央地間文化紐帶與財政轉移支付

摘 要 財政轉移支付是實現區域均衡發展和共同富裕的重要政策工具，但央地間的信息不對稱降低了資源配置效率。本文認為，轉移支付的分配者與地方間的文化紐帶會幫助糾正信息不對稱問題，提高資源配置效率。本文利用部長更替的準自然實驗構造了漸進雙重差分模型，實證結果顯示，在任部長會給其出生地文化區的人均專項轉移支付帶來18. 41 萬元的增長，相當于平均水平的10. 7%;這一結果是穩健性的，且效應受到部長掌握資源的多寡以及文化紐帶的強弱所影響;由文化紐帶配置的專項資金能顯著提振當地經濟，且刺激效應大于其他的專項資金。本文的結果有助于我們理解傳統文化如何嵌入國家治理體系并提高治理效率，對中國式現代化的實現提供了理論支撐。

關鍵詞 文化紐帶;轉移支付;經濟增長

0 引言

縱觀世界發展的歷史，制度可以為經濟的穩定增長提供內生驅動力，但需要制度設計符合特定國家和民族的文化屬性（ Alesina et al. ，2013;Huntington，1996）。這一規律在我國的發展歷程中尤為凸顯。自改革開放之后，我國經濟的飛躍離不開對“中國特色”社會主義道路的堅持和探索，黨的二十大報告更是直接提出了“中國式現代化”的發展目標，要求新時代的發展方向與中華民族的特性相結合，而民族特性的根基就在于中國悠久歷史所塑造的獨特文化。這種文化特性鐫刻在民族基因中，展現為經濟行為中的習俗和觀念，并最終形成了中國特有的經濟規律（ 劉毓蕓等，2015;林建浩和趙子樂，2017;張航等，2021）。制度改革和政策制定要順應經濟規律發揮作用，就必須了解其背后的文化根源。正如周黎安在《中國式現代化：發展戰略與路徑》一書中所強調的，“在國家治理轉型的重要節點上，我們需要系統反思中國政府治理的傳統性特征”，才能應對未來的變革與挑戰。這意味著在中國式現代化的道路上，需要社會各界對傳統文化嵌入國家治理體系并改變治理效率有更深刻和豐富的理解。

已有研究普遍認為，地域文化由當地的自然稟賦和歷史經歷所塑造（ 游汝杰和周振鶴，1985）。例如，耕種模式會影響人們的合作意識和現代女性的勞動參與率（丁從明等，2018，2020），地理位置臨海與否將決定當地的開創和冒險精神，進而改變當代企業的創新能力（趙子樂和林建浩，2019），遭受自然災害的程度更是會對包括性別、信任和宗教在內的觀念造成全面的沖擊（梁若冰，2021）。在中國廣袤的國土上，不同地區自然和歷史條件差異極大，塑造了地區間迥異的文化格局。這在促進我國文化繁盛的同時，也不可避免地帶來了多元化困境，即不同文化群體因觀念差異而導致認同感不足和跨文化交流受阻。文化經濟學將這種觀念上的差異理解為偏好體系，或者說效用函數構成上的差異，來解釋不同文化個體的差異化選擇及溝通阻礙（Akerlof and Kranton，2000）。在多元化并立的情況下，文化距離越近則偏好差異越小，因此，人們會對同源文化的人和事有更低的理解障礙和更高的效用預期（Tajfel，1982;張航等，2021）。

文化屬性構成的隱形紐帶已被證實深刻影響著人口流動、商品貿易、團隊協作等微觀經濟維度（劉毓蕓等，2015;林建浩和趙子樂，2017;張航等，2021;張航，2022），但其在國家治理和宏觀經濟中的作用還未被充分研究。與微觀行為不同，宏觀經濟受到更復雜因素的干擾，這顯著增加了國家政策的不確定性。尤其在長周期、高預算的項目上，這種不確定性將被進一步放大。雖然政策制定要經歷調研論證，但許多分配型項目的最終決策權由部門一把手掌握（Cohenet al. ，2011;范子英和李欣，2014）。在面對高風險決策時，決策者與項目背景的文化紐帶強弱將修正其對政策執行力和效果的預期，進而影響決策的結果和國家治理的效率。

本文以中國治理體系中最重要的資源分配制度———轉移支付制度為研究對象，來探究文化紐帶效應在其中的作用。轉移支付是財政資金在央地間流轉分配的通道，至2021 年，其總量已達到9. 8 萬億元，占當年GDP 的8. 57%。這筆巨大的財政資金按稅收分成規則上繳至中央后，再基于特定的政策導向分配至地方，主要用于緩解地方財政壓力，支持落后地區的基礎設施建設和其他扶持性公共支出的補償（尹振東和湯玉剛，2016;龔斌磊等，2022）。其中的專項轉移支付依托于項目建設，在地區間的分配由國務院各職能部委審批決定。但由于央地間存在信息阻隔（Huang，2002;潘健平等，2022），部委難以準確預判地方對項目的執行能力和資金使用效率。此時，部長與項目來源地之間的文化紐帶將影響其對項目效益的判斷，進而決定財政資金的流向和國家發展的側重。

本文以方言為文化標識，以2002 年國務院部長更替作為外生沖擊，檢驗了央地間文化紐帶對地方專項資金獲取的影響。這一識別策略借鑒了范子英和李欣（2014），利用部長更替引起的文化紐帶改變來構造雙重差分模型，以此消除地區間專項資金的內生差異，獲得文化紐帶與專項資金的凈效應識別。此外，用方言度量地域文化是文化經濟學的通用做法，而方言的差異在縣域的維度，因此我們搜集了中國所有縣級行政單位在1998 年至2007 年間的財政轉移支付數據、經濟發展數據以及此期間中央部委部長在任的個人信息。在此基礎上，我們對比了有部長在任的方言片和沒有部長的方言片，結果顯示，央地間的文化紐帶顯著提升了關聯縣的轉移支付水平，在剔除了部長的出生城市后，非故鄉同方言縣的人均專項轉移支付提高了18. 41 萬元，相當于平均水平的10. 7%。這一結果的穩健性在地區行政級別、識別策略、國家戰略偏好和少數民族語言差異等層面得到了檢驗。除了出生地外，文化紐帶還會輻射到籍貫地和畢業院校所在地的方言片。文化紐帶效應受到部委的重要性和方言使用范圍的影響，重要部委的部長能夠帶來更多的轉移支付，而使用人口較少的方言片更能喚起文化認同感，誕生于此的部長對方言片內轉移支付的提升程度也更大。由文化紐帶帶來的轉移支付進一步提高了關聯地的經濟發展水平，且刺激效力高于非文化關聯地的專項資金。

本文對以下三支文獻作出了貢獻。第一是關于語言與文化的經濟產出。文化作為非正式制度對經濟有著深刻的塑造作用，已有文獻在貿易、人口流動、知識和技能溢出等維度探討了兩者間的關系（ Melitz and Toubal，2014;劉毓蕓等，2015;林建浩和趙子樂，2017;Eugster and Parchet，2019），但仍缺乏政治經濟學維度的觀察，導致我們對國家治理和宏觀經濟運行過程中傳統文化的作用缺乏理解。本文從官員個體入手，估計文化紐帶對地區資源分配和經濟發展的影響，填補了文化經濟學在這一維度的空白。

第二是關于官員影響公共資源分配問題。官員通過調整資源分配拉動家鄉經濟的現象已經在文獻中得到了廣泛的探討，例如，Knight（2008）發現美國國會議員會為其來源地爭取更多的轉移支付，Cohen et al. （2011）在美國國會主席層面同樣檢驗到這種現象的存在，這類現象在非洲更為嚴重（ Kasara，2007;Franck and Rainer，2012）。Jones and Olken（2005）和Hodler and Raschky（2014）通過跨國對比發現，民主化程度越低、公民受教育年限越少的地區，政治關聯帶來的經濟增長效應越強。從上述文獻來看，官員在政治分配中僅扮演了偏袒者的角色，導致公共資源配置失衡。但在中國，轉移支付體系對地方而言更多是援助之手（范子英等，2016）。在項目績效考核制下，官員將資源分配到效率低下地區的解釋與現實不符。本文結果顯示，受益于官員的不僅是其故鄉，還有非故鄉的同源文化地區。官員沒有回饋這些地區的激勵，因此上述結果所反映的恰恰是官員以配置效率為目標，在受限于信息壁壘時所作出的個體價值判斷結果。本文的結論為官員影響公共資源分配的動機提供了新的詮釋。

第三是關于身份認同的表現形式。自Akerlof and Kranton（2000） 將身份認同引入新古典效用函數中以來，以此為視角的經濟學研究十分繁盛，涉及公共資源、競技仲裁、公司治理、科研產出等領域（Laband and Piette，1994;Prendergastand Topel，1996;Garicano et al. ，2005;Cohen et al. ，2011;Hodler and Raschky，2014;李書娟和徐現祥，2016）。然而，多數研究將身份認同等同于經歷認同，來檢驗人們對同鄉或故土的經濟回饋，卻忽略了身份認同的文化內核。Tajfel（1982）認為認同感的根源在于相同價值觀念所催生出的信任感和確定性。由此出發，身份認同的表現形式不應只拘泥于故鄉城市，而應該以秉持相同價值觀的地區或人群為范圍，因此更準確的做法是從文化圈層入手界定。本文的研究豐富了對身份認同表現形式的理解。

論文其余部分的結構安排如下：第1 部分為制度背景與理論假說;第2 部分為研究設計，介紹本文所用的數據及實證模型;第3 部分為文化紐帶與專項轉移支付的實證結果;第4 部分是本文的結論。

1 專項轉移支付制度與理論假說

轉移支付體系是我國財政體系重要的組成部分。自分稅制以來，央地間出現了事權與稅權不匹配的問題，地方被要求擔負更多的支出責任，但沒有足夠的財政資金做支撐，因此需要中央以轉移支付的形式下撥資金。我國的轉移支付包括三大塊內容，分別是稅收返還、一般性轉移支付和專項轉移支付。其中，稅收返還是按照地方上年度上交稅收的一定比例計算，與地方自有財力成正比。一般性轉移支付按“要素法” 計算，主要用于補貼地方的財政缺口，并附加以特定的政策傾向，例如，農村、民族聚集地等地區的特殊補貼，總體上與地方自有財力成反比。專項轉移支付則是特定建設項目的配套資金，在項目批準后分年度下達到地方。

這三類資金構成的轉移支付體系在涵蓋地方的一般性支出需求的同時，也為中央的宏觀調控提供了政策工具，在平穩運行的數十年間為我國的穩定均衡發展提供了政策和財力支持。但隨著我國經濟發展進入高速增長階段，社會矛盾和不平衡性逐漸顯現，中央的調控需求隨之增強，三大轉移支付的比重也相應出現了趨勢性的變化。在1994 年分稅制施行之初，地區間財力差異較小，稅收返還占據了轉移支付總量的74%。但隨著區域間不平衡的加劇，一般性轉移支付和專項資金的比例逐漸擴大。特別是在2008 年施行擴張性財政政策之后，中央在區域層面推出了一系列針對落后地區的發展戰略，例如西部大開發、東北振興和中部崛起，均伴隨有大量的建設項目和專項轉移支付。至2011 年，專項資金占轉移支付的比例達到42%。雖然在2014 年和2015 年中央連續發布了《關于改革和完善中央對地方轉移支付制度的意見》和《中央對地方專項轉移支付管理辦法》，限制了專項資金的無序擴張，但至今依舊在轉移支付體系中占據可觀的比重。

從分配規則來看，稅收返還和一般性轉移支付均有固定的計算公式，對地方而言也是可預期的收入。但專項轉移支付以項目獲批為準，是中央政策傾向最主要的體現，也是地方最不可預期的部分。在流程上，專項資金需要基層政府先形成建設計劃，并以項目的形式提交申請，經過逐級審批后上達國務院。由于對地方上報項目的審查要求較高的專業素養，所以國務院會將項目分類后，交由對口領域的部委進行審批，例如，交通設施項目被分配至交通運輸部，教育投資項目被分配至教育部。中央對地方和項目的支持存在一定程度的重合，且側重點逐年變動，所以國務院對項目的審批僅有指導思想卻缺乏固定的規則，需要由部委自行組織比較和評估。與此同時，專項資金對地方而言是預算變動的最主要來源，各地都會盡力通過選擇性描述等方式完善申請書，以提高項目中標率。因此，部委在擁有最終審批權的同時，卻對地方的真實情況缺乏把握，需要通過申請書之外的信息來幫助確定項目的預期成效。在部委內部，雖然有專門的司室或工作小組負責審閱項目申請，但涉及重大資金的項目通常需要部委的部長來確認，這也符合中國一把手負責制的行政體制（范子英和李欣，2014）。

與稅收返還和一般性轉移支付的逐年確定相比，專項資金涉及的項目建設周期更長，單個項目涉及的資金也更多，這無疑增加了項目的風險。另外，在項目獲批后的建設中期和完成后，還需進行中期考核和驗收考核，評估結果不僅會作為當地后續項目申報的重要參考，也是相關部委，特別是在任部長任期考核的重要參考。為保證項目的執行效率和收益，部長需要在不確定性下研判各個同類項目的優劣。此時，地方文化屬性與部長文化屬性的匹配程度將影響這一判斷。如前文所述，受自然稟賦和歷史經歷塑造，我國各地區的價值觀念和行為模式差異極大，其中契約精神、求穩思維、酒桌文化等都會對項目執行模式、進度和效率產生影響。與此同時，對這些文化屬性的價值判斷，在個體間卻各不相同。例如，契約精神有時被視為發展的重要基礎，另一些時候被看作迂腐和不夠靈活， 這取決于判斷主體自身成長環境的文化屬性（ Akerlof andKranton，2000;李書娟和徐現祥，2016）。如果項目所屬地的文化屬性與部長更為接近，觀念和行為模式更加一致，則部長會更理解該地區官員的行事風格和社會的風俗習性，這種確定性將有助于消解對項目執行力的不確定性，進而提高部長對其資金使用效率的預期，因此這些地區有更高的概率獲批。

基于以上分析，得出本文待檢驗的假說：

假說： 在項目審批過程中，部長的價值判斷將增加其同源文化地區的專項轉移支付數量。

2 研究設計

2.1 數據樣本

我國的方言片是以區縣為單位劃分的，大多數地級市都包含一種以上的方言，每一個方言片也都輻射到數個地級市，所以本文的檢驗有必要在區縣層面進行。《全國地市縣財政統計資料》詳細記載了1993—2009 年各區縣的財政收支情況，為本文的實證檢驗提供了基礎。另外，國務院各部委的重大變更都需要在全國人民代表大會上表決通過，所以部長的更替和部委的架構調整通常發生在五年一屆的全國人大期間，其中部長的變更為本文對文化偏袒的檢驗提供了一個理想的自然實驗，但部委的架構調整卻會影響識別的結果。這是因為部委的新建或者合并背后蘊含著國家層面的戰略規劃，如2008 年環保部的組建就是出于加大環境治理力度的政策目的，這種內生存在的政策傾斜會使調整后的部委在財政資源分配上與其他部委存在系統性的差異，實證估計中，這類偏差會被記入新任部長的偏袒效應中，造成估計系數的偏誤。在《全國地市縣財政統計資料》所涵蓋的時間段內，1998 年和2008 年國務院均進行了較大的組織架構調整①，只有2003 年僅發生了一次部委的合并，且所涉及的三個部委掌握的專項轉移支付較少，所以我們最終將樣本觀察期定為1998 年到2007 年。

在這十年間共發生了31 次部長的更替，有60 位部長先后在29 個部委任職，我們手工搜集了這些部長的簡歷，整理出他們的出生地、籍貫和畢業院校②，然后參照劉毓蕓等（2015） 的做法，從《漢語方言大詞典》和《中國語言地圖集：漢語方言卷》中整理出全國各區縣所屬的方言片，以此確定部長出生地、籍貫地和畢業院校所在地的方言。其中出生地方言為部長成長期間的語言環境，我們將此作為部長文化背景的基準認定;籍貫地方言代表部長的父輩或祖輩長期生活的語言環境，也可認為是部長家庭的語言環境，其中蘊含著傳承自家庭的觀念和習俗，我們以此從另一個角度考察不同類文化背景的作用;出于對青春的追憶，很多人會將畢業院校所在地認作自己的第二故鄉，對院校所在地方方言的檢驗可以讓我們了解不同人生階段的文化環境是否會給人打上相同的烙印。部長的文化偏袒會輻射到相同方言的所有地區，所以我們以此為基礎構建了1998 年至2007 年的全國縣級面板數據，將與部長同屬一個方言片的縣，在部長任職期內認定為存在文化關聯。若以出生地為劃分標準，則平均每年部長的方言種類能涵蓋全國所有方言片的12. 1%，關聯縣占全國所有縣的18. 7%。本文其余的控制變量來自《全國地市縣財政統計資料》和《中國區域經濟統計年鑒》，包括全國各縣級行政單位的財政運行情況和經濟社會基本指標。

在空間上，我們統計了基于部長出生地的關聯地級市和關聯方言片的分布。相比前人研究中以地級市為標準的劃分（范子英和李欣，2014;李書娟和徐現祥，2016），方言片的劃分結果差異較大。總體而言，全國方言片的數量僅約為地級市數量的三分之一，所以文化關聯的輻射范圍要大于出生城市。另外，由于方言有縣域維度的差異，導致兩者也并非完全的包含關系。例如，山西省呂梁市內部存在呂梁片和并州片兩種方言，在地級市的劃分體系下呂梁市所有區縣均被認定為關聯地區，但在文化關聯的視角下，部長來自呂梁片，所以呂梁市內歸屬并州片的縣被排除在處理組之外。與此同時，忻州、臨汾、榆林三市有部分縣在方言上屬于呂梁片，這些縣則被認定存在文化關聯。

此外，相比于關聯地級市，關聯方言片的分布還呈現出兩個明顯的特征。第一，方言片的分布在地理上更為離散，甚至存在與周邊地區方言均不相同的方言孤島，這種空間上的離散性使關聯地的分布突破了市際甚至省際的界限，有效降低了行政層面的差異給估計帶來的替代性影響。第二，方言片的分布范圍存在明顯的南北差異，這是因為我國的地勢總體上北方平坦而南方崎嶇，導致自古以來北方的人口流動要比南方更為頻繁，這種人口流動縮小了地區間語言的差異，所以在方言層面北方方言數量少且輻射地區廣，南方則相反。方言使用范圍的差異可能帶來部長在文化認同程度上的差異，這一問題同樣有待在實證中得到檢驗。

最后，本文對樣本作了以下處理：第一，官員對其直接關聯地的偏袒行為已在文獻中得到驗證（ 范子英和李欣，2014;李書娟和徐現祥，2016;曹春方等，2017），這類地區的關聯效應與本文所檢驗的文化紐帶效應在程度上存在差異，理應區分對待，所以本文剔除了與部長存在直接關聯的城市。第二，縣級行政單位的合并、重組以及撤縣設區都伴隨著特定的政策導向，即使行政區劃保持不變，轄區政府的行為邏輯和財政收支權限仍會因之改變（ 盧盛峰和陳思霞，2017），所以我們剔除了這類樣本。第三，只有在地方有對口部門的部委才有審批專項資金的權限，所以我們在認定文化紐帶時僅保留這些部委的部長。第四，直轄市所屬縣的行政級別與一般縣不同，我們將之剔除。第五，少部分樣本存在轉移支付為負的情況，這些地區也被排除在樣本之外。

表1 為處理后數據的描述性統計。在篩選后的48 位部長中，出生地和籍貫地不一致的有9 位，其中所屬不同方言片的有7 位，但在文化紐帶的輻射面上，以出生地和籍貫地方言為依據劃分的處理組樣本占比均為18. 7%。相比之下，部長的畢業院校大多集中在大城市，以畢業院校方言劃分的處理組占比也下降為12. 9%，這種聚集帶來的疊加效應有可能增加畢業院校地區的受影響程度。從轉移支付的數量上看，專項轉移支付在地方財政收入中占有相當大的比重，且在地區和年份間的離散程度較大，其最大值是平均值的21 倍，而一般性轉移支付的這一比值僅為10. 4 倍，導致這種不穩定性的原因之一正是部委在項目審批中的主觀性。由于人口規模是影響專項轉移支付的重要因素（ 范子英和李欣，2014） ，所以我們以年末總人口對其進行調整，調整后的人均專項轉移支付均值為172. 2 萬元。從控制變量上看，我國各縣基本情況差異較大，如面積最大的新疆若羌縣占地20 萬平方千米，約等于兩個浙江省，所以有必要從經濟、人口、財政等維度對模型進行控制，以降低遺漏變量問題帶來的估計偏誤。

2.2 實證模型

以往文獻中對這類自然實驗的檢驗多采用標準雙重差分的方法，以部長集中更替的時間點來劃分沖擊發生的前后，再用有新部長上任的地區作處理組來對比一直沒有部長的對照區。然而，這種做法要求沖擊在某一時間點集中發生，對于在其余時期受到沖擊的樣本只能作刪除處理。在本文的樣本期內，共發生了31 次部長的更替，最集中更替的時間是2003 年的兩會前后，也僅囊括了其中的17 次，如果將其余部長的方言片所涵蓋的地區全部刪除，勢必對結論的代表性造成影響。事實上，對于這類沖擊發生的時間點比較分散的自然實驗，更好的識別策略是類似Li et al. （2016）所采用的漸進雙重差分法，也就是不再以某一特定時間作為沖擊前后的劃分，僅以樣本在當年受到沖擊與否來劃分處理組和對照組。本文沿用這一思路，構建如下雙向固定效應模型，來檢驗部長的文化偏袒效應：

3 文化紐帶與專項轉移支付

3.1 基本回歸結果

表2 列示了部長的文化紐帶對地方專項轉移支付的基本回歸結果。第一列以部長的出生地方言為識別文化紐帶的標準，結果顯示Minister 項的系數顯著為正，表明在同等條件下，與部長同方言地區的專項轉移支付提高了18. 41 萬元。以表1 中的均值計算，該效應相當于使處理組的人均專項轉移支付在平均水平上提高了10. 7%。除了出生地方言所刻畫的成長外部文化環境外，我們還關心家庭文化是否存在差異化的作用，而籍貫作為父輩或祖輩的長期居住地，能更好地代表家庭文化的根源。表2 第（2）列以部長籍貫地方言作為確定文化關聯縣的依據，結果顯示部長對籍貫地方言片的文化偏袒提高了這些地區人均專項轉移支付24. 98 萬元，甚至高于出生地的效應，說明家庭文化給人帶來的烙印是極其深刻的。此外，個體的認知偏好和價值體系汲取自各個成長階段的文化環境，出生地和家庭主要作用在成長早期和價值觀形成初期，而高等教育畢業院校則對成長晚期和價值觀定型期有著重要影響，以此為基準的檢驗可以揭示不同成長階段的文化環境是否能產生相同的文化偏袒。從表2 第（3）列的結果看，部長對畢業院校所在方言片的作用也是顯著的，平均提高了處理組人均專項轉移支付46. 86 萬元。

然而，基于畢業院校的估計系數更大并不能說明部長對成長后期的文化環境更為認同，因為同一方言片所包含的在任部長往往不止一位，多位部長帶來的疊加效應會提高方言片的受偏袒程度，而畢業院校多位于大城市，在這個層面，部長的疊加效應更強，會進一步推高估計的系數。基于這一考慮，我們用部長數量代替原先是否有部長的虛擬變量，來看每增加一位部長對方言片內各縣人均專項轉移支付的作用。在考察期內，誕生部長最多的方言片是太湖片，分別在1999 年、2001 年和2002 年有7 位部長出生于此，而從未誕生過部長的方言片則有88 個，這一變異程度要求我們在具體估計文化偏袒的大小時不能簡單地以有無部長來劃分。從表2 第（4） 列結果看，出生于某一方言片的部長每增加一位，都會提高該方言片內人均專項轉移支付13. 45 萬元，相當于均值水平的7. 8%。最后，我們用人均一般性轉移支付代替人均專項轉移支付作為被解釋變量，從反面來檢驗估計結果確實來自部長的文化紐帶而非處理組的特殊性。表2 最后一列的結果與預期一致，有明確分配規則的一般性轉移支付不受部長影響，在處理組與對照組之間不存在顯著差異。

3.2 穩健性檢驗

為了確保結果是穩健的，下面我們對一些替代性假說進行檢驗。首先，我們從樣本中剔除了省會城市下轄縣，這些縣雖然與其余縣在行政級別上是相同的，但在資源分配上依然會受到省會城市的外溢性影響，如果這種影響與部長的政治生涯存在某種內生性的關聯①，則省會的作用會被計入部長的偏袒效應中，造成估計結果的偏誤，從表3 第（1）列的結果看，文化偏袒效應依然顯著，且系數大小與基本回歸持平，排除了上述潛在威脅。

其次，在出現過部長的21 個方言片中，有7 個在觀察期內一直有部長在任，這種長期存在的文化關聯與新任部長的情況或許有所不同，在表3 第（2）列中我們剔除了這些方言片所涵蓋的縣，結果與基本回歸沒有顯著差異。

再次，在樣本期內中央推行了“西部大開發” 和“東北地區振興規劃” 兩大國家戰略，其中就包括了在這些地區大量的建設項目和配套的專項資金，如果中央在部長來源地的選擇上并非完全隨機，而是傾向來自這些地方的官員以保證政策的落實，就會使國家戰略與部長的個人效應重合。東北三省大部分地區都是部長的文化關聯地，這進一步提高了“東北地區振興規劃”增加處理組轉移支付的可能，使系數存在高估的風險。但國家層面的戰略往往具有來自更高層的政治壓力和更強的監督，相比一般地區，國家戰略扶持地區的項目審批中部長主觀偏向的發揮空間受到壓制，在區域內部的橫向對比中，這會縮小處理組與對照組之間的差異，從而在整體上降低估計系數。所以，這兩種相對的效應在總體上給估計帶來的影響是不明確的。為此，我們在表3 第（3） 列中剔除了東北和西部省份，結果依然穩健且系數有所上升，說明基本回歸結果并不是由國家的戰略性偏向造成的，且在國家重點發展的地區，更為明確的資源分配機制擠出了部長的個體偏好，使區域內的偏袒效應得以減弱。

由于剔除了直接關聯地，所以基本回歸結果表明部長對家鄉財力的提升超越了市級行政區劃界限，那么是否也會跨越省界，對不同省但同方言的地區產生影響呢？ 在表3 第（4）（5）列中我們單獨回歸了有部長出生的省份和沒有部長出生的省份，結果顯示文化紐帶效應僅在省內樣本中被檢測到，換言之，部長不會對外省但同方言的地區給予特殊的照顧。這一方面是因為我國相鄰省份間普遍存在著較大的競爭關系，無論在經濟發展還是官員晉升上都會以鄰省作為比較的基準①，此時部長對鄰省的照顧會降低本省在區域競爭中的相對排位，這種負面的壓力抵消了同方言帶來的文化認同。另一方面是因為跨省的方言片數量較少，在外省樣本中僅有4. 6%的樣本被劃入處理組，這在一定程度上影響了估計結果的代表性。

最后，我國部分少數民族聚居地的官方語言并非漢語，《漢語方言大詞典》和《中國語言地圖集：漢語方言卷》的記錄也沒有涵蓋這些地區。在基本回歸中我們保留了這些地區作為對照組，但按照本文的核心邏輯，文化相似會帶來文化認同和文化紐帶，那么這些地區存在的巨大文化差異也會帶來文化歧視，進而拉低對照組樣本的人均專項轉移支付，導致估計結果的高估。因此我們在表3 第（6）列剔除了非漢語區的樣本，結果依然穩健。

3.3 異質性與擴展

這部分我們從兩個維度來檢驗樣本異質性對估計結果的影響，以期進一步理解文化紐帶現象發生的機理。首先是從部委類型的角度，部長之所以可以影響轉移支付，是由于其在部委管轄領域內的資源分配中擁有很大的話語權，所以不同部委所掌握的資源差異理應會影響部長的作用。類似地，Cohen et al.（2011）在針對美國兩院各委員會的研究中就發現，委員會主席的作用與委員會的重要性存在正向關系。在我國的體制下，中央各部委所分管的領域相對獨立，而各領域在國民經濟和中央戰略部署中的重要性有很大差別，這直接導致了各部長之間權力的差距。我們按各領域專項轉移支付的數量進行排名，然后對應到分管的部委，以此篩選出掌握專項轉移支付最多的四個部委，分別是勞動和社會保障部、農業部、衛生部和教育部，再加上對財政資金和項目審批有綜合管轄權的財政部和發改委，將這六個部委劃歸為重要部委，其余認定為一般部委，分別來檢驗兩類部委部長的偏袒效應。

在具體的識別中，為了更清晰地估計不同部委部長的效應，我們將所有方言片分為三類，即有重要部委部長在任的方言片、有一般部委部長在任的方言片和沒有部長的方言片，其中前兩類方言片有部分重疊，我們認為這些方言片受到了重要部委的影響，所以仍將其劃歸為第一類。表4 第（1）列，我們用第一類和第三類方言片所包含的樣本進行回歸，結果顯示重要部委部長對同方言各縣的文化紐帶效應非常顯著，且系數遠大于基本回歸中的平均水平。相比而言，第（2）列用一般部委方言片對比無部長方言片的結果就比較微弱，得到的系數低于基本回歸中的平均水平且顯著性有所下降，說明部委所掌握的資源確實對部長的偏袒效應有重要影響。

另外，部長的文化紐帶來源于對自己家鄉文化價值的認同，而方言帶來的認同感又與方言的稀缺性存在關聯。我國地域廣袤，中央官員來自全國各地①，鄉音是其與家鄉的重要紐帶。鄉音之所以擁有超出普通語言的意義，是由于其中蘊含著對故土文化的思念，而與家鄉的疏離感是思念產生的基礎。如同余光中在《鄉愁》中的描寫，對故鄉的思念之所以濃郁，正是由于那灣淺淺的海峽無限拉長了作者與大陸的距離。所以，方言的使用范圍越廣，部長對家鄉的疏離感就越弱，方言帶來的文化認同也就越弱，反之，部長來源的方言片越狹窄，則部長對故土文化的認同感越強，紐帶作用也會越強。遵循這一邏輯，我們把所有處理組的方言片按使用人口進行排序，將中位數以上的方言片認定為使用人口較多的大方言片，中位數以下的劃歸為小方言片。在具體估計中，我們同樣拿沒有部長的方言片分別對比兩類有部長的方言片。從表4 第（3）和第（4）列的結果來看，來自大方言片的部長并沒有實施顯著的文化偏袒行為，而在來自小方言片的部長身上則檢驗到了非常顯著的文化紐帶現象，且系數大于基本回歸中的平均水平，佐證了我們之前的猜想，方言的稀缺性確實是文化認同和文化紐帶現象的重要誘因。

3.4 文化紐帶與經濟增長

在官員影響資源再分配的文獻中，最富有爭議的在于這類再分配行為究竟是對資源的優化配置還是劣化配置。本文上述部分證明，以往的回饋性假說并不能完全解釋官員的再分配行為，并證明官員是出于對自有文化的價值認同而增加了這些地區的專項資金。但部長基于對出生地文化圈的深入了解，也能更準確地識別出該地區項目中更為優質的部分予以批準，這將提高資金的產出效益，提高專項資金對經濟發展的杠桿作用。對這一問題的探究有助于我們回答一個更為基本的問題，即在公共資源分配制度中，官員的自有價值判斷能否為資源分配提供有益的補充，表現為受此機制分配的資源對經濟的刺激作用是否更強。

下面我們將分三步來回答上述問題，即專項資金是否能刺激經濟增長？ 由文化紐帶所配置的專項資金是否能刺激經濟增長？ 該刺激作用是否強于不由文化紐帶所配置的專項資金？ 首先，專項轉移支付作為地區的額外補償性資金，理應對經濟存在刺激效應。表5 第（1） 列用專項資金對GDP 進行了回歸，發現兩者之間確實存在顯著的正相關關系。作為對比，第（2） 列用一般性轉移支付對GDP 進行回歸，顯示兩者間并無統計相關性。上述對比說明，對地方財政的補償性資助只能滿足日常支出需要，無法刺激經濟，而專項資金則可以作為地方發展的強心劑，通過項目建設加速經濟的增長。

正如前文所分析，專項資金的分配受到項目的顯性質量和部長的文化紐帶兩條渠道的影響。為將實證聚焦于后者，我們在表5 第（3）（4）列借鑒工具變量的思想，利用二階段估計將其單獨剝離。具體而言，表5 第（3）列用部長的文化紐帶回歸了人均專項轉移支付，基于此得到由文化紐帶所配置的專項資金，并在第4 列中用該擬合值回歸人均GDP，二階段結果顯著為正且系數較大。說明在我國，部長通過自身價值判斷所配置的專項資金有效促進了地方經濟發展，一定程度上起到了合理配置資源的作用，并不是部分文獻所強調的資源配置劣化（Hodler and Raschky，2014）。

但上述結果仍不足以證明文化紐帶是公共資源分配機制中的有益補充，因為以項目質量作為顯性分配標準同樣會促進經濟增長。如果文化紐帶的配置作用弱于顯性標準的配置作用，則文化紐帶的存在對公共分配體系而言依然是劣化因素。因此，我們需要比較兩條渠道所配置資金的經濟刺激效應。在策略上，我們無法清晰區分項目獲批的原因是質量較高還是存在文化紐帶。但在地區維度，無文化紐帶地區的獲批資金必然源于其項目質量，而存在文化紐帶地區的獲批資金可能源于高質量，也可能源于部長的價值認可，是兩條渠道的綜合作用。這兩類地區專項資金對經濟刺激效應的差值體現了文化紐帶與顯性質量標準對資源配置能力的差異，且由于文化紐帶地區同樣有部分項目是在質量標準下獲批的，因此這一差值是對真實差異的低估。表6 前兩列分別估計了當年有無同方言部長在任的地區，發現雖然在無文化紐帶地區，專項轉移支付也能顯著促進經濟增長，但其效應要小于存在文化紐帶的地區。最后，我們用差分模型進一步對比兩類地區，交互項系數顯著為正，即文化紐帶地區每單位專項資金能帶來的經濟增長更高，說明部長對出生地文化圈的了解，幫助其在文化紐帶地區作出了更為精準的項目選擇，表現為每單位資金的經濟產出更高，說明文化紐帶的存在對公共資源的分配起到了有益的補充作用。

4 結論

改革開放以來，我國經濟經歷了高速發展和模式轉型階段，地區間發展不平衡問題日益凸顯，成為實現共同富裕目標的重大阻礙。為此，向欠發達地區進行政策傾斜，通過專項轉移支付支持欠發達地區脫貧攻堅是我國近年來區域均衡戰略的重要方向。然而，在專項資金的審批過程中，存在央地間信息不對稱的問題，導致正式制度渠道閉塞，無法實現公共資源的高效配置。對此，一個普遍的解決途徑是以項目負責制為依托，利用審批人自身的信息渠道作為補充，來判斷項目的優劣和資金的流向。

本文結合中國轉移支付體系的制度特征，以中央部委部長的更替作為準自然實驗，估計了部長的價值判斷對專項轉移支付流向的影響。實證結果顯示，部長對專項資金的流向有著顯著的影響，但影響方式并非既有文獻強調的回饋來源地，而是對同源文化地區給予更高的價值認可，表現為與其出生地相同方言的各縣能獲得額外18. 41 萬元的人均專項轉移支付，相當于在均值水平上提高了10. 7%，也即存在文化紐帶效應。這一結果意味著，回饋來源地假說不能完全解釋部長的再分配行為，以個人價值判斷為導向選擇潛在經濟價值更高的項目是部長再分配行為的邏輯基礎，也是項目負責制下負責人自有信息渠道對正式渠道進行補充的體現。上述效應是穩健的，并且隨著部長所掌握資源的數量增加，以及文化紐帶的增強而加劇。由文化紐帶配置的專項資金顯著促進了地區經濟增長，且其效應大于在正式渠道下基于項目質量獲批的專項資金，說明部長的價值判斷促進了公共資源的優化配置，是正式制度的良好補充。此結果意味著，至少在中國的體制下，官員在公共資源分配中扮演著積極的協調配置作用，而文化紐帶是這一作用得以展現的重要渠道。時至今日，公共資源錯配和管理不科學等問題時有出現。針對這些問題，在暢通正式信息渠道，完善項目問責制度的同時，也應在正向激勵下積極發揮項目負責人、審批人的作用，利用官員能力來提升資源的配置效率。

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