相對績效考核、地方領導社會關系與地方政府行為1

2020-04-22 07:34:56梁平漢周潤樺

經濟學報 2020年1期

梁平漢周潤樺

0 引言

不同轄區地方政府之間關系和同一政府內部不同系統與部門之間關系是中國政府間關系的重要組成部分，深刻影響著地方政府行為，但常常被研究者所割裂。本質上說，前者代表著縱向的央地關系，后者代表地方政府內部不同機構系統之間的橫向聯系。本文試圖把它們結合起來，在相對績效考核的模型框架內，從理論和實證兩方面考察地方政府內部橫向權力結構對于地方政府行為的影響。

經濟學界主要關注多層級政府中自上而下的縱向相對績效考核體制，把它看作是地方政府行為的根本激勵(Li and Zhou, 2005；周黎安，2007；陶然等，2010；楊其靜和鄭楠，2013)。這些研究幾乎共同將地方政府看作單一的擬人化個體，把地方政府的激勵等同于某一個地方領導干部個人的激勵。這種簡化雖然提供了許多洞見，但是完全忽略了政府內部不同系統和部門之間橫向聯系的作用，對于全面深化改革的今天(梁平漢和高楠，2017)，這種簡化的局限性越發明顯。

大量研究表明，地方政府內部不同領導之間的權力結構與部門和系統之間的非正式博弈對于地方政府行為產生著重要的影響(馬駿和侯一麟，2004；周雪光和練宏，2011；劉明興等，2013；王清，2015；練宏，2016)。本文把地方政府看作一個由不同的利益主體組成的團隊，地方政府之間的競爭因此被模型化為團隊之間的競爭。以此本文基于Holmstrom(1982)、Gershkov et al(2009)構建了團隊競爭模型。模型的均衡分析和比較靜態結果表明，由于團隊競爭中不可避免的“搭便車”問題——團隊成員付出的努力對于團隊期望收益的貢獻大于其對個人期望收益的貢獻，成員的努力程度低于團隊最優水平；但是，如果在團隊成員之間引入一定的競爭，則可以解決“搭便車”問題。給定團隊之間的競爭強度，團隊成員的努力程度隨著團隊內部的競爭強度遞增。因此，即使在政府提供的公共服務是一個整體的情況下，政府內部也應在同級之間引入一定的競爭機制，獎勤罰懶，提高效率。

在現實中，政府內部不同系統、不同部門之間的競爭是普遍存在的，包括對預算資源的競爭(馬駿和侯一麟，2004；於莉，2007；趙早早，2007)，對晉升機會的競爭(楊其靜和鄭楠，2013)等。那么如何檢驗內部競爭對于政府行為的影響呢？首先需要找到可以衡量政府內部的競爭強度變化的變量。社會心理學和實驗經濟學的大量證據(Bandiera et al., 2010, 2013；Goette et al.,2012)表明，如果行動者之間具有一定的社會關系(social ties)，那么他們在作出決策時會更多考慮對方的收益，在相對績效考核體制下他們會考慮自己的努力對對方的負面影響，從而降低付出的努力程度。本文根據各省省委書記和省長的任職經歷，基于同鄉、校友、同系統工作等構造了省級領導干部之間的社會關系指標，以此作為競爭強度的代理變量。本文利用1990—2014年的省級面板數據檢驗了模型的預測，實證結果一定程度上與理論模型的預測一致：如果省委書記和省長之間存在一定的社會關系，那么轄區內的固定資產投資水平會顯著下降，隨后幾年轄區內的污染和腐敗水平則會出現上升。安慰劑檢驗和穩健性檢驗支持我們的主要結果。分樣本檢驗和基于市級領導干部社會關系的研究則在支持本文主要結果的同時，揭示了不同區域和不同層級政府行為的復雜性。

本文在三個方面有所貢獻。第一，政府內部不同系統和部門之間的互動對于政府決策和行為發揮著重要影響，部門利益嚴重影響著中央精神和政策的執行。然而長期以來，經濟學研究者把各級地方政府看作內部統一的鐵板一塊，把區域之間的競爭與自上而下的縱向考核機制看作是地方政府行為的決定性因素，而往往忽視政府內部領導之間和部門之間的關系。本文是國內外學界較早將縱向央地關系和政府內部橫向關系這兩種府際關系結合，研究中國地方政府行為決定因素的論文。通過構建團隊競賽模型，本文把不同利益主體的互動關系引入地區之間競爭的決策中來，豐富了地方政府行為的相關理論，為理解中國的分權體制績效及前景，以及更好地設計官員績效考核激勵方式提供了新的見解。

第二，地方黨政領導干部如何密切配合工作，促進轄區經濟績效，是一個對于經濟發展和組織部門人事管理來說十分重要的問題。從直覺上講，比較熟悉了解(具有某種社會關系)的領導之間可能比較容易協調與合作；而比較疏遠(不具有某種社會關系)的領導之間則比較容易相互制衡，甚至也有可能造成合作不暢。所以，地方領導干部之間的社會關系到底如何影響政府行為，繼而影響轄區績效，就是一個理論和經驗上重要的問題。本文通過拓展晉升博弈的形式引入領導干部之間的社會關系，通過比較靜態推導了可以檢驗的關于社會關系的行為和績效影響的理論預測，側重于強調了社會關系弱化晉升激勵這一重要的作用，為理解領導干部之間社會關系對于政府行為的影響提供了一種理論機制。

第三，國外已有很多實驗經濟學證據表明了社會關系對于競爭的弱化作用，但是很少有研究從宏觀層面把這一微觀機制和制度環境結合，闡明其宏觀影響。本文為地方領導干部之間的關系對于績效的影響提供了經驗證據。我們用是否老鄉/是否校友/是否有團委工作經歷來衡量地方領導干部之間的社會關系，匹配1990—2014年省級經濟信息，實證結果表明，當地方領導干部之間存在一定的社會關系時，當年和此后幾年轄區內投資水平下降，環境污染、腐敗水平上升。本文的結論是，在給定相對績效考核的體制下，要提高政府整體的效率，就需要在政府內部不同機構和部門之間增加干部來源的多樣性。

本文的主要結構安排如下：第1部分介紹本文的相關文獻；第2部分是理論模型，通過建立團隊競爭模型推導了基于團隊的相對績效考核最優激勵機制，以此作為理論基準提出地方領導干部之間的社會關系產生影響的可能機制；第3部分介紹了實證研究的制度背景；第4部分是實證模型介紹和數據選取；第5部分是回歸結果，利用實證模型和數據驗證模型結論，并進行了穩健性分析和分樣本分析；第6部分進行總結。

1 文獻回顧

晉升激勵被認為是中央政府激勵地方官員落實目標的主要手段。大量文獻圍繞著中國地方官員的晉升激勵來解釋中國的經濟績效。Li and Zhou(2005)提出了晉升錦標賽理論，他們利用中國1979—1995年的省級數據，檢驗了省級領導干部的晉升概率和轄區經濟表現的關系，發現兩者存在顯著的正相關。但是陶然等(2011)的研究則認為在省級層面缺少足夠的經驗證據。楊其靜和鄭楠(2013)利用2003—2012年市委書記的數據檢驗了官員之間的晉升假說，結果不支持晉升標尺賽假說和錦標賽假說，而是可能存在非常寬松的晉升資格賽。Landry et al. (2018) 提出經濟績效在不同級別的官員晉升中發揮作用不同。Jia et al.(2015)通過省長職位去向的面板數據分析認為，轄區的經濟表現與省長的社會關系都影響著官員升遷。這些研究并沒有對地方官員之間的晉升博弈本身提出質疑，而爭議的是不同形式的競賽形式，以及在其中發揮作用的因素。

晉升錦標賽的經典理論依據是Lazear and Rosen(1981)關于完全競爭市場條件下最優勞動合同的研究，他們證明，在一定的假設條件下，利用錦標賽制度訂立勞動合同可以消除共同沖擊的風險，從而實現最優；因此，晉升博弈相關研究都把地方政府看作是一個擬人化的個體。這種過度簡化受到了政治學和公共管理領域研究的挑戰，如政治學研究者發現，不同的政府部門在政府決策中基于自身利益各自“積極地”發揮作用，形成“零碎化的威權主義”(馬駿和侯一麟，2004)。這種不同主體之間的互動很多并非基于正式制度的安排，卻發揮著非正式制度的作用。在績效考核中，很多文獻研究的是功能和地位相似的部門之間的比較(練宏，2016)。經濟學研究者近來也開始考察政府決策中的非正式制度對于政策和經濟社會績效的影響(高楠和梁平漢，2015;梁平漢和高楠，2017; Gilli et al., 2018)。本文沿著這一思路，把地方政府看作一個由多個個體組成的團隊，團隊成員具有各自的目標，團隊成員的努力是不可驗證的，并在錦標賽的框架內考慮團隊內部激勵設計的問題。

此前研究發現，在經典的團隊生產環境中，由于團隊總產出對于個體成員而言是公共品，在這種團隊內部存在道德風險問題。如果團隊成員完全分配團隊的總產出(預算平衡)，則不存在帕累托最優的納什均衡，團隊中的每個人均有“搭便車”的激勵(Holmstrom, 1982)。如果競賽參與者是團隊而非個人，由于個人的努力不可驗證，競賽的獎品對于團隊成員而言具有公共品的性質，這種搭便車問題仍然存在。事實上，在團隊成員增多時，這種搭便車行為導致的集體行動問題更加嚴重，團隊獲勝的可能越小，即出現所謂“團隊規模之謎”(Olson, 1982; Esteban and Ray, 2001)。既有文獻對解決團隊生產中的搭便車問題提出了很多不同的解決方案，如團隊成員有著非常明確的分工，負責不同維度的工作，或者團隊成員之間進行金額不限的轉移支付(Legros and Matthews, 1993)。其中與本文最為相關的發現是，如果在團隊內部存在一個可以驗證的關于成員努力的(不完美)排序信號，那么可以在團隊內部引入競爭機制，根據成員排序分配團隊產出，從而解決搭便車問題，實現團隊最優結果(Gershkov et al., 2009)。本文把這一洞見從團隊生產環境拓展到了團隊競賽環境中，證明在團隊競賽的同時引入團隊成員之間的競爭可以解決團隊的集體行動問題，從而提高團隊的努力程度和產出。這也構成了本文的理論基礎。

在實證研究中，應該如何衡量團隊內部的競爭程度？畢竟，現實中的競爭程度是難以觀測和量化的。本文借鑒行為經濟學的思想，從團隊內部個體之間的社會關系方面來衡量個體之間的競爭程度，以此檢驗競爭對于團隊績效以及個人努力程度的影響。Bandiera、Banankay和Rasul的一系列企業內部實地實驗研究探究了錦標賽激勵對于工人生產力的影響。他們用企業的數據詳細檢驗了計件工資和錦標賽的效果，結果發現工人的平均生產力在計件工資制度下至少比在錦標賽制度下高50%。這是因為在錦標賽制度下，工人們的努力具有負外部性，一個工人的努力程度不僅提升了自己的期望收益，也降低了隊友的期望收益。當工人和朋友一起工作時，他們之間的利他主義偏好更強，在決策時更可能考慮隊友的利益，從而將這種負外部性內部化，進而降低努力程度(Bandiera et al., 2005)。進一步檢驗發現當工人和比自己能力更高的朋友共事時，相比和沒有社會聯系的人共事生產力會更高，反之則更低(Bandiera et al., 2010)。Kato and Shu(2016)基于中國某紡織工廠內的工人生產數據發現，當競爭者擁有相同的身份認同時，他們更不愿意彼此進行競爭。

學界對于社會關系在政府內部互動所發揮的作用也有一些研究。Kornai (1992)注意到社會主義經濟形態中，上級監管者和下屬機構的互動常常發生在非正式場合，人際關系在其中起著重要作用。周雪光和練宏(2011)基于市級和縣級環保部門的研究則發現，下級政府會積極利用同事、校友、朋友和老鄉關系同上級主管部門進行非正式接觸，展開輪流出價式的談判。王清(2015，2018)則提供了案例表明，同級政府部門之間積極利用部門領導之間的社會關系進行協調溝通，從而提升政策執行力。於莉(2007)基于三個省會城市的比較研究表明，市委書記和市長的個人能力、行事風格等極大影響了行政過程。與這些關注社會關系的溝通作用的文獻不同，本文強調的則是同級領導間社會關系在競爭環境中對地方政府行為的影響。與研究地方政府領導間社會關系的經濟影響可能形成類比的是研究企業高管之間的社會關系。在公司治理領域，學者圍繞董事會和CEO之間的關系開展了大量研究，其中很多涉及董事會成員與CEO之間的社會關系。在理論上，董事會一方面可以監督CEO的行為，一方面可以提供信息備CEO咨詢，兩種角色之間有時存在沖突(Adams and Ferreira, 2007)，因此需要根據企業和董事會成員的特征權衡最優的董事會組成(Raheja, 2005)。實證研究則發現和CEO有社會聯系的董事會可以通過信息傳遞方面的優勢提升企業價值，但也會削弱監督(Schmidt, 2015)，獨立的董事會會削弱CEO和董事會之間的信息傳遞(Westphal, 1999; Faleye, 2015)，社會關系廣泛的CEO會更加鼓勵創新(Faleye et al., 2014)。如果董事會和CEO之間沒有社會聯系，那么CEO的薪酬會得到更多的監督和控制，績效管理會變得更加靈敏有效(Hwang and Kim, 2009)。這些研究中關于董事會的雙重角色以及角色之間權衡的思想對本文不乏借鑒之處，但是，政府內部系統間關系和企業中的CEO—董事會關系畢竟存在很大不同。從本質上講，地方領導干部之間社會關系對于政府行為和轄區績效的影響也是一個重要的實證問題。

2 理論模型

我們將Holmstrom(1982)、Gershkov et al(2009)對團隊生產最優機制的研究拓展到團隊競賽的環境中，構建了團隊間競爭的晉升競賽模型。基于高楠和梁平漢(2015)的思想，我們以地方領導作為不同部門的代表，組成一個團隊，和其他轄區在績效方面進行競爭，同時地方領導之間也有著績效的考核和比較，存在一定的競爭。本文采用圖洛克競賽模型(Tullock)的形式，設計了團隊間和團隊內部都存在競爭的雙重競賽。團隊內部個體成員的努力是不可驗證的(權力邊界不清晰，領導職責有交叉)，因此存在事后的信息不對稱，即道德風險問題。團隊的總產出是個體努力之和(領導班子的業績是各方面績效之和)。模型表明，團隊成員之間的競爭會強化個人付出努力的激勵，從而提升團隊努力程度。

假設兩個團隊之間展開競爭，每個團隊由兩名個體組成。(1)事實上，如果有多個團隊，每個團隊有多名成員，模型的基本結果仍然成立，只是其形式會略微復雜。不失一般性，假設團隊1由個體{1，2}組成，團隊2由個體{3，4}組成。不失一般性，我們假設4名成員完全平等對稱，風險中性，努力水平可加。團隊成員個體的努力水平是不可驗證的，因此如Holmstrom(1982)所指出，團隊的產出是公共品，團隊成員有著“搭便車”的激勵。我們引入Gershkov et al. (2009)的設定，假設團隊成員在付出努力的同時，可以生成兩個不完美的相對排名信號，一個信號是自己所在團隊的排名信號，即本團隊是否排名在另一團隊之前；另一個則是自己在所在團隊中的排名信號，即自己是否排名在其他組員之前。團隊排名信號與團隊成員總努力程度正相關，個人排名信號與個人努力程度正相關。但是并不是努力程度越高，就一定排名靠前，其中還有著諸多不確定性。

不完美的排名信號影響著競賽參與者的收益，在相對績效考核的體系下，信號更高的團隊成員成為“獲勝者”，得到的獎品價值高于其他成員的獎品價值。因此，我們進一步假設競賽中只有一個不可分割的獎品，由團隊排名信號更高的團隊中個人排名信號更高的成員獲得，而其他參賽者收益為零。我們還假設團隊之間和團隊內部沒有轉移支付。最后，獲勝概率采取努力程度可加總的指數形式。

本文模型中的“獎品”對應著現實政治中的晉升機會，但這僅僅是一種簡化。事實上，根據Gershkov et al. (2009)，在獲勝團隊內部個人信號較低的成員也可以得到獎品的情況下，可以得出和本文模型同樣的結論。

本文的模型只是一個簡化。團隊理論的核心在于，團隊生產由于成員個體的努力程度無法精確觀測到，每一名成員負責的工作不能完美區分，必然存在著“搭便車”問題。因此，可以通過引入內部競爭的方式來提高效率，而兩者競爭的實際是團隊內部的排名。在現實生活中，很多銷售團隊或者體育團隊都可以在賽后對于團隊內部成員的相對表現進行排名，并根據排名基于差別化的獎勵。如上所述，這個排名是基于個體努力所產生的不完美信號而進行的。

2.1 雙重競賽中的均衡

對任意個體i，其目標函數為：

(1)

在式(1)中，參數α∈[0,∞)表示團隊之間的競爭強度，β∈[0,∞)表示團隊成員內部的競爭強度。在經典的競賽理論中，競賽成功函數(contest success function)中的指數(α和β)代表著“努力的決定程度”，即從“努力”到“獲勝”的映射。當指數為0時，個體的努力與個體成功與否無關；當指數為無窮大時，即使個體努力程度比對手僅高一個無窮小值，其排名信號就必然高于對手，概率為1。在本文的理論框架內，競爭強度是“努力的決定程度”的引申含義，即個體努力與相對排名之間的關聯程度。我們可以從相對績效比較的角度理解競爭強度，當競爭強度為0時，意味著個體和團隊之間不存在績效的相對比較，表現為排名居先純屬偶然，與個體和團隊的努力程度均沒有關系。如果競爭強度變大，意味著相對績效考核的力度變大，不同個體的努力和績效越來越多被用來相互比較，相對排名與努力程度的關聯程度變大。

α表示在組間競爭中團隊努力轉化為更高的相對排名信號(獲勝概率)的程度，β表示在組內競爭中個體努力轉化為更高的相對排名信號(獲勝概率)的程度。當努力與產生更高排名的關聯度越高時，競爭強度越大。

從人際互動的角度著眼，β越大，則在給定團隊獲勝的條件下，隊友-i加大努力對于個體i的獲勝概率的減弱作用越大，即在獲勝條件下同隊隊友的努力對于個體所產生的負外部性更大。當β=0時，無論團隊成員努力程度為多少，其在團隊內部獲勝的概率均為1/2，表明此時團隊成員之間不存在任何競爭。當β=1時，獲勝概率則直接以自己的努力程度在團隊內部總努力程度中占比來衡量。而當β→∞時，只要自己努力程度比對方高，則獲勝概率為1，否則為0，相當于一個全支付拍賣(all-pay auction)。組間競爭強度α有著類似的性質。

對式(1)求導可得一階條件

一階條件展現了這一激勵設計的關鍵直覺：存在雙重競賽時，個體付出努力ei，在邊際上不但影響了自己所在團隊在團隊競爭中獲勝的概率，如等式左邊第一項所示，也影響自己在團隊內部的獲勝概率，如等式左邊第二項所示。等式右邊則是以獎品價值標準化后的努力的邊際成本。因此，在雙重競賽結構下，個體努力的收益不只是團隊獲勝這一公共品，也提高了個體努力的激勵。

我們關注于純策略納什均衡，根據一階條件我們可以解得對稱的納什均衡，由于所有個體對稱，故均衡努力程度為：

(2)

而此時的均衡總努力水平為：

(3)

故可以得到命題1和推論1：

證明：由式(2)對α、β求導，由于α≥0,β≥0可得此結果，證畢。

2.2 團隊最優

如果每個團隊內部成員之間可以簽訂合同，或者存在明確的上下級關系，從而安排每位個體各自的努力程度和獎品分配，則團隊內部沒有競爭，集體行動問題完全得到解決，整個團隊團結一致。此時個體i獲勝概率即為團隊獲勝概率，個體的努力只影響團隊獲勝概率，不影響自己的收益，目標函數變為：

(4)

由式(4)解一階條件，可以解得團隊最優努力水平為：

(5)

比較團隊最優努力水平式(5)和雙重競賽中的均衡努力水平式(2)，我們可以得到命題2：

命題2：如α=2β，則均衡努力水平等于團隊最優水平，雙重競賽結構實現團隊最優。

這一命題說明，如果組內競爭程度為組間競爭程度的一半水平，則此時在雙重競賽下個體付出的努力可以達到團隊最優努力；另一個引申含義是，如果組內競爭程度過高，則個體為爭奪組內優勝所額外付出的努力也會過高，這造成團隊資源的浪費，從而有損于團隊整體利益。

2.3 搭便車

當式(1)中β=0時，團隊內部成員之間的獎品分配與其努力程度無關，即獲勝團隊成員有完全相同的概率獲得獎品。(4)如果采用任意其他事先規定好的分配規則，只要團隊成員獲得獎品的概率之和為1，則“搭便車”問題仍然無法得到解決(Holmstrom, 1982)。這對應著團隊成員之間沒有任何競爭或者上下級關系。這一情況下，雖然和式(4)中一樣，個體的努力只與團隊獲勝概率相關，與自己獲勝概率無關，但是個體之間仍然存在競爭，只是這一競爭性的獎品分配與個體自己的努力無關，因此團隊的勝利是每個成員的公共品。因此，個體的目標函數為：

(6)

由式(6)可以解一階條件得到存在“搭便車”問題時的均衡努力水平為：

(7)

這回到了Holmstrom(1982)所研究的經典的團隊生產問題：由于團隊成員付出努力的信息不對稱，存在道德風險問題。比較搭便車時的均衡努力水平式(7)和雙重競賽與團隊最優時的努力水平(式(2)和(5))可知，當出現“搭便車”問題后，均衡努力水平嚴格小于團隊最優水平，也低于雙重競賽結構下的均衡努力水平。

2.4 實證假說

因此，在本文所設計的雙重競賽結構下，根據推論1，個體(總體)努力程度隨著團隊之間和團隊內部競爭程度上升而單調增加。給定組間競爭強度，在一定的組內競爭強度下，雙重競賽結構可以實現團隊最優。(5)在本文的理論部分，我們得到的主要命題是團隊內部競爭有利于努力程度和績效水平的提高。在現實生活中，不乏黨政領導者之間不團結，相互不和，互相拆臺，從而嚴重影響決策效率的案例。本文的模型只能從過度競爭導致努力浪費的角度來近似描述這一現象。更完整的研究也許需要引入個體可能從事破壞性活動這一選項。但是，這會導致多重均衡的出現，從而嚴重影響到理論預測的實證檢驗。因此，本文模型給出的主要預測是關于競爭強度的比較靜態研究。由于省際之間的競爭程度很難度量，并且缺少可靠的證據表明其在時間維度上的變化，以及本文的研究重點是地方政府內關系，所以本文在實證檢驗中將關注組內競爭程度的影響。由于信息不對稱問題，單個部門或者領導者個體的努力程度難以為外界所觀測到。但是，只要最終產出(地方經濟社會績效)與個體努力程度相關，那么根據經典的激勵理論，委托人可以根據可驗證的產出水平來設計代理人的激勵方案。所以本文可以在給定激勵方案下，用地方經濟社會績效來衡量地方領導的努力程度，并研究地方領導之間競爭程度對于轄區經濟績效的影響。

如行為經濟學和實驗經濟學中的證據(Bandiera et al., 2005, 2010; Kato and Shu, 2016)所表明，錦標賽激勵下代理人的努力行為存在負外部性，代理人之間的社會關系使他們決策時更可能內部化這種負外部性(6)在行為經濟學理論看來，博弈參與者并不是完全自私自利的，而是具有一定的社會偏好，會將他人的收益按照一定的權重納入自身的支付函數，在決策中加以考慮。而博弈參與者之間的社會認同、社會關系等可以增大對方的收益在自身支付函數中的權重(Chen and Li, 2009; Goette et al., 2012)。因此，在競爭環境中，對方的損失也會進入己方的支付函數中，具有社會偏好的參與者會考慮自身行動給對方帶來的影響，并進行相應的最優反應。，從而弱化錦標賽激勵，降低努力程度和產出。在我們的模型中，代理人之間競爭強度與負外部性有著緊密聯系。因此，根據雙重競賽模型的推論1，團隊成員之間的社會關系削弱了團隊內部的競爭強度β，從而降低了團隊努力程度。(7)當然，在現實中，領導干部之間存在社會關系產生負面影響的機制不止削弱競爭這一種。如果領導干部之間存在社會關系，他們可能相互之間缺乏制衡，從而對政府行為和績效產生負面影響。我們的理論模型并沒有考慮這一點，是高度簡化的、基于晉升博弈推演的模型。所以，本文的研究假說是：

假說：轄區領導之間如果存在社會關系，則轄區經濟績效下降。

在現實中，也有可能具有社會關系的地方領導相互之間比較熟悉，更了解彼此，溝通合作更好，辦事效率更高，從而提升轄區在省際競爭中的優勢，這意味著領導之間社會關系與轄區經濟和社會績效之間的正相關性。這一情景的建模需要引入團隊成員之間努力的互補作用，而這會使團隊競爭模型變得不可解。因此，本文忽略了這一重要方向。在實際生活中，這兩種途徑都是可能的，且從理論上看還可能相互抵消。而且，地方領導之間的社會關系可能在不同地方、不同時間，甚至不同級別的政府中產生或正或負的作用，這些異質性更為實證中的識別增加了難度。值得一提的是，本文的理論模型是基于政治錦標賽和團隊理論而對地方政府內部權力關系所進行的邏輯演繹，而非專門研究領導之間社會關系的經濟影響。社會關系只是一個橫向關系的代理變量，因此我們在理論上無法涵蓋所有社會關系的可能影響。

鑒于省級政府在央地關系和國家治理體系中的重要地位，以及數據的可得性，本文主要關注于省級領導之間社會關系的影響，并在穩健性檢驗中對地級市領導之間社會關系的影響進行了一些初步分析。

3 實證研究的制度背景

我國各級黨委實行的是集體領導原則，在省級黨委中，黨委常委會作為一個領導班子，發揮著核心決策層的作用。《中國共產黨地方委員會工作條例》中明確規定“黨的地方委員會在本地區發揮總攬全局、協調各方的領導核心作用，按照協調推進‘四個全面’戰略布局，對本地區經濟建設、政治建設、文化建設、社會建設、生態文明建設實行全面領導，對本地區黨的建設全面負責”。因此，激勵地方政府執行落實上級的目標，根本上就是激勵領導班子和領導干部執行落實上級目標。在實際工作中，對于政府部門的大量的績效考核評比都是對于領導班子進行的團隊考核，而領導干部個人的考核成績則與團隊考核成績直接掛鉤。考核評比方式是晉升博弈的基礎，因此我們在研究晉升博弈時，需要把領導班子作為一個團隊納入建模的考慮，并且注意團隊成員的“搭便車”問題。

如果把地方領導班子看作是一個團隊，那么就不能簡單地認為團隊成員的目標完全一致、分工明確、等級清晰、如臂使指一般協調統一，而應該把他們看作不同的利益主體，并考慮他們之間的互動特征。《中華人民共和國地方各級人民代表大會和地方各級人民政府組織法》中規定地方各級人民代表大會是各級地方的權力機關，地方各級人民政府負責具體執行，主要職權有“規定行政措施，發布決定和命令”“任免、培訓、考核和獎懲國家行政機關工作人員”“執行國民經濟和社會發展計劃、預算”等等。省委書記和省長雖然有細分層次的高低(耿曙等，2014)，但兩者均由中央直接任命和管理，是一個省內最高的領導。在實踐中，省委書記掌握全局，主要負責組織人事、紀律監察、宣傳和統戰等工作，而省長則作為行政首長，負責社會經濟方面的事務工作。黨政領導之間的工作職責和邊界在制度上并沒有截然的劃分，雖然平均而看黨委書記的黨內級別略高，但是其實際權力大小往往與個人背景、經歷、與上級關系，甚至個人性格相關。於莉(2007)對于省會城市預算過程的研究表明，在權力的實際運行中，領導個人的能力以及行事風格對于預算過程產生重要影響。趙早早(2007)對地級市政府預算的參與式觀察研究也表明，市委通過人事任免控制直接影響到市政府項目支出預算。雖然，這兩項研究并沒有直接涉及省級層面，但是其所描繪的黨政關系應該具有一定的典型性，在省級層面應是具有一定的適用性。

最近國內外學界一些研究開始關注省委書記和省長的互動關系對于省內資源分配的影響，這些研究基本上把書記和省長看作是平等的獨立主體，對于省內地方官員的人事任命和經濟決策有著相似的決定權力，相互之間存在一定的競爭。Zhang and Hou(2018)對省委常委會的人員構成進行了分類，對地方政府的土地財政問題展開了研究。Jiang and Zhang(2018)則根據地級市領導(市委書記和市長)和省級領導之間的政治關聯，研究市級領導與省委書記和省長之間不同的政治關聯如何影響省級財政資金在省內各地級市之間的分配。Wang and Luo(2018)探討了省委書記和省長不同的目標任務對于省內企業多樣化經營戰略的影響。

按照20世紀90年代出臺的干部交流規定的明確要求，省委書記和省長通常不會同時交流，如果出現同時交流的情形則可能反映了被調離兩人之間存在合作不順暢現象(楊竺松，2015)。

一種常見的看法是，省長和省委書記雖然同為正省級干部，但是在職責上略有區分，因此省長如果和省委書記配合，促成省委書記的升遷或者外調，那么省長也可以成為本省省委書記。所以，省委書記和省長之間并沒有職責上的矛盾，他們的搭配已經保證了團隊內部激勵問題的解決。如果一個省省內的高層領導職位確實有著非常清晰的層次劃分和從屬關系，從而可以按部就班地晉升(Persico et al., 2011)，或者領導之間有非常明確的可以驗證的職責劃分(Legros and Matthews, 1993)，那么確實能夠解決領導層內部的激勵沖突問題。但是，我們認為這并不是對于現實情況的恰當描述。首先，文獻表明，1998—2012年期間有大量的省委書記平級調動的案例，本省省長接任省委書記在大多數省份只占省委書記來源的三分之一(鐘靈娜等，2016)。其次，一個省省委書記相比其他省委書記的升遷機會與該省省長相比其他省長的升遷機會并不一一對應，有的省省委書記職位雖然升遷機會很大，但是省長職位的升遷機會并不很大(耿曙等，2014)。在我們的樣本中，如表1所示，1990—2014年期間，只有大概三分之一的省長最后升任本省省委書記，大概三分之一的省長調至外省或者到中央任職，說明在實際中省長也并不一定是接任本省省委書記，因此兩種職位有著各自的晉升軌跡。最后，即使省委書記本人與其他省委領導(例如省長)之間沒有直接的晉升關系，也可能就其各自有政治關聯的下屬的職位安排產生分歧。

表1 省委書記、省長調動方向統計(1990—2014年)

值得一提的是，雖然我們在這一部分主要闡述省委書記和省長之間的分工、地位和激勵的典型特征符合團隊理論的基本假設，然而現實中省委書記和省長之間的關系必然是非常復雜的，存在多種可能性。而由于高層政治的不透明性，研究者很難用大樣本定量研究總結規律,確認是否存在經驗中的“競爭關系”。但是，盡管沒有直接證據表明省委書記和省長之間在進行晉升競爭，我們仍然可以基于我們的理論模型，認為兩者存在“as if”的競爭。事實上，按照我們的模型設定，即使省委書記和省長并沒有競爭同類型的晉升崗位，只要一旦省際競爭勝出后他們所獲得的“獎勵”并非事先安排確定的(這在現實中幾乎總是成立的，因為晉升決策總是上級在觀察到省區績效和個體表現之后做出的，并沒有事先的承諾)，那么他們的行為就可以被看作存在理論上的“競爭關系”，可以用我們的團隊競爭理論模型去刻畫和分析。

4 實證模型及數據

本文的主要實證結果是基于1990—2014年的省級面板數據進行的。我們搜集了其間各省的省委書記、省長簡歷信息，與省級經濟績效指標匹配構造了面板數據。本文剔除了新疆、西藏以及內蒙古共700個省份—年度觀察值。官員簡歷信息來自人民網、新華網等。省級經濟數據整合自《新中國六十年統計資料匯編》《中國統計年鑒》以及各省統計年鑒。工業廢水排放數據來自歷年《中國環境年鑒》，腐敗數據來自歷年《中國檢察年鑒》中的每萬名公務員被立案調查數量。

本文使用的計量模型如下：

Yi,t=a+b×socialtiesi,t+γΧ+δi+ηt+εi,t

(8)

Yi,t是本文的被解釋變量，包括經濟績效、污染水平和政府治理等。本文的核心解釋變量是社會關系socialties，這是一個虛擬變量，如果某省省委書記和省長之間具有社會關系，則此變量記為1，否則為0。按照行為經濟學對于社會關系的理解，社會關系的重點在于參與人之間相互認識，有一定時間的交往，相互比較熟悉了解，形成一定的“情感紐帶”(Goette et al., 2012)。本文定義社會關系為省委書記和省長共同存在以下關系中的至少一種：來自同一大學(校友，不包括中央黨校)、均有共青團系統工作經歷(團委)、來自同一省份(同鄉)。本文認為，如果領導干部共同具有三種經歷中的一種，那么更可能在任職之前就相互認識和了解。校友和同鄉關系是中國人傳統的社會關系重要組成部分，公司治理相關研究大量采用校友關系作為公司領導干部社會關系的度量(Hwang and Kim, 2009; Schmidt, 2015)，Xu et al.(2015)的研究用同鄉關系構造社會關系，表明這一指標對于中國科學院院士選舉結果有著重要影響。(8)文獻中還經常使用共同的工作經歷(Jia et al., 2015)或提拔關系(高楠和梁平漢，2015；Jiang and Zhang, 2018)作為領導干部之間社會關系的度量。本文認為，這一方法比較適合度量上下級領導干部的關系，但是對于同級領導干部則不太合適。樣本中省委書記和省長在任現職前基本沒有同一職能部門工作經歷，也沒有上下級關系，主要的共事經歷是一起擔任同省省級領導班子成員，如省委副書記、副省長等職務時的經歷。

X是其他的控制變量，主要包括第二產業占比、城鎮人口占比、人均GDP、一般預算支出/GDP、公職人員數/GDP、公職人員平均工資、省長及省委書記年齡、省長及省委書記與中央領導人的政治聯系等。實證模型同時控制了時間固定效應ηt以及省份固定效應δi。最后，所有的回歸結果均將標準誤聚類到省層面。

在1990—2014年樣本期內，共有253對不同的省委書記—省長組合，其中，共有178個不同的省委書記，190個不同的省長。共有54對不同的組合具有社會關系，對應143個年度—省份觀測值，涉及21個省市自治區。其中，有12對不同的組合來自同一學校，36對不同的組合來自同一地區，14對不同的組合均有團委工作經歷。

圖1展示了存在社會關系的省級領導干部出現頻率。從總體上看，省委書記和省長之間的社會關系每年出現的頻率并不一致，波動性比較明顯。1996—2002年間一直處于下降趨勢，之后又上升，最后又下降。社會關系每年平均出現次數大概6次，最低1次，最高8次。

圖1 社會關系出現頻率

表2則列出了存在社會關系的省級領導干部在不同省份的分布情況，可以看出，上海出現頻率最高，25年的樣本中只有一年省委書記和省長之間不具有社會關系，接下來依次是江蘇、廣東、山東等地區，社會關系出現頻率分別為15、15、13次，社會關系出現次數最多的前幾名經濟比較發達，但是經濟相對落后的青海、江西、吉林、云南排名也比較靠前，并且經濟比較發達的北京排名也比較靠后。總體而言，社會關系在經濟發達地區出現的頻率相對較高，說明可能社會關系的影響存在一定的異質性。就社會關系出現的時間而言，在本文選取數據的樣本期1990—2014年間均有出現，并沒有集中出現在某一時期的證據，從時間上看，社會關系的出現頻率沒有一定的規律性。北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等10個東部省份和地區一共250個觀測值中，具有社會關系的省級領導干部出現了86次，占34.4%。

表2 分地區社會關系出現頻率(1990—2014)

續表

本文主要使用了投資率(資本形成率/%)、全社會固定資產投資(億元)與GDP(億元)的比值、工業廢水排放量(萬噸)與GDP(億元)比值、腐敗(每萬人公務員職務犯罪數)作為被解釋變量。在1990—2014年階段，中國經濟主要還是依靠投資驅動發展，地方政府發展經濟的最主要手段還是招商引資，擴大投資，因此投資率可以被看作是地方領導干部努力水平的一個度量。環境污染以及官員腐敗則與政府治理質量有著比較直接的關系，可以看作是地方領導者努力不夠，疏于監管導致的負面結果。考慮到地方政府在經濟發展初期并不非常重視環境保護問題，本文使用了2000—2014年的工業廢水排放量數據來進行分析。所以本文選取這幾個指標作為主要的被解釋變量。本文使用的控制變量主要有第二產業占比(%)、城市化率(9)城市化率2005—2014年數據來自國家統計局(城鎮人口/總人口)，1990—2000年數據來自周一星和田帥(2006)修正后的數據，2001—2004年的數據參考周一星和田帥(2006)修正得到。(%)、GDP取對數、人均GDP取對數、財政支出(億元)/GDP(億元)、公職人員數(萬人)/GDP(億元)、公職人員平均工資(元)，省委書記年齡、省長年齡，省委書記和省長的各自任期，省委書記、省長和中央領導干部的政治關聯(10)采用Jia et al. (2015)的思想，我們將省委書記、省長和中央領導干部的政治關聯定義為和在任中央政治局常委有過共事關系，有此關系變量取1，沒有則取0。，以及省委書記和省長是否由本地升任(11)如果省委書記或者省長就任現職之前的職位為本省的領導職位，如省長、省委副書記、副省長等，則這一變量為1，否則為0。。表3是本文主要變量的描述性統計。

表3 主要變量描述統計

續表

5 實證結果

5.1 主要結果

本文使用固定資產投資、環境污染、政府腐敗這三個方面的指標來衡量與地方政府行為直接相關的經濟績效。根據本文的理論假說，我們預期如果省委書記和省長之間具有社會關系，那么由于競爭程度的削弱，地方官員的激勵不足，政府的努力程度會下降，這會導致固定資產投資水平下降，環境污染和政府腐敗增多。

在表4中我們首先考察了省委書記、省長之間的社會關系對固定資產投資的回歸結果。投資率表示固定資產形成金額占GDP的比重，全社會固定資產投資/GDP則表示當年新增固定資產投資的規模。主要解釋變量是官員間的社會關系，我們控制了第二產業占比、城鎮人口占比、人均GDP、一般預算支出/GDP、省長和省委書記的年齡等變量。考慮地方領導干部努力程度下降可能導致的滯后影響，我們對當期以及滯后兩期均進行了最小二乘回歸。結果顯示，地方領導干部之間的社會關系對轄區內的投資水平有著顯著的負面影響，相比不存在社會關系的省級領導，如果省級領導之間存在社會關系，那么當年的投資率會下降4.227%，全社會固定資產投資占GDP的比重下降5.156%，這一效果在5%的統計顯著性水平下顯著，而且有著持續影響。

表4 官員社會關系與社會投資

注：控制變量包括第二產業占比、城鎮人口占比、人均GDP、一般預算支出/GDP，省委書記和省長的年齡、任期、是否本地升任，以及政治關聯。括號中為聚類標準誤：*p<0.1, **p<0.05, ***p<0.01。下同。

表5展現的是省委書記、省長之間的社會關系對當地工業生產中的環境污染的影響。由于空氣污染受到汽車尾氣排放、農村秸稈燃燒、建筑垃圾運輸途中揚塵、火電廠發電排放等多種因素的影響，所以我們用工業廢水排放量與GDP的比值來衡量工業生產中的環境污染。用經濟產值標準化后的工業廢水排放反映了政府治污力度欠佳，是“不作為”的體現(Gao and Liang, 2016)。回歸結果顯示，如果地方領導者之間存在一定的社會關系，那么這對當地的環境污染有顯著的正面影響。平均而言，如果省級領導之間存在著社會關系，那么該省當年工業廢水排放量/GDP會增長1.573個單位，這在5%的統計顯著性水平下顯著，并且這種影響還是持續的。

表5 官員社會關系與環境污染

表6是省委書記省長之間的社會關系對該省地方政府腐敗的影響。參照周黎安和陶婧(2009)，我們采用每萬人公務員職務犯罪數作為腐敗的度量指標。1998年以前統計口徑有差別，2011年以后的數據不全，所以我們采用了1998—2011年的數據。并且，2012年以后反腐力度明顯加大，可能每萬人公務員職務犯罪數更多反映的是反腐敗的力度。結果顯示，省級領導間的社會關系提高了當年、一年和兩年后發現的公務員職務犯罪數，并且從回歸結果來看，腐敗這一違法行為相對比較隱蔽且具有滯后性，滯后兩期時影響達到最大，并且在5%的統計顯著水平下顯著。

表6 官員社會關系與腐敗

表3～表5的回歸結果表明，省級領導之間的社會關系與較低的績效是顯著相關的。這與本文的理論假說是一致的。這表明，社會關系減少了官員的努力程度：一方面，地方政府積極發展的激勵和動力不足；另一方面，對內部官員的治理力度也有所下降，地方政府“不作為”和“亂作為”情形增多。這就表現為固定資產投資水平下降，環境污染、政府腐敗等負面結果水平上升。

5.2 內生性問題

以上回歸的結果顯示，省級領導干部之間如果存在社會關系，那么會對轄區的經濟造成負面影響。一個備受關注的問題就是潛在的內生性問題，或者說省級領導干部的搭配任命是否與我們所關注的結果變量之間存在反向因果關系的問題。雖然，我們采用省級固定效應、年份固定效應以及滯后項，從而可以消除一部分遺漏變量帶來的估計偏誤，但是從制度上看，官員之間是否存在社會關系是由上級的任命所產生的。那么，任命規則本身是否會由于某些不可觀測到的地方經濟績效情況影響，從而偏向于任命具有社會關系的省級領導干部呢？

我們認為，雖然選人用人可能會在某些時候偏向于任命具有社會關系的領導干部，例如加強領導干部之間的協調合作，但是，對于本文的研究問題來講，這不是一個特別嚴重的問題。

第一，本文使用了官員是否是老鄉、是否是校友，以及是否均有團委經歷的信息來衡量社會關系。是否是老鄉、是否是同學、是否均有團委經歷是在省委書記和省長個人就職之前很多年就已經形成的，他們不太可能在就職之前主動選擇與未來的搭檔形成社會關系，對于官員個人任職來說基本是外生的。

第二，在正式制度中，這三個因素與省級領導的任免以及分配并無關系。就領導干部的選拔而言，官方說明的《黨政領導干部選拔任用工作條例》中沒有任何一處提到考慮這三個因素。在領導干部的分配方面，《2014—2018年全國黨政領導班子建設規劃綱要》指出，組織建設的基本要求是保持合理的年齡結構，完善知識、專業結構(領導班子內要達到專業互補、結構合理)，切實做好女干部、少數民族干部、非中共黨員干部的選配工作。這種人員搭配的政策要求與本文衡量社會關系的變量并不存在直接的關聯。

第三，大量文獻表明，在自上而下的人事任命體制下，對于領導干部任免最相關的社會關系是地方領導與中央領導的關系(Jia et al., 2015; Persson and Zhuravskaya, 2016)，而沒有任何證據表明同級領導干部之間的社會關系是上級任命的考慮因素。

最后，本文的結果表明，地方領導干部之間的社會關系會對轄區經濟績效造成負面影響，而這種負面效果并不是中央所希望的。即使中央為了加強領導干部之間的配合而特意選派具有社會關系的干部搭領導班子，其目的必然也是為了當地更好地發展。這種遺漏變量問題只能說明我們所得到的結果低估了社會關系的負面影響。

綜上所述，我們認為，領導干部之間社會關系的內生性問題對本文的基本結論的影響不會很大。

5.3 穩健性檢驗

為了檢驗本文主要實證結果的穩健性，我們采用Bai and Wu (2014)的方法進行安慰劑檢驗。具體而言，我們把省委書記與省長之間的社會關系人為平移提前，以此生成一個偽社會關系進行穩健性檢驗。由于官員任期不止一年，所以如果省委書記—省長之間的社會關系僅維持一年，則提前一年；如果維持兩年，則提前兩年，依此類推。樣本中省委書記—省長之間的社會關系最長持續5年，即最多提前5年。比如，北京市2001—2004年市委書記和市長具有社會關系，2001—2004共有4年，我們把社會關系提前到1997—2000年，1997—2000年之間每年領導干部之間的社會關系就記為1，而2001—2004年之間的領導干部之間社會關系就標注為0。對于樣本起始點，我們采用同樣的做法。

社會關系_安慰是我們人為提前了省長和省委書記的社會關系后的變量，相應的社會關系_安慰1和社會關系_安慰2則分別是滯后一期和兩期后得到的變量。表7報告了這一安慰劑檢驗的回歸結果，括號內為標準誤。可以看出，當腐敗作為被解釋變量時，回歸結果均不顯著。而在固定資產投資水平方面，顯著性和回歸系數的值均比基準回歸中減少很多，并且滯后得更顯著一些。可能原因是，當把人為提前的數據再滯后時，數據就會和原始數據更加相似，所以可能出現顯著的結果。但是總體上來看，安慰劑檢驗的結果均不顯著，這支持了我們在回歸分析中的結果。

表7 安慰劑檢驗

考慮到一些省區的省委書記(市委書記)一般由中央政治局委員兼任，作為一把手其政治地位和權力明確高于二把手(省長或市長)，我們去掉了北京、上海、天津、重慶四個直轄市和廣東省這五個省級行政區進行穩健性分析。這樣樣本中包括575個省份—年度觀測值。我們仍然使用式(8)的固定效應回歸模型，標準誤聚類到省層面，結果見表8。本文的基本結果仍然成立。

表8 去掉直轄市和廣東省的檢驗

表9更直接地去掉了所有省委書記由政治局委員兼任的省份—年度觀測值，這樣我們還有548個觀測值。結果表明本文基本結果仍然成立。

表9 去除掉省委書記由政治局委員兼任的檢驗

我們對社會關系的度量必然是存在誤差的。例如，在2002年之前，共青團系統工作經歷(團委)可能并不是地方領導之間有意義的社會關系。因此我們去除掉2002年之前的所有觀測值，僅僅針對2002—2014年的觀測值進行回歸分析，其基本結果仍然存在，即地方領導之間的社會關系顯著降低了投資水平，惡化了生態環境和腐敗水平。限于篇幅，這里不再報告。

我們還進行了分樣本分析。在我們的樣本中，東部地區社會關系出現86次，占東部地區樣本的34.4%，中部地區社會關系出現24次，占中部地區樣本的16%，西部地區社會關系出現24次，占西部地區樣本的11%。因此，我們對于三個區域進行了異質性分析，并引入了GDP增長率、財政收入/GDP、一般預算收入/GDP作為被解釋變量，結果見附錄1。結果發現，在東部省份中，省委書記和省長之間的社會關系顯著降低了投資率、全社會固定資產投資/GDP、GDP增長率、財政收入/GDP和一般預算收入/GDP，并顯著增加了環境污染水平。這與我們的主要實證結果是一致的。而在中部和西部地區中這一關系則不顯著。

在附錄2中，我們基于復旦大學陳碩團隊整理公布的2000—2012年地級市市委書記和市長的簡歷信息，嘗試對于地級市樣本進行分析。由于地級市領導簡歷信息的缺失，我們只能采用市長和市委書記是否來自同一個地級市(同鄉)，或者均有團委系統工作經歷來衡量社會關系。如附表8所示，在18.3%的年度—地級市觀測值中，市委書記和市長具有社會關系，7.9%為同鄉關系，11.3%為共同的團委系統工作經歷。基于約2700個地級市—年度觀測值的分析結果在統計上不再顯著，但是在投資率和GDP增長率的方向上符合理論預期和省級面板實證結果。分地區樣本分析表明，在中部地區地級市領導之間的社會關系顯著降低了投資水平，在其他地區則不顯著。

這可能是由于分樣本中觀測值數量的限制，也可能說明了現實中地方領導干部之間互動的復雜性。理論上來講，本文構建的社會關系變量可以捕捉到社會關系產生的多種不同影響機制之和，但我們在實證上難以分離識別出社會關系通過減弱競爭從而造成負面影響這一機制的單獨的效應。本文僅僅是在相對績效考核的框架下來討論社會關系的影響，只能抓住社會關系影響的一個方面，而無法囊括社會關系的方方面面影響。

6 結論

相對績效考核被認為是地方政府努力發展經濟的重要動力。本文將縱向關系和橫向關系結合起來，構建了理論模型，從規范角度研究了地方領導班子在相對績效考核體制下的激勵問題，進而引入領導干部之間社會關系這一重要的治理相關變量，從實證角度考察了領導之間社會關系對轄區的經濟社會績效所造成的影響。省委書記和省長之間的關系具有一定的特殊性，既有上下之分，但又不是完全的領導關系，符合團隊理論的典型描述。我們的理論模型表明，領導之間如果存在一定的競爭可以提高努力程度，進而對轄區經濟和社會績效造成正面影響。

我們使用省委書記和省長之間是否是校友、是否是老鄉或者是否均有團委經歷來衡量領導之間是否存在社會關系，以此作為競爭程度的代理變量。我們使用投資、環境污染以及腐敗等相關變量來考察領導干部之間的社會關系對轄區績效的影響。為了盡可能地控制遺漏變量造成的偏誤，我們采用了時間固定效應和省級固定效應，并且將標準誤聚類到省層面。結果表明，如果省級主要領導干部之間存在社會關系，則該省投資率顯著降低，環境污染和官員腐敗水平上升。在穩健性檢驗中，我們首先將社會關系出現的時間人為平移提前，結果總體上變得不顯著。我們還去掉了直轄市和廣東省進行分析，其結果和基本結果仍然一致。這些領導干部之間的社會關系對轄區績效產生負面影響的實證結果和我們的理論預測是一致的。分樣本檢驗和基于市級領導干部社會關系的研究則在支持本文主要結果的同時，揭示了不同區域和不同層級政府行為的復雜性。

本文的研究表明，中國治理結構中的非正式制度因素對于地方經濟和政府治理績效有著重要的影響。考慮到地方政府在國家治理中的重要性，地方領導干部的選拔和分配就特別關鍵，本文表明，在領導班子的搭配中，必須重視班子成員之間社會關系的影響，注意增加多樣性，更加規范地方領導干部的選拔和分配，更加科學地基于團隊設計領導班子的評估考核體系，這將是未來地方政府治理改革的關鍵。

本文的模型主要結論是團隊成員之間一定程度的競爭有利于提高團隊成員努力程度，從而解決搭便車問題，改善績效。在現實生活中，不乏領導班子成員之間合作不順暢，導致決策效率降低的例子。對于這種情況，本文的模型只能通過競爭強度過大導致團隊努力程度超過團隊最優，進而造成浪費的角度來進行解釋，展現過度競爭的惡性后果。進一步的研究可以考慮團隊成員可以在生產性活動和破壞性活動之間配置努力，從而使模型的設定更加貼近現實。

必須指出的是，領導干部之間的社會關系可能通過多種渠道影響到政府行為和經濟績效。例如，比較熟悉的領導之間可能比較容易相互配合，從而對于績效有著正面影響。具有社會關系的領導之間可以加強其非正式權威和地位，從而有時候有利于政策執行(Li et al., 2017)。比較熟悉的領導之間也可能缺乏制衡，從而對政府行為和績效產生負面影響。我們的理論模型是基于相對績效考核進行，通過團隊生產的方式將社會關系引入模型，因此必然是簡化的。我們所得到的理論預測也僅僅是一個基準。如“實證假說”部分所陳述的，在現實中社會關系可能發揮正面影響，也可能發揮負面影響，這種復雜性導致了本文的實證結果受到較大的局限(12)我們還嘗試了用經濟增長率等指標作為被解釋變量，結果地方領導社會關系及其滯后項的影響系數均為負，但是多數不顯著。。這也表明社會關系本身和其作用的復雜性，需要研究者進行更加深入的異質性分析。我們希望未來的研究會從更多的角度出發，更加系統和規范地考察領導干部之間社會關系對于政府行為的影響。(13)Chen and Hong (2016)的研究表明，如果不同省份的省級領導之間政治關聯，那么以區域媒體的負面新聞報道為衡量指標，省際競爭反而可能增加。這體現了社會關系與政治關聯之間的微妙差別和多樣性影響。

社會關系是中國政治中非正式制度里的重要環節，長期以來，政治經濟學的相關文獻往往忽視同級政府內部的非正式制度的影響，而僅關注于上下級之間的非正式制度影響，例如政治聯系。本文試圖在這一方面進行新的維度的開拓。必須指出，本文對于社會關系的衡量是非常粗糙的，測量誤差不可避免，本文所用的指標只能抓住一部分關于社會關系的信息。在中國的國家治理中，關系這樣的非正式制度占據著何種的位置，在不同層級的政府中影響如何，這是未來需要進一步研究的問題。此外，現階段“條條”和“塊塊”之間的關系也遠遠超出了比較和選擇“M形”和“U形”組織模式的范圍，出現了許多相互結合，相互影響的現象(黃曉春和周黎安，2019)，對于中國政治體制下職能部門和屬地政府之間關系的研究將是未來中國政治與經濟研究的重要課題之一。

附錄1 分樣本檢驗

我們將所有省份—年度樣本劃分為東部、中部和西部三個地區，進行分樣本回歸。我們根據統計局標準(14)http://www.stats.gov.cn/tjzs/cjwtjd/201308/t20130829_74318.html：東部包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南；中部包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部包括廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海和寧夏。東部有250個觀測值，中部有150個觀測值，西部有218個觀測值。因為東北三省觀測值較少，我們沒有分析東北三省。我們仍然使用式(8)的模型，標準誤聚類到省層面。結果見附表1至附表7。

附表1 被解釋變量為投資率

附表2 被解釋變量為全社會固定資產投資/GDP

附表3 被解釋變量為腐敗

附表4 被解釋變量為工業廢水排放量/GDP

續表

附表5 被解釋變量為財政收入/GDP

注：財政收入為地方本級收入加上消費稅和增值稅75%的部分。財政收入/GDP數據直接來自中國財政年鑒(重慶1997年以前沒有數據，所以數據期間為1997—2014年)。

附表6 被解釋變量為GDP增長率

附表7 被解釋變量為一般預算收入/GDP

注：數據區間為分稅制之后，1995—2014年。

附錄2 地級市領導間社會關系的影響的分析

我們這里試圖基于地級市的樣本進行分析。我們采用復旦大學陳碩團隊整理公布的2000—201年地級市市委書記和市長的簡歷信息。去掉新疆、西藏和內蒙古后，樣本中還有271個地級市。因為經濟社會績效方面數據的缺失，不同的回歸所使用的觀測值數量有所不同。由于地級市領導簡歷信息的缺失，我們只能采用市長和市委書記是否來自同一個地級市(同鄉)，或者均有團委系統工作經歷來衡量社會關系。如附表8所示，在18.3%的年度—地級市觀測值中，市委書記和市長具有社會關系，7.9%為同鄉關系，11.3%為共同的團委系統工作經歷，其比例小于省級領導中具有社會關系的比例。由于地級市層面的腐敗水平數據不可得，我們采用經濟發展和環境污染作為被解釋變量。我們仍然采用式(8)的固定效應模型進行分析，標準差聚類到地級市層面，詳見附表8至附表14及附圖1和附圖2。