，省级官员在任期间其籍贯地制造业资本增长了约 1. 5% ，制造业企业数量增长了约 9% ，企业进入率提高了约 4 个百分点，企业退出率降低了约 13 个百分点，制造业企业的平均资本规模则没有显著变化。本文还发现无论是采用工业总产值还是夜间灯光亮度度量经济绩效，籍贯地的经济均增长了约 2% 。本文的发现是稳健的，揭示了资源转移是籍贯地偏爱现象的可能机制。本文的工作是对现有地方官员研究文献的发展。一方面，本文的工作互补于政治锦标赛假说和官员能力假说，上述假说都是强调官员自身对辖区经济发展的直接影响( 周黎安，2004，2007;Yao ＆ Zhang，2015; 王贤彬和徐现祥，2014) ，本文提出的资源转移假说，则是强调官员对籍贯地的偏爱在市场竞争中会带来资源转移，从而影响籍贯地的经济发展绩效。另一方面，本文的工作一定程度深化了实证分析中国官员影响经济增长的文献。大量文献发现地方官员来源、任期等因素与经济增长相关( 徐现祥等，2007; 王贤彬和徐现祥，2010; 张军和高远，2007) ，尽管现有文献一般把这些现象理解为官员促进了经济增长，但是陆铭( 2017) 敏锐地指出，“这种在省一级或者市一级面板数据当中看到的考核激励与经济增长的相关性，其实不能说明总量经济增长受益于既有的体制。换句话说，完全可能总量经济增长的蛋糕并没有增长，而只是强激励的官员分得了更多的经济增长。”这意味 着，之 所 以 地 方 官 员 能 够 带 来 更 多 经 济 增 长，完 全 有 可 能 只 是 一 种 转 移 效 应( displacement effect) 。本文的工作将陆铭( 2017) 的猜想模型化，并提供了初步证据，揭示了资源转移是籍贯地偏爱现象的可能机制。本文以下部分的结构安排是，第二部分是理论分析，证明资源转移效应的存在性; 第三、四、五、六部分是实证分析，验证资源转移效应的存在性及大小; 最后是结论性评述。二、一个简单的模型考察由两个区域———分别记为区域 I 和区域 J———构成的经济体。每个区域划分为 n 个子区域，每个子区域具有相同的初始资本 k珋和经济活动人数 l。经济体存在统一的竞争性资本市场，资本可以无成本地在经济体流动。劳动者无法在子区域间流动，无弹性地提供一单位劳动。每个区域有一个官员，在区域 I 和 J 任职的官员分别记为官员 I 和 J。官员是同质的，拥有人力资本 h，投入一单位的人力资本将产出一单位的公共服务。官员既有辖区又有籍贯地，其中辖区是官员任职的区域，籍贯地是某个子区域。官员不仅关注辖区经济发展，还关注籍贯地经济发展。本文以官员 I 为例阐述官员行为，其辖区和籍贯地分别是区域 I 以及区域 I 下辖的子区域 i。具体而言，官员把 γh 人力资本用于为籍贯地 i 提供籍贯地公共服务 ∫10xisds。s 表示公共服务 x 的种类;γ 是外生常数( 0 ＜ γ ＜ 1) ，度量官员对籍贯地经济发展的关注程度，γ 越大，表示官员越关注籍贯地211徐现祥、李书娟: 官员偏爱籍贯地的机制研究官员偏爱籍贯地的机制研究*———基于资源转移的视角徐现祥 李书娟内容提要: 本文旨在探索官员偏爱籍贯地发展现象背后的机制。在理论上，本文证明了，当官员关注其籍贯地发展时，资源在竞争性的要素市场上将向其籍贯地转移，从而出现籍贯地偏爱现象。在实证上，本文把 1998—2013 年间制造业企业样本在县级层面加总，识别出制造业资本从省内其他地区向省级官员的籍贯地转移。具体而言，省级官员在任期间，其籍贯地的制造业资本平均增长约 1. 5% ，制造业企业数量增长约 9% ，进入率提高约 4 个百分点，退出率下降约 13 个百分点，制造业企业的平均资本规模则没有显著变化。本文还发现，随着制造业资本向籍贯地转移，无论是采用工业总产值还是夜间灯光亮度度量，籍贯地的经济增长快了约 2% 。这些发现验证了本文的理论预期，揭示了籍贯地偏爱现象是官员通过资源转移影响经济发展的特例。关键词: 地方官员 资源转移 地区偏爱* 徐现祥，中山大学岭南学院，邮政编码: 510275，电子信箱: lnsxuxx@ mail． sysu． edu． cn; 李书娟，暨南大学经济与社会研究院，邮政编码: 510632，电子信箱: lishujuan@ jnu． edu． cn。本文系第十五届中国青年经济学者论坛入选论文，并先后在中山大学、厦门大学、浙江大学、北京大学以及山东大学报告，感谢与会者给予评论和建议。本研究得到国家自然科学基金项目( 71673310，71373290) 、教育部人文社会科学研究青年基金项目( 19C10559079) 及广东省自然科学基金项目( 2018030310440) 的资助，在此表示感谢。作者感谢匿名审稿专家的建设性修改意见，当然文责自负。① 大量研究发现，中国省部级领导能够促进其籍贯地的经济增长( 张平等，2012; 范子英和李欣，2014; 李书娟和徐现祥，2016; 李书娟等，2016; 范子英等，2016) 。② Yao ＆ Zhang( 2015) 、王贤彬和徐现祥( 2014) 提出了官员能力假说。③ 周黎安( 2004，2007) 提出了官员晋升锦标赛假说。一、引 言近年来，文献发现一种新现象: 官员存在地区偏爱。Ｒoland ＆ Ｒaschky( 2014) 发现国家领导在任期间其家乡的夜间灯光亮度显著增强，并将这种现象称之为地区偏爱( regional favoritism) 。在地方领导层面，依然如此。①这种现象显然不同于官员致力于辖区内经济发展，既不能简单地归因于官员的能力，②因为籍贯地偏爱通常局限于官员任期内，其能力不可能随着任期的变化而瞬时变化，甚至消失; 也不能归因于政治锦标赛，③因为官员的籍贯地可能在其辖区外，辖区外的经济绩效显然无助于其职业发展。基于此，本文考察这种新现象背后的机制。本文认为，官员籍贯地偏爱源于资源转移。在任的官员关注籍贯地发展，有能力为籍贯地提供某些公共服务，在其他条件不变的情况下，籍贯地则拥有了相对更多的公共服务，从而籍贯地的资本边际产出更高。在统一、竞争性的资本市场上，其他地区的资本将会流向籍贯地，直到两地的资本边际产出重新相等为止。这种资源转移最终将转化为两地间的经济绩效差异，从而出现文献所观察到的籍贯地偏爱现象。简言之，地方官员关注籍贯地经济发展将通过市场竞争带来资源转移，从而出现籍贯地偏爱现象。本文把这一想法模型化，在一个简单的资本竞争模型中证明了这条机制的存在性。111xis= γh ( 5)( 5) 式表明，当官员关注辖区及其籍贯地的发展时，官员为辖区和籍贯地所提供的每种公共服务水平是相同的。最后，求解资本市场均衡时的利率水平 r。经济体的资本总需求等于 2n 个子区域资本需求量的水平加总。当资本市场均衡时，资本总需求等于资本总供给，即:( ∑n －1－ i = 1k－ i+ ki) + ( ∑n －1－ j = 1k－ j+ kj) = 2nk珋 ( 6)在( 6) 式中，等号右边是经济体里的资本总供给量。等号左边第一项是区域 I 的资本需求量，即 n － 1 个非籍贯地子区域与籍贯地子区域资本需求量之和; 左边第二项是区域 J 内 n － 1 个非籍贯地子区域与籍贯地子区域资本需求量之和。由于两个区域是对称的，两个区域的资本需求量必然相等，整理可得均衡利率水平 r = βA( Δk珋)β － 1hα。其中，Δ = n/( 1 + ( n －1) ( 1 － γ)α1 － β ) ＞ 1 ，并且是常数。把均衡利率水平 r 和( 5) 式分别代入( 2) —( 4) 式可得命题 1。命题 1: 当籍贯地在各自辖区内时，籍贯地和非籍贯地子区域均衡的资本分别为 k*i= Δk珋和 k*－ i=( 1 － γ)α1 － βΔk珋，均衡的产出分别为 y*i= Ak*iβhα和 y*－ i= Ak*－ iβ( ( 1 － γ) h)α。命题 1 揭示了籍贯地偏爱的背后机制。现有文献通常把籍贯地偏爱程度具体化为 EF = y*i/y*－ i，①由命题 1 可知:EF =k*ik*( )－ iβh( 1 － γ)( )hα=11 －( )γβα1 －β 11 －( )γα=11 －( )γα1 －β( 7)( 7) 式最右边的表达式表明，籍贯地偏爱程度 EF 确实是官员关注籍贯地经济发展程度 γ 的增函数，即官员关注籍贯地经济发展程度 γ 越大，籍贯地偏爱程度 EF 也就越大。因此，现有文献采用官员籍贯地与非籍贯地产出水平之比度量籍贯地偏爱程度在方向上是可行的。不过，( 7) 式中间两个表达式同时还揭示了，籍贯地偏爱程度的来源有两个: 一个是官员对籍贯地的偏爱效应，另一个是资源转移效应。偏爱效应是指，官员把 γh 人力资本用于只为籍贯地提供公共服务，从而带来产出增加，即( 1 /( 1 － γ) )α。转移效应是指，当官员关注籍贯地经济发展时，在竞争性的资本市场上，非籍贯地子区域的资本将部分地转移到官员的籍贯地，从而带来产出增加，即( 1 /( 1 －γ) )αβ1 － β 。因此，官员籍贯地与非籍贯地产出水平之比是偏爱效应和转移效应共同作用的结果，如果用于度量籍贯地偏爱程度，在规模上是有偏的。资本转移效应背后的经济学含义是非常直观的。当官员关注籍贯地经济发展时，籍贯地与非籍贯地子区域间则出现了公共服务水平上的差异。当其他因素不变时，籍贯地子区域具有更高的公共服务水平。这时籍贯地子区域的资本边际产出将高于非籍贯地子区域的资本边际产出，从而非籍贯地子区域的资本将流向籍贯地子区域，直到籍贯地与非籍贯地子区域间的资本边际产出重新相等为止。2． 籍贯地分布的另外三种情形首先，考察籍贯地在对方辖区内的情形。由于官员是同质的，且产出是辖区公共服务和籍贯地公共服务的增函数，官员的行为不会发生变化，企业的行为也不会发生变化。资本市场出清条件变为( ∑n － 1－ i = 1k－ i+ kj) + ( ∑n － 1－ j = 1k－ j+ ki) = 2nk珋。不过，由于 kj= ki，市场均衡利率 r 将保持不变，从而命题 1依然成立。接着，考察官员籍贯地都在区域 I 内的情形。同理，官员的行为和企业的行为不会发生变化。411徐现祥、李书娟: 官员偏爱籍贯地的机制研究① 许多文献以经济增长来度量地区偏爱的程度( Ｒoland ＆ Ｒaschky，2014; 李书娟和徐现祥，2016; 范子英等，2016) 。为( ∑n － 1－ i = 1k－ i+ ki+ kj) + ∑n － 1－ j = 1k－ j= 2nk珋。不过，由于 kj= ki，市场均衡利率 r 将保持不变，从而命题 1 依然成立。最后，考察官员籍贯地都在区域 J 内的情形。由于官员是同质的，这种情形与官员籍贯地都在区域 I 内的情形完全一致，命题 1 依然成立。以上分析表明，官员籍贯地与非籍贯地子区域的产出之比是官员偏爱效应与资本转移效应的综合影响，在方向上度量官员地区偏爱是可行的，在规模上度量官员地区偏爱是有偏的。三、识别策略与数据描述( 一) 识别策略本文根据省级官员简历中的籍贯信息识别其籍贯地。在 1998—2013 年间，全国 203 位在任省级官员的籍贯地分布如图 1 所示。在县级层面，全国县级行政单位可以分为三大类: 第一类是 214个非籍贯市所管辖的 1413 个非籍贯县; 第二类是 93 个辖区外籍贯市所管辖的 74 个籍贯县和 704个非籍贯县; 第三类是 30 个辖区内籍贯市所管辖的 32 个籍贯县和 263 个非籍贯县。① 这表明，在1998—2013 年间，存在 74 个在辖区外的籍贯县和 1413 个非籍贯市所管辖的非籍贯县。②官员通常很难直接影响其辖区外的资源配置，以其辖区外的籍贯地为处理组可以更准确地识别转移效应。因此，本文的实证分析选取的处理组和对照组分别是，74 个非辖区的籍贯县和 1413个非籍贯市所管辖的非籍贯县，具体计量模型为:yit= βDiTit+ γX + αt+ αi+ εit( 8)其中，i 和 t 分别表示县和年份。DiTit是在任省级官员籍贯地的虚拟变量，是本文的关键变量。具体赋值规则是，对于 74 个籍贯县，Di= 1，对于 1413 个非籍贯县，Di= 0。籍贯县在某年只要有在任省级官员老乡，那么这个县在该年 Tit= 1，否则 Tit= 0。既不区分是省委书记还是省长，也不区分同时拥有几位省委书记或几位省长老乡。y 是县级层面的制造业资本增长率，等于当期固定资产投资/期初固定资产净值，其中固定资产投资 = 期末固定资产净值 － 期初固定资产净值 + 当期折旧费用。β 是本文所关心的核心变量回归系数，度量资本转移效应等。X 代表一系列控制变量，αt和 αi则分别为年份固定效应和县固定效应。图 1 省委书记、省长的籍贯地分布: 1998—2013 年注: 数据来自中山大学岭南学院地方官员数据库。5112019 年第 7 期①②根据简历信息，部分省级官员的籍贯地无法落实到县层面。篇幅所限，没有列出省级官员的籍贯县的具体名单，感兴趣的读者可来信索要。关注籍贯地发展面临的资源约束为 ∫10xisds≤γh。同时，官员把( 1 － γ) h 人力资本用于为辖区 I 内所有区域提供辖区公共服务 ∫10xIsds，面临的资源约束为 ∫10xIsds≤( 1 － γ) h。每个子区域的生产函数符合 CD 生产函数。籍贯地 i 和非籍贯地 － i 的生产函数分别记为 yi=l1 － α － βkβi∫10( xIs+ xis)αds 和 y－ i= l1 － α － βkβ－ i∫10xαIsds。由于每个子区域的劳动数量相同且在子区域间不能流动，令 A = l1 － α － β，生产函数可以整理为:yi= Akβi∫10( xIs+ xis)αds; y－ i= Akβ－ i∫10xαIsds ( 1)需要说明的是，官员籍贯地的分布存在四种可能情形。一是在各自辖区内，即官员 I 和 J 的籍贯地分别在其辖区 I 和 J 内。二是在对方辖区内，即官员 I 和 J 的籍贯地分别在对方辖区 J 和 I内。三是都在区域 I 内。四是都在区域 J 内。显然，在前两种情形下，每个区域都有一个官员籍贯地; 在后两种情形下，总存在一个没有官员籍贯地的区域。下面本文将分别考察这四种情形下经济体的均衡。1． 籍贯地在各自辖区内官员既关注辖区的发展也关注籍贯地的发展。博弈顺序为，第一阶段官员提供公共服务，第二阶段企业进行投资决策。这是标准的两阶段博弈，可以按照倒推法求解。由于两个区域是对称的，本文重点考察区域 I 的资本竞争。当资本在经济体内无成本自由流动时，如果每个子区域都有投资，那么在均衡状态下每个子区域的利率水平必然相等，不妨把均衡利率记为 r。在非籍贯地子区域 － i，企业所面临的问题为 maxy－ i－ rk－ i。当利润最大时，r =βAkβ － 1－ i∫10xαIsds，企业的资本边际产出等于其边际成本。这个一阶必要条件可以表示为:k－ i= r1β －1 (βA∫10xαIsds)11 －β ( 2 )( 2) 式表明，非籍贯地子区域的资本需求量取决于市场上的利率和官员所提供的公共服务。具体而言，市场利率越低，资本需求量越大; 官员提供的公共服务越多，资本需求越大。把( 2) 式代入( 1) 式可得子区域产出:y－ i= βββ －1 A11 －β rββ －1 (∫10xαIsds)11 －β ( 3 )( 3) 式意味着，在区域内非籍贯地子区域的产出水平相等。因为，在区域内非籍贯地子区域都面临着相同的市场利率水平和公共服务。同理，官员籍贯地子区域 i 的资本需求量和产出水平分别为:ki= r1β －1 (βA∫10( xIs+ xis)αds)11 －βyi= βββ －1 A11 －β rββ －1 (∫10( xIs+ xis)αds)11 －β ( 4 )( 4) 式与( 2) 式、( 3) 式的唯一区别是，籍贯地子区域除了拥有辖区公共服务还拥有官员所提供的籍贯地公共服务。因此，官员 I 籍贯地在内的辖区总产出可以表示为(n － 1)y－ i+ yi。官员 I既关注辖区的发展也关注籍贯地的发展，其面临的问题可以表示为:maxxIs，xis( n － 1) y－ i+ yis． t． ∫10xIsds ≤ ( 1 － γ) h; ∫10xisds ≤ γh显然，由于产出是辖区公共服务和籍贯地公共服务的增函数，官员 I 所面临问题的解为:xIs= ( 1 － γ) h3112019 年第 7 期企业数据库中 1998—2013 年制造业企业的相关指标在县层面加总，得到县级层面的制造业数据。鉴于工业企业数据库存在的问题，本文采用 Brandt et al． ( 2012) 的方法对样本进行了相应处理。另外，删除了采矿业、电力、燃气及水的生产和供应业数据，仅保留制造业数据。最后，采用 2004 年的中华人民共和国行政区划代码作为基准年代码进行匹配，最终 95% 的企业样本成功匹配到县级层面。①表 1 描述性统计变 量( 1) ( 2) ( 3) ( 4) ( 5) ( 6) ( 7) ( 8) ( 9)处理组样本 对照组样本 ( 1) —( 5)均值 标准差 最大值 最小值 均值 标准差 最大值 最小值 均值之差资本增长率 0. 069 0. 128 0. 199 － 0. 100 0. 055 0. 132 0. 176 － 0. 091 0. 014＊＊＊净投资增长率 0. 067 0. 693 1. 521 － 1. 021 0. 032 0. 663 1. 246 － 1. 543 0. 035＊＊＊企业数目 89 769 215 7 42 54 179 1 47＊＊＊企业进入率 0. 083 0. 200 1. 313 0 0. 076 0. 129 1. 042 0 0. 007＊＊＊企业退出率 0. 073 0. 234 1 0 0. 080 0. 242 1 0 － 0. 007＊＊＊企业资产规模 29507 219. 423 126086 1234 24172 788. 875 127809 1098 5335企业产值增长率 0. 118 0. 215 1. 279 － 0. 293 0. 090 0. 161 1. 021 － 0. 202 0. 028＊＊＊所有制结构 0. 239 0. 298 1 0 0. 292 0. 339 1 0 － 0. 054＊＊＊灯光亮度增长率 0. 210 0. 080 0. 291 0. 121 0. 199 0. 083 0. 214 0. 109 0. 012＊＊＊注: 1． 上表是处理组样本与对照组样本的描述性统计; 处理组样本为 74 个辖区外籍贯县，对照组样本为非籍贯市下辖的 1413个非籍贯县。2． 数据来源: 1998—2013 年中国工业企业数据库。3． 资本增长率以当期固定资产投资 /期初固定资产净值度量; 净投资以期末固定资产净值减去期初固定资产净值度量; 企业资产规模以固定资产总值 /企业数目( 万元/企业) 度量; 所有制结构以企业的国有及集体资本金占总实收资本的比例度量; 夜间灯光亮度为地均夜间灯光亮度。4． 第( 9) 列是处理组与对照组各变量的均值之差，即表 1 中的( 9) = ( 1) —( 5) 。5．＊＊＊、＊＊和*分别表示通过显著水平为 1% 、5% 和 10% 的统计检验。表 1 报告了县级层面制造业数据的描述性统计结果。在 1998—2013 年间，平均而言，处理组的制造业资本增长速度约为 7% ，对照组约为 6% ，前者比后者高了 1 个百分点，净投资增长速度前者比后者快了约 3. 5 个百分点，且均能够通过显著水平为 1% 的统计检验。这表明，平均而言，在省级官员辖区外的籍贯县，制造业资本增长速度显著地快于非籍贯市下辖的 1413 个非籍贯县。另外，辖区外籍贯县的企业数目显著地增加了 47 家，企业进入率显著地提高了约 1 个百分点。企业退出率显著地下降了 1 个百分点。显然，这些描述性统计结果支持资源转移效应的存在。四、实证分析: 资源转移效应( 一) 基本结果表 2 报告了采用( 8) 式进行回归分析的基本结果。与理论模型预测的一致，在 1998—2013 年间，省级官员籍贯地的制造业资本增长速度显著提高约 1. 5 个百分点。611徐现祥、李书娟: 官员偏爱籍贯地的机制研究① 1998—2013 年间，匹配前的样本数为 4350179，匹配后的样本数为 4123697。依然显著存在。①( 二) 排除其他可能的解释1． 排除第三方因素不可否认，本文的基本结果可能存在其他解释。例如，籍贯地本身可能存在某种因素，既有利于当地经济发展，又有利于当地出产省级官员。显然，如果这种可能性存在，基本回归结果只是反映了基于这种共同因素而存在的相关关系，而不是省级官员关注籍贯地发展所带来的资源转移效应。本小节将构建前置任期和后置任期两个安慰剂检验，排除第三方因素作用的可能性。②表 4 资源转移与经济绩效: 安慰剂检验被解释变量( 1) ( 2) ( 3) ( 4) ( 5) ( 6)制造业资本增长率前置 2 年 前置 3 年 前置 4 年 后置 2 年 后置 3 年 后置 4 年DiTit0. 0177＊＊＊( 0. 0061)0. 0223＊＊＊( 0. 0069)0. 0214＊＊＊( 0. 0059)0. 0171＊＊＊( 0. 0025)0. 0341＊＊＊( 0. 0024)0. 0265＊＊＊( 0. 0029)lead2 / lag20. 0016( 0. 0062)0. 0297( 0. 0255)lead3 / lag3－ 0. 0045( 0. 0067)0. 0353( 0. 0225)lead4 / lag40. 0011( 0. 0061)0. 0414( 0. 0316)年份固定效应 有 有 有 有 有 有县固定效应 有 有 有 有 有 有AＲ( 1) P 值 0. 0000 0. 0000 0. 0000 0. 0000 0. 0000 0. 0000AＲ( 2) P 值 0. 5347 0. 6378 0. 5833 0. 6823 0. 7291 0. 7455Hansen P 值 0. 6342 0. 6493 0. 5784 0. 5494 0. 6484 0. 6430观测值数 19415 18120 19342 18410 18235 19353处理组 上任前为副省级官员的籍贯县 退居二线的省级官员的籍贯地县对照组 非籍贯市下辖的 1413 个县注: 1． lead2、lead3 及 lead4 分别代表提前 2 年、3 年及 4 年上任的变量，lag2、lag3 及 lag4 则表示相应的延迟 2 年、3 年及 4 年离任的变量。2． 由于前置处理需要排除已有在任省级官员样本、后置处理时也需要排除已有在任省级官员样本，处理组不再由 74个辖区外籍贯县组成。具体而言，回归结果第 1—3 列的处理组分别为 60 个、58 个和 54 个辖区外籍贯县，第 4—6 列的处理组分别为 59 个、54 个及 54 个辖区外籍贯县。一个安慰剂检验是人为前置省级官员上任的年份。当本文的资源转移效应成立时，人为前置省级官员上任的年份，前置变量系数表征的资源转移效应将消失。在构建这个安慰剂检验时，有两点需要强调。一是对省级官员上任前的职位有要求，如果上任前已经是正职省级官员级别，那么人为前置其上任年份没有意义，因此在构建人为提前上任安慰剂检验中只保留上任前为副省级职务9112019 年第 7 期①②限于篇幅，本文没有报告稳健性检验的具体结果，如果读者有兴趣可以来信索要。安慰剂检验的具体做法可参考李书娟等( 2016) 。 基本回归结果被解释变量( 1) ( 2) ( 3) ( 4) ( 5) ( 6)制造业资本的增长率DiTit0. 0162*( 0. 0084)0. 0150*( 0. 0086)0. 0151*( 0. 0086)0. 0218＊＊( 0. 0106)neighbor-init0. 0066＊＊( 0. 0033)neighbor-outit0. 0153( 0. 0174)lninvesti，t － 1－ 0. 3555＊＊＊( 0. 0147)－ 0. 3543＊＊＊( 0. 0147)－ 0. 3605＊＊＊( 0. 0157)－ 0. 3410＊＊＊( 0. 0736)－ 1. 3257＊＊＊( 0. 0456)所有制结构－ 0. 0093＊＊( 0. 0044)－ 0. 0084*( 0. 0046)－ 0. 0083( 0. 0076)－ 0. 0567＊＊＊( 0. 0160)年份固定效应 有 有 有 有 有 有县固定效应 有 有 有 有 有 有Ｒ20. 1440 0. 1050 0. 1060 0. 1050 0. 1060 0. 1062观测值数 22760 19789 19789 17653 18838 19293处理组 74 个辖区外籍贯县133 个籍贯市内邻居167 个籍贯市外邻居对照组 非籍贯市下辖的 1413 个县 非籍贯市下辖的 1383 个非相邻县注: 1． neighbor-init度量是否与辖区外籍贯县相邻且在同一个籍贯市内的虚拟变量，具体赋值规则是，如果某县级行政单位属于这样的县，neighbor-init= 1; 否则 neighbor-init= 0。neighbor-outit度量是否与辖区外籍贯县相邻且不属于同一籍贯市的虚拟变量，具体赋值规则是，如果某县级行政单位是这样的县，neighbor-outit= 1; 否则 neighbor-outit= 0。2． 采用双向固定效应模型估计。3． 括号内为稳健标准误;＊＊＊、＊＊和*分别表示通过显著水平为 1% 、5% 和 10% 的统计检验; 没有报告常数项。下表同。表 2 第 1 列报告了采用非籍贯市下辖的 1413 个县为对照组和籍贯市下辖的 74 个辖区外籍贯县为处理组的回归结果。当只控制年份固定效应和县固定效应时，本文所关心的辖区外籍贯地虚拟变量的回归系数大小为 0. 0162，通过显著性水平为 10% 的统计检验。这说明，当其他因素不变时，省级官员籍贯县的制造业资本增长速度，平均而言比非籍贯县高了约 1. 6 个百分点。第 2 列控制了期初的制造业资本存量，控制初始水平是实证经济增长文献的一贯做法( Mankiwet al．，1992; Islam，1995) 。引入控制变量后，本文所关心的回归系数为 0. 0150，仍通过显著性水平为 10% 的统计检验。期初的制造业资本存量的回归系数在 1% 的水平上显著为负，与现有文献一致( Ｒodric，2013) 。第 3 列进一步控制了所有制变量后，籍贯地虚拟变量的回归系数为0. 0151，能够通过显著性水平为 10% 的统计检验，与第 2 列中的回归结果相比，几乎没有发生任何变化。表 2 后 3 列分别改变对照组和处理组，重新检验上述结论。为了识别省级官员籍贯地偏爱的空间范围，本文把与省级官员籍贯地相邻的县分为两类: 籍贯市内相邻县和籍贯市外相邻县。具体而言，本文把与 74 个辖区外籍贯县有共同地理边界的县界定为省级官员籍贯地的相邻县，相邻县的赋值规则与籍贯县的一致。表 2 第 4 列把对照组调整为非籍贯市下辖的 1383 个非相邻县，再现第 3 列的回归结果，这时7112019 年第 7 期在。辖区外籍贯地虚拟变量的回归系数为 0. 0218，能通过显著性水平为 5%的统计检验。第 5、6 列则分别报告了省级官员对籍贯市内相邻县和籍贯市外相邻县的影响程度。籍贯市内相邻县虚拟变量的回归系数为 0. 0066，能够通过显著性水平为 5% 的统计检验。籍贯市外相邻县虚拟变量的回归系数大小则下降了一个数量级，且不显著。就控制变量而言，无论是回归系数的大小、符号还是显著水平几乎都没有发生什么变化。这意味着，省级官员对籍贯地制造业资本的影响是存在边界的，只能够促进籍贯市内制造业资本的增加。另外，从回归结果看，当采用相同对照组时，辖区外籍贯县虚拟变量的回归系数大于籍贯市内相邻县的回归系数，这意味着省级官员对其籍贯县的影响可能更大。表 3 基本的回归结果: 资源转移被解释变量( 1) ( 2)制造业资本增长率DiTit0. 0250＊＊＊( 0. 0085)0. 0038＊＊＊( 0. 0007)lninvesti，t － 1－ 0. 3546＊＊＊( 0. 0158)－ 0. 0799＊＊＊( 0. 0204)所有制结构－ 0. 0133＊＊＊( 0. 0047)－ 0. 0033( 0. 0044)年份固定效应 有 有县固定效应 有 有Ｒ20. 1050 0. 1060观测值数 17841 2865处理组 74 个辖区外籍贯县 74 个辖区外籍贯县对照组 籍贯省内的非籍贯市下辖的 1345 个县 非籍贯省下辖的 68 个县接下来，本文进一步识别省级官员籍贯地制造业资本增长是否源于资源转移。表 2 的回归结果已经证实了，省级官员只是促进了籍贯市内制造业资本的增加。在经济资源总量一定的前提下，省级官员籍贯地制造业资本的增加只有两种可能的来源: 一是省内转移，即制造业资本从省内其他非籍贯市向籍贯市转移，另一个是从省间转移，即制造业资本从非籍贯省向籍贯省内的籍贯地转移。本部分将设置两组不同的对照组: 一组是籍贯省内对照组———29 个籍贯省内的非籍贯市下辖的 1345 个县，另一组是非籍贯省内对照组———2 个非籍贯省下辖的 68 个县。当制造业资本主要在省内转移时，74 个辖区外籍贯县制造业资本增长速度与籍贯省内对照组的差距，将大于与非籍贯省内对照组的差距。表 3 第 1 列报告了第一种对照组的回归结果，辖区外籍贯地虚拟变量的回归系数为 0. 0250，通过显著性水平为 1% 的统计检验。表 3 第 2 列报告了第二组处理组的回归结果，与预期的一致，辖区外籍贯地虚拟变量的回归系数下降到 0. 0038，能够通过显著性水平为 1%的统计检验。这一系数比第 1 列中的回归结果下降了约一个数量级，印证省级官员籍贯地制造业资本的增长主要源于省内资源转移。总之，与理论模型预期的一致，在 1998—2013 年间，省级官员关注籍贯地发展导致省内制造业资本向其籍贯地转移，籍贯地的制造业资本增长速度提高了约 1. 5 个百分点。本文还采用 GMM的估计方法以及净投资度量资本进行资本度量对基本结果进行了重现，回归结果与表 2、表 3 保持811徐现祥、李书娟: 官员偏爱籍贯地的机制研究业进入率显著地提高、退出率显著地下降。C 部分报告了制造业企业进入率的回归结果，结果显示省级官员辖区外籍贯地的制造业企业的进入率要高大约 4 个百分点，并且这种影响局限于籍贯市内。D 部分报告了制造业企业退出率的回归结果，结果显示省级官员辖区外籍贯地的制造业企业的退出率要低大约 13 个百分点，籍贯市内相邻县虚拟变量回归系数显著为正，市外相邻县虚拟变量系数不显著，也同样表明省级官员对制造业企业进入率的影响局限于籍贯市内。表 5 排除在位企业的影响A 部分( 1) ( 2) ( 3) ( 4) ( 5)被解释变量: ln( 平均资产规模)DiTit－ 0. 0169( 0. 0271)－ 0. 0237( 0. 0256)－ 0. 0004( 0. 0364)neighbor-init0. 0094( 0. 0227)neighbor-outit0. 0213( 0. 0194)B 部分 被解释变量: ln( 制造业企业数量)DiTit0. 0862＊＊＊( 0. 0233)0. 0770＊＊＊( 0. 0229)0. 0184＊＊＊( 0. 0057)neighbor-init0. 0400＊＊( 0. 0198)neighbor-outit0. 0284( 0. 0174)C 部分 被解释变量: ln( 制造业企业进入率)DiTit0. 0421*( 0. 0241)0. 0476＊＊＊( 0. 0172)0. 0113＊＊＊( 0. 0038)neighbor-init0. 0404＊＊( 0. 0199)neighbor-outit－ 0. 0164( 0. 0133)D 部分 被解释变量: ln( 制造业企业退出率)DiTit－ 0. 1330＊＊＊( 0. 0158)－ 0. 2148＊＊＊( 0. 0266)－ 0. 0909＊＊＊( 0. 0169)neighbor-init－ 0. 0939＊＊＊( 0. 0233)neighbor-outit－ 0. 1665( 0. 1269)1212019 年第 7 期省级官员任期在样本区间 1998—2013 年间的分布有要求。如果某正职省级官员是在 1998 年或之前上任的，那么本文人为前置其上任年份则超出了样本区间，没有任何意义，予以排除。考虑到中国省级官员的平均任期约为 4 年( 王贤彬和徐现祥，2008) ，本文在前置省级官员上任时间时，分别做了人为提前 2 年、3 年和 4 年三种构建。为了与表 3 中的回归结果可比，对照组保持不变，仍然是非籍贯市下辖的 1413 个县。表 4 前 3 列报告了前置任期的回归结果。与资源转移假说预期的一致，人为前置省级官员任期后，前置变量表征的资源转移效应不存在。第 1、2、3 列分别报告了人为提前 2 年、3 年和 4年上任的回归结果。前置变量 lead2、lead3、lead4 回归系数都不显著; 而在省级官员任期内，省级官员籍贯地的回归系数，以及控制变量的回归系数，与表 2 中的回归结果相比，几乎没有变化。另一个安慰剂检验是人为后置省级官员离任的年份。当本文的资源转移效应成立时，人为后置省级官员离任的年份，资源转移效应将消失。在构建这个安慰剂检验时，需要区分省级官员离任后的去向: 退居二线和非退居二线。① 本文只采用退居二线的省级官员样本构建安慰剂检验，因为省级官员离任后如果没有退居二线，比如上调中央，依然有能力关注籍贯地经济发展，后置离任年份后没有意义。本文分别做了人为后置 2 年、3 年和 4 年三种构建，对照组保持不变。表 4 后 3 列报告了后置任期的回归结果。回归结果显示，后置变量 lag2、lag3、lag4 的回归系数均不显著，而在省级官员任期内，省级官员辖区外籍贯地虚拟变量的回归系数，以及控制变量的回归系数，与表 2中的回归结果相比，也几乎没有变化。综上所述，本文的基本结果是稳健的。不论是前置上任还是后置离任安慰剂检验，回归结果都显示，在 1998—2013 年间，省级官员在任期间，其籍贯地的制造业资本增长速度相对更快。这主要源于省内其他地区的制造业资本向其籍贯地转移，而不是由其他共同因素所导致的。2． 排除在位企业的影响省级官员籍贯地的制造业资本增长速度较非籍贯地更快，可能通过两种方式实现: 一种是来自在位企业，表现在籍贯地制造业企业的平均资产规模增加; 一种是来自新增企业，企业的平均资产规模保持不变，但企业数目增加，从而总的制造业资本增加。表 5 的 A 部分报告了省级官员对辖区外籍贯地制造业企业资产规模的影响程度。本文以县级总制造业资本除以其制造业企业数量度量企业平均资产规模。从 A 部分中的回归结果看，不论以非籍贯市下辖的 1413 个县为对照组，还是籍贯省内的非籍贯市下辖的 1345 个县，或者非籍贯省下辖的 68 个县为对照组，省级官员辖区外籍贯地虚拟变量的回归系数都不显著。就控制变量而言，与基本的回归结果相比，并没有发生任何实质性变化。这表明，省级官员籍贯地的制造业企业的资产规模与其他地区的制造业企业并不存在任何显著的区别。因此，A 部分的回归结果揭示了，省级官员籍贯地的制造业资本的总量增加不是通过提高在位企业的平均资产规模实现的。表 5 的 B 部分报告了省级官员对其籍贯地制造业企业数量的影响，省级官员籍贯地制造业企业数量显著增加。B 部分的前 3 列回归结果表明，省级官员辖区外籍贯地的制造业企业数量平均增加了约 9 个百分点。籍贯市内相邻县虚拟变量回归系数显著为正，市外相邻县虚拟变量系数不显著，这同样表明省级官员对制造业企业进入率的影响局限于籍贯市内。后 2 列则进一步揭示了籍贯地制造业企业数量的增加主要源于省内转移效应。表 5 的 C 部分和 D 部分报告了省级官员对其籍贯县制造业企业进入率、退出率的影响，省级021徐现祥、李书娟: 官员偏爱籍贯地的机制研究① 省委书记、省长离任后的去向分类同王贤彬和徐现祥( 2008) 。