Page 112 - 党政研究2019年第3期

年龄 ６５ － １． ２８８  － １． ４０８  － １． ４６８ 
（ － ６． １９） （ － ４． ９４） （ － ３． ２０）
中央背景 ０． ０７９８ － ０． １３９ ０． １４１
（ ０． ７７） （ － ０． ７０） （ ０． ９０）

教育背景 － ０． １１６ ０． ２６２ － ０． ０４４７
（ － １． ２９） （ １． １９） （ － ０． ３０）
时间效应 是 是 是
地区效应 是 是 是

阈值 １ － ６． ９５７  － ９． ５８８  － ５． ５１５ 
（ － ８． １０） （ － ５． ６３） （ － ４． ５４）

阈值 ２ － ３． ９６３  － ５． ６０２  － ２． ５８０ 
（ － ４． ７６） （ － ３． ４３） （ － ２． １７）
样本量 １１１０ ５８６ ５２４
注：括号内为 ｔ统计量，１％、５％、１０％的显著性水平分别用 、 、表示



在中国当前的行政体制下，党委的作用是总揽全局、协调各方，最高权力机构在党
委，地方党政领导中，省委书记具有地方元首的性质，从表 ５ 第 （ ２）列中可以看出，
ＧＤＰ 相对增长率显著地正向影响着省委书记的晋升概率。将省委书记回归结果与全样本相
比，控制了时间效应和地区禀赋效应之后，ＧＤＰ 相对增长率的系数变大了，说明省委书记
层面的相对考核机制更加重要。表 ５ 第 （ ３）列给出了 ＧＤＰ 相对增长率对省长晋升的影
响，系数没有通过显著性检验，这或许可归结于中国当前实行的人事管理制度。在我国单
一制的体制下，党委真正掌握着监督权，省长实际上是被党委直接监督着 （王国红，
２００３） ，这也就意味着省委书记在近距离地观察着省长，当信息不对称程度较小时，考
〔 ２４〕
察省长的工作能力变得简单，因此可能不再需要相对绩效考核的方式，这导致了省长的晋
升对 ＧＤＰ 相对增长率不再敏感。
通过对相对绩效考核方法改进，在经验上检证了中国地方官员晋升与 ＧＤＰ 相对增长

率之间的显著关联。若认为官员晋升锦标赛理论成立，仍需对上述模型进行稳健性检验。
在 ２００２ 年以后中央核心领导层出现了更替，党中央提出 “科学发展观”“和谐社会”
等发展理念，也就意味着中央可能不再以经济指标为唯一考核标准，据此猜测，２００２ 年
以后 ＧＤＰ 相对增长率对地方官员的晋升影响的显著性将降低。考虑政策的执行会存在一
定的时间滞后，以 ２００３ 年为分界线，分别考察之前和之后 ＧＤＰ 相对增长率对官员晋升的
影响，如表 ６ 所示，为增强模型的稳健性，也以 ２００４、２００５、２００６ 三年为分界线做过实
证检验，其结果与 ２００３ 年大致相同，限于篇幅没有列出。
表 ６ 经济绩效对省级官员晋升影响的稳健性检验
（ １） （ ２） （ ３） （ ４） （ ５） （ ６）
ＧＤＰ相对 ２． ０５０  － ０． ５０９ ２． ４３０  １． ９８ － ０． ８１９ － ２． ０８２

增长率 － ３． １７ （ － ０． ２４） － ２． １１ － ０． ５３ （ － ０． ３１） （ － ０． ６２）
任期 ０． ０６６１  － ０． ００８５１ ０． ０１８７ － ０． ０５５８ ０． １０８  ０． １１７ 
（ － ０． ２４） （ － ０． ９０）
－ １． ８１ － ０． ２６ － １． ８４ － １． ７５
年龄 － ０． ０９９０  － ０． ０６８２  － ０． １４４  － ０． ０９４９  － ０． ０３９９ － ０． ０８４５ 
（ － ４． ５２） （ － ３． ４６） （ － ３． ０４） （ － ２． ３４） （ － １． １２） （ － ２． ３２）
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