一、 引言

毋庸讳言，改革开放以来伴随着经济“奇迹”增长，我国社会发展也面临诸多结构性问题，其中，社会保障事业建设滞后于经济增长已是不争事实。从长期来看，社会保障与经济建设的“失衡”关系必然会影响到我国经济社会的可持续发展。因此，如何促进社会保障事业发展，成为我国进一步深化社会主义市场经济建设与全面实现小康社会的重要任务。问诊这一问题，我们必然关注一个焦点：在经济社会快速转型期，我国党政干部管理制度改革如何才能有效促进社会保障事业建设？显然，这是一个需要审慎回答并着力解决的问题。随着我国政府职能由“市场参与者”向“市场维护者”的转变，我国党政干部管理制度也在不断改革完善。在诸多的改革措施中，最引人关注的无疑是党政干部交流任职制度 (简称官员交流)^①。在理论上，官员交流之于社会保障事业无疑是一把“双刃剑”。一方面，官员交流在推动地区经济发展 (徐现祥，2007；张军和高远，2007；王贤彬和徐现祥，2008)、防止腐败 (陈绪群和赵立群，1996；陈刚和李树，2012) 等方面起着积极作用，进而为社会保障事业发展提供良好的经济基础和法治环境。另一方面，官员的频繁交流导致“任期短化”问题，可能助涨官员急功近利忙于“政绩工程”(顾万勇，2005；黄小钫，2009；胡昌方，2011) 而忽略对社会保障事业发展的关注，甚至挤占社会保障事业资源而投入经济建设，这显然不利于社会保障事业建设。

① 《党政领导干部交流工作规定》指出，党政领导干部交流是指各级党委 (党组) 及其组织 (人事) 部门按照干部管理权限，通过调任、转任对党政领导干部的工作岗位进行调整。本文将交替使用“官员交流”与“干部交流”两个名词，但二者含义是一致的，涉及政策性文件多使用干部交流。

在本文中，我们将采用实证研究方法系统评估我国官员交流是否能有效促进社会保障事业发展。具体来讲，本文收集整理了2003-2012年我国省长、省委书记交流任职 (后文统称官员交流) 样本，构造出30个地区 (省、直辖市和自治区) 与官员交流数据相匹配的面板数据，然后采用双重差分法 (different in different) 来实证检验我国官员交流、官员任期与“官员异质性”^①对社会保障事业的影响。本文认为，进行这一研究是非常必要的。第一，社会保障是整个社会安定与发展的“安全网”和“稳定器”，是国家发展的基本社会制度 (邓大松和刘昌平，2009)。因此，如何促进社会保障事业发展是关系我国整个经济社会持续发展的一个重要课题。第二，我国当前的官员交流业已成为党政干部管理制度建设的常态，且官员的个人特质、权利实施与约束及施政经验等因素都会影响到社会保障事业发展。因此，在我国经济社会转型期如何确保科学合理的党政领导来保证社会保障事业的稳定发展，已是我国深化党政干部管理制度建设的重要任务。第三，在我国这样一个“财政联邦主义”(Qian and Weingast, 1997；Qian and Roland, 1998) 和“唯GDP晋升竞标赛”(周黎安，2007) 的官员激励机制环境下，官员交流对社会保障事业的影响在理论上无法确定。所以，通过经验证据来检验这一影响就显得尤为重要。

① 在本文中，“官员异质性”是指省长、省委书记在政治权利和职务分工上的差异性，这可能会导致省长交流与省委书记交流对社会保障的影响也存在差异。

余文的结构安排是：第二部分我们回顾了有关官员交流影响的文献；第三部分中本文将梳理官员交流与社会保障的理论逻辑并提出有待检验的理论假说；第四部分说明了本文的实证方法与相关核心变量定义和数据；第五部分我们进行了实证分析与检验；第六部分是结论与政策启示。

二、 文献回顾：官员交流的影响

官员交流源于中国古代的“官员任职回避制度”(余华青，2007)。早在1942年，中央军委就出台了《关于干部交流的建议》一文。1962年，中共中央颁布建国后首部官员交流的法规文件，即《关于有计划有步骤地交流各级党政主要领导干部的决定》，该文件明确了“定期交流干部作为我国党政干部管理工作的一项根本制度”(中共中央文献研究室，1997)。20世纪80年代，伴随着改革开放要求进一步深化党政干部管理制度改革，邓小平、陈云等国家领导人倡导并强调了建立党政领导干部交流机制及其重要性。90年代，中共中央先后颁布《关于实行党和国家机关领导干部交流制度的决定》(1990年) 和《党政领导干部交流工作暂行规定》(1999年)，但当时的官员交流事例并不多。直到2006年，我国正式实施《中华人民共和国公务员法》；同年8月，中共中央最终颁布《党政领导干部交流工作规定》，这成为我国干部管理制度建设的一个新的里程碑^①。此后，官员交流机制在中央和地方各级党政机关被广泛推行并不断完善，时至今日，官员交流业已成为优化我国党政干部人才队伍的常态与趋势 (汪玉凯，2009)^②。

① 2006年8月，中共中央先继颁布《党政领导干部职务任期暂行规定》、《党政领导干部交流工作规定》和《党政领导干部任职回避暂行规定》三部重要人事法规文件。徐学江 (2006)指出，应该站在政治体制改革的高度来认识其重大和深远的意义：这不仅是人事制度改革，也是政治体制改革。

② 济南日报：http://news.qq.com/a/20090526/000147.htm，2009年5月26日。

官员交流对于我国党政干部队伍和制度建设而言，其作用在于：一是锻炼和培养干部；二是防止官员腐败^③。无论是在理论还是在实践层面的探讨，多数学者对官员交流都给予了充分的肯定。例如，陈绪群和赵立群 (1996)讨论了我国党政干部交流制度的理论基础，认为实行领导干部交流有利于优化党政干部人才队伍、保障干部队伍的廉政高效，符合党政干部制度建设规律；Huang (2002)基于中央与地方的信息传递角度，认为官员交流有利于解决中央对地方信息掌握不对称问题，进而有利于中央对地方官员行政权力的“垂直制约”。当然，我国当前的官员交流制度有待完善和深化，因此，一些学者针对当前官员交流制度中存在的问题提出了积极的改革建议。例如，顾万勇 (2005)提出警惕官员交流可能出现的“一刀切”、“内循环”、“短、平、快”等误区，建议引入竞争机制形成“鲇鱼效应”、加大官员交流前后的监督管理和信息反馈、建立“小幅度、低频率和长期性”的交流制度；黄小钫 (2009)指出，在过去几年间的官员交流过于频繁，使得一些官员只顾及短期利益而缺乏长远规划，进而导致经济社会建设政策的短视、党政干部队伍的稳定性和团结性受到影响。因此，要着实调适干部队伍的稳定性与官员频繁交流之间的矛盾。

③ 《党政干部交流工作规定》明确指出“为了推进干部交流工作，进一步优化领导班子结构，提高领导干部的素质和能力，加强党风廉政建设，促进经济社会发展……特制定此规定”。

毋庸置疑，官员交流的反腐败效应是显然的，许多学者 (陈绪群和赵立群，1996；浦兴祖，1999；王琳森，2009) 认为官员交流有助于破除官员的“人情网”和“关系网”，是遏制官员贪污腐败的有效方法。在实证方面，陈刚和李树 (2012)研究发现，官员交流 (无论是各地方之间还是地方与中央之间的官员交流) 具有显著的反腐败效应，并且省长交流的反腐败效应显著强于省委书记的反腐败效应。但是，官员交流在某种程度上也有可能滋生腐败“温床”，进而导致更加严重的腐败问题 (刘福奎，2009)。例如，王一江等 (2008)基于130个官员腐败数据，研究发现交流任职官员的腐败程度比非交流任职官员的腐败程度更为严重。

显然，官员交流的影响并不局限于党政干部制度和党政干部队伍建设本身。近年来，随着我国社会主义市场经济发展与政治制度建设的互动深化，越来越多的学者讨论了官员交流之于经济建设的作用。例如，刘本义 (1998)经验分析认为官员交流能够有效促进地区间、部门间的交流合作，如东部地区官员交流任职于西部地区将有利于将先进的经济建设经验引进西部问题；徐现祥等 (2007)与张军和高远 (2007)实证检验了我国省长、省委书记交流任职对地区经济增长的影响，研究发现我国官员异地交流对地区经济增长起着积极促进作用：前者认为这种促进作用源于省长、省委书记交流任职地区采取“大力发展第二产业、重视第一产业、忽视第三产业”的经济政策取向来实现的，后者则进一步指出这一促进作用在不同经济发展水平上存在显著差异 (集体表现为东部地区的效应显著强于西部地区)；伊振东 (2010)基于契约理论方法，从官员激励角度研究认为“交流官员制度”对经济增长的促进作用显著强于“留任官员制度”的影响；踪家峰和岳耀民 (2013a)研究了官员交流与经济一体化的关系，发现官员交流能够有效促进经济一体化，并进一步检验得出官员交流对一体化推动存在显著的时滞效应，官员交流对经济一体化的影响在东中西三大地区间存在显著差异；踪家峰和岳耀民 (2013b)研究还发现官员交流虽然能够有效促进地区经济发展，但并不能缩小地区间的经济水平差距。当然，由于官员的个人特质、权力的施行与约束和施政经验等存在差异 (简称“官员异质性”)，可能导致不同官员的交流对经济建设的影响也存在差异性。例如，杨海生等 (2010)研究发现，平行交流的官员有助于地方经济增长，而“京官”交流则有碍地方经济增长，同时，交流到经济发达地区的官员对当地经济增长有积极影响，而交流到经济欠发达地区的官员对当地经济增长则有负面效应；董志强等 (2012)基于广东省1988-2009年地市级官员交流的数据研究分析了官员交流对经济发展的影响，发现跨省交流的官员对经济增长的促进作用大于同省交流的官员。

同样，官员交流对教育、社会保障等公共事业也具有显著影响。例如，杨良松 (2013)研究发现，中央的任命、轮转等措施能够有效促进省长和省委书记加大财政的教育支出水平，且交流官员的财政教育支出水平显著高于非交流官员。遗憾的是，我们通过大量检索有关官员交流影响的文献，并没有发现任何有关官员交流与社会保障关系研究的文章。然而，正如前文所述，一方面，官员交流对社会保障的影响在理论上是不确定的；另一方面，厘清官员交流对社会保障制度的影响是非常必要的，这不仅是社会保障制度建设和深化我国党政干部制度改革的共同要求，更是推进社会主义现代化建设与全面实现小康社会的本质意义。进一步深化我国党政干部制度改革不仅要致力于促进“国富”，更要立足于“民生”，而社会保障事业建设无疑是“民生”事业的重要支柱。因此，本文将基于2003-2012年我国30个地区与官员交流数据相匹配的面板数据来实证检验我国官员交流对社会保障事业的影响。

三、 理论假说

本文将重点研究我国官员交流、官员任期对社会保障事业的影响，同时兼论官员异质性与社会保障事业的关系。接下来，本文进一步梳理官员交流和官员任期对社会保障影响的理论逻辑，并提出相关理论假说以待验证。

一般认为，社会保障属于公共政策行为，具有准公共品的性质 (Rangel A.，2003)，因此，社会保障事业的可持续发展需要政府公共政策的支持 (Casey B.，2003)。高培勇、胡鞍钢 (2000)等学者甚至认为我国社会保障的实质就是政府的一项支出。我国社会保障除了正常范围的社会保险基金收支外，其他社会保障资金收支是属于公共支出且绝大部分源于转移支付和财政增量支出 (康振华，2007)。总之，财政社会保障支出是我国社会保障资金来源的重要渠道和最终责任者 (李中义，2007)，因而政府的政策行为将是决定社会保障事业发展的关键因素。然而，在我国这样一个“财政联邦主义”(Qian and Weingast, 1997；Qian and Roland, 1998) 和“晋升锦标赛”(周黎安，2007) 的官员激励环境下，官员交流是否能促进社会保障事业的发展？

首先，官员有“激励”去削减社会保障资源投入，甚至忽略社会保障事业发展而专注于社会经济建设。一方面，在政府职能呈现多维度和多任务的特征时，“晋升锦标赛”将促使官员只关心那些与业绩测度相关的经济绩效，而忽略许多诸如教育、社会保障等事业建设 (周黎安，2007；杨良松，2013)。具体来讲，社会保障事业相对于社会经济建设而言，社会保障事业的发展成效在短期内很难有经济建设成效那么显著，因而其业绩考核周期相对较长；相反，经济建设，特别是基础设施建设不仅在短期内能够突出业绩增长，同时还能带来客观的财政收入进而利于资本的快速循环，正如王世磊和张军 (2008)所言，我国的晋升政治激励利于地方政府将资源投资于基础设施等经济性事业建设。另一方面，官员交流客观上限制了官员的任期，导致官员在一个岗位或一个地区“任期短化”现象，这将助涨官员急功近利忙于“政绩工程”(顾万勇，2005；黄小钫，2009；胡昌方，2011) 而忽略对社会保障事业发展的关注，甚至挤占社会保障事业资源而投入经济建设^①。例如，在2003-2012年间我国省长、省委书记任职在5年及以下的占到近80%，任职一年的占到近10%^②。显然，官员交流机制客观上导致官员在较短的任期内很难在社会保障事业上有所建树，因而“迫使”他们不能过多关注建设成效较长的社会保障事业。

① 例如，大量的财政资源被投资于基本建设、市政建设等生产性领域，而对教育、医疗卫生和民政等保障性事业的财政投入明显偏低 (张宇，2013)。

② 具体见后文数据描述部分的官员交流统计描述。

其次，我国官员有“能力”去削减社会保障事业建设的资源投入。我国财政分权体制中地方政府负责了社会保障、教育等事业的统筹收支，加之我国当前的财政预算制度还有待完善，因此，地方官员在财政社会保障支出上有相当高的自由裁量权。同时，集权式政体也使得地方党政官员有能力去影响整个经济社会发展规划决策。例如，马骏和候一麟 (2004)、马骏 (2005)研究发现我国地方党政首脑能够通过政策制定来影响资源分配。显然，在这样的财政体制和集权体制能够为交流官员提供一个最迅速的“建业”环境。虽然，官员交流机制能够在一定程度上通过地方信息的传递来加强中央对地方的监督，但正如前文所述，由于地方政府和中央在激励机制上的“错位”，使得这一监督效果大打折扣。例如，中央政府与地方政府在流动人口的社会保障问题上就存在严重的激励“错位”，中央重视流动人口社会保障问题的主要动机是社会管理与整治合法性的需求，而地方政府则是财政与官员晋升的动机 (刘娟凤，2010)。综上所述，基于官员的“激励动机”和“施政能力”两个方面的考量，本文提出第一个理论假说。

假说1：我国官员频繁交流不利于社会保障事业发展。

官员交流在客观上限制了官员在同一地方或同一岗位上的任期，但是，官员任期与官员交流对社会保障事业发展的影响机制并非一致。官员任期将影响到官员的晋升概率，或为官员提供一个晋升与否的预期。一般认为，官员任期与官员晋升概率呈反向关系 (Li and Zhou, 2005)。官员上任初期，在我国这样一个“唯GDP锦标赛”的官员晋升机制下，可能有更强的激励进行经济建设，因为这样的施政方针能够使他们在相对较短的时间内实现良好的执政业绩，从而提升他们的晋升概率。但是，如前所述，社会保障事业的业绩考核周期相对较长，在客观上使得官员在短期内可能并不愿意将更多的经济社会资源投入社会保障事业建设。相反，随着官员任期的延长，一方面给予了官员较低晋升概率的预期，另一方面使得他们有更多的时间来“享有”社会保障事业发展的执政业绩，这在很大程度上削减了官员急功近利的施政行为，使得他们对经济社会的发展决策进行综合考量，而不只注重短期利益。综上所述，本文进一步提出第二个有待验证的理论假说。

假说2：官员任期与社会保障事业发展呈“U型曲线”关系。

四、 方法与数据 (一) 估计方法

实证检验官员交流对社会保障事业影响，一种简单的方法是“单差法”，即通过比较官员交流前、后两个时期的社会保障发展水平的差异来判断官员交流对社会保障的影响。但是，运用“单差法”进行这一估计很可能是不准确的，原因在于除去官员交流之外的其他制度因素、经济因素和人口因素也可能会对同一时期的社会保障事业产生重要影响，因此，忽略这些因素必然导致实证检验的估计偏误。为了避免上述估计偏误问题并有效捕捉官员交流对社会保障的“净”影响，我们将采用双重差分法 (different in different，DID) 来实现这一目标。

本文首先基于2003-2012年30个地区的省长、省委书记交流数据^①，构造出官员是交流任职的地区为“控制组”与官员不是交流任职的地区为“参照组”；然后，以2008年全国党政干部换届这一事件为准自然实验，将2003-2012年间全国30个地区划分为4个子样本组：交流前的控制组、交流前的参照组与交流后的控制组、交流后的参照组；最后，通过设置地区虚拟变量 (region-dummy) du和时间虚拟变量 (time-dummy) dt将上述4个子样本组进行区分。其中，变量du为控制组的赋值是1，为参照组的赋值是0；变量dt在官员交流前赋值为0；在官员交流后赋值为1。基于上述分析，本文建立如下基准回归方程：

① 西藏、香港、澳门和台湾地区由于数据缺失严重或不可得而没有被纳入考查样本中。

$ leve{l_{it}} = {\beta _0} + {\beta _2}d{u_{it}} + {\beta _3}d{u_{it}} \times d{t_{it}} + {\varepsilon _{it}} $

(1)

程 (1) 中，下标i和t分别表示第i省的第t年的数据；β₁和β₂分别是地区虚拟变量和时间虚拟变量的系数；β₃是双重差分系数以度量官员交流对社会保障的“净”效应；ε为随机扰动项。由方程 (1) 得出，对于控制组 (即du=1的子样本) 来说，官员交流前后的社会保障水平分别是：

$ leve{l_{it}} = \left\{ {\begin{array}{*{20}{l}} {{\beta _0} + {\beta _2} + {\varepsilon _{it}}, }&{官员交流前\left({dt = 0} \right)}\\ {{\beta _0} + {\beta _1} + {\beta _2} + {\beta _3} + {\varepsilon _{it}}}&{官员交流后(dt = 1)} \end{array}} \right. $

(2)

同样，对于参照组 (即du=0的子样本) 来说，官员交流前后的社会保障水平分别是：

$ leve{l_{it}} = \left\{ {\begin{array}{*{20}{l}} {{\beta _0} + {\varepsilon _{it}}, }&{官员交流前\left({dt = 0} \right)}\\ {{\beta _0} + {\beta _2} + {\varepsilon _{it}}}&{官员交流后(dt = 1)} \end{array}} \right. $

(3)

从方程组 (2) 和 (3) 的分析得出，控制组的社会保障水平在官员交流前后的差异为β₂+β₃+ε，这个差异中包含了官员交流以及其他因素对社会保障的影响；参照组的社会保障水平在官员交流前后的差异为β₂+ε，这个差异中没有包含官员交流对社会保障的影响，只包含了除去官员交流之外的其他因素对社会保障的影响。因此，通过对方程组 (2) 与 (3) 所得出的差异系数进行比较，即由控制组的差异 (β₂+β₃+ε) 减去参照组的差异 (β₂+ε)，可得出系数β₃，该系数度量了官员交流对社会保障的“净”影响。

同时，为了避免回归方程的遗漏变量偏误问题，本文根据相关理论在基准方程 (1) 中加入了相关控制变量：首先，是官员任期 (tenure) 及其平方项 (tenure²)，其定义见下文数据描述部分；其次，是财政自由度 (financial-free)，其定义是地方财政预算支出与预算收入比值，主要控制我国财政分权体制下的政治因素对社会保障事业的影响；再次，是实际人均GDP (pgdp)，主要控制那些与经济增长相关的因素对社会保障的影响；最后，是老龄赡养率 (support)，其定义是65岁及以上人口与劳动适龄人口的比值，主要控制社会人口结构对社会保障事业的影响。当然，考虑到社会保障事业是一个持续的系统工程，其社会效应需要相对较长的时间实现，因而本文设定时间趋势变量 (time) 来控制这一特征，同时，社会保障事业发展显然还会受到地区间一些不可观测的因素影响，因此本文按照“八大经济区域”设定地区变量 (district) 以控制那些不可观测因素对社会保障事业发展的影响。最终，我们设定了如下回归方程：

$ \begin{array}{l} leve{l_{it}} = {\beta _0} + {\beta _1}d{u_{it}} + {\beta _2}d{t_{it}} + {\beta _3}d{u_{it}} \times {\beta _5}tenur{e_{it}} + {\beta _6}temr{e^2}_{it}\\ + {\beta _6}financial{\rm{ }}fre{e_{it}} + {\beta _7}lnpgd{p_{it}} + {\beta _8}suppor{t_{it}} + \Gamma distrc{t_{it}} + \Pi tim{e_{it}} + {\varepsilon _{it}} \end{array} $

(4)

在式 (4) 中，β为各变量的估计系数，Г为地区变量的估计系数矩阵，П为时间趋势变量的估计系数，ε为随机扰动项。

(二) 数据描述

在实证估计之前，本文先对相关核心变量进行详细定义和数据描述。首先，是社会保障事业 (level_it)。社会保障费用支出占国内生产总值的比重，通称为社会保障水平 (穆怀中，1997a)，是测度社会保障事业发展的最直观指标。依据人口结构论和柯布-道格拉斯生产函数，穆怀中教授 (1997)提出了社会保障水平的决定方程：

$ S = \frac{{{S_a}}}{W} \times \frac{W}{G} = Q \times H $

其中，S为社会保障水平、Sa为社会保障支出总额、W为社会工资支出总额、G为国内生产总值、Q为社会保障负担系数，以及H为劳动生产要素投入分配比例系数 (穆怀中，1997)^①。根据上述方程，本文可以直观的测算出各地区社会保障水平 (见图 1)。但基于数据可得性的考虑，我们用于测度社会保障支出的数据由两部分构成，即各地区社会保险支出与地方财政对社会保障和就业支出。显然，这样的数据选择并不失其合理性。其一，社会保险是社会保障体系的重要支柱，其支出水平占整个社会保障支出的绝对比例，例如，2013年社会保险支出为2.7916万亿，占整个社会保障支出比例为61.5%^②。因此，社会保险支出水平及其变化趋势在很大程度上决定了社会保障支出水平及其发展趋势。其二，随着近年来财政对社会保障事业的支出比例不断增长，其支出水平占社会保障支出的比例持续上升。更为重要的是，财政对社会保障和就业支出能够直接反映政府所承担的社会保障是建设责任^③。

① 穆怀中教授根据柯布道-格拉斯生产函数提出的“社会保障水平”决定方程。对该方程的更详细论述，读者可以详细阅读穆怀中教授发表于《经济研究》(1997年第2期)、《人口研究》(1997年第1期) 和《中国社会保障》(1997年第2期) 的相关文章。

② 数据来源：《人力资源与社会保障事业发展统计公报》(2013)。

③ 财政对社会保障和就业支出的事项包括社会保障与就业管理事务、民政管理事务、财政对社会保险基金的补助、补充全国社会保障基金、行政事业单位离退休、企业改革补助、就业补助、抚恤、退役安置、社会福利、残疾人事业、城市居民最低生活保障、其他城镇社会救济、农村社会救济、自然灾害生活补助、红十字事务等。

① 为了使图 1(d) 与图 1(a)-(c) 具有可比性，我们仍然设置图 1(d) 右坐标的最大值为0.12，需要补充的是青海省“社会保障水平”在2009-2012年间分别为0.1387、0.1875、0.1456和0.1463。

图 1描述了我国2003-2012年各地区GDP增长率、社会保障水平和社会保障水平增长率及发展趋势。通过分析，我们得出以下两点重要认识：第一，我国社会保障水平呈波动性上升趋势，东部地区多数省市的社会保障水平的增长率波动性小于中部和西部地区，换句话说，东部地区社会保障水平的增长稳定性总体上优于中西部地区，表明良好的经济基础是社会保障事业稳定发展的前提；第二，各地区社会保障水平增长率波动性显著大于经济增长率波动性，诸如安徽、青海、新疆和宁夏等地的社会保障水平增长率甚至连续2年或以上的负增长现象。总之，各地区社会保障水平呈波动性上升趋势，是这一时期我国社会保障事业的主要表征。

其次，是官员交流数据。《党政领导干部交流工作规定》规定，我国干部交流重点是县 (处) 级以上地方党委、政府与纪委、人民法院等部门正职领导成员^①。其中，省 (部) 级干部交流形式可以分为跨省交流、中央各部委交流和中央与地方间交流。本文选取省长、省委书记交流数据而并非所有级别的官员交流数据作为研究样本，主要原因在于两个方面。第一，我国社会保障制度建设载体为“省级统筹”制。同时，我国政府层级结构是以区域为基础的多层次、多地区的“M型”组织结构 (钱颖一等，1993)，各地区政府具有较高的政策空间和权力自由。因此，作为地方最高行政领导的省长、省委书记对社会保障事业发展的影响力可见一斑；第二，本文在数据选取中必须考虑数据的可得性和研究样本的代表性，显然，省长、省委书记等省 (部) 级干部交流相比于县 (处) 级干部交流更能够引起人们的关注。

① 全文链接：http://www.china.com.cn/policy/txt/2006-08/06/content_7080432.htm.(中国新闻网)。

同时，本文借鉴陈刚和李树 (2012)的方法，对官员交流数据进行了如下处理：第一，对于一些地方的“代省长”任职情况，本文将不计代省长任期而以正式任职为准；第二，对于一些地区在2008-2012年间出现2位或多位官员任职同一职务的情况，本文将依据在该地区任职期为3年或以上期限的官员是否为交流任职官员，设定该地区属于控制组还是参照组样本；第三，本文把在2008年换届中省长、省委书记为连任的，在2003-2007年间任职2年或以上且2008-2012间连续任期3年或以上的，设定为参照组。最终，在全国30个地区中省长交流省份共9个、省委书记交流的省份共19个省长交流的9个地区为：北京、黑龙江、江苏、浙江、安徽、江西、湖北、湖南和贵州；省委书记交流的19个^②，本文将这些省份设定为控制组，其余省份设定为参照组。

② 地区为：天津、河北、山西、内蒙古、辽宁、吉林、黑龙江、浙江、福建、江西、山东、广东、重庆、四川、贵州、陕西、青海、宁夏和新疆。

图 2描述统计了全国30个地区在2008-2012年间历任省长、省委书记人次与交流人次数据。分析可知，我国大多数地区实现了官员的交流任职。除上海、江苏、河南、广西和海南5个地区在此期间没有省长或省委书记交流任职外，其他25个地区均实现了至少1次的省长或省委书记由外省 (市) 或中央部委的交流任职，其中，河北省和贵州省的历任省长、省委书记均属于交流任职官员。总体而言，全国各地区在考察期内历任省长、省委书记共93人次，其中交流任职36人次，占历任人次的38.71%，充分表明我国省长、省委书记交流已成为突出的政治制度表征。

再次，是官员任期 (tenure) 数据。本文定义官员任期为在同一地区的同一职位任职年数。具体而言，本文将2003-2012年间官员任期进行统计，其中，对于在2003和2008年换届选举中连任或者同一地区升迁的 (如：由省长升迁省委书记)，我们将一并计算任期。例如，山西省刘振华同志，2000年任职山西省省长，至2004年调离，我们将其任职年数记为3年；又如，北京市刘琪同志，从1999年任职北京市市长，继2003年升任北京市市委书记，2008年连任至2012年，我们总计其任期为14年。同时，本文还特别处理了这样一种情况：如果某一官员是在某年的1-5月上任的，我们将此年份计入任职期；相反，如果是在6-12月，则不计入任职年数。

图 3描述统计了我国2003-2012年间历任省长、省委书记任期分布状况。通过分析，本文得出以下两点重要认识。第一，就省长、省委书记任期总体而言，全国平均任期为4.22年，其中省长平均为4.06年，省委书记任期为4.39年^①；任期不足4年 (含4年) 的占比达57%，其中任期为1年的占比为8.6%。但我国干部人事管理制度明确规定“党政领导职务每个任期为5年”。同时，相对中央而言，地方高级官员 (省长、省委书记) 的任职期维持在5年 (或一届) 而不是更短，是官员任期的最佳策略 (张军、高远，2007)。因此，根据官员任期的统计描述和我国党政干部管理规定及相关研究表明，我国省长、省委书记任期存在一定的任期短化问题。第二，在2003-2012年间，全国30个地区的省长为83人次，省委书记为79人次，两职官员人数和任期几近一致，表明我国省长、省委书记的干部管理制度具有高度的协调性。

① 特别说明，此处的官员平均任期为4.22年，与表 1中变量tenure的平均值3.83年并非一致。原因在于：我们在进行官员任期数据描述时，我们只统计了最终年份，如某一官员任期为5年，我们计5年进行数据描述；而在整理官员任期的面板数据时，我们是依照每一年计入一次任期，如某一官员任职时间为2003-2008年，则我们分别计入1、2……5年。

最后，本文进一步汇报数据来源。其中，社会保障水平指标、人均GDP指标、老龄人口赡养率指标和财政自由度指标的基础数据均来自《中国区域经济统计年鉴》(2004-2013)、《中国统计年鉴》(2004-2013) 和《中国人口与就业统计年鉴》(2004-2013)，并以2003年为基期对历年名义价格数据进行了实际价格测算。同时，官员交流及任期的基础数据来自于《中华人民共和国职官志》和人民网等权威官网公布的干部资料。通过进一步整理，本文将所有变量的描述性统计结果汇报如下 (见表 1)。

五、 实证分析 (一) 全样本估计

在本文中，官员交流显然会同时影响官员“流出”地区与“流入”地区的社会保障事业，因而各地区随机扰动项在很大程上具有相关关系，同时，各地区社会保障事业发展的社会经济环境存在差异性 (诸如人口结构、经济发展水平等)，使得不同地区的随机扰动项也存在不同的离散水平。因此，本文采用面板修正标准误估计法 (PCSE)^①对方程 (4) 进行了逐步回归。估计结果见表 2。实证结论表明，我国官员交流并不利于社会保障事业发展，充分证明了理论假说1的成立。具体而言，我们在第1、2列中单独考察了社会保障水平与官员交流的关系，在第1列中没有纳入地区变量和时间变量时，变量du×dt的系数在1%的统计性水平上显著为正；而在第2列中加入地区变量和时间趋势变量后，变量du×dt的系数水平仍为负数却不显著。进一步分析，我们在第5、6列中纳入了相关控制变量后，在没有考察时间变量和地区变量的前提下，变量du×dt的估计系数并不显著 (第5列)；而纳入地区与时间变量滞后的du×dt的估计系数在1%的统计性显著水平上为负 (第6列)，这一结果意味着官员交流确实不利于社会保障事业的发展。更具体地说，平均而言我国频繁的官员交流使得社会保障水平降低约0.17个百分点。

① PCSE估计允许不同个体的扰动项之间存在“组间同期相关”，以及不同个体的扰动项有不同的方差，即“组间异方差”。

同样，回归结果还证实官员任期与社会保障事业发展呈“U型曲线”关系，表明理论假说2是成立的。表 2的估计结果显示：我们在第3、4列中单独考察了官员任期与社会保障水平的关系时，变量tenure的估计系数均为负，但只在控制住地区变量和时间变量后通过了显著性检验，而变量tenure²的估计系数均在10%或以上的统计性显著水平上为正；进一步而言，当在第5、6列中纳入相关控制变量之后，变量tenure的估计系数均未能通过显著性检验，而变量tenure²的估计系数均在5%的统计性显著水平上为正。上述回归结果表明，变量tenure的估计结果似乎表明官员任期与社会保障水平并不存在线性关系，而变量tenure²的估计系数表明官员任期与社会保障水平呈显著的U型曲线关系。

基于估计系数 (考察第4列)^①，我们可以进一步测算出官员任期为3.75年时达到U型曲线拐点，即任期低于3.75年时，官员的施政措施极有可能不利于社会保障事业发展；相反，当任期超过3.75年时，官员在很大程上会采取促进社会保障事业发展的施政措施。就本文而言，我们选取的2002-2012年的93人次的官员样本中，平均任职期限为4.22年 (见图 3)，其中36人次的交流官员的平均任期大约是3.47年，可知我国交流官员的任期显著短于总体官员平均任期和非交流官员任期，进一步而言，交流官员的平均任期处于U型曲线拐点左端，即交流官员任期与社会保障事业发展的关系正处于“反向关系”阶段。同时，前文数据统计描述可知，我国在2002-2012年的交流官员人次占该期间官员总人次近40%。上述结论似乎说明，我国在过去一段时间内的官员交流在很大程度上限制了官员在某一地区或某一职位任职期限，这极有可能是官员交流不利于社会保障事业发展的重要原因。

① 本文在此之所以考察第4列的估计系数，主要原因是变量tenure和tenure²的系数均通过显著性检验，而其他回归结果中的变量tenure系数均不显著。当然，我们在此也有一并汇报了基于其他列的估计系数所测算出的U型曲线“拐点值”，以供读者参考：基于第3列的系数测算可得拐点为3.25年、基于第5列和第6列的系数测算可得的拐点分别为1.5年和3.5年。同时，在稳健性检验的估计结果中 (见表 3)，这一拐点值也在3年至6.75年之间，平均约为3.54年，与正文汇报的测算结果非常接近，表明正文中我们回报的结果是稳健的。

其他变量的估计结果。首先，变量du的估计系数均在1%水平上显著 (除第2列)，表明控制组的社会保障水平与参照组的社会保障水平存在显著差异；变量dt的估计系数显著为正，说明除去官员交流之外的其他因素对社会保障水平起着显著的作用：这两个变量的估计结果表明本文所选用的估计方法是正确的。其次，变量lnpgdp的估计系数显著为正，与前文的统计性分析结论高度一致，充分表明良好的经济发展水平是保障社会保障水平提升的重要基础，与理论预期相符。再次，变量support的系数水平显著为正，主要原因在于本文社会保障水平的测度指标为社会保障支出与GDP的比值，那么：一方面，较高的老年赡养率必然要求较高的社会保障性支出；另一方面，老年赡养率的提升是老龄化的突出表现，进而表明了社会劳动力供给水平的下降，最终会引起由于劳动力供给不足而导致的经济发展水平的下降。因此，老年赡养率与社会保障水平呈显著正向关系，是完全符合理论预期的。最后，变量financial-free的估计系数显著为负，即财政自由度越高的地区，其社会保障水平越低。其原因在于，一方面，公共财政与社会保障具有一致性，是社会保障事业的重要组成部分，更是社会保障资金来源的重要渠道和最终责任者 (李中义，2007)。事实上，我国近年来的社会保障支出占财政支出比例保持在15%，而地方政府承担的财政社会保障支出的比例均在90%以上 (徐倩和李放，2012)。因此，地方政府的财政支出对整个社会保障水平具有重要影响。另一方面，我国财政分权体制和政绩考核下的政府竞争，导致地方政府的公共支出结构呈现出“重基础、轻人力资本投资和公共服务”的扭曲财政支出结构 (傅勇和张晏，2007)，同时，地方党政首脑能够通过政策制定或非正式制度来影响包括财政资源在内的资源分配 (马骏，2005)，例如，已有研究表明在地方财政自由度越高 (地方财政宽松) 与财政自由度越低 (地方财政紧张) 的地区，官员影响财政支出的非正式制度^①是存在差异的 (马俊和候一麟，2004)。那么，在财政自由度越高的地区，地方政府和官员更有条件将财政资源配置于生产性建设而忽略甚至挤占社会保障性财政投入。综合上述两方面原因，财政自由度与社会保障水平呈显著负相关系是符合我国过去一段时间的财政支出结构实际的。

① Lampton (1992)研究发现，中国政治制度的“零碎化”使得非正式制度在争夺预算资源的讨价还价中具有一定影响力。马骏和候一麟 (2004)进一步研究发现在我国省级公共预算中，非正式制度在某些预算体系中可能起着关键作用。例如，在我国正式的预算制度中，省长、省委书记并没有正式的支出权，然而，由于省长和省委书记在省级政治中的权力影响，因此他们可以通过“批条子”等非正式制度方式来影响财政政策的安排。并且，这种非正式制度是很难被取代的 (马骏，2004)。

(二) 稳健性检验

首先，采用双重差分法来估计官员交流对社会保障的影响，其前提条件是：如果各地区社会保障发展不存在官员交流的影响，那么控制组和参照组之间的社会保障水平的变动趋势并不存在随时间变动的系统性差异。因此，为了验证上述条件是否成立，本文将采用“反事实检验法”来对前文的基本结果进行检验。具体来讲，本文重新设定“假设”的控制组与参照组，以及政策实施年份，然后重新估计回归方程 (4)。如果变量du×dt的系数是不显著的，那么可以推断除去官员交流的影响，控制组和参照组的社会保障水平的变动趋势并不存在系统性差异，进而证明了上述前提条件是成立的。估计结果见表 3(第1、2列)。第1列汇报的是将东部各地区假设为控制组、中部和西部各地区假设为参照组的估计结果；第2列汇报的是假设2010年为官员换届年份的估计结果。结果均显示，变量du×dt的估计系数不再显著，意味着除去官员交流的影响，控制组和参照组各地区的社会保障水平的变动趋势并不存在随时间变动的系统差异性；同时，变量tenure²的系数水平显著为正。上述检验结果证明前文结论是稳健的^①。

① 此外，作者还分别假设中部地区各省 (直辖市、自治区) 为控制组、其他地区为参照组；西部地区各省 (直辖市、自治区) 为控制组、其他地区为参照组；分别假设了2007年、2009年为政策实施年份。估计结果均显示，变量du×dt的系数水平不显著。

其次，本文进一步考察了官员交流可能存在的内生性问题。正如徐现祥等 (2007)、陈刚和李树 (2012)指出，一些官员可能会由于腐败等问题而被撤职或由于中央的不确定性行政调任，这些情况可能会导致官员交流的内生性问题，进而导致实证估计有失偏误。因此，为了规避内生性可能导致的估计偏误，本文将官员换届分为两种情况，即正常换届 (严格是2003-2007、2008-2012届任职期) 与非正常换届 (如未做满一届)，因此对于正常换届情况无疑不会存在内生性问题。接下来，本文将针对官员是正常换届的地区样本进行重新估计^①，估计结果见表 3。结果显示，控制住地区变量和时间趋势变量 (第4列) 与没有控制地区变量和时间变量 (第3列) 相比，变量du×dt的符号不变且在10%及以上水平上显著，这一结果与前文估计结果高度一致。同时，变量tenure²的系数水平显著为正，也与前文估计结果一致。

① 省长正常换届的地区有：北京、天津、内蒙古、辽宁、上海、安徽、河南、广西、四川和新疆；省委书记正常换届的地区有：北京、河北、江西、山东、广东、云南和新疆。

再次，按照传统“单差法”估计方法，本文重新检验了官员交流与社会保障的关系。具体而言，本文在观测值内设定官员交流任职的虚拟变量alternation：如果某一官员在2008年属于交流任职，那么alternation赋值为1；反之，如果该官员在2008年不是交流任职，那么alternation赋值为0。结果见表 3(第5、6列)。结果显示，无论是否控制地区变量和时间变量，变量alternation的系数水平都在1%的显著性水平上显著为负，变量tenure²的系数水平均在5%的水平上显著为正，与前文估计高度一致，充分证明前文估计结果是稳健的。

(三) 异质性检验

毋庸置疑，我国省长、省委书记的政治权利和职务分工是存在差异的，那么，这样的差异是否能导致省长、省委书记的交流任职对社会保障事业的影响也存在差异呢？为了进一步检验省长和省委书记的交流任职分别对社会保障的影响是否存在差异性，我们将做如下异质性检验。本文进一步将研究样本划分为“省长交流样本组”与“省委书记交流样本组”，然后对方程 (4) 重新回归，估计结果见表 4。结果显示，无论是否控制地区变量和时间变量，省长交流与社会保障水平在1%水平上显著负相关；然而，省委书记交流与社会保障水平的关系只有在控制住地区变量和时间变量之后在10%的显著性水平上负相关。更重要的是，省长交流与社会保障水平的负相关强于省委书记交流与社会保障水平的负相关，表明省长交流对社会保障的影响大于省委书记交流的影响。

同样，为了验证上述结论的稳健性，本文将做如下稳健性检验：我们剔出了样本中省长与省委书记都是交流任职的地区和省长、省委书记都不是交流任职的地区^①，重新生成了“省长交流样本组”与“省委书记交流样本组”，对方程 (4) 进行了重新估计，估计结果见表 4。结果显示，省长、省委书记的交流任职与社会保障水平均呈显著负相关；同时，省长交流与社会保障水平的负相关系强于省委书记交流与社会保障水平的负相关系，并且，当我们控制住地区变量和时间趋势变量后，这一负相关系的差距拉大。上述检验结果有力证明了对省长、省委书记交流分别对社会保障影响的异质性检验结果是稳健的。

① 剔除的省长与省委书记都是交流任职的地区分别是黑龙江、浙江、江西和贵州，省长与省委书记都不是交流任职的地区分别是上海、河南、广西、海南和云南。

六、 结论与政策启示

官员交流业已成为我国党政干部管理制度建设的常态和趋势，不仅对我国党政干部管理制度和人才队伍建设有重要作用，更是影响到经济社会的各个方面。本文基于2003-2012年我国省长、省委书记交流任职样本与全国30个省 (直辖市、自治区) 的省级面板数据，以2008年全国党政领导干部换届选举为准自然实验，采用双重差分法实证评估了我国官员交流制度对社会保障事业发展的影响，进一步检验了官员任期和官员异质性对社会保障事业的影响。研究发现，我国当前省长与省委书记的频繁交流并不利于社会保障事业发展，同时，省长与省委书记在政治权利和职务分工存在显著差异，使得省长交流对社会保障事业的负影响大于省委书记交流的负影响；另外，官员任期与社会保障事业发展呈显著“U型曲线”关系，进一步测算得出，在2003-2012年间，交流任职的省长、省委书记的平均任期约3.47年，处于U型曲线拐点3.75年的左端，表明我国在过去一段时间内的省长、省委书记交流任职在很大程度上限制了他们在某一地区 (或职位) 的任职期限，这极有可能是省长、省委书记交流任职不利于社会保障事业发展的重要原因。

显然，上述结论的政策启示是直观的。在党政干部交流制度的建设过程中，要充分权衡官员交流对社会经济发展、反腐和社会保障等事业的影响，建立合理的官员交流任职绩效考核机制。显然，在我国当前的“财政联邦制”的财政体制、“唯GDP晋升锦标赛”的官员晋升机制环境下，省长与省委书记频繁交流任职客观上限制了官员在某一岗位或某一地区的任职期限，进而可能导致任期短化，加之社会保障事业的准公共产品性质、“省级统筹”及政治业绩考核周期长的特点，使得省长、省委书记有“激励”和“能力”去削减投入到社会保障事业建设中的经济社会资源，进而不利于整个社会保障事业的发展。因此，完善我国党政干部制度建设，特别是在官员交流常态化的趋势下有步骤地建立和完善官员交流任职的绩效考核制度，将社会保障等公共性事业建设纳入考核指标，是进一步深化我国党政制度建设的重要内容。当然，促进社会保障事业发展是一项综合的长期任务。就我国党政制度建设如何促进社会保障事业建设这一问题而言，将社会保障事业的建设业绩作为官员升迁和执政考核的重要指标纳入官员业绩考察是很有必要的，这不仅是完善我国党政干部制度建设的内容，也是促进社会保障事业建设的重要保障。