羅黨論， 佘國滿， 鄧可斌

地方官員任期與民生投入*

羅黨論， 佘國滿， 鄧可斌

摘要：近些年來，在經濟發(fā)展的同時，各地民生發(fā)展越發(fā)不平衡。那么，政府對民生領域的投入除了跟當?shù)刎斄ο嚓P以外，是否還跟地方官員的個人特征有關呢？以2003—2009年全國地級市市委書記的數(shù)據為例，利用地方教育投入來衡量民生投入，對地方官員任期與民生投入的關系進行研究。結果表明：地方官員的民生投入與其在任年數(shù)呈現(xiàn)“倒U型”的關系。具體而言，地方官員會傾向于在任期中期加大民生投入，而在任期初期及后期都缺乏民生投入的熱情；地方官員的任期與民生投入的拐點處于任期的第3年至第4年之間。同時，如果當年地方官員發(fā)生變更，民生投入會顯著降低。研究有助于我們理解地方官員對民生投入的影響。

關鍵詞：地方官員； 在任年數(shù)； 教育支出； 經濟發(fā)展

一、引言

近年來，中央提出了推行干部任期制的要求，各地進行了不少有益的探索。但事實上，由于我國領導干部調動相對頻繁，官員任職難以屆滿的現(xiàn)象比較普遍。陳艷艷、羅黨論(2012)對2000—2008年277個地級市地方官員更替的統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，期間官員更替的均值為33.77%，更替較為頻繁。那么，主要官員頻繁的流動，是否會誘發(fā)執(zhí)政理念短期化、執(zhí)政行為浮躁化甚至執(zhí)政政績泡沫化等問題呢？陳艷艷、羅黨論(2012)從地方官員變動對企業(yè)投資影響的角度發(fā)現(xiàn)了一定的證據。但是他們的研究更側重于微觀層面，而對宏觀層面考慮不足。本文試圖從地方官員任期與民生投入的角度來提供另外一個維度的證據。

事實上，民生問題一直是倍受民眾以及中央政府重視的問題之一。十八大報告更是第一次將“民生”寫入報告，指出：加強社會建設，必須以保障和改善民生為重點。但相對西方國家而言，中國的民生發(fā)展程度遠遠落后于經濟增長。目前的文獻普遍將其歸因于中國式財政分權體制的影響(喬寶云、范劍勇、馮興元，2005；晏小敏，2008)。雖然財政分權理論較好地解釋了地方政府的擴張性財政政策行為(Qian and Rolan，1998)，但卻未能充分解釋地方政府公共資源配置的動機及行為。相比之下，政治晉升的激勵作用可能加大地方政府在發(fā)展經濟方面的投入(Li and Zhou，2005)，比如基礎設施、企業(yè)投資增長等，而對醫(yī)療、教育、衛(wèi)生等對GDP增長沒有顯著作用的投資則冷漠對待(丁菊紅、鄧可斌，2008；陳健，2008)。但此類文獻通常僅停留在理論層面，缺乏足夠的實證支撐。因此，從政治錦標賽對地方政府的激勵作用入手，實證研究地方政府在民生投入方面的行為將具有深遠的意義。

我們首先對官員在任期內的民生投入行為進行理論分析，認為地方官員在任期前期進行民生投入的期望效用較任期末期高；但在有限的財力和任期下地方官員對經濟增長的熱情對任期前期的民生支出產生“擠出效應”；而任期末年地方官員的晉升壓力增大或“自私性努力”使民生支出受到進一步的抑制，導致民生支出在地方官員任期內的發(fā)展呈非線性關系。在此基礎上我們搜集了2003—2009年間中國272個地級市的市委書記數(shù)據，在控制財政分權、財政壓力、經濟建設變量的基礎上研究市委書記個人特征對于民生投入的影響。研究表明：民生支出在市委書記任期內呈現(xiàn)先增后減的趨勢，與市委書記的在任年數(shù)形成“倒U型”的關系，并在任期第3和第4年，即任期中期達到最大值。同時我們還發(fā)現(xiàn)，在前任官員與新上任官員的共同作用下，發(fā)生新舊市委書記交替的年度城市民生支出有所下滑。因此，過短的任期以及過高的變更頻率對于地方的民生問題改善將帶來負面的影響。

本文的主要貢獻體現(xiàn)在：(1)系統(tǒng)地研究了晉升激勵對政府產生的“扭曲激勵”效果，增強對于晉升錦標賽激勵機制的理解并提供實證支撐。(2)從政府行為背后的實質性個體——官員的角度對民生問題以及經濟資源配置進行研究，從一個新的視角解釋了我國民生發(fā)展不完善的原因。(3)現(xiàn)有研究地方官員的文獻普遍集中在省級層面，而我們將其進一步擴展到地級市層面。由于地級市政府更加接近企業(yè)、對于當?shù)亟洕l(fā)展以及資源配置的動力及能力更強，地級市官員相對省級官員受到激勵的影響和經濟效果更強，對于研究政府行為而言將提供更加精確穩(wěn)健的結果。

本文的以下結構安排如下：第二部分，對官員在任期內的個人效用函數(shù)進行分析，并設計了研究模型，對數(shù)據來源和主要變量進行闡釋；第三部分，報告主要的回歸結果以及對回歸結果的討論；第四部分，在前文基礎上加上了以官員作為個體、考慮政策時滯等情況，以增強我們結論的穩(wěn)健性；第五部分為本文的結論。

二、理論分析與假設的提出

在我國“任命制+任期制”人事干部管理制度下，官員一般只對其任職期間的事務負責，而不需要對其任期外的事務負責。在這種情形下，地方官員如果預期到自己擔任某個職位的時間有限，則有動機做出某些損害長期利益的舉動來增進當前利益。張軍和高遠(2007)發(fā)現(xiàn)官員的任期時間長短會顯著影響其施政行為和策略，官員任期過短會造成短視性的行為，而官員的任期過長則可能導致其目標函數(shù)的改變。王賢彬和徐現(xiàn)祥(2008)也發(fā)現(xiàn)任期對官員在經濟績效上的影響存在顯著的異質性。因此我們認為從官員任期的角度入手，研究政府行為背后的實質性個體——官員，對經濟資源配置的影響是一個十分深遠又有意義的話題。

相對于固定資產投資等“硬公共品”而言，教育等“軟公共品”具有時滯性和時間累加性兩個顯著的特征。即民生投入對于經濟增長的推動作用無法在投入當期“顯現(xiàn)”。時滯性會使追求短期經濟增長最大化的政府輕視民生支出而重視基礎設施支出，從而成為財政支出結構扭曲的重要原因(傅勇、張晏，2007；呂偉、王偉同，2008)。此外，民生投入具有時間累加性，短期內教育投入可能對經濟增長只有較弱的促進作用，但如果教育投入長期累加，則可以對經濟增長產生較強的影響作用(郭慶旺、賈俊雪，2006)。因此，為了使民生投入能夠轉化為經濟增長并在有限的任期內顯示出來，地方官員在任期前期進行民生投入的期望效用大于任期末期。

如果僅從民生的“軟公共品”性質和官員對經濟增長態(tài)度的角度看，民生投入在官員任期可能呈現(xiàn)線性遞減的特征。但在財政分權體制和任命制下，地方官員往往面臨“財權”與“事權”不對稱的困境，這迫使地方官員必須利用十分有限的財力在民生投入與“硬公共品”間進行資源配置。為了盡快地顯示個人能力，政府公共投資總是優(yōu)先用于與經濟增長緊密相關的項目 (張軍、高遠，2007；丁菊紅、鄧可斌，2008；中國經濟增長前沿課題組，2011；等等)。其次，考慮到經濟發(fā)展也可能存在時滯，地方官員為了能在任期內表現(xiàn)出經濟結果，通常選擇在任期初期大力發(fā)展經濟(王賢彬、徐現(xiàn)祥、李郇，2009)。因此，即使地方官員在任期初期進行民生投入的期望效用較高，但官員對短期經濟增長的需求對民生發(fā)展產生“擠出效應”，抑制了任期初期的民生投入。隨著其在任時間的增加，官員在政策性約束和地方輿論壓力增加，且民生投入的期望效用仍然較高時逐漸增加對于民生的投入。而在任期末年，官員面臨更大的晉升壓力，存在晉升希望的官員為了爭取最后的晉升機會而進行GDP“沖刺”而關注經濟增長，但不存在晉升希望的官員則開始關注個人收益，進一步降低晉升預期，設法提高地方留存收益或者追求“純粹”私人利益的“攫取之手”(田偉、田紅云，2009)，加上此時民生支出的期望效用相對較低，官員在任期末年缺乏民生投入的動力?；谏鲜龇治?，我們提出假設1。

假設1：地方官員在任期內對民生投入的熱情先增后減。

根據前文的分析，若上一屆政府任期過短或過長，政府交接時期的城市民生發(fā)展水平較低，那么，地方官員新上任，短期內將沿襲上一屆官員的做法(王賢彬等，2009)，民生支出無法得到立刻改善。若上一屆政府任期處于民生支出的拐點處，政府交接時期的城市民生發(fā)展水平處于較高水平，此時，新上任官員至少面臨著職權變化、環(huán)境變化其中之一的問題，有些甚至兩者兼具，所以官員上任時面對不同的領導班子、所管轄區(qū)域經濟環(huán)境變化，存在一個適應期與調整期。在這個時期地方投資的政策措施均處于不穩(wěn)定狀態(tài)；另外，受到相對績效考核體制的影響，地方官員將選擇最大化經濟增速?？紤]到經濟政策可能存在的滯后性，新上任官員為了在任期內能夠顯示出經濟成果，通常在上任初期便關注經濟發(fā)展(王賢彬等，2009；張軍等，2007；李鳳羽等，2015)，民生支出被經濟發(fā)展的訴求擠出。因此，我們提出假設2。

假設2：官員更替對地方民生支出將帶來負面影響。

三、研究設計

(一)樣本選擇

我們通過地方年鑒、網絡搜索(www.baidu.com)等各種途徑，完成了全國272個城市*全國一共有656個城市，但有很多城市是縣級城市，數(shù)據不具有可收集性。我們主要是根據《中經網統(tǒng)計數(shù)據庫》中的城市年度數(shù)據庫中的地級市(一共有335個)城市來做數(shù)據收集的基礎。連續(xù)11年(1999—2009)的地方官員數(shù)據的收集工作。我們收集了這些城市的市委書記的如下指標：上任時間、任期、年齡、學歷、來源、去向等多個維度。進而構造了相應的研究指標。

城市層面的變量來自《中經網統(tǒng)計數(shù)據庫》中的城市年度數(shù)據庫以及歷年的《中國城市統(tǒng)計年鑒》。由于我們研究重點在于城市在民生方面的表現(xiàn)，而《中國城市統(tǒng)計年鑒》數(shù)據中相關指標包括各城市預算內財政收支、預算內教育支出、撫恤和社會福利救濟支出、社會保障支出等指標。其中，統(tǒng)計年鑒僅從2007年開始較為完整地報告各城市的撫恤和社會福利救濟支出、社會保障支出兩個指標，而預算內教育支出在2002年及以前僅報告了市轄區(qū)的支出情況，最終我們將研究年限確定在2003年至2009年。

(二)模型與變量

1.模型設定

我們將在官員個人效用函數(shù)與任期關系的基礎上設定如下三個模型：

Livelihoodit=β0+β1tenureit+∑ CONIROL+Province+Year+it

(1)

Livelihoodit=β0+β1tenureit+β2tenuresqit+∑CONIROL+Province+Year+it

(2)

Livelihoodit=β0+β1changeit+∑CONIROL+Province+Year+it

(3)

Livelihood代表民生支出；tenure代表市委書記當年任期；change代表當年是否發(fā)生官員變更；∑CONIROL代表控制變量，包括官員年齡、官員受教育程度、官員就職來源、人均GDP、財政盈余、財政自由度、對外開放度；Province和Year分別代表省份(或城市)效應與年份效應；it為隨機擾動項。

模型(1)是針對官員當年任期的回歸。根據我們的分析，教育支出與官員任期呈現(xiàn)非線性關系，因此β1的符號無法確定。模型(2)在模型(1)的基礎上加入了當年任期的平方項。我們預期β1>0，β2<0，市委書記的民生投入熱情與任期呈現(xiàn)“倒U型”的關系，民生熱情呈現(xiàn)先增后降的過程。模型(3)是研究城市民生投入與官員變更的關系模型，change表示當年是否發(fā)生官員變更，1代表變更，0代表非變更。我們預期β1<0，官員變更將對城市民生發(fā)展產生負面影響。

2.變量定義

由于數(shù)據的可得性限制，本文將從教育領域就官員的民生投入行為進行研究?；趦蓚€主要的原因，我們認為用義務教育來反映政府的民生努力是合理的。其一，由于私人投資的意愿及能力無法滿足社會的總體需求，因此教育屬于公共品(陳共，1999)，其非競爭性與非排他性是民生項目最重要的基本特征；其二，在財政分權框架內，義務教育外溢性最大。義務教育不以盈利為目的，對人力資本的推動見效很緩慢，對拉動短期GDP 的增長率是沒有貢獻的(華萍，2005)。由此我們認為教育領域在研究地方官員的民生投入行為方面具有一定的代表性。在我們的計量模型中，我們從“投入”及“結果”兩個維度對官員的民生投資行為分別進行研究。我們用“當年預算內教育支出/當年預算內支出”來衡量官員的民生投入動力。考慮到地區(qū)的教育發(fā)展除了受到教育投入的影響外，還受政策等因素的影響。此外，教育資金的投資方式以及管理運用模式也對當?shù)氐慕逃l(fā)展產生重要影響。因此，我們在研究“投入”的基礎上，增加對于民生發(fā)展“結果”的考核，在該模型中采用的是“中小學學生人數(shù)/總人口”這一指標。其他變量的定義如表1所示。

表1　變量定義

四、實證結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

圖1　教育投入與預算收支變動圖

圖1反映了進入21世紀以來中國財政預算三大板塊的發(fā)展情況。在10年間我國預算內教育支出占GDP比重維持在3%上下，但遠低于4%的目標(《中國教育改革和發(fā)展綱要》，1993)。與此形成鮮明對比的是預算內收入占比與預算內支出占比的情況。預算內收入占GDP比重由21世紀初的15%上升到2010年21%的水平，10年間增速維持在20%左右，并在絕大多數(shù)年份高于教育支出增速，后者維持在15%左右。上述結果凸顯地方官員在經濟增長、提高預算內收入以及行政管理支出的熱情明顯高于改善當?shù)亟逃度敕矫娴臒崆榈默F(xiàn)象。

本文在1%水平對所有連續(xù)變量進行winsorize處理。預算內教育支出占財政支出的平均值為19.01%，由于我們并未考慮預算外支出與制度外支出，該值實質上被大大高估。而義務教育在讀學生占總人數(shù)的均值為14.81%，在我國大力普及義務教育的舉措下我國的適齡兒童獲得了更多接受教育的機會。另外，任期的平均值為2.85年。為了更加詳細地了解官員的任期結構，我們報告了處于不同在任年數(shù)的頻率。在我們的樣本區(qū)間2003—2009年之間，處于任期第2年、任期第1年的頻率最高，處于任期第5年之后的樣本頻率較低，只有少部分的市委書記能夠任滿5年。說明我國官員的變更頻率較快，官員任期呈現(xiàn)短期化。 而在2003—2009年間總樣本官員變更的次數(shù)為460次。其他變量的描述見表2。

表2　描述性統(tǒng)計

圖2　市委書記在任年數(shù)分布

(二)回歸結果

1.教育投入變量與任期的關系

1)總樣本回歸

表3匯報了總樣本回歸結果，列(1)、(5)分別從“投入”和“結果”的角度出發(fā)報告了模型(1)的回歸結果?？梢钥吹絻H加入官員所在任期一次項的結果并不顯著，由此我們驗證了地方官員在民生方面的投入及發(fā)展結果與官員當年任期并非線性關系。官員對民生投入的熱情隨著在任年數(shù)的變化而不斷發(fā)生改變，進而影響官員的決策行為。列(2)—(4)，以及列(6)報告了加入當年任期平方項的結果。為了使結果更加穩(wěn)健，我們分別采用不同的方法對模型(2)進行估計。其中，列(2)控制了省份和年份的雙向固定效應，我們假設同省的城市面對相同的政策和激勵；列(4)(6)控制了城市和年份的雙向固定效應，進一步控制了遺漏變量的影響；列(5)則在列(4)的基礎上加入了省份和年份啞變量的交叉項，允許了各省的教育投入和教育政策具有潛在的趨勢*十分感謝匿名審稿人提出的寶貴意見。。結果顯示，無論采用何種方法，官員當年任期一次項均在統(tǒng)計水平上顯著為正，而任期二次項在5%統(tǒng)計水平上顯著為負。即，市委書記在民生方面的投入與發(fā)展結果的確與當年任期形成“倒U型”關系，民生發(fā)展動力在官員任期內先增后減。按照回歸結果計算，教育投入與當年任期關系的拐點處于第3年至第4年之間(按照教育支出占財政支出比重來計算為3.40，按照義務教育普及率計算為3.52)*此處利用更加精細的回歸系數(shù)進行計算。其中，教育支出占財政支出作為因變量的在任年數(shù)一次項、二次項系數(shù)分別為0.002052，-0.0003；義務教育普及率作為因變量分別為0.001626，-0.00023。。

表3　教育投入與在任年數(shù)總樣本回歸

注：(1)***、**、*分布表示在1%、5%和10%統(tǒng)計水平上顯著；(2)括號中報告了穩(wěn)健標準誤下的標準誤。

在其他變量方面，人均GDP越高的地區(qū)，市場化程度一般較高，教育等公共服務配套措施也比較健全。而財政分權FD和財政支出壓力SR均在1%統(tǒng)計水平上顯著為負。由于我國的財政分權體制是采用經濟分權與垂直管理的形式，分權程度越高的地區(qū)政府擁有更高的經濟決策權與經濟收入，因而政府在相對績效考核體制以及提高地方財政收入的共同作用下?lián)碛懈蟮膭恿?，并且擁有更高的能力和權力去投入到經濟建設中，從而忽視了民生方面的投入。而財政支出壓力SR也在1%水平上顯著為負，這意味著當官員認為財政壓力較大時，官員在進行縮減財政開支決策時更傾向于削減對經濟發(fā)展成效不大的教育支出，以此緩解當年財政壓力。

圖3　教育投入與在任年數(shù)的“倒U型”關系圖

2)按任期長短分組

為了使“倒U型”的結果更加穩(wěn)健，我們嘗試將觀測值按照市委書記在任年數(shù)進行分組，以4年作為臨界值進行劃分，采用模型(1)進行回歸。而表4報告的回歸結果也驗證了“倒U型”趨勢的一致性。市委書記在任年數(shù)小于臨界值時，教育投入與在任年數(shù)呈同向線性關系，而當市委書記任職年數(shù)在臨界值之后時，教育投入與在任年數(shù)呈反向線性關系。此外，考慮到部分官員的任期較短(兩年以下)，最后估計出來的倒U型可能是不同官員處于不同任期點而結成的偽關系。我們剔除了任期過短的官員，僅研究任期較長(大于等于3或者大于等于4)的官員樣本中“倒U型”關系是否穩(wěn)健存在*十分感謝匿名審稿人提出的寶貴意見。?；貧w結果如(3)(4)列所示。在任期大于三年或任期大于四年的官員所組成的樣本中，民生投入與官員任期間的“倒U型”關系穩(wěn)健存在，如此我們便克服了由于部分官員任期較短而可能帶來的“偽關系”。

表4　教育投入與在任年數(shù)按任期長短分組回歸

注：(1)***、**、*分布表示在1%、5%和10%統(tǒng)計水平上顯著；(2)括號中報告了穩(wěn)健標準誤下的t統(tǒng)計量。

2.教育投入與官員變動的關系

我們對官員的變更進行了一個大致的描述(見圖4)。在我們的研究區(qū)間2003—2009年間，272個城市7年間發(fā)生460次官員變更，每個城市平均發(fā)生1.7次官員更替，官員的變動周期均短于5年，從這個角度來看我國官員變更過于頻繁。

圖4　2001—2009地級市發(fā)生市委書記更替人數(shù)

在研究教育投入與官員變更關系之前，我們對變更周期內的教育投入變動進行大致的描述。為了更方便地描述變更周期，我們將其劃分為變更年、變更前一年、變更后一年以及非變更年度四個階段。以非變更年度作為基準年，將變更前一年、變更年、變更后一年分別采用Dummy變量的形式表現(xiàn)。結果如圖5所示。官員變更周期內城市的教育投入情況確實發(fā)生了較大的波動；且在發(fā)生官員變更的年度，城市的教育投入情況將出現(xiàn)明顯下滑。

圖5　官員變更與教育投入的關系

表5報告了模型(3)的回歸結果。從列(1)、列(2)的結果來看，官員變更年度在5%的統(tǒng)計水平上顯著為負，城市當年發(fā)生官員變更將導致當年教育支出占財政支出比重下降0.16個百分點，使義務教育普及率在當年下降0.08個百分點。這與我們的預期符合，民生支出在發(fā)生官員更替的年份顯著下滑。此外，考慮到前任官員的任期長短會顯著影響現(xiàn)任官員當選時的民生發(fā)展基礎*十分感謝匿名審稿人提出的寶貴修改意見。，若前任官員任期過長或過短都會使現(xiàn)任官員面臨的民生發(fā)展水平過低，這顯然會降低官員變更帶來的負面影響。因此，我們采用分組的方法將前任官員的任期進行控制，第一組樣本為前任官員在任期內前兩年和五年以上(Lower)；另一組為前任官員任期處于中間年份(Upper)。列(2)(3)、(5)(6)報告了分組回歸的結果。結果顯示了官員變更引發(fā)的民生發(fā)展下滑現(xiàn)象與前任官員的任期長短密切相關，若前任官員卸任時處于“倒U型”的頂端(即在任年限處于3—4年)，那么官員變更對民生發(fā)展的負面影響將更加顯著；相反，若前任官員任期過長或過短，那么官員更替對民生發(fā)展的負面影響則并不顯著。

表5　教育投入與官員變更回歸

注：(1)***、**、*分布表示在1%、5%和10%統(tǒng)計水平上顯著；(2)括號中報告了穩(wěn)健標準誤下的t統(tǒng)計量。

五、穩(wěn)健性檢驗

首先，為了進一步檢驗“倒U型”結果的穩(wěn)定性，我們在前文的城市個體基礎上加入了以官員個體作為觀測值的回歸方法。我們利用兩種方法進行測試。第一，我們將官員作為個體，計算了觀測期內官員的總任期、上任年齡、學歷、晉升途徑，以及任期的教育支出占財政支出比重均值、義務教育普及率均值、人均GDP均值、FD均值、SR均值、人口密度均值，進而形成混合截面數(shù)據；第二，我們在原有模型(1)的基礎上，考慮了官員個體固定效應模型，官員個體固定模型關注的是對于同一名官員，隨著任期的增加，民生支出的變化情況。由于處于相同城市的官員可能面臨類似的政策或資源條件，我們在官員個體效應模型中控制了城市層面的clustering效應。見表6。(1)、(2)列報告了參照模型(1)及模型(2)的計量方法對混合截面數(shù)據進行回歸的結果，(3)、(4)列報告了官員個體固定效應模型的回歸結果，結果與前文保持一致。

表6　以官員作為個體的回歸結果

注：(1)****、***、*分布表示在1%、5%和10%統(tǒng)計水平上顯著；(2)括號中報告了穩(wěn)健標準誤下的t統(tǒng)計量。

其次，考慮到官員從決策到執(zhí)行，以及從執(zhí)行到見效之間可能存在一定時間的時滯，我們對教育投入的變量進行了滑動平均處理。利用當期和下一期的平均值來考核當期官員在教育方面的努力。對教育投入進行時滯處理后，我們能夠降低官員的決策時滯、執(zhí)行時滯以及教育支出對結果帶來的影響。我們對模型(2)進行驗證，回歸結果表明，教育投入和產出在任期內均呈現(xiàn)“倒U型”變化，拐點處在3.5496年*為節(jié)省篇幅，回歸表格在此不予出具，有興趣的讀者可向作者索取。。

六、結論

本文首先對官員在不同在任年數(shù)的民生投入行為進行理論分析。認為在官員晉升錦標賽以及財政分權體制的共同作用下，官員在任期內注重經濟增長及財政收入，并在任期末年由“援助之手”轉為“攫奪之手”，開始關注個人的私人收益，建設支出在初期和末期均顯著擠出民生投入。在此基礎上我們利用了2003年至2009年間全國各地級市市委書記的個人詳細信息以及城市經濟增長和財政收支數(shù)據庫，對上述假設進行了實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，在中國，市委書記在任年數(shù)與教育投入的關系呈現(xiàn)“倒U型”的關系，官員任期內民生投入熱情的變化的確對其決策以及政績表現(xiàn)產生顯著影響，并深刻影響地方的經濟發(fā)展與公共資源配置。官員在任期內的教育投入經歷了先增后減的過程。通過計算認為，我國地級市市委書記的任期確定為單任4年時，對于地方的教育投入改善效果最佳，任期過長或過短都容易造成官員過分注重經濟增長或個人效益而忽視民生的“極端化”行為。

此外，我們還發(fā)現(xiàn)了城市發(fā)生官員變更的年度教育投入及義務普及率均相對有所下滑，再次強化了我們對于“倒U型”邏輯關系的認識。作為當?shù)卣吆唾Y源配置的決策與執(zhí)行者的地方官員，其民生意識以及晉升動機對于當?shù)亟逃度氲拇_產生重要的影響，新上任官員由于“慣性”在短期內沿襲上一屆官員退休前的政策方針，加上晉升激勵的共同作用下，過度忽視民生支出，大力發(fā)展經濟，導致了變更年度教育投入有所下降。因此，過度頻繁地更替官員會對地方教育投入帶來負面影響，可見，市委書記的任期不宜過短。

[參考文獻]

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1.重視制度體系的完整性。法律風險防控是全員、全過程、全方位的管理，而對制度體系的管理同樣是實現(xiàn)風險防控的重要因素。應當根據自身生產經營的實際，結合相關法律法規(guī)的規(guī)定，逐步加深對來自對外經濟交往、生產流程和自身管理環(huán)境的法律風險的認識，在此基礎上建立健全相應防控制度體系，使制度體系合法、適用、高效。

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【責任編輯:許玉蘭;責任校對:許玉蘭;楊海文】

中圖分類號：F123.16/F124.7

文獻標識碼：A

文章編號：1000-9639(2015)05-0185-10

作者簡介：羅黨論，中山大學嶺南學院副教授(廣州510275)；

基金項目：國家自然科學基金青年項目(70902024)；廣東省哲學社會科學“十二五”規(guī)劃項目(GD14CYJ03)；廣東省自然科學基金項目(S2013040013714)；中山大學經濟研究所基地建設經費項目

*收稿日期：2015—03—01

佘國滿，香港科技大學商學院博士研究生；

鄧可斌，廣東外語外貿大學財經學院教授(廣州510006)。