央地關(guān)系與政府機(jī)構(gòu)改革——基于中國(guó)地級(jí)食品安全監(jiān)管機(jī)構(gòu)改革進(jìn)度的實(shí)證研究

劉 鵬 馬 亮 劉志鵬

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央地關(guān)系與政府機(jī)構(gòu)改革
——基于中國(guó)地級(jí)食品安全監(jiān)管機(jī)構(gòu)改革進(jìn)度的實(shí)證研究

劉 鵬 馬 亮 劉志鵬*

目前學(xué)術(shù)界從央地關(guān)系的視角認(rèn)為政策執(zhí)行偏差主要來(lái)自于縱向的分權(quán)和地方政府的偏好。論文聚焦于影響地方政府開(kāi)展機(jī)構(gòu)改革速度的因素，基于對(duì)2013年我國(guó)食品安全監(jiān)管機(jī)構(gòu)改革進(jìn)度的實(shí)證研究，通過(guò)觀察分析全國(guó)333個(gè)地級(jí)行政單位是否依照中央政府的要求按時(shí)完成改革，對(duì)改革進(jìn)度的影響因素進(jìn)行定量回歸分析，從地方政府的角度說(shuō)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(jì)發(fā)展水平、較多的特定政策領(lǐng)域的負(fù)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(shí)間、周?chē)鞘休^早的完成和省級(jí)改革的較早完成有助于當(dāng)?shù)丶涌旄母镞M(jìn)度，也有助于提高地方政府對(duì)中央政府的依從性?；诖?，論文認(rèn)為我國(guó)當(dāng)前中央通過(guò)人事、財(cái)政等權(quán)力對(duì)地方控制的基本情況沒(méi)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(fù)面影響的努力也會(huì)影響到機(jī)構(gòu)改革的速度。

中央—地方關(guān)系 地級(jí)市 食品安全監(jiān)管 政府機(jī)構(gòu)改革

一、問(wèn)題的提出

權(quán)力的運(yùn)行和配置一直以來(lái)是政治社會(huì)學(xué)所研究的重大問(wèn)題(毛壽龍，2007)，而這其中，權(quán)力的縱向配置關(guān)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(biāo)的最終實(shí)現(xiàn)。諸如在食品安全領(lǐng)域，為提高我國(guó)食品安全水平，從中央到地方自上而下開(kāi)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(biāo)很難完全實(shí)現(xiàn)，地方對(duì)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(gè)最突出的表現(xiàn)在于改革進(jìn)度的執(zhí)行上。食品監(jiān)管體制改革是由中央主導(dǎo)推動(dòng)的，可以看作是中央向地方推動(dòng)的一項(xiàng)政策，因此，本研究以2013年食品監(jiān)管機(jī)構(gòu)改革為切入口，以全國(guó)333個(gè)地級(jí)行政區(qū)劃改革進(jìn)度與中央要求的差異為觀察對(duì)象，關(guān)注于在央地關(guān)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(guó)家食品藥品監(jiān)督管理總局組建成立和《國(guó)務(wù)院關(guān)于地方改革完善食品藥品監(jiān)督管理體制的指導(dǎo)意見(jiàn)》(以下簡(jiǎn)稱(chēng)《意見(jiàn)》)的發(fā)布，新一輪食品監(jiān)管體制改革正式開(kāi)始。根據(jù)《意見(jiàn)》要求，本輪地方食品監(jiān)管體制改革的主要方向是將原來(lái)分散在工商、質(zhì)檢等部門(mén)的食品安全監(jiān)管職能進(jìn)行整合，統(tǒng)一由地方食品藥品監(jiān)督管理機(jī)構(gòu)對(duì)食品安全的各個(gè)環(huán)節(jié)和全周期進(jìn)行監(jiān)督管理；同時(shí)將原有的垂直管理體制改為由地方政府負(fù)總責(zé)，全面承擔(dān)起地方的食品安全監(jiān)管責(zé)任。

根據(jù)《意見(jiàn)》要求，省、市、縣三級(jí)食品藥品監(jiān)督管理機(jī)構(gòu)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(guó)務(wù)院，2013)。但是，各地區(qū)公布“三定”方案的時(shí)間參差不齊，有些地方改革嚴(yán)格按照中央要求的時(shí)間完成，而有些地方改革遲遲難以推進(jìn)?？傮w來(lái)說(shuō)，按照中央要求按時(shí)完成改革的地區(qū)并不多，是否說(shuō)明地方政府對(duì)中央的依從性下降了？地方對(duì)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(jìn)行討論，這可以作為一個(gè)觀察我國(guó)當(dāng)前中央和地方關(guān)系的切入點(diǎn)。

二、文獻(xiàn)回顧和理論假設(shè)

目前學(xué)術(shù)界對(duì)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(guān)的原因分析研究歸納起來(lái)主要是兩個(gè)角度：一是中央與地方權(quán)力劃分的角度，即行政體制本身角度；另一個(gè)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(jìn)行分析。

(一)地方分權(quán)對(duì)地方政策執(zhí)行偏差的影響分析綜述

早期的研究認(rèn)為，自20世紀(jì)80年代的改革開(kāi)始，中央不斷向地方分權(quán)，導(dǎo)致了地方自主性增強(qiáng)，對(duì)中央的依從性逐漸下降，因此地方對(duì)于中央所制定的政策進(jìn)行或明或暗的抵制或變通執(zhí)行。特別是在20世紀(jì)90年代，這一趨勢(shì)直接成為了開(kāi)展分稅制改革的動(dòng)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(guó)60年間中央和地方的關(guān)系及其對(duì)政策執(zhí)行的影響時(shí)指出，中央和地方的關(guān)系對(duì)政策執(zhí)行的影響可以從國(guó)家建設(shè)、行政效率、官員晉升和外部因素等方面探究，而新世紀(jì)以來(lái)的政策執(zhí)行偏差依舊說(shuō)明現(xiàn)在地方對(duì)于中央的依從性依舊較低，應(yīng)當(dāng)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(fēng)能發(fā)電的定價(jià)機(jī)制為切入點(diǎn)，觀察了60年來(lái)中國(guó)中央和地方關(guān)系，認(rèn)為中央的過(guò)度集權(quán)會(huì)導(dǎo)致地方的抵制，原因在于地方的利益、需求和機(jī)會(huì)沒(méi)有被考慮，說(shuō)明地方對(duì)于自身利益的考慮優(yōu)于對(duì)中央的依從，體現(xiàn)了分權(quán)的趨勢(shì)。

但是這一觀點(diǎn)也受到了一些批評(píng)，不少學(xué)者認(rèn)為，我國(guó)目前雖然在縱向權(quán)力配置上開(kāi)展了分權(quán)改革，但是中央依舊可以掌握主動(dòng)權(quán)，甚至可以重新進(jìn)行集權(quán)，減弱地方的自主性(Tsui & Wang，2008)。即便是不進(jìn)行重新集權(quán)，在現(xiàn)有的行政體制下，中央可以通過(guò)控制官員晉升的方式影響地方政策的執(zhí)行，推進(jìn)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(dāng)前中國(guó)中央和地方的關(guān)系，他認(rèn)為，總體來(lái)說(shuō)，我國(guó)是一個(gè)統(tǒng)一的單一制政體，并通過(guò)黨管干部和強(qiáng)大的行政力量，促進(jìn)政策的執(zhí)行。同時(shí)也建立一些行政垂直管理體制，并在財(cái)政上實(shí)行“聯(lián)邦主義”。這是對(duì)我國(guó)現(xiàn)行中央和地方關(guān)系最具有代表性的結(jié)論。此外，還有些研究認(rèn)為這種體制不但沒(méi)有阻礙中央政策在地方的執(zhí)行，反而會(huì)在一定程度上推進(jìn)政策的垂直擴(kuò)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(guó)食品安全監(jiān)管體制的分權(quán)的主要目的是分散中央政府對(duì)于食品安全風(fēng)險(xiǎn)的承擔(dān)責(zé)任，和政策執(zhí)行并沒(méi)有關(guān)系。

此外，還有一批學(xué)者從政策擴(kuò)散的角度對(duì)地方政策執(zhí)行進(jìn)行了分析。楊靜文(2006)認(rèn)為政務(wù)中心這一創(chuàng)新形式在中國(guó)的擴(kuò)散符合“S型曲線”。同樣研究政務(wù)中心這一新的政府形式的卓越和陳誠(chéng)(2015)則指出制度環(huán)境對(duì)創(chuàng)新擴(kuò)散影響較大，同時(shí)這一擴(kuò)散呈現(xiàn)出一種階梯形的狀態(tài)。而簡(jiǎn)旭伸(Shiuh-Shen Chien)指出經(jīng)濟(jì)開(kāi)發(fā)區(qū)的同構(gòu)主要因?yàn)橛缮献韵碌募?lì)和同級(jí)政府間的學(xué)習(xí)(Chien，2008)。從土地儲(chǔ)備制度的角度來(lái)看，來(lái)自于上級(jí)的偏好、同級(jí)的競(jìng)爭(zhēng)壓力以及社會(huì)輿論的關(guān)注都成為促進(jìn)同級(jí)政府間進(jìn)行創(chuàng)新擴(kuò)散的原因(Zhang，2012)。馬亮通過(guò)分析政務(wù)微博這一政府信息發(fā)布工具的創(chuàng)新，認(rèn)為政府之間的競(jìng)爭(zhēng)是推動(dòng)政務(wù)微博擴(kuò)散的主要原因。同時(shí)，財(cái)政支持、IT技術(shù)、城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人口數(shù)都會(huì)影響創(chuàng)新擴(kuò)散(Ma，2014)。此外，相關(guān)中國(guó)研究認(rèn)為，相似的地方政府間擴(kuò)散的背后主要驅(qū)動(dòng)力是爭(zhēng)取勞動(dòng)力、資金等相關(guān)資源要素，吸引上級(jí)政府的關(guān)注和經(jīng)濟(jì)主體的活動(dòng)，同時(shí)還包括對(duì)本地區(qū)官員晉升的影響(Oates，1999)。然而，政府創(chuàng)新擴(kuò)散的內(nèi)容由項(xiàng)目、服務(wù)、政策和制度四個(gè)方面組成，而上述大量的研究成果主要關(guān)注具體的項(xiàng)目、工具、政策等，少有對(duì)政府機(jī)構(gòu)本身改革創(chuàng)新的實(shí)證研究。由于機(jī)構(gòu)改革更加復(fù)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(jī)構(gòu)創(chuàng)新擴(kuò)散。

(二)地方偏好對(duì)地方政策執(zhí)行偏差的影響分析綜述

還有一些學(xué)者則是從地方偏好的角度來(lái)觀察地方政策執(zhí)行偏差的影響，他們的主要觀點(diǎn)是地方的偏好優(yōu)于中央的政策執(zhí)行。有研究認(rèn)為地方政府在同一時(shí)間面臨多項(xiàng)任務(wù)選擇，特別是有很多來(lái)自于中央政府的政策，需要平衡執(zhí)行，因此對(duì)于政策議程就需要重新設(shè)立(Holmstrom & Milgrom，1991；Tsui & Wang，2004)。同時(shí)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(jiàn)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(guān)的政策較易被執(zhí)行，這其實(shí)體現(xiàn)的還是中央通過(guò)控制官員晉升強(qiáng)化地方對(duì)中央的依從性(Blanchard & Shleifer，2001)，就這一觀點(diǎn)也有學(xué)者認(rèn)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(lài)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(lái)說(shuō)，經(jīng)濟(jì)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(shuō)明在中國(guó)山西省，地方政府保護(hù)地方煤炭企業(yè)，特別是地方所屬的企業(yè)的動(dòng)機(jī)是很強(qiáng)烈的，會(huì)最終影響到對(duì)中央政策的執(zhí)行。

(三)影響地方政府機(jī)構(gòu)改革遵從速度的因素與假設(shè)提出

自上而下的改革同時(shí)也是一種政策，因此有些學(xué)者從政策執(zhí)行的角度來(lái)探究改革進(jìn)程的影響因素。李文釗(2003)在回顧政策執(zhí)行研究的基礎(chǔ)上提出三個(gè)方面的影響因素：一是問(wèn)題的難易程度；二是法令控制政策執(zhí)行過(guò)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(lèi)，其中主觀因素包含執(zhí)行者的認(rèn)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(fù)雜多樣、資源不足等。這些因素都十分詳細(xì)，但缺乏更加宏觀的理論框架。

制度理論則為研究政府機(jī)構(gòu)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(guò)程，通過(guò)制度的重新安排來(lái)降低交易費(fèi)用，提高資源配置效率，即制度變遷(Davis & North，1971)。因此，結(jié)合機(jī)構(gòu)改革影響因素的文獻(xiàn)，我們從制度供給和制度需求兩個(gè)角度提出本文假設(shè)。

1.食品安全體制改革的制度需求假設(shè)

假設(shè)1：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，食品監(jiān)管體制改革會(huì)更快。

學(xué)者基于對(duì)由“市管縣”向“省直管縣”體制轉(zhuǎn)變觀察認(rèn)為，影響這一改革的主要因素為改革地區(qū)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地區(qū)容易開(kāi)展改革(翟校義，2013；Li & Wu，2014)。具體到食品安全領(lǐng)域，我們可以假設(shè)：某地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，人民希望獲得高價(jià)值的安全食品的要求也就越高，改革的動(dòng)力也就越大，從而可以更快地完成改革。

假設(shè)2：食品市場(chǎng)的相對(duì)規(guī)模越大，食品監(jiān)管體制改革會(huì)更快。

在我國(guó)，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展還不完全充分，政府機(jī)構(gòu)依然干預(yù)地方的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，當(dāng)一個(gè)地區(qū)相關(guān)市場(chǎng)監(jiān)管機(jī)構(gòu)發(fā)展變化的時(shí)候，必然會(huì)對(duì)相關(guān)的產(chǎn)業(yè)帶來(lái)正面或者負(fù)面的影響。本研究假設(shè)當(dāng)某地與食品相關(guān)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值越高時(shí)，其地位便越加重要，改革帶來(lái)的收益可能會(huì)更大，因此政府對(duì)推進(jìn)食品安全體制改革更充滿(mǎn)動(dòng)力。

假設(shè)3：食品安全負(fù)面事件越多，食品監(jiān)管體制改革會(huì)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(gè)組織所處的法制環(huán)境、文化期待、社會(huì)規(guī)范和觀念制度的集合，需要獲得“合法性”，回應(yīng)民眾的期待(Hall & Talor，1996)。通過(guò)研究中國(guó)相關(guān)其他領(lǐng)域的改革表明，公眾的期待確實(shí)會(huì)影響到改革的進(jìn)程和措施(Bowler et al.，2002；Dong et al.，2010)。在中國(guó)，監(jiān)管領(lǐng)域的“合法性”往往來(lái)自于突發(fā)的負(fù)面事件，引發(fā)社會(huì)的廣泛關(guān)注和完善的訴求，打開(kāi)了政策窗口。如在食品安全領(lǐng)域，當(dāng)某地發(fā)生食品安全丑聞，特別是全國(guó)性的安全事件，監(jiān)管機(jī)構(gòu)為了取得“合法性”，會(huì)加速推動(dòng)改革，體現(xiàn)自身的回應(yīng)性。

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

由于宗教文化和生活習(xí)俗方面的差異，我國(guó)部分少數(shù)民族的飲食習(xí)慣與漢族存在很大差異，他們對(duì)食品的生產(chǎn)和消費(fèi)均有著特殊的需求。另一方面，由于自然、地理?xiàng)l件，我國(guó)一些少數(shù)民族聚居地區(qū)食品安全問(wèn)題的治理與國(guó)內(nèi)其他地區(qū)存在一定的不同。因此，我國(guó)的民族區(qū)域自治制度帶來(lái)的民族聚居現(xiàn)狀對(duì)食品安全有相當(dāng)程度的關(guān)注，對(duì)監(jiān)管體制改革也會(huì)有一定影響。少數(shù)民族的影響也應(yīng)該被納入食品安全改革進(jìn)度的因素中。

2.食品安全體制改革的制度供給假設(shè)

假設(shè)5：歷史上改革較早完成，本輪食品監(jiān)管體制改革會(huì)更快。

政府改革需要考慮到歷史因素，過(guò)去開(kāi)展的改革方式、內(nèi)容、進(jìn)度等會(huì)對(duì)現(xiàn)實(shí)的改革產(chǎn)生一定的影響。有研究認(rèn)為，在過(guò)去制度環(huán)境塑造下的組織和組織行政方式會(huì)對(duì)后來(lái)的組織相關(guān)方面產(chǎn)生很大的影響，即歷史傳統(tǒng)(Hancher & Moran，1989)所帶來(lái)的歷史路徑依賴(lài)效應(yīng)。通過(guò)歷史的比較分析，對(duì)比我國(guó)1982年至1998年的歷次政府機(jī)構(gòu)改革，認(rèn)為該領(lǐng)域的傳統(tǒng)結(jié)構(gòu)、知識(shí)等會(huì)影響到改革的進(jìn)度(Lan，2000)。因此，本研究假設(shè)上一輪改革越早順利完成，本輪改革也有可能按時(shí)完成。

假設(shè)6：監(jiān)管機(jī)構(gòu)獲得資源投入較多，食品監(jiān)管體制改革會(huì)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(cái)政資源。任何一個(gè)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(guān)的財(cái)政資源作為支撐。通過(guò)對(duì)后共產(chǎn)主義國(guó)家轉(zhuǎn)型的觀察來(lái)探究行政機(jī)構(gòu)改革進(jìn)展不同的原因，有的學(xué)者認(rèn)為，改革可調(diào)動(dòng)的資源變少會(huì)遲滯改革進(jìn)程(Cierco，2013)。在食品安全監(jiān)管體制改革的過(guò)程中，可以想象到的是機(jī)構(gòu)本身會(huì)承擔(dān)高昂的成本，監(jiān)管機(jī)構(gòu)只有獲得充足的資源，才有可能縮短改革的時(shí)間。

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

當(dāng)一個(gè)地區(qū)較早地開(kāi)展改革，樹(shù)立了改革樣本，會(huì)加速周邊的改革進(jìn)程(Elbasani，2009)。這是一種政策擴(kuò)散現(xiàn)象，即在一個(gè)時(shí)間或地點(diǎn)存在的政策、行政管理措施或機(jī)構(gòu)被用于在另一個(gè)時(shí)間或地點(diǎn)來(lái)發(fā)展有關(guān)政策的知識(shí)、行政管理措施和機(jī)構(gòu)(Colin & Graham，1995)。而鄰近地區(qū)改革的緩慢會(huì)加劇本地利益集團(tuán)的保守傾向，導(dǎo)致改革遲緩(Verheijen，2003)。需要指出的是，在這一過(guò)程中，政策的擴(kuò)散并不是完全的照搬照抄，而是有針對(duì)性、有選擇性的擴(kuò)散，它需要在政策目標(biāo)等8個(gè)方面進(jìn)行適配(Dolowitz & Marsh，1996)。因此政策擴(kuò)散效應(yīng)的影響效果可能有限。此外，政策擴(kuò)散也存在負(fù)面作用。

假設(shè)8：省級(jí)改革較快完成的，食品監(jiān)管體制改革進(jìn)度會(huì)更快。

我國(guó)在1978年開(kāi)始的相關(guān)的分權(quán)改革并沒(méi)有改變我國(guó)單一制國(guó)家的性質(zhì)(Huang，1996；Yang，2014；柯學(xué)民、劉小魏，2014)。如前所述，通過(guò)“壓力型體制”，層層分解任務(wù)指標(biāo)，持續(xù)推動(dòng)改革。因此，改革的進(jìn)度和力度也有可能受到這一體制的影響，即上一級(jí)改革的進(jìn)度會(huì)對(duì)下一級(jí)的進(jìn)度造成影響，如省級(jí)改革按時(shí)完成會(huì)對(duì)下一級(jí)改革的按時(shí)完成通過(guò)官員激勵(lì)晉升帶來(lái)促進(jìn)作用。

三、數(shù)據(jù)與方法

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)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(jí)行政層級(jí)，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(jí)行政單位作為觀察對(duì)象，進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。我們之所以不選擇省級(jí)政府作為研究分析單位的理由，一方面省級(jí)政府跟中央政府直接對(duì)應(yīng)，政策執(zhí)行偏差(也就是本文中所提到的改革完成時(shí)間表)的相對(duì)較小，區(qū)分度不夠；另一方面如果要開(kāi)展定量研究，省級(jí)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(jì)結(jié)果。此外，我們所有提到的政策標(biāo)準(zhǔn)來(lái)自《國(guó)務(wù)院關(guān)于地方改革完善食品藥品監(jiān)督管理體制的指導(dǎo)意見(jiàn)》，而這個(gè)文件里也直接提出了對(duì)地級(jí)市完成機(jī)構(gòu)改革進(jìn)展的時(shí)間要求，因此可以被視為中央對(duì)地級(jí)市的直接政策要求。本研究的最終樣本集合為全部333個(gè)地級(jí)行政單位，其中已公開(kāi)公布食品安全監(jiān)管機(jī)構(gòu)“三定”方案*“三定”方案指相關(guān)機(jī)構(gòu)主要職責(zé)內(nèi)設(shè)機(jī)構(gòu)和人員編制的規(guī)定。的有287個(gè)地級(jí)行政單位*本研究對(duì)樣本的觀察截止到2015年12月31日。。相關(guān)數(shù)據(jù)均為根據(jù)國(guó)家要求的改革起始的2013年，其數(shù)據(jù)來(lái)源于公開(kāi)的普查數(shù)據(jù)，相關(guān)行業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒、公報(bào)、已公開(kāi)的“三定”方案及相關(guān)政府文件。

另外，值得說(shuō)明的是，論文中所依據(jù)的政策標(biāo)準(zhǔn)來(lái)自《國(guó)務(wù)院關(guān)于地方改革完善食品藥品監(jiān)督管理體制的指導(dǎo)意見(jiàn)》，而這個(gè)文件并不是食藥總局發(fā)布的，而是以國(guó)務(wù)院名義發(fā)布的，因此其改革的進(jìn)展要求是國(guó)務(wù)院提出的，所以這里的中央并不是指國(guó)家食藥總局，而是指國(guó)務(wù)院。

(二)變量測(cè)量

1.因變量

改革進(jìn)度是指改革是否按照既定的時(shí)間順利完成，即食品安全監(jiān)管體制地級(jí)改革是否能夠按照《意見(jiàn)》的要求基本于2013年9月完成。這一點(diǎn)本文用較為方便獲取的各地級(jí)行政單位食品安全監(jiān)管機(jī)構(gòu)“三定”方案的出臺(tái)時(shí)間來(lái)衡量。

2.自變量

(1)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。本研究采用當(dāng)?shù)?013年人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值用于衡量當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平。數(shù)據(jù)通過(guò)當(dāng)?shù)?014年統(tǒng)計(jì)年鑒獲得。(2)相對(duì)市場(chǎng)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(guān)行業(yè)，用食品相關(guān)行業(yè)的產(chǎn)值占當(dāng)?shù)赝趪?guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比值進(jìn)行測(cè)量。數(shù)據(jù)通過(guò)當(dāng)?shù)?014年統(tǒng)計(jì)年鑒獲得。(3)負(fù)面事件。指2011年至2013年當(dāng)?shù)匕l(fā)生的食品負(fù)面事件，以被新華社、人民日?qǐng)?bào)和中央電視臺(tái)三大國(guó)家級(jí)主流媒體轉(zhuǎn)載、刊登的食品安全丑聞為準(zhǔn)。(4)民族因素。少數(shù)民族人口占總?cè)丝诒戎氐臄?shù)據(jù)來(lái)源于2010年人口普查的各地市數(shù)據(jù)。(5)歷史改革。我國(guó)食品安全監(jiān)管體制上一輪改革始于2008年。數(shù)據(jù)通過(guò)當(dāng)?shù)厣弦惠喐母锏摹叭ā狈桨斧@得。(6)資源投入。本部分?jǐn)?shù)據(jù)是當(dāng)?shù)厥称钒踩O(jiān)管機(jī)構(gòu)2013年部門(mén)決算中收入部分。(7)政策擴(kuò)散。同省地理接壤的鄰市是否按時(shí)完成改革。(8)省級(jí)壓力。所屬的省級(jí)行政單位完成改革的時(shí)間。

3.控制變量

為了控制其他變量對(duì)食品安全監(jiān)管體制改革進(jìn)度的影響，本研究設(shè)計(jì)了如下控制變量：

(1)城市級(jí)別。雖然本文已經(jīng)明確研究對(duì)象為地級(jí)行政單位，但是在我國(guó)的實(shí)踐中，這些行政單位又被劃分為副省級(jí)城市、計(jì)劃單列市、省會(huì)城市以及普通地級(jí)市(盟)。*如果一座城市擁有兩個(gè)及以上的類(lèi)別，則以最高級(jí)別為準(zhǔn)。他們所擁有的行政資源、權(quán)力和受重視程度顯然是不同的，因此其推進(jìn)改革速度也可能會(huì)產(chǎn)生差異，需要對(duì)其進(jìn)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(shè)置東部地區(qū)和西部地區(qū)兩個(gè)虛擬變量。

4.數(shù)據(jù)基本情況

對(duì)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(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值相對(duì)市場(chǎng)規(guī)模(%)20.3212.30.6964.96負(fù)面事件0.140.503民族因素(%)15.7025.940.0197.83上一輪改革完成的時(shí)間(1=2008年,2=2009年,3=2010年,4=2011年,5=2012年)3.020.7315資源投入(萬(wàn)元)1693.612843.3799.0124934.51政策擴(kuò)散(相鄰地級(jí)單位按時(shí)完成改革比例)(%)6.3121.600100.00省級(jí)壓力(省級(jí)實(shí)際完成改革時(shí)間和預(yù)定時(shí)間的差距(月)3.12.61011控制變量城市級(jí)別(1=普通地級(jí)行政單位,2=省會(huì)城市,3=計(jì)劃單列市,4=副省級(jí)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(lái)源：作者收集整理。

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

需要指出的是，為便于計(jì)算，本研究對(duì)數(shù)據(jù)采用最常用的z-score 標(biāo)準(zhǔn)化處理，處理公式如下：

以下相關(guān)性分析和多元回歸分析將基于標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)進(jìn)行。

圖1 各地級(jí)政府食品安全監(jiān)管體制改革進(jìn)度示意圖

資料來(lái)源：作者收集整理。

四、模型分析與數(shù)據(jù)討論

為了檢驗(yàn)對(duì)我國(guó)地方食品安全監(jiān)管體制改革進(jìn)展的影響因素，我們可以通過(guò)建立回歸模型對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行一般多元回歸分析來(lái)檢驗(yàn)本文的假設(shè)。由于因變量“改革進(jìn)度”的賦值均為非負(fù)整數(shù)，且根據(jù)數(shù)值的非正態(tài)分布，也為了便于驗(yàn)證穩(wěn)健性，決定同時(shí)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(jìn)度;自變量X1表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，X2表示相對(duì)市場(chǎng)規(guī)模，X3表示負(fù)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(kuò)散，X8表示省級(jí)壓力;控制變量X9表示城市級(jí)別，X10表示城市區(qū)域。

本研究首先對(duì)自變量相關(guān)程度進(jìn)行檢驗(yàn)，采用了準(zhǔn)確性較高的雙變量相關(guān)性(Pearson系數(shù))分析法，在兩個(gè)基本模型中對(duì)所有自變量和控制變量?jī)蓛山M合進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，大部分變量之間相關(guān)系數(shù)未超過(guò)0.7，只有行政級(jí)別和資源投入之間的相關(guān)系數(shù)達(dá)到了0.706，需要對(duì)模型進(jìn)行修正。同時(shí)多重共線性檢驗(yàn)顯示，方差膨脹因子(VIF)在1.088到2.201之間，遠(yuǎn)低于一般的警戒線10，說(shuō)明不存在嚴(yán)重的多重共線性的危險(xiǎn)。

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

改革進(jìn)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(jìn)度為因變量，以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、相對(duì)市場(chǎng)規(guī)模、民族因素、負(fù)面事件、資源投入、歷史影響、政策擴(kuò)散和省級(jí)壓力為自變量，進(jìn)行回歸分析。表2報(bào)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(jìn)度的回歸分析

(續(xù)上表)

自變量因變量改革進(jìn)度固定效應(yīng)Poisson(1)M1OLS(1)M2Poisson(2)M3OLS(2)M4資源投入-0.019(0.041)-0.124(0.427)政策擴(kuò)散-0.494**(0.079)-1.036*(0.413)-0.637**(0.071)-1.326**(0.363)省級(jí)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(jí)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(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)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(guò)卡方檢驗(yàn)，p<0.0000。

資料來(lái)源：作者調(diào)查所得。

(二)數(shù)據(jù)討論

第一，經(jīng)濟(jì)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(jì)發(fā)展水平”對(duì)因變量“改革進(jìn)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(jì)意義的相關(guān)，后者在0.05的顯著性水平上相關(guān)。由此說(shuō)明，本輪食品監(jiān)管體制改革的進(jìn)度在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)反而會(huì)比較慢，這有可能和經(jīng)濟(jì)發(fā)展與監(jiān)管力度之間的關(guān)系有關(guān)。假設(shè)1對(duì)立假設(shè)成立。

第二，相對(duì)市場(chǎng)規(guī)模。在所有模型中，自變量“相對(duì)市場(chǎng)規(guī)模”對(duì)因變量“改革進(jìn)度”的回歸系數(shù)均沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明相對(duì)市場(chǎng)規(guī)模與改革進(jìn)度沒(méi)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的相關(guān)關(guān)系。由此說(shuō)明，本輪食品監(jiān)管體制改革的進(jìn)度與當(dāng)?shù)厥称废嚓P(guān)行業(yè)占GDP比重高低沒(méi)有明顯關(guān)系。假設(shè)2不成立。

第三，特定政策領(lǐng)域的負(fù)面事件。在模型M3和M4中，自變量“負(fù)面事件”對(duì)因變量“改革進(jìn)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(jì)意義的相關(guān)，說(shuō)明負(fù)面食品安全丑聞的發(fā)生同改革實(shí)際與預(yù)期遲滯時(shí)間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即食品丑聞發(fā)生越多，改革進(jìn)度就會(huì)越快，越符合預(yù)期時(shí)間，以回應(yīng)當(dāng)?shù)叵Ｍ訌?qiáng)監(jiān)管力量的需求。假設(shè)3得到了驗(yàn)證。

第四，民族因素。在模型M1、M2和M3中，自變量“民族因素”對(duì)因變量“改革進(jìn)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(guān)。說(shuō)明少數(shù)民族占比越高的地方，本輪體制改革進(jìn)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(shè)4對(duì)立假設(shè)成立。

第五，歷史影響。在所有模型中，自變量“歷史因素”對(duì)因變量“改革進(jìn)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(guān)，說(shuō)明同一機(jī)構(gòu)上一輪改革的完成時(shí)間與本輪改革的完成時(shí)間呈現(xiàn)十分密切的正相關(guān)關(guān)系。因此，假設(shè)5得到了驗(yàn)證。

第六，資源投入。在模型M1和M2中，自變量“資源投入”對(duì)因變量“改革進(jìn)度”的回歸系數(shù)分別為-0.019和-0.124，但是由于沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，因此沒(méi)有統(tǒng)計(jì)學(xué)上的意義。由此說(shuō)明，本輪食品監(jiān)管體制改革的進(jìn)度與食品監(jiān)管受到投入的資源并沒(méi)有很大關(guān)系，假設(shè)6不成立。

第七，政策擴(kuò)散。在所有模型中，自變量“政策擴(kuò)散”對(duì)因變量“改革進(jìn)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(jì)學(xué)意義相關(guān)，說(shuō)明政策擴(kuò)散效應(yīng)對(duì)食品安全體制改革按時(shí)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(huì)帶動(dòng)本地盡早完成改革。假設(shè)7得到了驗(yàn)證。

第八，省級(jí)壓力。在所有模型中，自變量“省級(jí)壓力”對(duì)因變量“改革進(jìn)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(guān)，說(shuō)明省級(jí)較早完成改革會(huì)推動(dòng)市級(jí)較早完成。假設(shè)8得到了驗(yàn)證。

至于控制變量，城市級(jí)別和開(kāi)展體制改革的進(jìn)度沒(méi)有關(guān)系，而城市的區(qū)域所在中，東部地區(qū)的城市會(huì)更快速地開(kāi)展體制改革，其解釋可能和上述列表中的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、相對(duì)市場(chǎng)規(guī)模等因素有關(guān)。

五、結(jié)論與政策建議

本文通過(guò)實(shí)證發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、負(fù)面事件、民族因素、歷史影響、政策擴(kuò)散和省級(jí)壓力對(duì)改革進(jìn)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(shuō)明地方可以超越中央擁有很大的自主性。我國(guó)統(tǒng)一的單一制政體沒(méi)有發(fā)生改變，地方對(duì)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(huì)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(jì)發(fā)展水平、較多的特定政策領(lǐng)域的負(fù)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(shí)間、周?chē)鞘休^早的完成和省級(jí)改革的較早完成有助于加快改革進(jìn)度，從而有助于推動(dòng)地方政府對(duì)于實(shí)現(xiàn)中央關(guān)于推行政府機(jī)構(gòu)改革的時(shí)間依從度。這六個(gè)因素中的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、負(fù)面事件、少數(shù)民族人口比例屬于制度需求推動(dòng)假設(shè)范疇，而其他三個(gè)因素都屬于制度供給的因素，由此我們可以得出一個(gè)大致的模型，即地方政府在實(shí)現(xiàn)中央政府機(jī)構(gòu)改革方案的進(jìn)展和速度方面：一方面會(huì)從自身歷史負(fù)面事件所可能引發(fā)的聲譽(yù)維護(hù)的需求考慮加快推進(jìn)，但同時(shí)也受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和當(dāng)?shù)厣贁?shù)民族人口比例的制約；另一方面更多的是因?yàn)槭〖?jí)改革和周?chē)鞘懈母锏碾p重壓力以及上一輪改革的自身慣性而加以快速推進(jìn)。從具體的回歸結(jié)果來(lái)看，地級(jí)市政府推進(jìn)機(jī)構(gòu)改革更重要的是來(lái)自上級(jí)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(quán)威對(duì)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(gè)層面間接證明了我們前文的觀點(diǎn)。

圖1 政府機(jī)構(gòu)改革推進(jìn)影響因素示意圖

資料來(lái)源：作者自制。

第一，我國(guó)當(dāng)前的央地關(guān)系從行政體制上來(lái)說(shuō)依舊是中央牢牢把握著地方發(fā)展的主動(dòng)權(quán)，并通過(guò)控制人事權(quán)，促進(jìn)地方競(jìng)爭(zhēng)，從而調(diào)動(dòng)地方執(zhí)行中央政策的積極性，這和當(dāng)前對(duì)于我國(guó)縱向行政體制的研究是一致的。這一點(diǎn)從來(lái)自于橫向和縱向兩個(gè)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(huì)促進(jìn)當(dāng)?shù)匾餐瑯訉?duì)中央政府的依從度提高。實(shí)證研究中，周邊地區(qū)改革的進(jìn)度和力度會(huì)對(duì)當(dāng)?shù)氐母母锂a(chǎn)生直接影響，當(dāng)周邊地區(qū)按照中央政府要求較快完成改革時(shí)，無(wú)形中就會(huì)對(duì)當(dāng)?shù)卣a(chǎn)生壓力，特別是當(dāng)改革成為一項(xiàng)政治任務(wù)、政治高層高度關(guān)注該領(lǐng)域時(shí)。在鄰近地級(jí)行政單位依從中央政策的帶動(dòng)下，當(dāng)?shù)匾矔?huì)加速推進(jìn)中央的政策。二是上級(jí)政府對(duì)中央政府依從度較高的，本級(jí)政府也會(huì)較多按時(shí)執(zhí)行中央政策。實(shí)證研究中，省級(jí)食品監(jiān)管體制改革的進(jìn)度會(huì)影響到市級(jí)食品監(jiān)管體制改革的進(jìn)度，我國(guó)當(dāng)前的“壓力型體制”使得指標(biāo)層層分解，控制地方核心領(lǐng)導(dǎo)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(duì)于改革進(jìn)度來(lái)說(shuō)，省級(jí)改革速度較快會(huì)給地級(jí)政府帶來(lái)較大的壓力，促進(jìn)其快速完成改革。上級(jí)政府接受來(lái)自中央政府的壓力，這一壓力會(huì)通過(guò)人事調(diào)動(dòng)、績(jī)效考核等途徑傳遞給下一級(jí)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(huì)影響到本級(jí)政府對(duì)中央政策的執(zhí)行，即便中央和上級(jí)對(duì)政策執(zhí)行充滿(mǎn)壓力。本研究中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展和涉及少數(shù)民族的穩(wěn)定問(wèn)題是地方優(yōu)先考慮的，而這兩個(gè)問(wèn)題的處理足以化解來(lái)自中央推行政府機(jī)構(gòu)改革的壓力，一方面，較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會(huì)幫助地方政府獲得更多的自主性。較低的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會(huì)使得中央關(guān)注這一地區(qū)的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展，使其必須更加積極地實(shí)行中央的政策，而較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平可以減輕來(lái)自于中央給予經(jīng)濟(jì)指標(biāo)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(huì)更傾向于放緩食品安全監(jiān)管體制改革進(jìn)度，這和當(dāng)前國(guó)家對(duì)于少數(shù)民族問(wèn)題的認(rèn)識(shí)有關(guān)。少數(shù)民族問(wèn)題關(guān)乎國(guó)家社會(huì)穩(wěn)定，各級(jí)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(wèn)題都成為當(dāng)?shù)卣种匾淖h事日程。一方面當(dāng)前我國(guó)食品安全問(wèn)題高發(fā)頻發(fā)，已經(jīng)成為威脅社會(huì)穩(wěn)定的因素；另一方面少數(shù)民族因其文化的特殊性，對(duì)于食品安全有著特殊的要求。此外，我國(guó)實(shí)行民族區(qū)域自治制度，這就使得食品安全問(wèn)題在部分地區(qū)、部分民族問(wèn)題會(huì)上升為政治問(wèn)題，影響經(jīng)濟(jì)社會(huì)穩(wěn)定。各級(jí)政府必須高度關(guān)注，慎重決定，這就導(dǎo)致少數(shù)民族占比較大的地區(qū)反而延遲了改革的進(jìn)度。而如果改革會(huì)影響到這一穩(wěn)定，地方則會(huì)選擇放慢改革步伐，而中央也會(huì)默許這一做法，說(shuō)明中央在機(jī)構(gòu)改革和社會(huì)穩(wěn)定兩者中偏好后者。

此外，本研究還發(fā)現(xiàn)，政府機(jī)構(gòu)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(quán)力(Thelen & Steinmo，1992)。本研究中則是地方政府希望從正反兩個(gè)方面獲得中央的肯定，獲得更多的資源和晉升機(jī)會(huì)。一方面，歷史上依從中央政府的地方政府會(huì)有“路徑依賴(lài)”，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(guān)注。實(shí)證研究中，上一輪改革的效果對(duì)本輪改革有著較強(qiáng)的影響力，存在一定的路徑依賴(lài)。研究發(fā)現(xiàn)，本輪改革進(jìn)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(yán)格按照中央政府要求按時(shí)完成改革的地區(qū)則會(huì)在本輪改革中傾向于接受中央政府的指令，按時(shí)完成改革。另一方面，較多特定政策領(lǐng)域的負(fù)面事件會(huì)使得地方政府積極尋求減少負(fù)面形象的機(jī)會(huì)。實(shí)證研究中，食品安全丑聞的頻繁發(fā)生促進(jìn)了食品安全監(jiān)管體制改革的按時(shí)完成，當(dāng)某地發(fā)生了較大的食品丑聞，特別是全國(guó)性的食品丑聞，當(dāng)?shù)卣畬?duì)于加強(qiáng)食品安全監(jiān)管的意愿便會(huì)明顯上升，采取有助于加強(qiáng)監(jiān)管的手段。同樣，負(fù)面事件的頻發(fā)使得中央政府對(duì)地方政府就會(huì)有更多的批評(píng)，可以設(shè)置更多的壓力指標(biāo)，增大地方政府的任務(wù)，這是地方政府不愿意看到的。

綜上，通過(guò)對(duì)機(jī)構(gòu)改革的觀察，雖然部分地區(qū)沒(méi)有按時(shí)完成改革，但是并不能表明我國(guó)地方政府對(duì)中央政府的依從性下降，其主要的原因：一是人事、財(cái)政等權(quán)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(lái)自于縱向和橫向兩個(gè)方面的壓力；二是中央和地方在很多問(wèn)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(gè)政策的實(shí)施并不能說(shuō)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(shí)質(zhì)上還是因?yàn)橛泻椭醒胍恢碌钠?。除此之外，本研究還發(fā)現(xiàn)歷史因素和負(fù)面事件是影響機(jī)構(gòu)改革的重要因素，這兩者也同樣為地方政府爭(zhēng)取中央政府的關(guān)注提供了工具。

基于本研究，在無(wú)法改變當(dāng)前我國(guó)中央地方關(guān)系的前提下，從地方政府強(qiáng)化自主性的角度來(lái)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(duì)于具體政策可以有不同的實(shí)施措施，如快速發(fā)展的經(jīng)濟(jì)、穩(wěn)定的社會(huì)可以為后續(xù)自身利益的實(shí)現(xiàn)提供基礎(chǔ)；需要考慮周邊地區(qū)和上級(jí)政府是否嚴(yán)格服從中央政府的指令，評(píng)估來(lái)自他們的壓力。同時(shí)較少的負(fù)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(lài)，為今后強(qiáng)化自身自主性和爭(zhēng)取話語(yǔ)權(quán)開(kāi)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(lái)看，首先在人事權(quán)和財(cái)政權(quán)兩個(gè)方面需要充分掌握，即便是今后的行政體制發(fā)展中進(jìn)行分權(quán)改革也需要充分考慮人事權(quán)和財(cái)政權(quán)向下分權(quán)的后果；其次可以通過(guò)調(diào)動(dòng)來(lái)自同級(jí)橫向和上級(jí)縱向的壓力來(lái)促使地方實(shí)施中央政策，調(diào)動(dòng)地方政府間的競(jìng)爭(zhēng)；最后需要利用地方政府“一正一負(fù)”的心態(tài)，對(duì)于歷史上就積極貫徹中央政策的地方政府要進(jìn)行獎(jiǎng)勵(lì)，而對(duì)于曾經(jīng)發(fā)生過(guò)重大負(fù)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(lái)說(shuō)，推進(jìn)治理能力現(xiàn)代化，開(kāi)展現(xiàn)代化國(guó)家的建構(gòu)離不開(kāi)一個(gè)強(qiáng)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(quán)力分化的政治權(quán)力結(jié)構(gòu)中，以食品安全領(lǐng)域?yàn)榇淼母黜?xiàng)民生治理領(lǐng)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(shí)現(xiàn)中央和地方的良好“共治”。

曹正漢、周杰(2013).社會(huì)風(fēng)險(xiǎn)和地方分權(quán)——中國(guó)食品安全監(jiān)管實(shí)行地方分級(jí)管理的原因.社會(huì)學(xué)研究，1: 182-205．

國(guó)務(wù)院(2013).國(guó)務(wù)院關(guān)于地方改革完善食品藥品監(jiān)督管理體制的指導(dǎo)意見(jiàn)(國(guó)發(fā)〔2013〕18號(hào))．

胡鞍鋼、王紹光(1993).中國(guó)國(guó)家能力報(bào)告.沈陽(yáng)：遼寧人民出版社．

柯學(xué)民、劉小魏(2014).地方政府層級(jí)體制改革持續(xù)推進(jìn)的影響因素及對(duì)策研究.理論月刊，11: 82-87．

李文釗(2003).論政策執(zhí)行的影響因素及其理論模型.寧波黨校學(xué)報(bào)，4: 61-66．

毛壽龍(2007).政治社會(huì)學(xué)：民主制度的政治社會(huì)基礎(chǔ).長(zhǎng)春：吉林出版集團(tuán)有限責(zé)任公司．

翟校義(2013).“省直管縣”改革影響因素分析.北京行政學(xué)院學(xué)報(bào)，4: 5-9．

楊光斌(2007).中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期的中央—地方關(guān)系新論——理論、現(xiàn)實(shí)和政策.學(xué)海，1: 67-78．

楊靜文(2006).我國(guó)政務(wù)中心制度創(chuàng)新擴(kuò)散實(shí)證分析.中國(guó)行政管理，6: 41-44．

張為波、王莉(2005).試論公共政策執(zhí)行的阻礙因素及對(duì)策.西南民族大學(xué)學(xué)報(bào)(人文社科版)，3: 173-176．

周黎安(2004).晉升博弈中政府官員的激勵(lì)與合作.經(jīng)濟(jì)研究，6: 33-40．

卓越、陳誠(chéng)(2015).梯度理論在政府創(chuàng)新擴(kuò)散中的應(yīng)用研究——以行政服務(wù)中心及其標(biāo)準(zhǔn)化為例.廈門(mén)大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版)，2: 29-39．

Blanchard， O.& Shleifer， A.(2001). Federalism With and Without Political Centralization: China versus Russia.InternationalMonetaryFundStaffPaper，48(4): 8-8．

Bowler，S.，Donovan， T.& Karp， J.A. (2002). When Might Institutions Change？ Elite Support for Direct Democracy in Three Nations.PoliticalResearchQuarterly，55(4): 731-754．

Cai，Y.S.(2004).Irresponsible State: Local Cadres and Image-Building in China.JournalofCommunistStudiesandTransitionPolitics，20(4): 20-41．

Chien， S. S.(2008). The Isomorphism of Local Development Policy: A Case Study of the Formation and Transformation of National Development Zones in Post-Mao Jiangsu，China.UrbanStudies，45: 273-294．

Chung，J. H. (2000).CentralControlandLocalDiscretioninChina:LeadershipandImplementationduringPost-MaoDe-collectivization. Oxford: Oxford University Press．

Cierco， T.(2013). Public Administration Reform in Macedonia.CommunistandPost-CommunistStudies，46(4): 481-491．

Colin， C. & Graham， W.(1995).TheEndofWhiteHall:AComparativePerspective. Cambridge， MA: Blackwell．

Davis， L. & North， D.(1971).InstitutionalChangeandAmericanEconomicGrowth. New York: Cambridge University Press．

Dolowitz， D. & Marsh， D. (1996). Who Learns What from Whom: A Review of the Policy Transfer Literature？.PoliticalStudies，44(2): 343-357．

Dong， L.-S.， Christensen， T. & Painter， M(2010). A Case Study of China’s Administrative Reform: The Importation of the Super-Department. The American Review of Public Administration，40(2): 170-188．

Edin， M.(1998). Why Do Chinese Local Cadres Promote Growth？ Institutional Incentives and Constraints of Local Cadres.NUPIForumforDevelopmentStudies，1: 97-127．

Elbasani，A.(2009).PoliticalTransformationandImplementationofEUDemocraticRequirementsinAlbania. Centre for EU Enlargement Studies Budapest. Available at(July 7， 2015): http://web.ceu.hu/cens/assets/files/publications/Albania_.Political．

Fang， Y.， Li， J. &Wang， M. (2012). Development Policy for Non-Grid-Connected Wind Power in China: An Analysis Based on Institutional Change.EnergyPolicy，45: 350-358．

Hall， P.& Taylor，R.(1996). Political Science and the Three New Institutionalisms.PoliticalStudies，44: 936-958．

Hancher，L. & Moran， M.(1989).Organizing Regulatory Space. In Hancher， L. & Moran， M. Eds.Capitalism，CultureandEconomicRegulation. Oxford: Clarendon Press．

Holmstrom， B. & Milgrom， P. (1991).Multitask Principal—Agent Analyses: Incentive Contracts，Asset Ownership， and Job Design.JournalofLaw，EconomicsandOrganization， 7: 24-52．

Huang， Y. S. (1996). Central-Local Relations in China During the Reform Era: The Economic and Institutional Dimensions.WorldDevelopment， 24(4): 655-672．

Kostka， G. & Hobbs， W.(2012). Local Energy Efficiency Policy Implementation in China: Bridging the Gap between National Priorities and Local Interests.TheChinaQuarterly， 211: 765-785．

Lan， Z.Y.(2000). Understanding China’s Administrative Reform.PublicAdministrationQuarterly，24(4): 437-468．

Li， L.C.(2010). Central-Local Relations in the People’s Republic of China: Trends， Process and Impacts for Policy Implementation.PublicAdministrationandDevelopment，30(3): 177-190．

Li， Y. & Wu， F.L. (2014). Reconstructing Urban Scale: New Experiments with the “Provincial Administration of Counties” Reform in China.TheChinaReview， 14(1): 147-173．

Ma， L. (2014). Diffusion and Assimilation of Government Microblogging: Evidence from Chinese Cities.PublicManagementReview， 16: 274-295．

Mah， D. N. & Hills， P.R.(2014). Policy Learning and Central-Local Relations: A Case Study of the Pricing Policies for Wind Energy in China (from 1994 to 2009).EnvironmentalPolicyandGovernance，24: 216-232．

Montinola， G.，Qian， Y.Y. & Weingast， B.R. (1995).Federalism， Chinese Style: The Political Basis for Economic Success in China.WorldPolitics，48(1): 50-81．

O’Brien， K. &Li， L.J.(1999).Selective Policy Implementation in Rural China.ComparativePolitics，31(2): 167-186．

Oates， W.E. (1999).An Essay on Fiscal Federalism.JournalofEconomicLiterature，37: 1120-1149．

OECD. (2005).GovernanceinChina. Paris: Organization for Economic Co-Operation and Development．

Shih， V.，Adolph， C. &Liu， M.X. (2012).Getting Ahead in the Communist Party: Explaining the Advancement of Central Committee Members in China.AmericanPoliticalScienceReview，106(1): 166-87．

Shirk， S.L.(1993).ThePoliticalLogicofEconomicReforminChina. Berkeley: University of California Press．

Thelen，K. &Steinmo，S. (1992). Historical Institutionalism in Comparative Politics. In Steinmo， S.，Thelen， K. & Longstreth， F. Eds.StructuringPolitics:HistoricalInstitutionalisminComparativeAnalysis. Cambridge: Cambridge University Press．

Tsui， K.Y. &Wang， Y.Q.(2004).Between Separate Stoves and a Single Menu: Fiscal Decentralization in China.TheChinaQuarterly， 177: 71-90．

Tsui， K.Y. &Wang， Y.Q.(2008).Decentralization with Political Trump: Vertical Control， Local Accountability and Regional Disparities in China.ChinaEconomicReview，19(1): 18-31．

Verheijen， T.(2003). Administration in Post-Communist States. InPierre， P. Ed.HandbookofPublicAdministration. London: Sage Publications．

Walder， A.G.(1994). The Decline of Communist Power: Elements of a Theory of Institutional Change. Theory and Society， 23: 297-323．

Yang， G.B.(2014).Decentralization and Central-Local Relations in Reform-Era China.In Lieberthal， K. G.，Cheng， L. & Yu， K.-P. Eds.China’sPoliticalDevelopment:ChineseandAmericanPerspectives. Washingtion: Brooking Institution Press．

Zhang， Y.L. (2012). Institutional Sources of Reform: The Diffusion of Land Banking Systems in China.ManagementandOrganizationReview， 8: 507-533．

*劉鵬，中國(guó)人民大學(xué)公共管理學(xué)院，副教授；馬亮，中國(guó)人民大學(xué)公共管理學(xué)院，副教授；通訊作者：劉志鵬(liuzhipeng@link.cuhk.edu.hk.)，香港中文大學(xué)政治與行政學(xué)系，博士研究生。感謝匿名評(píng)審人的意見(jiàn)。基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(71573264)。

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1674-2486(2016)05-0024-19