七、结 论
本文检验了本地经济条件和行政因素、纵向与横向扩散效应和官员政治流动对中国新型行政审批制度在中国城市间兴起的影响。具体来看，经济水平、产业结构和经济开放性是地方政府在实施行政审批制度改革时首要考虑的内部经济条件；行政级别较高的政府采纳创新时所面对的阻力更大；来自中央政府的政策信号会显著地加速地方政府的创新进程；同一省份中城市之间会存在明显的相邻扩散效应。最后，本文成功地证明了地方官员政治流动对中国地方政府创新扩散的显著影响，主要包括年龄、任期、职位来源及其前任去向4个方面的重要效应。
新型行政审批制度的广泛传播代表了中国政府在改革开放新时代的新的治理理念。自20世纪80年代以来，提高政府效率就已经被写进中国政府推进社会发展的规划中，而且中国政府也多次强调以公共服务为导向，建设职能科学、结构优化、人民满意的服务型政府。中国的行政审批制度改革已历经十余年，它作为政府职能转变的突破口，是决定政府改革总目标顺利实现的关键环节。以行政审批中心为代表的新型行政审批制度与中国政府的治理理念和地方官员工作激励相契合。因此，新型行政审批制度在中国得到广泛采纳。
本研究积极推动一种开展中国地方政府研究的新视角。近二十年来的中国研究文献主要关注的是经济发展，并将中国的经济奇迹归功于财政分权化或干部晋升激励制度。但是，地方政府的创新和扩散在近年来获得了越来越多的关注。因此，本文通过研究市级政府之间的创新扩散机制，有助于对中国的地方创新效应形成细致而具体的理解，从而揭示出以鼓励地方政府创新为特点的“中国经验” 的内在机理。
通过考察中国新型行政审批制度的兴起，本文拓展了当代创新扩散理论在非西方国家的适用性。基于西方国家的创新扩散研究由于往往隐含了联邦制与选举式民主的前提假设，因而其理论在应用于“非西方”的中国时，需要做出相应的调整。本文通过深入考察中国背景下的地方政府创新扩散现象，提出在解释中国地方政府的创新扩散现象时，我们不能只停留在既有理论所强调的内部辖区条件与外部扩散效应，还应该关注中国政府间关系和官员人事制度的影响。特别地，正如本文所证实的结论，官员的政治流动会显著影响其创新意愿。这些发现为当代地方政府创新扩散研究提供了新的理论空间和应用前景。
［本文原载于《管理世界》2015年第10期。］
【注释】
[1]朱旭峰，清华大学公共管理学院；张友浪，美国得州农工大学（Texas A & M University）政治系博士研究生。
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[39]尽管部分省会城市在行政上仍旧是地一级，但其通常享有高于普通地级市的政治 经济地位，而且省会城市政府领导人的政治地位在事实上也要高于普通地级市，因而在本文中，我们将其在行政上看作高于普通地级市。
[40]S．Heilmann，“Policy Experimentation in China's Economic Rise”，Studies in Comparative International Development，2008，43，pp．1-26．
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[57]E．K．Choi，“Patronage and Performance：Factors in the Political Mobility of Provincial Leaders in Post-Deng China”，The China Quarterly，2012，212，pp．965-981．
[58]HP．Blossfeld，K．Golsch，G．Rohwer，Event History Analysis with State，New York：Taylor&Francis Group，2012．
[59]F．Berry，W．Berry，“State Lottery Adoptions as Policy Innovations：An Event History Analysis”，The American Political Science Review，1990，84，pp．395-415．
[60]在我们对事件史分析方法的描述中，即使某些研究中的分析单位是一个组织、一个政府或一个国家，我们仍将其称为“个体”。
[61]当然，probit模型也常为学者们所运用。本文作者在研究过程中同样采用了probit模型进行估测，结果与logit模型一致。
[62]J．M．Box-Steffensmeier，B．S．Jones，“Time Is of the Essence：Event History Models in Political Science”，American Journal of Political Science，1997，41，pp．1414 1461；Nathaniel Beck，Jonathan N．Katz，Richard Tucker，“Taking Time Seriously：Time-Series-Cross-Section Analysis with a Binary Dependent Variable”，American Journal of Political Science，1998，42，pp．1260-1288．
[63]Nathaniel Beck，Jonathan N．Katz，Richard Tucker，“Taking Time Seriously：Time-Series-Cross-Section Analysis with a Binary Dependent Variable”，American Journal of Political Science，1998，42，pp．1260-1288．
[64]L．Ma，“The Diffusion of Government Microblogging：Evidence from Chinese Municipal Police Bureaus”，Public Management Review，2013，15，pp．288-309．
[65]《中国城市年鉴》是由中国社会科学院主管、中国城市发展研究会主办的年刊；中 国党政领导干部资料库：http：／／cpc．people．com．cn／gbzl／index．html；政坛网：http：／／www．zt360．cn／jgzyjl／dfld／；择城网：http：／／www．hotelaah．com／liren／index．html。
[66]本文不考虑任期低于一年的官员。
[67]张平、赵国昌、罗知：《中央官员来源与地方经济增长》，《经济学季刊》2012年第2期。
[68]在本研究中，东部地区包括：河北、辽宁、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南（未包括北京、天津和上海3个直辖市）；中部地区包括：山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地区包括：内蒙古、广西、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆（未包括重庆市）。
[69]优势比（oddsratio）与优势（odds）不同。优势只是事件A发生与不发生之比odd（A）=p／1－p；事件A和事件B的优势比是事件A的优势与事件B的优势之比odd（A）／odd（B）。
[70]由于本研究采用的是事件史分析数据，一旦因变量取“1”后，观测数据就会被截断，因而不存在内生性问题。
[71]对于U型曲线y=ax2+bx+c而言，其极值出现在x=－b／2a处，在模型3中也就是－（－0．32）／（2×0．04）=4年。
[72]王贤彬、张莉、徐现祥：《辖区经济增长绩效与省长省委书记晋升》，《经济社会体制比较》2011年第2期；杨良松、庞保庆：《省长管钱？——论省级领导对于地方财政支出的影响》，《公共行政评论》2014年第4期。
[73]模型中主要变量的方差膨胀因子平均值为5．46，而且除了幂变量，都未超过10，说明回归模型中不存在多重共线性问题。另，由人为设计的某一自变量的幂所造成的共线性问题不会对模型稳健性构成威胁。参见http：／／www．statisticalhorizons．com／multicollinearity。