劉 鵬 馬 亮 劉志鵬

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央地關系與政府機構改革
——基于中國地級食品安全監(jiān)管機構改革進度的實證研究

劉 鵬 馬 亮 劉志鵬*

目前學術界從央地關系的視角認為政策執(zhí)行偏差主要來自于縱向的分權和地方政府的偏好。論文聚焦于影響地方政府開展機構改革速度的因素，基于對2013年我國食品安全監(jiān)管機構改革進度的實證研究，通過觀察分析全國333個地級行政單位是否依照中央政府的要求按時完成改革，對改革進度的影響因素進行定量回歸分析，從地方政府的角度說明影響地方政府執(zhí)行中央政策的因素。研究發(fā)現(xiàn)：較低的經(jīng)濟發(fā)展水平、較多的特定政策領域的負面事件、較低的少數(shù)民族人口占比、較早的上一輪改革完成時間、周圍城市較早的完成和省級改革的較早完成有助于當?shù)丶涌旄母镞M度，也有助于提高地方政府對中央政府的依從性?；诖耍撐恼J為我國當前中央通過人事、財政等權力對地方控制的基本情況沒有變化，但是地方自身偏好成為可以影響政策的執(zhí)行偏差的因素。此外地方政府積極保持正面形象、消除負面影響的努力也會影響到機構改革的速度。

中央—地方關系 地級市 食品安全監(jiān)管 政府機構改革

一、問題的提出

權力的運行和配置一直以來是政治社會學所研究的重大問題(毛壽龍，2007)，而這其中，權力的縱向配置關乎到地方貫徹中央意志的程度，很大程度上影響著中央政策目標的最終實現(xiàn)。諸如在食品安全領域，為提高我國食品安全水平，從中央到地方自上而下開展了多輪食品安全監(jiān)管體制改革，雖然取得了一定的效果，但是中央的政策目標很難完全實現(xiàn)，地方對于中央的改革要求并不能很好地貫徹執(zhí)行，除去政策效果外，一個最突出的表現(xiàn)在于改革進度的執(zhí)行上。食品監(jiān)管體制改革是由中央主導推動的，可以看作是中央向地方推動的一項政策，因此，本研究以2013年食品監(jiān)管機構改革為切入口，以全國333個地級行政區(qū)劃改革進度與中央要求的差異為觀察對象，關注于在央地關系背景下，中央政策在地方執(zhí)行出現(xiàn)偏差的原因分析。

2013年3月至4月，隨著國家食品藥品監(jiān)督管理總局組建成立和《國務院關于地方改革完善食品藥品監(jiān)督管理體制的指導意見》(以下簡稱《意見》)的發(fā)布，新一輪食品監(jiān)管體制改革正式開始。根據(jù)《意見》要求，本輪地方食品監(jiān)管體制改革的主要方向是將原來分散在工商、質(zhì)檢等部門的食品安全監(jiān)管職能進行整合，統(tǒng)一由地方食品藥品監(jiān)督管理機構對食品安全的各個環(huán)節(jié)和全周期進行監(jiān)督管理；同時將原有的垂直管理體制改為由地方政府負總責，全面承擔起地方的食品安全監(jiān)管責任。

根據(jù)《意見》要求，省、市、縣三級食品藥品監(jiān)督管理機構改革工作，原則上分別于2013年上半年、9月底和年底前完成(國務院，2013)。但是，各地區(qū)公布“三定”方案的時間參差不齊，有些地方改革嚴格按照中央要求的時間完成，而有些地方改革遲遲難以推進?？傮w來說，按照中央要求按時完成改革的地區(qū)并不多，是否說明地方政府對中央的依從性下降了？地方對于中央政策的執(zhí)行偏差這一現(xiàn)象背后的原因值得我們進行討論，這可以作為一個觀察我國當前中央和地方關系的切入點。

二、文獻回顧和理論假設

目前學術界對于中央政策在地方執(zhí)行出現(xiàn)偏差的原因分析研究是十分豐富的，而相關的原因分析研究歸納起來主要是兩個角度：一是中央與地方權力劃分的角度，即行政體制本身角度；另一個則是政策執(zhí)行主體情況，即地方偏好與中央政策博弈的角度進行分析。

(一)地方分權對地方政策執(zhí)行偏差的影響分析綜述

早期的研究認為，自20世紀80年代的改革開始，中央不斷向地方分權，導致了地方自主性增強，對中央的依從性逐漸下降，因此地方對于中央所制定的政策進行或明或暗的抵制或變通執(zhí)行。特別是在20世紀90年代，這一趨勢直接成為了開展分稅制改革的動因(Shirk，1993；胡鞍鋼、王紹光，1993；Walder，1994；Montinola et al.，1995)。李芝蘭(Linda Chelan Li)(Li，2010)在回顧新中國60年間中央和地方的關系及其對政策執(zhí)行的影響時指出，中央和地方的關系對政策執(zhí)行的影響可以從國家建設、行政效率、官員晉升和外部因素等方面探究，而新世紀以來的政策執(zhí)行偏差依舊說明現(xiàn)在地方對于中央的依從性依舊較低，應當努力尋找中央和地方共治的手段。馬雅燕(Daphne Ngar-yin Mah)和希爾斯(Peter Hills)(Mah & Hills，2014)從風能發(fā)電的定價機制為切入點，觀察了60年來中國中央和地方關系，認為中央的過度集權會導致地方的抵制，原因在于地方的利益、需求和機會沒有被考慮，說明地方對于自身利益的考慮優(yōu)于對中央的依從，體現(xiàn)了分權的趨勢。

但是這一觀點也受到了一些批評，不少學者認為，我國目前雖然在縱向權力配置上開展了分權改革，但是中央依舊可以掌握主動權，甚至可以重新進行集權，減弱地方的自主性(Tsui & Wang，2008)。即便是不進行重新集權，在現(xiàn)有的行政體制下，中央可以通過控制官員晉升的方式影響地方政策的執(zhí)行，推進政策執(zhí)行(Huang，1996；楊光斌，2007；Shih et al.，2012)。楊光斌(Yang，2014)總結(jié)了當前中國中央和地方的關系，他認為，總體來說，我國是一個統(tǒng)一的單一制政體，并通過黨管干部和強大的行政力量，促進政策的執(zhí)行。同時也建立一些行政垂直管理體制，并在財政上實行“聯(lián)邦主義”。這是對我國現(xiàn)行中央和地方關系最具有代表性的結(jié)論。此外，還有些研究認為這種體制不但沒有阻礙中央政策在地方的執(zhí)行，反而會在一定程度上推進政策的垂直擴散和模仿(OECD，2005；Fang et al.，2012)。而曹正漢和周杰(2013)則明確指出我國食品安全監(jiān)管體制的分權的主要目的是分散中央政府對于食品安全風險的承擔責任，和政策執(zhí)行并沒有關系。

此外，還有一批學者從政策擴散的角度對地方政策執(zhí)行進行了分析。楊靜文(2006)認為政務中心這一創(chuàng)新形式在中國的擴散符合“S型曲線”。同樣研究政務中心這一新的政府形式的卓越和陳誠(2015)則指出制度環(huán)境對創(chuàng)新擴散影響較大，同時這一擴散呈現(xiàn)出一種階梯形的狀態(tài)。而簡旭伸(Shiuh-Shen Chien)指出經(jīng)濟開發(fā)區(qū)的同構主要因為由上自下的激勵和同級政府間的學習(Chien，2008)。從土地儲備制度的角度來看，來自于上級的偏好、同級的競爭壓力以及社會輿論的關注都成為促進同級政府間進行創(chuàng)新擴散的原因(Zhang，2012)。馬亮通過分析政務微博這一政府信息發(fā)布工具的創(chuàng)新，認為政府之間的競爭是推動政務微博擴散的主要原因。同時，財政支持、IT技術、城市經(jīng)濟發(fā)展水平、人口數(shù)都會影響創(chuàng)新擴散(Ma，2014)。此外，相關中國研究認為，相似的地方政府間擴散的背后主要驅(qū)動力是爭取勞動力、資金等相關資源要素，吸引上級政府的關注和經(jīng)濟主體的活動，同時還包括對本地區(qū)官員晉升的影響(Oates，1999)。然而，政府創(chuàng)新擴散的內(nèi)容由項目、服務、政策和制度四個方面組成，而上述大量的研究成果主要關注具體的項目、工具、政策等，少有對政府機構本身改革創(chuàng)新的實證研究。由于機構改革更加復雜，原先適用于工具、政策等創(chuàng)新的影響因素可能并不能解釋機構創(chuàng)新擴散。

(二)地方偏好對地方政策執(zhí)行偏差的影響分析綜述

還有一些學者則是從地方偏好的角度來觀察地方政策執(zhí)行偏差的影響，他們的主要觀點是地方的偏好優(yōu)于中央的政策執(zhí)行。有研究認為地方政府在同一時間面臨多項任務選擇，特別是有很多來自于中央政府的政策，需要平衡執(zhí)行，因此對于政策議程就需要重新設立(Holmstrom & Milgrom，1991；Tsui & Wang，2004)。同時地方政府更愿意執(zhí)行那些可以被度量的、執(zhí)行效果可見的、十分重要且執(zhí)行較方便的政策(Edin，1998；Cai，2004；周黎安，2004)。

此外，與官員晉升直接相關的政策較易被執(zhí)行，這其實體現(xiàn)的還是中央通過控制官員晉升強化地方對中央的依從性(Blanchard & Shleifer，2001)，就這一觀點也有學者認為雖然中央可以控制官員晉升，但是政策的執(zhí)行依然有賴于官員自身的政策執(zhí)行能力和地方資源，存在選擇性執(zhí)行的情況(O’Brien & Li，1999；Chung，2000)。此外，就具體的地方偏好來說，經(jīng)濟利益的考慮還是最主要的?？抡溲?Genia Kostka)和霍布斯(William R.Hobbs)(Kostka & Hobbs，2012)的研究就說明在中國山西省，地方政府保護地方煤炭企業(yè)，特別是地方所屬的企業(yè)的動機是很強烈的，會最終影響到對中央政策的執(zhí)行。

(三)影響地方政府機構改革遵從速度的因素與假設提出

自上而下的改革同時也是一種政策，因此有些學者從政策執(zhí)行的角度來探究改革進程的影響因素。李文釗(2003)在回顧政策執(zhí)行研究的基礎上提出三個方面的影響因素：一是問題的難易程度；二是法令控制政策執(zhí)行過程的能力；三是影響政策執(zhí)行的政治因素。張為波和王莉(2005)則將可能的影響因素分為主觀和客觀兩類，其中主觀因素包含執(zhí)行者的認知缺陷、自身素質(zhì)不高，公共政策合法性合理性不足、明晰度不高等；客觀因素包含現(xiàn)有體制的缺陷、執(zhí)行環(huán)境復雜多樣、資源不足等。這些因素都十分詳細，但缺乏更加宏觀的理論框架。

制度理論則為研究政府機構改革提供了理論分析框架。改革可以被視作一種制度變化為另一種制度的過程，通過制度的重新安排來降低交易費用，提高資源配置效率，即制度變遷(Davis & North，1971)。因此，結(jié)合機構改革影響因素的文獻，我們從制度供給和制度需求兩個角度提出本文假設。

1.食品安全體制改革的制度需求假設

假設1：經(jīng)濟發(fā)展水平越高，食品監(jiān)管體制改革會更快。

學者基于對由“市管縣”向“省直管縣”體制轉(zhuǎn)變觀察認為，影響這一改革的主要因素為改革地區(qū)的經(jīng)濟規(guī)模，認為經(jīng)濟發(fā)達的地區(qū)容易開展改革(翟校義，2013；Li & Wu，2014)。具體到食品安全領域，我們可以假設：某地的經(jīng)濟發(fā)展水平越高，人民希望獲得高價值的安全食品的要求也就越高，改革的動力也就越大，從而可以更快地完成改革。

假設2：食品市場的相對規(guī)模越大，食品監(jiān)管體制改革會更快。

在我國，市場經(jīng)濟的發(fā)展還不完全充分，政府機構依然干預地方的經(jīng)濟發(fā)展，當一個地區(qū)相關市場監(jiān)管機構發(fā)展變化的時候，必然會對相關的產(chǎn)業(yè)帶來正面或者負面的影響。本研究假設當某地與食品相關產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值越高時，其地位便越加重要，改革帶來的收益可能會更大，因此政府對推進食品安全體制改革更充滿動力。

假設3：食品安全負面事件越多，食品監(jiān)管體制改革會更快。

改革不能忽視外部環(huán)境的要求，組織面臨著的制度環(huán)境是指一個組織所處的法制環(huán)境、文化期待、社會規(guī)范和觀念制度的集合，需要獲得“合法性”，回應民眾的期待(Hall & Talor，1996)。通過研究中國相關其他領域的改革表明，公眾的期待確實會影響到改革的進程和措施(Bowler et al.，2002；Dong et al.，2010)。在中國，監(jiān)管領域的“合法性”往往來自于突發(fā)的負面事件，引發(fā)社會的廣泛關注和完善的訴求，打開了政策窗口。如在食品安全領域，當某地發(fā)生食品安全丑聞，特別是全國性的安全事件，監(jiān)管機構為了取得“合法性”，會加速推動改革，體現(xiàn)自身的回應性。

假設4：少數(shù)民族占人口比重越高，食品監(jiān)管體制改革會更快。

由于宗教文化和生活習俗方面的差異，我國部分少數(shù)民族的飲食習慣與漢族存在很大差異，他們對食品的生產(chǎn)和消費均有著特殊的需求。另一方面，由于自然、地理條件，我國一些少數(shù)民族聚居地區(qū)食品安全問題的治理與國內(nèi)其他地區(qū)存在一定的不同。因此，我國的民族區(qū)域自治制度帶來的民族聚居現(xiàn)狀對食品安全有相當程度的關注，對監(jiān)管體制改革也會有一定影響。少數(shù)民族的影響也應該被納入食品安全改革進度的因素中。

2.食品安全體制改革的制度供給假設

假設5：歷史上改革較早完成，本輪食品監(jiān)管體制改革會更快。

政府改革需要考慮到歷史因素，過去開展的改革方式、內(nèi)容、進度等會對現(xiàn)實的改革產(chǎn)生一定的影響。有研究認為，在過去制度環(huán)境塑造下的組織和組織行政方式會對后來的組織相關方面產(chǎn)生很大的影響，即歷史傳統(tǒng)(Hancher & Moran，1989)所帶來的歷史路徑依賴效應。通過歷史的比較分析，對比我國1982年至1998年的歷次政府機構改革，認為該領域的傳統(tǒng)結(jié)構、知識等會影響到改革的進度(Lan，2000)。因此，本研究假設上一輪改革越早順利完成，本輪改革也有可能按時完成。

假設6：監(jiān)管機構獲得資源投入較多，食品監(jiān)管體制改革會更快。

政府改革涉及到利益的整合和重組，必然要消耗大量的財政資源。任何一個組織只有獲得必要的資源才能生存，組織改革順利完成也需要相關的財政資源作為支撐。通過對后共產(chǎn)主義國家轉(zhuǎn)型的觀察來探究行政機構改革進展不同的原因，有的學者認為，改革可調(diào)動的資源變少會遲滯改革進程(Cierco，2013)。在食品安全監(jiān)管體制改革的過程中，可以想象到的是機構本身會承擔高昂的成本，監(jiān)管機構只有獲得充足的資源，才有可能縮短改革的時間。

假設7：周邊地區(qū)改革較快完成的，食品監(jiān)管體制改革進度會更快。

當一個地區(qū)較早地開展改革，樹立了改革樣本，會加速周邊的改革進程(Elbasani，2009)。這是一種政策擴散現(xiàn)象，即在一個時間或地點存在的政策、行政管理措施或機構被用于在另一個時間或地點來發(fā)展有關政策的知識、行政管理措施和機構(Colin & Graham，1995)。而鄰近地區(qū)改革的緩慢會加劇本地利益集團的保守傾向，導致改革遲緩(Verheijen，2003)。需要指出的是，在這一過程中，政策的擴散并不是完全的照搬照抄，而是有針對性、有選擇性的擴散，它需要在政策目標等8個方面進行適配(Dolowitz & Marsh，1996)。因此政策擴散效應的影響效果可能有限。此外，政策擴散也存在負面作用。

假設8：省級改革較快完成的，食品監(jiān)管體制改革進度會更快。

我國在1978年開始的相關的分權改革并沒有改變我國單一制國家的性質(zhì)(Huang，1996；Yang，2014；柯學民、劉小魏，2014)。如前所述，通過“壓力型體制”，層層分解任務指標，持續(xù)推動改革。因此，改革的進度和力度也有可能受到這一體制的影響，即上一級改革的進度會對下一級的進度造成影響，如省級改革按時完成會對下一級改革的按時完成通過官員激勵晉升帶來促進作用。

三、數(shù)據(jù)與方法

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本次食品安全監(jiān)管體制改革從上至下在地方上涉及到省、地、縣三級行政層級，本研究一方面為獲得更為豐富的數(shù)據(jù)，另一方面有需要兼顧到數(shù)據(jù)的可獲取性，最終決定采用地級行政單位作為觀察對象，進行統(tǒng)計分析。我們之所以不選擇省級政府作為研究分析單位的理由，一方面省級政府跟中央政府直接對應，政策執(zhí)行偏差(也就是本文中所提到的改革完成時間表)的相對較小，區(qū)分度不夠；另一方面如果要開展定量研究，省級政府的觀察值樣本十分有限，難以形成具有顯著性的回歸統(tǒng)計結(jié)果。此外，我們所有提到的政策標準來自《國務院關于地方改革完善食品藥品監(jiān)督管理體制的指導意見》，而這個文件里也直接提出了對地級市完成機構改革進展的時間要求，因此可以被視為中央對地級市的直接政策要求。本研究的最終樣本集合為全部333個地級行政單位，其中已公開公布食品安全監(jiān)管機構“三定”方案*“三定”方案指相關機構主要職責內(nèi)設機構和人員編制的規(guī)定。的有287個地級行政單位*本研究對樣本的觀察截止到2015年12月31日。。相關數(shù)據(jù)均為根據(jù)國家要求的改革起始的2013年，其數(shù)據(jù)來源于公開的普查數(shù)據(jù)，相關行業(yè)統(tǒng)計年鑒、公報、已公開的“三定”方案及相關政府文件。

另外，值得說明的是，論文中所依據(jù)的政策標準來自《國務院關于地方改革完善食品藥品監(jiān)督管理體制的指導意見》，而這個文件并不是食藥總局發(fā)布的，而是以國務院名義發(fā)布的，因此其改革的進展要求是國務院提出的，所以這里的中央并不是指國家食藥總局，而是指國務院。

(二)變量測量

1.因變量

改革進度是指改革是否按照既定的時間順利完成，即食品安全監(jiān)管體制地級改革是否能夠按照《意見》的要求基本于2013年9月完成。這一點本文用較為方便獲取的各地級行政單位食品安全監(jiān)管機構“三定”方案的出臺時間來衡量。

2.自變量

(1)經(jīng)濟發(fā)展水平。本研究采用當?shù)?013年人均國內(nèi)生產(chǎn)總值用于衡量當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平。數(shù)據(jù)通過當?shù)?014年統(tǒng)計年鑒獲得。(2)相對市場規(guī)模。選取農(nóng)林牧副漁和限額以上餐飲業(yè)為食品相關行業(yè)，用食品相關行業(yè)的產(chǎn)值占當?shù)赝趪鴥?nèi)生產(chǎn)總值的比值進行測量。數(shù)據(jù)通過當?shù)?014年統(tǒng)計年鑒獲得。(3)負面事件。指2011年至2013年當?shù)匕l(fā)生的食品負面事件，以被新華社、人民日報和中央電視臺三大國家級主流媒體轉(zhuǎn)載、刊登的食品安全丑聞為準。(4)民族因素。少數(shù)民族人口占總?cè)丝诒戎氐臄?shù)據(jù)來源于2010年人口普查的各地市數(shù)據(jù)。(5)歷史改革。我國食品安全監(jiān)管體制上一輪改革始于2008年。數(shù)據(jù)通過當?shù)厣弦惠喐母锏摹叭ā狈桨斧@得。(6)資源投入。本部分數(shù)據(jù)是當?shù)厥称钒踩O(jiān)管機構2013年部門決算中收入部分。(7)政策擴散。同省地理接壤的鄰市是否按時完成改革。(8)省級壓力。所屬的省級行政單位完成改革的時間。

3.控制變量

為了控制其他變量對食品安全監(jiān)管體制改革進度的影響，本研究設計了如下控制變量：

(1)城市級別。雖然本文已經(jīng)明確研究對象為地級行政單位，但是在我國的實踐中，這些行政單位又被劃分為副省級城市、計劃單列市、省會城市以及普通地級市(盟)。*如果一座城市擁有兩個及以上的類別，則以最高級別為準。他們所擁有的行政資源、權力和受重視程度顯然是不同的，因此其推進改革速度也可能會產(chǎn)生差異，需要對其進行控制。

(2)城市所在區(qū)域。根據(jù)一般做法，本文以中部地區(qū)為參照設置東部地區(qū)和西部地區(qū)兩個虛擬變量。

4.數(shù)據(jù)基本情況

對數(shù)據(jù)情況的基本描述性分析如表1所示：

表1 主要變量基本信息

(續(xù)上表)

變量均值標準差最小值最大值相對市場規(guī)模(%)20.3212.30.6964.96負面事件0.140.503民族因素(%)15.7025.940.0197.83上一輪改革完成的時間(1=2008年,2=2009年,3=2010年,4=2011年,5=2012年)3.020.7315資源投入(萬元)1693.612843.3799.0124934.51政策擴散(相鄰地級單位按時完成改革比例)(%)6.3121.600100.00省級壓力(省級實際完成改革時間和預定時間的差距(月)3.12.61011控制變量城市級別(1=普通地級行政單位,2=省會城市,3=計劃單列市,4=副省級城市)1.190.6514是否在東部地區(qū)(1=是,0=否)0.460.49901是否在西部地區(qū)(1=是,0=否)0.350.47701

資料來源：作者收集整理。

在已經(jīng)公布“三定”方案的287個地級行政單位中，按時完成的有20個，占已公布總數(shù)的6.97%。

需要指出的是，為便于計算，本研究對數(shù)據(jù)采用最常用的z-score 標準化處理，處理公式如下：

以下相關性分析和多元回歸分析將基于標準化后的數(shù)據(jù)進行。

圖1 各地級政府食品安全監(jiān)管體制改革進度示意圖

資料來源：作者收集整理。

四、模型分析與數(shù)據(jù)討論

為了檢驗對我國地方食品安全監(jiān)管體制改革進展的影響因素，我們可以通過建立回歸模型對數(shù)據(jù)進行一般多元回歸分析來檢驗本文的假設。由于因變量“改革進度”的賦值均為非負整數(shù)，且根據(jù)數(shù)值的非正態(tài)分布，也為了便于驗證穩(wěn)健性，決定同時采取Poisson回歸。

(一)模型分析

建立回歸方程如下：

Y=α1X1+α2X2+α3X3+α4X4+α5X5+α6X6+α7X7+α8X8+α9X9+α10X10+e

其中:Y表示改革進度;自變量X1表示經(jīng)濟發(fā)展水平，X2表示相對市場規(guī)模，X3表示負面事件，X4表示民族因素，X5表示歷史影響，X6表示資源投入，X7表示政策擴散，X8表示省級壓力;控制變量X9表示城市級別，X10表示城市區(qū)域。

本研究首先對自變量相關程度進行檢驗，采用了準確性較高的雙變量相關性(Pearson系數(shù))分析法，在兩個基本模型中對所有自變量和控制變量兩兩組合進行分析發(fā)現(xiàn)，大部分變量之間相關系數(shù)未超過0.7，只有行政級別和資源投入之間的相關系數(shù)達到了0.706，需要對模型進行修正。同時多重共線性檢驗顯示，方差膨脹因子(VIF)在1.088到2.201之間，遠低于一般的警戒線10，說明不存在嚴重的多重共線性的危險。

因此，根據(jù)相關性分析結(jié)果，剔除所有顯著相關的變量，對模型重新修正如下：

改革進度的模型：

Y=α1X1+α2X2+α3X3+α4X4+α5X5+α7X7+α8X8+α9X9+α10X10+e(1)

Y=α1X1+α2X2+α3X3+α4X4+α5X5+α6X6+α7X7+α8X8+α10X10+e(2)

以改革進度為因變量，以經(jīng)濟發(fā)展水平、相對市場規(guī)模、民族因素、負面事件、資源投入、歷史影響、政策擴散和省級壓力為自變量，進行回歸分析。表2報告了因變量一般線性和泊松回歸分析的結(jié)果。

表2 改革進度的回歸分析

(續(xù)上表)

自變量因變量改革進度固定效應Poisson(1)M1OLS(1)M2Poisson(2)M3OLS(2)M4資源投入-0.019(0.041)-0.124(0.427)政策擴散-0.494**(0.079)-1.036*(0.413)-0.637**(0.071)-1.326**(0.363)省級壓力0.503**(0.059)3.786**(0.815)0.273**(0.025)3.049**(0.492)控制變量城市級別-0.042(0.024)-0.307(0.369)東部地區(qū)-0.169**(0.041)-1.219*(0.557)-0.011**(0.027)-1.876**(0.459)西部地區(qū)-0.050(0.046)-0.574(0.585)-0.189(0.033)-1.485(0.517)(常數(shù))2.026**(0.038)8.653**(0.504)2.039**(0.028)9.305**(0.364)擬合優(yōu)度0.1910.2740.22330.323F或LRchi2271.926.23550.3812.39N287287271271

注：1.**p<0.01*,p<0.05。2.括號內(nèi)為標準誤差值。3.表中值均為異方差處理后的值。4.所有模型均通過卡方檢驗，p<0.0000。

資料來源：作者調(diào)查所得。

(二)數(shù)據(jù)討論

第一，經(jīng)濟發(fā)展水平。在模型M3和M4中，兩種回歸方程得出的自變量“經(jīng)濟發(fā)展水平”對因變量“改革進度”的回歸系數(shù)分別為0.111和0.763，前者在0.01的顯著性水平上呈統(tǒng)計意義的相關，后者在0.05的顯著性水平上相關。由此說明，本輪食品監(jiān)管體制改革的進度在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)反而會比較慢，這有可能和經(jīng)濟發(fā)展與監(jiān)管力度之間的關系有關。假設1對立假設成立。

第二，相對市場規(guī)模。在所有模型中，自變量“相對市場規(guī)?！睂σ蜃兞俊案母镞M度”的回歸系數(shù)均沒有通過顯著性檢驗，說明相對市場規(guī)模與改革進度沒有統(tǒng)計學意義上的相關關系。由此說明，本輪食品監(jiān)管體制改革的進度與當?shù)厥称废嚓P行業(yè)占GDP比重高低沒有明顯關系。假設2不成立。

第三，特定政策領域的負面事件。在模型M3和M4中，自變量“負面事件”對因變量“改革進度”的回歸系數(shù)分別為-0.102、-0.709，分別在0.01和0.05的水平上呈統(tǒng)計意義的相關，說明負面食品安全丑聞的發(fā)生同改革實際與預期遲滯時間呈負相關關系，即食品丑聞發(fā)生越多，改革進度就會越快，越符合預期時間，以回應當?shù)叵Ｍ訌姳O(jiān)管力量的需求。假設3得到了驗證。

第四，民族因素。在模型M1、M2和M3中，自變量“民族因素”對因變量“改革進度”的回歸系數(shù)分別為0.151、1.226和0.049，均在0.01或0.05的水平上呈顯著相關。說明少數(shù)民族占比越高的地方，本輪體制改革進度將更慢，體現(xiàn)了少數(shù)民族地區(qū)在改革上的保守態(tài)度，假設4對立假設成立。

第五，歷史影響。在所有模型中，自變量“歷史因素”對因變量“改革進度”的回歸系數(shù)分別為0.119、0.652、0.112和0.737，且均在0.01或0.05的水平上呈顯著相關，說明同一機構上一輪改革的完成時間與本輪改革的完成時間呈現(xiàn)十分密切的正相關關系。因此，假設5得到了驗證。

第六，資源投入。在模型M1和M2中，自變量“資源投入”對因變量“改革進度”的回歸系數(shù)分別為-0.019和-0.124，但是由于沒有通過顯著性檢驗，因此沒有統(tǒng)計學上的意義。由此說明，本輪食品監(jiān)管體制改革的進度與食品監(jiān)管受到投入的資源并沒有很大關系，假設6不成立。

第七，政策擴散。在所有模型中，自變量“政策擴散”對因變量“改革進度”的回歸系數(shù)分別為-0.494、-1.036、-0.637和-1.326，且均呈現(xiàn)統(tǒng)計學意義相關，說明政策擴散效應對食品安全體制改革按時完成產(chǎn)生了十分明確的影響，即周邊城市較早完成改革也會帶動本地盡早完成改革。假設7得到了驗證。

第八，省級壓力。在所有模型中，自變量“省級壓力”對因變量“改革進度”的回歸系數(shù)分別為0.503、3.786、0.273和3.049，且均在0.01水平上顯著相關，說明省級較早完成改革會推動市級較早完成。假設8得到了驗證。

至于控制變量，城市級別和開展體制改革的進度沒有關系，而城市的區(qū)域所在中，東部地區(qū)的城市會更快速地開展體制改革，其解釋可能和上述列表中的經(jīng)濟發(fā)展水平、相對市場規(guī)模等因素有關。

五、結(jié)論與政策建議

本文通過實證發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟發(fā)展水平、負面事件、民族因素、歷史影響、政策擴散和省級壓力對改革進度有著重要的影響。究其原因，雖然大多數(shù)地方?jīng)]有按照中央的要求完成改革，但并不能說明地方可以超越中央擁有很大的自主性。我國統(tǒng)一的單一制政體沒有發(fā)生改變，地方對于中央的依從性依舊較高。此外，地方在一些方面也有著自己的偏好，在一定因素的作用下會形成中央政策執(zhí)行的障礙。

本文的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，較低的經(jīng)濟發(fā)展水平、較多的特定政策領域的負面事件、較低的少數(shù)民族人口比重、較早的上一輪改革完成時間、周圍城市較早的完成和省級改革的較早完成有助于加快改革進度，從而有助于推動地方政府對于實現(xiàn)中央關于推行政府機構改革的時間依從度。這六個因素中的經(jīng)濟發(fā)展水平、負面事件、少數(shù)民族人口比例屬于制度需求推動假設范疇，而其他三個因素都屬于制度供給的因素，由此我們可以得出一個大致的模型，即地方政府在實現(xiàn)中央政府機構改革方案的進展和速度方面：一方面會從自身歷史負面事件所可能引發(fā)的聲譽維護的需求考慮加快推進，但同時也受到經(jīng)濟發(fā)展水平和當?shù)厣贁?shù)民族人口比例的制約；另一方面更多的是因為省級改革和周圍城市改革的雙重壓力以及上一輪改革的自身慣性而加以快速推進。從具體的回歸結(jié)果來看，地級市政府推進機構改革更重要的是來自上級政府和周邊地區(qū)的壓力和示范，其顯著性水平更高，自身的需求偏好雖然也在其中，但只是其中的因素之一，因此中央權威對于在政策執(zhí)行中的正面效果明顯比地方政府自身的偏好因素影響更大，這也從另一個層面間接證明了我們前文的觀點。

圖1 政府機構改革推進影響因素示意圖

資料來源：作者自制。

第一，我國當前的央地關系從行政體制上來說依舊是中央牢牢把握著地方發(fā)展的主動權，并通過控制人事權，促進地方競爭，從而調(diào)動地方執(zhí)行中央政策的積極性，這和當前對于我國縱向行政體制的研究是一致的。這一點從來自于橫向和縱向兩個方向的壓力可以看出：一是周邊地區(qū)較多依從中央政府的行為會促進當?shù)匾餐瑯訉χ醒胝囊缽亩忍岣?。實證研究中，周邊地區(qū)改革的進度和力度會對當?shù)氐母母锂a(chǎn)生直接影響，當周邊地區(qū)按照中央政府要求較快完成改革時，無形中就會對當?shù)卣a(chǎn)生壓力，特別是當改革成為一項政治任務、政治高層高度關注該領域時。在鄰近地級行政單位依從中央政策的帶動下，當?shù)匾矔铀偻七M中央的政策。二是上級政府對中央政府依從度較高的，本級政府也會較多按時執(zhí)行中央政策。實證研究中，省級食品監(jiān)管體制改革的進度會影響到市級食品監(jiān)管體制改革的進度，我國當前的“壓力型體制”使得指標層層分解，控制地方核心領導干部成為中央約束地方政府行為的一種主要手段(楊光斌，2007)。對于改革進度來說，省級改革速度較快會給地級政府帶來較大的壓力，促進其快速完成改革。上級政府接受來自中央政府的壓力，這一壓力會通過人事調(diào)動、績效考核等途徑傳遞給下一級政府，促使其也遵循中央政府的要求。

第二，地方政府的偏好會影響到本級政府對中央政策的執(zhí)行，即便中央和上級對政策執(zhí)行充滿壓力。本研究中，經(jīng)濟發(fā)展和涉及少數(shù)民族的穩(wěn)定問題是地方優(yōu)先考慮的，而這兩個問題的處理足以化解來自中央推行政府機構改革的壓力，一方面，較高的經(jīng)濟發(fā)展水平會幫助地方政府獲得更多的自主性。較低的經(jīng)濟發(fā)展水平會使得中央關注這一地區(qū)的經(jīng)濟社會發(fā)展，使其必須更加積極地實行中央的政策，而較高的經(jīng)濟發(fā)展水平可以減輕來自于中央給予經(jīng)濟指標的壓力，從而可以具有更多的自主性。此外，研究發(fā)現(xiàn)，少數(shù)民族人口比重較高的地區(qū)會更傾向于放緩食品安全監(jiān)管體制改革進度，這和當前國家對于少數(shù)民族問題的認識有關。少數(shù)民族問題關乎國家社會穩(wěn)定，各級政府的高度重視產(chǎn)生了一種傾向：任何涉及到少數(shù)民族的問題都成為當?shù)卣种匾淖h事日程。一方面當前我國食品安全問題高發(fā)頻發(fā)，已經(jīng)成為威脅社會穩(wěn)定的因素；另一方面少數(shù)民族因其文化的特殊性，對于食品安全有著特殊的要求。此外，我國實行民族區(qū)域自治制度，這就使得食品安全問題在部分地區(qū)、部分民族問題會上升為政治問題，影響經(jīng)濟社會穩(wěn)定。各級政府必須高度關注，慎重決定，這就導致少數(shù)民族占比較大的地區(qū)反而延遲了改革的進度。而如果改革會影響到這一穩(wěn)定，地方則會選擇放慢改革步伐，而中央也會默許這一做法，說明中央在機構改革和社會穩(wěn)定兩者中偏好后者。

此外，本研究還發(fā)現(xiàn)，政府機構作為制度的一部分，其行為還受到歷史和外界環(huán)境的影響，但歸根結(jié)底都是自己理性選擇的產(chǎn)物，希望獲得更多的資源和權力(Thelen & Steinmo，1992)。本研究中則是地方政府希望從正反兩個方面獲得中央的肯定，獲得更多的資源和晉升機會。一方面，歷史上依從中央政府的地方政府會有“路徑依賴”，繼續(xù)較好地執(zhí)行中央政策，以確保自身已經(jīng)受到的正面關注。實證研究中，上一輪改革的效果對本輪改革有著較強的影響力，存在一定的路徑依賴。研究發(fā)現(xiàn)，本輪改革進度較快的地區(qū)往往是在上一輪改革中較早完成的。之前就嚴格按照中央政府要求按時完成改革的地區(qū)則會在本輪改革中傾向于接受中央政府的指令，按時完成改革。另一方面，較多特定政策領域的負面事件會使得地方政府積極尋求減少負面形象的機會。實證研究中，食品安全丑聞的頻繁發(fā)生促進了食品安全監(jiān)管體制改革的按時完成，當某地發(fā)生了較大的食品丑聞，特別是全國性的食品丑聞，當?shù)卣畬τ诩訌娛称钒踩O(jiān)管的意愿便會明顯上升，采取有助于加強監(jiān)管的手段。同樣，負面事件的頻發(fā)使得中央政府對地方政府就會有更多的批評，可以設置更多的壓力指標，增大地方政府的任務，這是地方政府不愿意看到的。

綜上，通過對機構改革的觀察，雖然部分地區(qū)沒有按時完成改革，但是并不能表明我國地方政府對中央政府的依從性下降，其主要的原因：一是人事、財政等權力還牢牢地掌握在中央的手中，地方政府如果希望獲得這些資源，就必須較好地執(zhí)行中央的政策，克服來自于縱向和橫向兩個方面的壓力；二是中央和地方在很多問題上存在著廣泛的共同利益，地方的偏好為中央所接受。某一個政策的實施并不能說明中央的既有偏好發(fā)生改變，而地方則在中央的默許下推遲改革，其實質(zhì)上還是因為有和中央一致的偏好。除此之外，本研究還發(fā)現(xiàn)歷史因素和負面事件是影響機構改革的重要因素，這兩者也同樣為地方政府爭取中央政府的關注提供了工具。

基于本研究，在無法改變當前我國中央地方關系的前提下，從地方政府強化自主性的角度來看，首先要積極將自身偏好與中央政府偏好相結(jié)合，在不違背中央政府的前提下，對于具體政策可以有不同的實施措施，如快速發(fā)展的經(jīng)濟、穩(wěn)定的社會可以為后續(xù)自身利益的實現(xiàn)提供基礎；需要考慮周邊地區(qū)和上級政府是否嚴格服從中央政府的指令，評估來自他們的壓力。同時較少的負面事件，也有助于地方政府獲得更多的自主性；如果歷史上采取了依從中央政府的措施，要積極改變這一路徑依賴，為今后強化自身自主性和爭取話語權開辟新的路徑。而從中央政府提高自身政策在地方的執(zhí)行效果的角度來看，首先在人事權和財政權兩個方面需要充分掌握，即便是今后的行政體制發(fā)展中進行分權改革也需要充分考慮人事權和財政權向下分權的后果；其次可以通過調(diào)動來自同級橫向和上級縱向的壓力來促使地方實施中央政策，調(diào)動地方政府間的競爭；最后需要利用地方政府“一正一負”的心態(tài)，對于歷史上就積極貫徹中央政策的地方政府要進行獎勵，而對于曾經(jīng)發(fā)生過重大負面事件的地方政府要給予警告，促使其按要求貫徹中央政策?？傮w來說，推進治理能力現(xiàn)代化，開展現(xiàn)代化國家的建構離不開一個強有力的中央政府，但是也需要地方政府發(fā)揮自身的積極性予以配合。在權力分化的政治權力結(jié)構中，以食品安全領域為代表的各項民生治理領域，貫徹中央意志，發(fā)揮地方積極性，兩者均不可缺少，才能實現(xiàn)中央和地方的良好“共治”。

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*劉鵬，中國人民大學公共管理學院，副教授；馬亮，中國人民大學公共管理學院，副教授；通訊作者：劉志鵬(liuzhipeng@link.cuhk.edu.hk.)，香港中文大學政治與行政學系，博士研究生。感謝匿名評審人的意見?；痦椖浚簢易匀豢茖W基金項目(71573264)。

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1674-2486(2016)05-0024-19