徐現(xiàn)祥 劉勇

0 引言

在中國，地方官員入職的基本制度是任命制，即地方官員由上級任命。比如省委書記由中央任命、地委書記由省委任命、縣委書記由地委任命。因此，在中國地方官員的任命上，上級官員處于支配地位。上級官員任命下級官員所面臨的問題有，任命多少下級官員？如何控制下級官員系列的進(jìn)入率？如何控制晉升為下級官員的晉升率？至少在我們的知識范圍內(nèi)，中國地方官員任命問題鮮有答案。注現(xiàn)有文獻(xiàn)主要考察了上級選拔下級官員的主要標(biāo)準(zhǔn)：績效論(Bo，2002；Chen et al.，2005；Li and Zhou，2005)和關(guān)系論(Shih et al.，2012； Jia et al.，2015；Opper et al.，2015)。

上級任命下級官員至少考慮兩個因素。一個是落實上級出臺的新政策。毛澤東認(rèn)為，“領(lǐng)導(dǎo)者的責(zé)任，歸結(jié)起來，主要地是出主意、用干部兩件事”?！奥肪€確定之后，干部就是決定的因素”(毛澤東，1991)?？梢?，從上級官員的視角來看，落實、執(zhí)行自己新制定的路線和政策的決定因素是選拔、任命合適的下級官員。在實踐中，人們將不時觀察到，重大的新的政策落實和實施往往始于官員變動。[注]比如中國的改革開放。中央領(lǐng)導(dǎo)人確立了改革開放的方針，全國各地改革開放的啟動和推進(jìn)始于中央對各省、市、自治區(qū)領(lǐng)導(dǎo)官員的調(diào)整。陳冠任(2009)詳細(xì)記述了安徽、黑龍江、吉林、遼寧、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、湖北、四川、云南、山西、陜西、西藏、北京等17個省、市、自治區(qū)通過調(diào)整下級官員啟動和推進(jìn)改革開放的歷史進(jìn)程。比如改革開放“先行一步”的福建省，中央認(rèn)為福建省委沒有落實好政策，重新任命了第一書記，由此打開了局面。再比如山西省，在真理標(biāo)準(zhǔn)討論、撥亂反正、農(nóng)村大包干等方面都落后于全國，中央下決心對山西省委主要領(lǐng)導(dǎo)人進(jìn)行調(diào)整，任命了新的省委第一書記。新書記上任后，在平反冤假錯案、推行聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制等方面都趕上了全國的步伐。同樣，新書記在推行聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制時，也將干部選派放在首位，任命了一批新的地級官員在各地推行落實新政策。另一個是職位空缺。創(chuàng)造空缺是上級的權(quán)力。習(xí)近平提出，“‘一把手’在用人上主要有五方面權(quán)力，即調(diào)整動議、提名推薦、組織醞釀、主持決策、監(jiān)督管理”。[注]2009年12月，習(xí)近平同志在全國組織部長會議上的講話。轉(zhuǎn)引新華網(wǎng)的報道，詳見http://news.163.com/10/0709/16/6B5R9JLO000146BC_all.html。從實踐上看，盡管中國對各級官員的任期也有明確規(guī)定，比如一屆五年，但是地方官員的實際任期總是明顯低于法定任期，比如在1983—1998年間，省委書記的一個任期平均只有2.5年。這表明上級終止了大多數(shù)下級官員的法定任期，從而創(chuàng)造出大量職位空缺。

本文把上級任命下級官員數(shù)量與其出臺的新政策和創(chuàng)造的空缺之間的關(guān)系定義為任命函數(shù)。本文假定，上級隨著任期增加越來越能夠“熟練創(chuàng)造”職位空缺，即創(chuàng)造的職位空缺是其任期的增函數(shù)；但是上級隨著任期增加越來越難以出臺新政策，即出臺新政策的可能性是其任期的減函數(shù)。本文證明了，當(dāng)這兩個假定成立時，上級的任命函數(shù)是其任期的凹函數(shù)，即上級晉升下級官員的數(shù)量在其任期內(nèi)先增加后減少，呈現(xiàn)倒U型變動。這意味著，上級官員任命下級官員時，在開始階段主要受制于職位空缺，任命下級官員的人數(shù)隨著空缺的增加而增加；在后期階段主要受制于新政策，任命下級官員的人數(shù)隨著出臺新政策的可能性下降而下降，從而任命的下級官員人數(shù)呈現(xiàn)倒U型?；谌蚊瘮?shù)的這個性質(zhì)，本文得到兩個推論：一個是下級官員系列的進(jìn)入率，即新任命的下級官員人數(shù)占下級官員比重，是上級任期的凹函數(shù)；另一個是晉升為下級官員的晉升率，即新任命的下級官員人數(shù)占下級官員比重，是上級任期的凹函數(shù)。

為了檢驗任命函數(shù)的上述三個推論，本文構(gòu)建了一個新的中國地方官員數(shù)據(jù)庫：省委書記-晉升地廳級官員數(shù)量相匹配的數(shù)據(jù)庫。其中，省委書記(包括直轄市市委書記、自治區(qū)黨委書記，以下統(tǒng)稱省委書記)代表具有任命權(quán)的上級，任命地廳級官員，數(shù)據(jù)來自中山大學(xué)嶺南學(xué)院地方官員數(shù)據(jù)庫(王賢彬和徐現(xiàn)祥，2013)；晉升地廳級官員是指從低一級的職務(wù)晉升為地廳級官員，[注]在《黨政領(lǐng)導(dǎo)干部統(tǒng)計資料匯編1954—1998》中，晉升職務(wù)是指經(jīng)任免機(jī)關(guān)任命，按照職務(wù)序列由低向高變動的職務(wù)。凡提高政治生活待遇的不做晉升職務(wù)統(tǒng)計。在數(shù)字起止時間內(nèi)，晉升兩次以上職務(wù)的，按最后一次晉升的職務(wù)統(tǒng)計。是與省委書記相匹配的下級官員，數(shù)據(jù)來自《黨政領(lǐng)導(dǎo)干部統(tǒng)計資料匯編1954—1998》(以下簡稱《匯編》)(中共中央組織部，1999)，時間跨度為1983—1998年。因此，這是一個上下級相匹配的中國地方官員數(shù)據(jù)庫。關(guān)于這個數(shù)據(jù)庫還有兩點補(bǔ)充。一是，晉升地廳級官員數(shù)量是省內(nèi)全部的新任地廳級官員數(shù)量，不僅包括在省內(nèi)的地級行政單位任職的地廳級官員，比如市委書記、市長等，而且包括在省直機(jī)關(guān)任職的地廳級官員，比如財政廳廳長、省發(fā)展與改革委員會主任等。另一個是，不包括地廳級官員晉升為高一級職務(wù)的人數(shù)。因為省委書記沒有任命副省級官員的權(quán)力，在任的正職地廳級官員晉升的下一個級別就是副省部級，將由中央任命。也正是如此，這個數(shù)據(jù)庫能夠考察地廳級官員系列的進(jìn)入情況，無法考察地廳級官員系列的退出情況。

基于這個省委書記-晉升地廳級官員數(shù)量相匹配的數(shù)據(jù)庫，本文考察中國入職地廳級官員系列的進(jìn)入情況。與任命函數(shù)的預(yù)期一致，晉升地廳級官員數(shù)量、地廳級官員系列的進(jìn)入率和晉升為地廳級官員的晉升率在省委書記任期內(nèi)都呈現(xiàn)倒U型。如圖1中的上部圖形所示，雖然晉升地廳級官員數(shù)量在1983—1998年間先下降后上升，但是在省委書記任期內(nèi)卻呈現(xiàn)出明顯的倒U型，且在省委書記任期的第3年達(dá)到最大值。地廳級官員系列的進(jìn)入率和晉升為地廳級官員的晉升率也呈現(xiàn)出同樣的變動模式，如圖1中的中間和底部圖形所示。這些發(fā)現(xiàn)是非常穩(wěn)健的，當(dāng)本文進(jìn)一步控制各省主要經(jīng)濟(jì)變量、省委書記其他特征、地廳級官員其他特征、全國黨代會、省黨代會、省委書記可能面臨的信息問題和實際權(quán)力、省長等變量后，這些倒U型依然顯著存在，且還是在省委書記任期的第三年達(dá)到最大值。另外，本文還通過安慰劑檢驗，排除了省委書記任期內(nèi)其他因素導(dǎo)致上述倒U型的存在。

圖1 入職地廳級官員系列的進(jìn)入情況 注： 地廳級官員數(shù)據(jù)來自《黨政領(lǐng)導(dǎo)干部統(tǒng)計資料匯編1954—1998》；在左圖中，橫軸是時間；在右圖中，橫軸是省委書記任期，數(shù)據(jù)來源于嶺南學(xué)院地方官員數(shù)據(jù)庫。

本文的發(fā)現(xiàn)揭示了，盡管法定任期是五年，但是任期實際縮短到三年左右將帶來下級官員隊伍膨脹。地方官員的法定任期是一屆五年。當(dāng)每一屆上級都任滿五年時，每一個上級任命的下級官員數(shù)量都先上升后下降，從而下級官員數(shù)量只會呈現(xiàn)出周期性波動，但不會呈現(xiàn)出明顯的膨脹趨勢。當(dāng)每一屆上級的實際任期只有三年左右時，每一個上級任命的下級官員數(shù)量只會呈現(xiàn)上升趨勢，不會出現(xiàn)下降趨勢，從而下級官員數(shù)量可能呈現(xiàn)出膨脹趨勢。從現(xiàn)實看，省委書記任期一屆恰好平均只有2.5年，地廳級官員隊伍增加了。

本文的工作互補(bǔ)于中國官員晉升的文獻(xiàn)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)主要考察了上級選拔下級官員的主要標(biāo)準(zhǔn)，一個是績效論，強(qiáng)調(diào)上級根據(jù)地方官員的經(jīng)濟(jì)績效擇優(yōu)晉升(Bo，2002；Chen et al.，2005；Li and Zhou，2005)；另一個是關(guān)系論，強(qiáng)調(diào)上級選拔下級官員時看重其擁有的關(guān)系(Shih et al.，2012；Jia et al.，2015；Opper et al.，2015)。本文從上級的視角直接考察上級如何任命下級官員，當(dāng)本文的發(fā)現(xiàn)成立時，則意味著，下級官員即使擁有相同的經(jīng)濟(jì)績效或相同的關(guān)系，在上級任期內(nèi)的不同時期被晉升的可能性也是不同的。從實證識別的角度看，忽略了上級任期的影響，現(xiàn)有官員晉升文獻(xiàn)則可能會出現(xiàn)經(jīng)典的遺漏重要解釋變量問題。

本文的工作拓展了官員治理績效文獻(xiàn)。目前實證分析中國地方官員影響轄區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的文獻(xiàn)已經(jīng)比較豐富，比如地方官員影響轄區(qū)經(jīng)濟(jì)增長速度(徐現(xiàn)祥等，2007；張軍和高遠(yuǎn)，2007)、投資(王賢彬等，2010)、土地出讓(張莉等，2011；余靖雯等，2015)、信貸(錢先航等，2011)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整(宋凌云等，2012)。本文的工作則發(fā)現(xiàn)，官員不僅能夠直接影響轄區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而且還能夠影響轄區(qū)內(nèi)下級官員的職業(yè)發(fā)展，從而把地方官員的影響從經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域拓展到地方官員系列。

與本文最相近的工作可能是徐現(xiàn)祥和王賢彬(2010)以及Wu and Chen(2016)。徐現(xiàn)祥和王賢彬(2010)將任命模型化為中央在匹配地方官員能力和轄區(qū)稟賦，證明了當(dāng)中央追求產(chǎn)出最大化時，官員能力和轄區(qū)稟賦為正向匹配。Wu and Chen(2016)也關(guān)注中央如何配置眾多的省級官員，主要發(fā)現(xiàn)是，當(dāng)中央傾向于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，將正向選型匹配官員能力和省區(qū)稟賦；當(dāng)中央傾向平衡地區(qū)發(fā)展時，將負(fù)向選型匹配官員能力和省區(qū)稟賦。顯然，本文的核心工作不是關(guān)注上級如何在空間上匹配多個下級官員與其任職地，而是在其任期內(nèi)(時間維度上)如何任命下級官員。

本文余下部分安排如下：第1部分提出一個簡單的任命函數(shù)；第2部分是數(shù)據(jù)；第3、4、5部分為分別從晉升人數(shù)、進(jìn)入率和晉升率三個維度實證檢驗中國地廳級官員系列的進(jìn)入模式；最后是結(jié)論性評述。

1 一個簡單的任命函數(shù)

本文考察一個由A、B、C三個層級構(gòu)成的任命制經(jīng)濟(jì)體。其中，A級職位的級別最高，職位個數(shù)最少，單位化為1，在A級職位任職的官員，本文稱之為A級官員；B級職位的級別次之，職位個數(shù)為外生給定，為NB>1，在此任職的官員為B級官員；C級職位的級別最低，職位個數(shù)最多，記為NC>NB，在此任職的官員為C級官員。因此，在這個經(jīng)濟(jì)體里，職位級別順序是C

對上級官員而言，任命下級官員就是落實新政策的決定因素。毛澤東認(rèn)為：“領(lǐng)導(dǎo)者的責(zé)任，歸結(jié)起來，主要地是出主意、用干部兩件事”?！奥肪€確定之后，干部就是決定的因素”(毛澤東，1991)?？梢?，從上級官員的視角來看，任命下級官員的主要目的就是落實、執(zhí)行上級所制定的路線、方針、政策。本文假定，上級官員任期越久，出臺新政策的可能性越低，即新政策出臺的可能性z是上級任期τ的減函數(shù)，為z=1-ατ，[注]本文的核心結(jié)論并不局限于這個線性假定。只要z(τ)滿足z′<0和z″<0，且z′有界，本文的結(jié)論依然成立。其中α是常數(shù)。新政策記為Θ(x1)，其中x1是影響政策的非上級官員任期以外的其他因素向量，比如上級官員轄區(qū)的經(jīng)濟(jì)、地理等變量。因此，上級任期期間在每個時期出臺政策的可能性為zΘ。

本文把上級官員出臺的新政策zΘ、創(chuàng)造的空缺數(shù)量v與其新任命的下級官員數(shù)量p之間的關(guān)系定義為，上級的任命函數(shù)，即

p=zΘv≡p(τ,x1,x2)

(1)

式(1)揭示了，[注]假定p=(z Θ)ηvκ，其中，0<η <1和0<κ <1是常數(shù)，本文的結(jié)論依然成立。A級官員在每個時點上可能出臺的新政策zΘ和創(chuàng)造的空缺數(shù)量v決定了新任命的B級官員數(shù)量p?？梢宰C明，當(dāng)上述假定成立時，任命函數(shù)是上級官員任期τ的凹函數(shù)。具體而言，式(1)對上級官員任期τ求導(dǎo)可得，

(2)

式(2)揭示了，上級官員任命的下級官員數(shù)量將隨著上級官員任期的增加而增加，增加到p(τ*,x1,x2)后，將隨著上級官員任期的增加而下降。其中，τ*是上級任命下級官員最多的任期時間點，由式(2)可知τ*是存在的，即Pτ(τ*,x1,x2)=0。

任命函數(shù)是τ的凹函數(shù)，背后的經(jīng)濟(jì)含義是清晰的。上級官員任命下級官員，在開始階段，主要受制于職位空缺，任命下級官員的人數(shù)隨著空缺的增加而增加；在后期階段，主要受制于出臺的新政策，任命下級官員的人數(shù)隨著出臺新政策的可能性下降而下降，從而任命的下級官員人數(shù)呈現(xiàn)倒U型。這意味著，A級官員新晉升的B級官員數(shù)量在其任期內(nèi)先上升后下降，呈現(xiàn)倒U型。

式(2)可以得到兩個簡單的推論。知道了A級官員新晉升的B級官員數(shù)量p，則可以把B級官員的進(jìn)入率和C級官員晉升為B級官員的晉升率分別定義為PB=P/NB和PC=P/NC。當(dāng)式(2)成立時，PB和PC都是A級官員任期τ的凹函數(shù)。具體而言，

(3)

式(3)具有很強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)含義，揭示了上級官員任期是影響下級官員晉升的重要變量，互補(bǔ)于現(xiàn)有的官員晉升文獻(xiàn)。政治錦標(biāo)賽文獻(xiàn)強(qiáng)調(diào)，當(dāng)其他條件不變時，下級官員的經(jīng)濟(jì)績效越好其被晉升的可能性就越大；關(guān)系文獻(xiàn)強(qiáng)調(diào)，當(dāng)其他條件不變時，下級官員所擁有的關(guān)系越強(qiáng)其被晉升的可能性就越大。顯然，無論是政治錦標(biāo)賽文獻(xiàn)還是關(guān)系文獻(xiàn)都沒有明確考察上級本身的影響。對下級官員而言，式(3)則意味著，下級官員即使擁有相同的經(jīng)濟(jì)績效或相同的關(guān)系，在上級任期內(nèi)的不同時期被晉升的可能性也是不同的。因此，上級官員的任期也是影響下級官員晉升的一個重要因素。

本文以下部分將實證考察上級官員任命函數(shù)的三個核心推論，即新晉升的B級官員數(shù)量、B級官員的進(jìn)入率和C級官員晉升為B級官員的晉升率都是A級官員任期τ的凹函數(shù)，在A級官員任期內(nèi)呈現(xiàn)倒U型。

2 數(shù)據(jù)

2.1 中國地方官員系列簡介

中國地方官員系列是金字塔式的層級結(jié)構(gòu)。中國的行政區(qū)劃可分為中央、省、地、縣四級，相應(yīng)地，中國的地方官員可分為三級：省部級、地廳級和縣處級。如圖2所示，這三級地方官員規(guī)模呈金字塔式的層級結(jié)構(gòu)。在1983年，三級官員人數(shù)的構(gòu)成是，1.09%：13.04%：85.87%；到了1998年，則變?yōu)?.5%：7.7%：91.8%。

圖2 中國地方官員的層級結(jié)構(gòu)注： 數(shù)據(jù)來源于《黨政領(lǐng)導(dǎo)干部統(tǒng)計資料匯編1954—1998》。

中國地方官員系列是一個逐級碎化的層級結(jié)構(gòu)。第一級，省部級官員系列。中央下轄31個省級單位，任命在各個省級單位任職的省級官員。因此，省級官員系列是全國統(tǒng)一的系列。第二級，地廳級官員系列。各省級單位平均下轄10.7個地級單位，[注]2015年，中國有31個省級區(qū)劃單位、334個地級區(qū)劃單位和2850個縣級區(qū)劃單位。因此，每個省級單位平均下轄10.7個地級單位；每個地級單位平均下轄8.5個縣級區(qū)劃單位。分別任命各自轄區(qū)內(nèi)的地廳級官員，是省內(nèi)統(tǒng)一的系列。比如在廣東省，廣東省黨委任命、提名廣東省內(nèi)的地廳級官員，但無權(quán)任命、提名在廣東省以外地區(qū)任職的地廳級官員。因此，全國大致存在31個“分割的”地廳級官員系列。第三級縣處級官員系列。各地級單位平均下轄8.5個縣級單位，分別任命各自轄區(qū)內(nèi)的縣處級官員，是地區(qū)內(nèi)統(tǒng)一的系列。比如在廣東省的珠海市，珠海市黨委任命、提名珠海市內(nèi)的縣處級官員，但無權(quán)任命、提名在珠海市以外地區(qū)任職的地廳級級官員。因此，中國大致存在334個“分割的”縣處級官員系列。

中國地方官員系列是上下級匹配的。每個地方官員都有一個直接的上級。比如，省部級官員的直接上級是中央，由中央任命、提名；地廳級官員的直接上級是省部級官員，由省部級黨委任命、提名；縣處級官員的直接上級是地廳級官員，由地廳級黨委任命、提名。

2.2 一個新的省委書記-新晉升的地廳級官員相匹配的數(shù)據(jù)庫

中共中央組織部(1999)匯編發(fā)行了《黨政領(lǐng)導(dǎo)干部統(tǒng)計資料匯編1954—1998》。這本《匯編》報告了全國各省1983—1998年間新晉升的省級、地廳級和縣處級官員數(shù)量；1980—1998年間省級、地廳級和縣處級官員存量及其性別結(jié)構(gòu)、年齡結(jié)構(gòu)、學(xué)歷結(jié)構(gòu)、民族結(jié)構(gòu)和黨員結(jié)構(gòu)等?！秴R編》報告的都是省級加總后的數(shù)據(jù)，既可以描述省級官員所面臨的全國性系列，也可以描述地廳級官員所面臨的“分割的”省級系列?？紤]到省級官員面臨同一個中央，其上級在截面上的方差為零，本文重點考察地廳級官員系列。具體而言，全國有31個分割的地廳級官員系列，在每個地廳級官員系列上，都有各自的上級，省黨委，以及各自的下級，本省內(nèi)的地廳級官員。因此，本文將基于省級官員和地廳級官員構(gòu)建一個任命者與被任命者相匹配的數(shù)據(jù)庫，考察地廳級官員系列的進(jìn)入情況，檢驗任命函數(shù)的三個推論。

在這個數(shù)據(jù)庫中，被任命者是新晉升的地廳級官員。《匯編》所報告的地廳級官員既包括在地市一級黨政機(jī)關(guān)任職的地廳級官員，也包括在省直黨政機(jī)關(guān)任職的地廳級官員，涵蓋了各省內(nèi)的所有地廳級官員。這個數(shù)據(jù)庫采用三個指標(biāo)刻畫新晉升的地廳級官員：數(shù)量、進(jìn)入率和晉升率，分別是各省每年新晉升的地廳級官員的數(shù)量，及其占地廳級官員的比重、占縣處級官員的比重。前兩個指標(biāo)反應(yīng)了地廳級官員系列的進(jìn)入情況，后一個指標(biāo)反映了下級官員晉升為地廳級官員的可能性。

在這個任命者與被任命者相匹配的數(shù)據(jù)庫中，省委書記是主持決策者。省委書記數(shù)據(jù)來自中山大學(xué)嶺南學(xué)院地方官員數(shù)據(jù)庫。省委書記任期開始的時間可能是一年之中的任意月份，而《匯編》所報告的晉升地廳級官員數(shù)量是年度數(shù)據(jù)。不容否認(rèn)，在匹配省委書記與晉升地廳級官員數(shù)量時，這可能帶來一定的不便?，F(xiàn)有文獻(xiàn)通常做法是，比如Li and Zhou(2005)，當(dāng)省委書記上任時間為1～6月份時，其任期從當(dāng)年開始計算，當(dāng)省委書記上任時間為7～12月份的時候，其任期則從次年開始計算。對于匹配上下級官員數(shù)據(jù)而言，這種做法的潛在缺點是，無法把省委書記更替當(dāng)年的晉升地廳級官員數(shù)量匹配到真正的任命者。特別是媒體不時報道的“離任前提拔”現(xiàn)象，[注]上級早已意識到這個問題。據(jù)新華網(wǎng)報道，在2002年初，中央組織部開展科學(xué)規(guī)范和有效監(jiān)督縣(市、區(qū))委書記用人行為課題調(diào)研試點，浙江省是全國最早的四個試點省份之一，溫州瑞安市和寧波江東區(qū)被選為調(diào)研試點單位。2005年7月，中組部在浙江召開調(diào)研試點情況匯報會后，浙江省委積極擴(kuò)大試點范圍，進(jìn)一步進(jìn)行有效探索，積累經(jīng)驗。2009年，浙江省委組織部組織全省11個市委組織部一起開展專題研究，著手制定有關(guān)制度規(guī)定。2010年4月20日，浙江省委常委會審議通過了《浙江省規(guī)范市、縣(市、區(qū))委書記用人行為暫行辦法》，明確規(guī)定在選人用人方面，市縣委書記應(yīng)當(dāng)遵守五條紀(jì)律。第一條是“不準(zhǔn)在機(jī)構(gòu)變動、已經(jīng)明確本人離任時動議調(diào)整、提拔干部，不準(zhǔn)在任期屆滿、任職年齡到限前三個月內(nèi)動議調(diào)整、提拔干部。確因工作需要的,應(yīng)事先向上級組織部門報告?！痹斠奾ttp://news.163.com/10/0709/16/6B5R9JLO000146BC_all.html。更會放大這種慣例做法的潛在缺點。鑒于此，本文采用更為保守的做法，即排除省委書記更替當(dāng)年的樣本，從省委書記到任的次年開始計算其任職時間，離任也做類似的處理。[注]例如，省委書記A在1990年上任，則1991年為期任期第一年；省委書記B在1990年離任，則1989年為期任期最后一年。這其實是對任期進(jìn)行縮尾處理，既可以更精準(zhǔn)匹配省委書記及其任命的地廳級官員又可以更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)貦z驗本文的任命函數(shù)性質(zhì)。如果我們對省委書記任期兩端縮尾后觀察到其晉升地廳級官員數(shù)量呈現(xiàn)倒U型，那么其整個任期內(nèi)必然存在倒U型。

盡管省委書記的法定任期為5年，但是省委書記的實際任期并不固定。例如，在本文樣本期內(nèi)，省委書記的任期的最小值為1，最大值為11。其中，任期不超過5年的樣本占全樣本82.9%。在實踐中，省委書記的任期超過5年，顯然是連任，部分文獻(xiàn)的做法是將第6年開始的任期視為新任期重新編碼(高楠和梁平漢，2014)。但是，省委書記在第二任期往往延續(xù)第一任期的政策，按照本文理論模型的假定，省委書記在第二任期內(nèi)出臺不同于其自身的新政策的可能性(z=1-ατ)更低，創(chuàng)造新空缺的能力更強(qiáng)。這意味著，第二任期的樣本可能并不同于第一個任期的樣本。因此，在基本的回歸中，本文只采用任期不超過5年的樣本，但在穩(wěn)健性檢驗中將同時考察連任的樣本。

控制變量有三類：第一類是經(jīng)濟(jì)變量，包括各省GDP增長率、人均GDP和人口，數(shù)據(jù)來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》。其中，GDP增長率反映了省區(qū)經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行情況，績效論文獻(xiàn)強(qiáng)調(diào)地方官員的經(jīng)濟(jì)績效影響其晉升；人均GDP刻畫了省區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與其所處發(fā)展階段；人口規(guī)模則反映了基本的省情以及公眾對公共服務(wù)的需求。第二類是地廳級官員的其他特征變量，包括各省地廳級官員規(guī)模及其年齡、性別、學(xué)歷結(jié)構(gòu)，數(shù)據(jù)來自于《黨政領(lǐng)導(dǎo)干部統(tǒng)計資料匯編1954—1998》。第三類是省委書記的其他個人特征，比如年齡和學(xué)歷，數(shù)據(jù)來自中山大學(xué)嶺南學(xué)院地方官員數(shù)據(jù)庫。其中，省委書記學(xué)歷是虛擬變量，本科以上學(xué)歷的為1，其他為0。

總之，本文構(gòu)建了一個省委書記-晉升地廳級官員數(shù)量相匹配的面板數(shù)據(jù)，涵蓋31個省級單位，時間跨度為1983—1998年。其中，重慶和海南的樣本區(qū)間分別是1997—1998年和1988—1998年。由于縮尾了省委書記更替當(dāng)年的樣本，同時也暫時排除了省委書記任職時間在5年以上的那部分樣本，本文樣本量為311。表1報告了基于這個匹配樣本的描述性統(tǒng)計。就本文所關(guān)心的核心變量而言，各省份平均每年晉升地廳級官員數(shù)量為76.5人，最少僅有2人，最多則高達(dá)346人，可見不同省份不同年份晉升地廳級官員數(shù)量差異較大。省委書記任期最短為1年，最長為5年，平均2.5年。[注]平均任期為2.5年，低于現(xiàn)有文獻(xiàn)的發(fā)現(xiàn)。比如(Li and Zhou，2005)發(fā)現(xiàn)，在其樣本中，省委書記和省長的平均任期為3.032年。這種差異主要源于，本文只包括任期不高于5年的樣本，且對省委書記的任期進(jìn)行縮尾處理。

表1 變量描述性統(tǒng)計

注： 數(shù)據(jù)來源于《黨政領(lǐng)導(dǎo)干部統(tǒng)計資料匯編1954—1998》、中山大學(xué)嶺南學(xué)院地方官員數(shù)據(jù)庫、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》。

3 晉升地廳級官員的數(shù)量

3.1 實證模型

省委書記晉升的地廳級官員個數(shù)，是離散的計數(shù)數(shù)據(jù)。因此，本文采用泊松回歸模型進(jìn)行回歸分析。根據(jù)式(2)，本文假定晉升地廳級官員發(fā)生率為，

(4)

其中，i和t分別表示省(包括自治區(qū)、直轄市，以后統(tǒng)稱為省)和時間；tenure、x1和x2分別是省委書記的任期、影響政策的變量向量和影響空缺的變量向量。具體而言，x1包括初始的人均GDP(對數(shù)形式)、GDP增長率、人口規(guī)模(對數(shù)形式)、省份固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)；x2包括地廳級官員的其他特征，比如初始規(guī)模(對數(shù)形象)、女性比重、年齡構(gòu)成、學(xué)歷構(gòu)成，以及省委書記的其他特征，比如年齡和學(xué)歷等。

3.2 基本的實證結(jié)果

基于匹配的省委書記-晉升地廳級官員數(shù)據(jù)，本節(jié)采用泊松回歸分析實證檢驗任命函數(shù)的推論。與理論預(yù)期的一致，在1983—1998年間，晉升地廳級官員數(shù)量在省委書記任期內(nèi)顯著地呈現(xiàn)倒U型。具體而言，省委書記在其任期第3年晉升地廳級官員的人數(shù)最多。

表2第1列是最基本的回歸結(jié)果。本文最關(guān)心的核心回歸系數(shù)α1和α2分別為0.259和-0.044，符號與理論預(yù)期的一致，且都能夠通過顯著性水平為1%的統(tǒng)計檢驗。這意味著，省委書記的任期每增加一年，晉升地廳級官員數(shù)量的增長率為25.9-8.8τ個百分點，當(dāng)任期為2.9年時，增長率為0，即晉升地廳級官員數(shù)量最多，與圖1傳遞的信息是一致的。對一個任期為5年的代表性省委書記而言，晉升地廳級官員數(shù)量的增長率是其任期的減函數(shù)，上任初始晉升地廳級官員數(shù)量的增長率為25.9%，離任前晉升地廳級官員數(shù)量的增長率為-18.1%，與式(2)的預(yù)期完全一致。

表2 基本的回歸結(jié)果

(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)基本的樣本排除異常值包括第二個任期省委書記特征:年份固定效應(yīng)YYYYYYYY樣本量311311311311311310340340擬R-squared0.4880.4790.4980.5190.5230.5640.4360.444對數(shù)似然值-2800-2800-2700-2600-2600-2200-2700-2700

注： 本表報告對式(4)回歸的基本結(jié)果?？刂谱兞恐腥司鵊DP、廳局級官員人數(shù)取滯后一期，人均GDP、人口規(guī)模、廳局級官員人數(shù)取對數(shù)，學(xué)歷為是否本科以上的虛擬變量。

表2第2列則只引入省委書記任期，而沒有其任期的二次項。這時，省委書記任期的回歸系數(shù)為0.01，統(tǒng)計上不顯著。這意味著，省委書記的任期每增加一年，晉升地廳級官員數(shù)量的增長率并不是顯著地為常數(shù)。

表2第3列則引入影響經(jīng)濟(jì)政策變量。從第3列的回歸結(jié)果看，控制這些可能影響經(jīng)濟(jì)增長變量后，本文所關(guān)注的核心回歸系數(shù)α1和α2分別為0.240和-0.041，仍然能夠通過顯著水平為1%的統(tǒng)計檢驗，盡管回歸系數(shù)大小略有變化，但是晉升廳局級官員數(shù)量然呈現(xiàn)倒U型，仍然是第2.9年達(dá)到最大值。就控制變量而言，回歸系數(shù)都不顯著。

表2第4列則進(jìn)一步引入影響職務(wù)空缺的變量。由于下轄地級市數(shù)量、[注]例如，1998年底，海南省下轄2個地級市，而廣東省下轄21個地級市。省政府機(jī)構(gòu)設(shè)置等差異，[注]例如，海南建省初期以“小政府、大社會”的思路確立了相對精簡的行政架構(gòu)，成立了24個廳局，僅相當(dāng)于其他省份的一半左右，相應(yīng)的省政府編制也較少(吳木鑾和林謐，2010)。各省的地廳級官員規(guī)模明顯不同。以廳級官員規(guī)模為例，1995年四川省地廳級官員數(shù)量為1856人，而同年海南省的地廳級官員數(shù)量為324人，僅為前者的約17%。職位數(shù)量多的省份產(chǎn)生職位空缺的可能性更大，所以本文控制上一年的地廳級官員人數(shù)。中國歷來重視女性干部的選拔配備，因此女性官員的比重也會對官員任命產(chǎn)生影響。干部“四化”是新時期黨的干部選拔任用的總標(biāo)準(zhǔn)，[注]即革命化、年輕化、知識化和專業(yè)化。所以廳級官員的平均年齡與學(xué)歷將影響官員的調(diào)整，本文控制廳級官員中50歲以下的比重及學(xué)歷為?？埔陨系谋戎?。省委書記的個人特征也可能對其創(chuàng)造職位空缺的意愿和能力有影響。中國領(lǐng)導(dǎo)干部升遷有嚴(yán)格的年齡限制，現(xiàn)有文獻(xiàn)也發(fā)現(xiàn)官員的激勵水平與年齡可能具有倒U型的關(guān)系(紀(jì)志宏等，2014)。因此，本文控制了省委書記年齡及其平方項。從第4列的回歸結(jié)果看，引入這些控制變量后，省委書記晉升廳局級官員數(shù)量還是呈現(xiàn)顯著的倒U型，晉升數(shù)量最多的任期年份仍然是第2.9年。就控制變量而言，地廳級官員人數(shù)規(guī)模、年齡結(jié)構(gòu)等具顯著的影響。

表2第5列同時引入上述兩類控制變量，是本文的基本回歸結(jié)果。這時，我們最關(guān)心的回歸系數(shù)α1和α2分別為0.292和-0.051，能夠通過顯著水平為1%的統(tǒng)計檢驗。這表明，與理論預(yù)期的一致，省委書記晉升廳局級官員數(shù)量在其任期內(nèi)先增加后減少，呈現(xiàn)倒U型，晉升地廳級官員數(shù)量最多年份是省委書記任職的第2.9年。對一個任期為5年的代表性省委書記而言，當(dāng)其他因素不變時，晉升地廳級官員數(shù)量的增長率是其任期的減函數(shù)，上任初始晉升地廳級官員數(shù)量的增長率為29.2%，離任前晉升地廳級官員數(shù)量的增長率為-21.8%，與任命函數(shù)的性質(zhì)完全一致。

接下來，本文將檢驗，以上基本的回歸結(jié)果并不局限于本文的樣本及估計方法選擇。首先，考察晉升廳局級官員人數(shù)可能存在的異常值。由附錄圖A1可知，晉升廳局級官員人數(shù)在1983—1998年間可能存在3個異常值點，即1990年的甘肅、1987年的湖南和1988年的河北。其中，1990年的甘肅是省委書記更替年，1987年的湖南是省委書記第二任期樣本，基本樣本已經(jīng)予以排除。本文進(jìn)一步排除1988年的河北這個可能的異常值，重新進(jìn)行回歸分析，由表2第6列可知，本文最關(guān)心的回歸系數(shù)α1和α2沒有發(fā)生任何實質(zhì)性變化，省委書記晉升廳局級官員數(shù)量在其任期內(nèi)呈現(xiàn)倒U型，晉升數(shù)量最多的任期年份是第2.8年。

其次，考察省委書記第二個任期的影響。本文只保留在1982年或以后上任的省委書記樣本，樣本個數(shù)從311個增加到340個，采用兩種方法對省委書記第二個任期的賦值。一種方法是連續(xù)賦值，及省委書記任期年份賦值為1到10。表2第7列報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果。我們最關(guān)心的回歸系數(shù)α1和α2顯著性有所降低，但仍在10%水平上顯著，符號與理論預(yù)期的一致。另一種方法是對省委書記第二個任期重新賦值為1到5年，然后將第一個任期(及平方項)和第二個任期(及平方項)同時放入回歸中，重新進(jìn)行回歸。表2第8列報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果看，無論是第一個任期還是第二個任期內(nèi)，晉升廳局級官員數(shù)量都呈現(xiàn)倒U型，回歸系數(shù)都在5%水平上顯著，晉升人數(shù)最多的任期年份分別是第一個任期的第2.6年和第二個任期的第2年。

為了檢驗省委書記任期長度不同可能帶來的影響，本文分別排除省委書記任期為1、2、3、4、5年的樣本，即分別排除了14、45、31、43和30個樣本，[注]這5類省委書記的樣本總計163個，基準(zhǔn)回歸樣本中的其他樣本(148個)為任期長度大于或等于6年的省委書記的前5年任期。重新估計式(4)。表3第1～5列報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果看，本文最關(guān)心的回歸系數(shù)α1和α2都沒有發(fā)生實質(zhì)性變化，省委書記晉升的廳局級官員數(shù)量還是呈倒U型，晉升數(shù)量最多的任期年份集中于2.8～3年之間。這說明，晉升的廳局級官員數(shù)量呈現(xiàn)U型并不局限于某一類任期的省委書記樣本。

表3 基本的回歸結(jié)果：其他樣本與其他估計方法

注： 本表報告使用不同的樣本范圍和不同的估計方法的回歸結(jié)果。第(1)～(5)列依次剔除任期為1～5年的省委書記樣本；第(6)列采用負(fù)二項式回歸方法；第(7)列采用面板固定效應(yīng)回歸；第(8)列被解釋變量取對數(shù)，采用面板固定效應(yīng)回歸?？刂谱兞堪ㄈ司鵊DP(滯后一期、對數(shù)形式)、GDP增長率、人口規(guī)模(對數(shù)形式)，廳局級官員特征變量，如廳局級官員人數(shù)(滯后一期、對數(shù)形式)、50歲以下的比重、?？埔陨媳戎亍⑴员戎?，以及省委書記特征變量，如年齡、學(xué)歷等。

再次，考察強(qiáng)制退休沖擊的影響。1982年開始，中國引入領(lǐng)導(dǎo)干部退休制度，廢除領(lǐng)導(dǎo)干部終身制。[注]1982年2月，中央下發(fā)《中共中央關(guān)于建立老干部退休制度的決定》；同年4月，下發(fā)《國務(wù)院關(guān)于發(fā)布老干部離職修養(yǎng)制度的幾項規(guī)定的通知》。1982年9月，黨的十二大強(qiáng)調(diào)，改革領(lǐng)導(dǎo)機(jī)構(gòu)和干部制度，實現(xiàn)干部隊伍的革命化、年輕化、知識化、專業(yè)化。1983年9月，中央轉(zhuǎn)發(fā)中央組織部《以改革精神加速領(lǐng)導(dǎo)班子和干部隊伍的“四化”建設(shè)》的工作報告。受此影響，中國地方官員快速更替，相應(yīng)地，中國地廳級官員系列進(jìn)入率也明顯較高，如圖1所示。從圖形上看，1983年的平均晉升人數(shù)明顯高于其他年份，隨后該數(shù)值快速下降，大約從1986年開始，平均晉升人數(shù)開始趨于穩(wěn)定。為了驗證基準(zhǔn)回歸結(jié)果不是由廢除領(lǐng)導(dǎo)干部終身制等政策沖擊所驅(qū)動的，本文將樣本限制在1986年及以后的樣本，重新進(jìn)行回歸，回歸樣本量為259。表3第6列的結(jié)果顯示，省委書記任期和平方項的估計系數(shù)沒有發(fā)生任何實質(zhì)變化，仍然在1%水平上顯著，晉升數(shù)量最多的任期年份是第3年。

最后，本文采用其他三種方法重新估計式(4)。第一種方法是負(fù)二項式回歸模型。當(dāng)晉升廳局級官員人數(shù)過度分散時，可采用負(fù)二項式回歸模型估計式(4)(Wooldridge，2002)。表3第7列報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果，與表2第5列中的基本回歸結(jié)果相比，幾乎沒有任何變化。第二種方法是直接采用面板模型估計式(4)，表3第8列報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果。這時，本文最關(guān)心的回歸系數(shù)α1和α2顯著，符號與理論預(yù)期一致，盡管由于系數(shù)含義與泊松回歸系數(shù)不同，系數(shù)大小與表2第5列的基本的回歸結(jié)果相比明顯發(fā)生了變化，但是省委書記晉升廳局級官員數(shù)量在其任期內(nèi)仍然呈現(xiàn)倒U型，晉升數(shù)量最多的任期年份是第2.7年，幾乎沒有發(fā)生變化。第三種方法是采用對數(shù)模型直接估計式(4)，表3最后一列報告了回歸結(jié)果，與表2第5列中的基本的回歸結(jié)果相比，也沒有發(fā)生任何實質(zhì)性變化。

總之，以上回歸結(jié)果揭示，與理論預(yù)期的一致，在1983—1998年間，省委書記晉升廳局級官員數(shù)量在其任期內(nèi)呈現(xiàn)倒U型，晉升數(shù)量最多的年份是任期第3年。這個發(fā)現(xiàn)并不局限于本文的樣本選擇及估計方法選擇。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

本小節(jié)將進(jìn)行三類穩(wěn)健性檢驗：一是引入更多的控制變量，比如黨代會、省委書記可能面臨的信息約束和實際權(quán)力等變量；二是考察與省委書記同期發(fā)生的其他因素；三是引入省長變量，檢驗其他上級的影響。

3.3.1 更多的控制變量

首先，我們考察黨代會的可能影響。全國黨代表大會的召開是中國政治生活中的一件大事，對中國政治、經(jīng)濟(jì)等領(lǐng)域都有重要影響，已有文獻(xiàn)識別了黨代會周期對官員晉升、行為等方面的影響(梅冬州等，2014)。省委書記的一個任期與黨代會的一屆都是五年，這意味著，對于在黨代會召開當(dāng)年上任的省委書記，其任期與黨代會周期完全重合。在這種情況下，我們所識別的省委書記的任命模式可能僅僅反映了黨代會周期的影響。為了排除黨代會的影響，我們采用在非黨代會召開年上任的省委書記的子樣本重新估計式(3)，表4第2列報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果。從基于這個子樣本的回歸結(jié)果看，當(dāng)省委書記任期與黨代會周期不完全重合時，本文所關(guān)心的核心回歸系數(shù)，與基本的回歸結(jié)果相比，幾乎沒有發(fā)生變化，仍然能夠通過顯著水平為1%的統(tǒng)計檢驗，省委書記晉升廳局級官員人數(shù)最多的年份依然是其在任第3年。如果排除在全國黨代會后一年或前一年上任的省委書記樣本，本文的結(jié)論依然成立，如表4第3、4列所示。

表4 穩(wěn)健性檢驗：更多的控制變量

注： 本表報告加入了更多控制變量的回歸結(jié)果。第(1)列復(fù)制了基準(zhǔn)回歸；第(2)～(4)列分別剔除了黨代會年、黨代會前一年、黨代會后一年上任的省委書記樣本；第(5)、(6)列控制了省黨代會的影響；第(7)列控制了省委書記掌握信息的程度；第(8)列控制了省委書記的實際權(quán)力。控制變量包括人均GDP(滯后一期、對數(shù)形式)、GDP增長率、人口規(guī)模(對數(shù)形式)，廳局級官員特征變量，如廳局級官員人數(shù)(滯后一期、對數(shù)形式)、50歲以下的比重、?？埔陨媳戎亍⑴员戎?，以及省委書記特征變量，如年齡、學(xué)歷等。學(xué)歷為是否本科以上的虛擬變量。

除了全國黨代會，省黨代會周期同樣影響地方官員激勵和行為(聶輝華和蔣敏杰，2011)。就本文所關(guān)心的上級任命下級官員而言，省黨代會召開年也是集中換屆年，任期到期也會產(chǎn)生職位空缺。這部分空缺產(chǎn)生的原因顯然不同于本文的理論假說，我們需要進(jìn)一步控制。值得強(qiáng)調(diào)的是，從現(xiàn)實看，各省黨代會召開年份并不一致，年份固定效應(yīng)不足以控制省黨代會的影響；同時，同一省份相鄰兩次黨代會的間隔也不完全固定，個體固定效應(yīng)也無法完全控制。因此，本文引入了省黨代會虛擬變量，重新估計式(3)，表4第5列報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果看，控制了省黨代會虛擬變量后，本文所關(guān)心的核心回歸系數(shù)，與基本的回歸結(jié)果相比，沒有發(fā)生任何變化。表4第6列則進(jìn)一步控制了省黨代會召開前一年與后一年的虛擬變量，晉升廳局級官員數(shù)量仍然顯著地呈現(xiàn)倒U型，最多年份仍然是省委書記任期的第3年。

接著，本文考察省委書記可能面臨的信息問題。對晉升廳局級官員數(shù)量在省委書記任期內(nèi)呈現(xiàn)倒U型的另外一個可能的解釋就是，省委書記可能面臨信息約束。新上任的上級官員缺乏必要的信息，如對省區(qū)經(jīng)濟(jì)情況和潛在人選了解不足，謹(jǐn)慎起見，先緩慢晉升下級官員，然后快速晉升下級官員，最后穩(wěn)定下來。為了排除這種可能性，本文引入了省委書記是否本省晉升的虛擬變量，表4第7列報告了相應(yīng)的結(jié)果。與基本的回歸結(jié)果相比，控制了省委書記的來源之后，本文的結(jié)論沒有發(fā)生實質(zhì)性變化。

最后，本文考察不同的省委書記可能擁有不同的實際權(quán)力。在現(xiàn)實中，部分省委書記由政治局委員兼任，政治局委員的級別為副國級。通常而言，級別更高的政治局委員享有更大的實際權(quán)力(Kung and Chen，2011)，在人事任命中受到的來自其他省內(nèi)高級官員的阻力更小(高楠和梁平漢，2015)。因此，本文進(jìn)一步引入了是否由政治局委員兼任的虛擬變量，表4第9列報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果。與基本的回歸結(jié)果相比，控制了省委書記的實際權(quán)力之后，本文所關(guān)心的核心回歸系數(shù)幾乎沒有發(fā)生任何變化。

3.3.2 省委書記任期內(nèi)的其他因素

本文把晉升廳局級官員數(shù)量在省委書記任期內(nèi)的倒U型變動歸因于省委書記出臺新政策和創(chuàng)造職位空缺能力隨任期分別下降和增加。不可否認(rèn)，在省委書記任期內(nèi)，還有其他有多種因素同時發(fā)生。因此，晉升廳局級官員數(shù)量呈現(xiàn)倒U型，也可能源于這些同期發(fā)生的其他因素。為了排除這種可能存在的影響，本小節(jié)將人為提前或推遲省委書記上任或離任的時間，重新檢驗晉升廳局級官員數(shù)量是否依然呈現(xiàn)倒U型。顯然，如果本文的理論假定成立，那么只要人為調(diào)整省委書記上任時間，晉升廳局級官員數(shù)量的倒U型將隨之消失。

一個安慰劑檢驗是，人為提前省委書記上任時間。考慮到在一個法定任期內(nèi)，省委書記的實際任期平均而言只有2.5年，本文假定所有省委書記分別提前2、3年上任，然后排除人為的更替年份樣本，重新匹配省委書記與晉升廳局級官員數(shù)量。在這兩新的上下級匹配樣本中，除了本文人為前置省委書記上任時間2、3年外，其他任何變量都保持不變。需要明確的是，在這兩個新的樣本中，與1996—1998年間晉升廳局級官員數(shù)量相匹配的省委書記則是實際上在1998年后上任的省委書記，即在這兩個新的上下級匹配數(shù)據(jù)庫中，存在新省委書記的進(jìn)入。同理，真正在1983—1985年間晉升廳局級官員的省委書記，如果任期不超過2、3年，那么也將在這兩個新的上下級匹配數(shù)據(jù)庫中退出。因此，在這兩個新的上下級匹配的樣本中，樣本個數(shù)將會發(fā)生變化，分別為311和319。表5第2、3報告了采用這兩個新的匹配數(shù)據(jù)庫的回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果看，本文所關(guān)心的兩個核心回歸系數(shù)變動的不再顯著，而且符號也發(fā)生了變化。這表明，人為提前省委書記上任時間后，晉升廳局級官員數(shù)量的倒U型模式隨之消失。

表5 人為提前或推遲省委書記上任時間的回歸結(jié)果

注： 本表報告安慰劑檢驗的結(jié)果。控制變量包括人均GDP(滯后一期、對數(shù)形式)、GDP增長率、人口規(guī)模(對數(shù)形式)，廳局級官員特征變量，如廳局級官員人數(shù)(滯后一期、對數(shù)形式)、50歲以下的比重、?？埔陨媳戎亍⑴员戎?，以及省委書記特征變量，如年齡、學(xué)歷等。

另一個安慰劑檢驗是，人為推遲省委書記離任時間。考慮到在一個法定任期內(nèi)，省委書記的實際任期平均而言只有2.5年，本文假定所有省委書記分別推遲2、3年離任，然后排除人為的更替年份樣本，重新匹配省委書記與晉升廳局級官員數(shù)量。在這兩新的上下級匹配樣本中，除了本文人為推遲省委書記離任時間2、3年外，其他任何變量都保持不變。需要明確的是，在這兩個新的樣本中，與1983—1985年間晉升廳局級官員數(shù)量相匹配的省委書記則是實際上在1983年前離任的省委書記，即在這兩個新的上下級匹配數(shù)據(jù)庫中，存在新省委書記的進(jìn)入。同理，真正晉升1996—1998年間晉升廳局級官員的省委書記，如果任期不超過2、3年，那么也將在這兩個新的上下級匹配數(shù)據(jù)庫中退出。因此，在這兩個新的上下級匹配的樣本中，樣本個數(shù)將會發(fā)生變化，分別為317和312。表5第4、5報告了采用這兩個新的匹配數(shù)據(jù)庫的回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果看，本文所關(guān)心的兩個核心回歸系數(shù)變動得不再顯著。這表明，人為延遲省委書記離任時間后，晉升廳局級官員數(shù)量的倒U型模式不復(fù)存在。

總之，以上兩個安慰劑檢驗揭示了，晉升廳局級官員數(shù)量在省委書記任期內(nèi)呈現(xiàn)倒U型，不可能源于在與省委書記同期發(fā)生的其他因素。

3.3.3 其他上級

在以上分析中，本文把上級具體化為省委書記，忽略了其他上級的影響。不可否認(rèn)，盡管省委書記是事實上的省內(nèi)“一把手”，統(tǒng)攬全局、協(xié)調(diào)各方，但是副書記等也參與下級官員任命。因此，本小節(jié)將引入省長(包括直轄市市長和自治區(qū)主席，以下簡稱省長)變量，省長一般兼任省委副書記，考察其對晉升廳局級官員的影響。表6報告了相應(yīng)回歸結(jié)果，從回歸結(jié)果看，省長對轄區(qū)晉升廳局級官員數(shù)量沒有顯著影響。

表6 省委書記和省長任期的回歸結(jié)果

注： 本表報告引入省長任期的回歸結(jié)果。控制變量包括人均GDP(滯后一期、對數(shù)形式)、GDP增長率、人口規(guī)模(對數(shù)形式)，廳局級官員特征變量，如廳局級官員人數(shù)(滯后一期、對數(shù)形式)、50歲以下的比重、?？埔陨媳戎?、女性比重，以及省委書記、省長特征變量，如年齡、學(xué)歷等。學(xué)歷為是否本科以上的虛擬變量。

為了便于比較，表6第(1)列再現(xiàn)了本文的基本的回歸結(jié)果。在第(2)列中，我們只考察省長的影響，即引入省長任期、任期平方項、[注]在311個樣本中，也存在省長更替樣本。為了不損失樣本，本小節(jié)保留了省長更替樣本，省長任期計算方法是，省長在1～6月上任則當(dāng)年算任期第1年，7～12月上任則下一年算任期第1年。排除省長更替樣本，本文的結(jié)論依然成立，見附錄表A1。年齡、年齡平方和學(xué)歷變量，重新采用泊松回歸估計式(3)。從回歸結(jié)果看，省長任期及任期平方項的回歸系數(shù)都不顯著，而且符號也與理論模型預(yù)期的相反。這表明，不同于省委書記，省長對轄區(qū)晉升廳局級官員數(shù)量沒有顯著影響。

表6第(3)列則同時引入省委書記和省長變量。這時，省委書記任期及任期平方項的回歸系數(shù)符號與理論模型預(yù)期的一致，能夠通過顯著水平為1%的統(tǒng)計檢驗。盡管回歸系數(shù)大小與第(1)列中的基本的回歸結(jié)果相比，略微變大，但是所隱含的省委書記晉升廳局級官員數(shù)量最多的年份仍然還是任期第3年，沒有變化。與之鮮明對比的是，省長任期及任期平方項的回歸系數(shù)仍然不顯著，符號也與理論模型預(yù)期的相反。

以上分析表明，在1983—1998年間，是省委書記，而不是擔(dān)任省委副書記職務(wù)的省長，對晉升廳局級官員數(shù)量有顯著影響。因此，本文選擇省委書記代理上級是可行的。

4 入職地廳級官員系列的進(jìn)入率

4.1 實證模型

(5)

其中，i和t分別表示省和時間；tenure、x1和x2分別是省委書記的任期、影響政策的變量向量和影響空缺的變量向量，與式(4)完全相同。

β1和β2是本文關(guān)心的核心回歸系數(shù)。當(dāng)本文的任命函數(shù)性質(zhì)成立時，預(yù)計β1>0和β2<0，且0.5β1/β2=0.5α1/α2=τ*，即地廳級官員系列的進(jìn)入率在省委書記任期內(nèi)先增加后減少，在其任期的第τ*年到達(dá)最大。

4.2 回歸結(jié)果

表7報告了式(5)的回歸結(jié)果。第1列是基本的回歸結(jié)果，本文所關(guān)心的核心回歸系數(shù)β1和β2分別為0.376和-0.063，能夠通過顯著水平為1%的統(tǒng)計檢驗，符號與任命函數(shù)的預(yù)期一致。另外，回歸系數(shù)β1和β2所隱含的τ*=3.0，與α1和α2所隱含的τ*=2.9幾乎完全相等。這表明，地廳級官員系列的進(jìn)入率在省委書記任期間也呈現(xiàn)倒U型，也是在其任期的第3年達(dá)到最大值。表7第2～6列報告了分別控制全國黨代會、省黨代會、省委書記可能面臨的信息問題和實際權(quán)力、省長等變量后的回歸結(jié)果，這時，地廳級官員系列的進(jìn)入率在省委書記任期間仍然顯著地呈現(xiàn)倒U型，也是在其任期的第3年達(dá)到最大值。表7最后兩列則報告了人為提前或推后省委書記上任或離任時間后的回歸結(jié)果，這時本文關(guān)心的兩個回歸系數(shù)β1和β2不再顯著，排除了省委書記任期內(nèi)其他因素導(dǎo)致地廳級官員系列進(jìn)入率呈現(xiàn)倒U型變動。

表7 入職地廳級官員系列的進(jìn)入率

續(xù)表

注： 第(1)列是基本結(jié)果；第(2)～(6)列加入了更多控制變量；第(7)、(8)列是安慰劑檢驗?？刂谱兞堪ㄈ司鵊DP(滯后一期、對數(shù)形式)、GDP增長率、人口規(guī)模(對數(shù)形式)，廳局級官員特征變量，如廳局級官員人數(shù)(滯后一期、對數(shù)形式)、50歲以下的比重、?？埔陨媳戎?、女性比重，以及省委書記特征變量，如年齡、學(xué)歷等。

總之，以上回歸結(jié)果揭示了與任命函數(shù)性質(zhì)預(yù)期的一致，地廳級官員系列的進(jìn)入率在省委書記任期內(nèi)先上升后下降，在其任期的第3年達(dá)到最大值。

5 晉升為地廳級官員的晉升率

5.1 實證模型

(6)

其中，i和t分別表示省和時間；tenure、x1和x2分別是省委書記的任期、影響政策的變量向量和影響空缺的變量向量，與式(4)完全相同。

γ1和γ2是本文關(guān)心的核心回歸系數(shù)。當(dāng)本文的任命函數(shù)性質(zhì)成立時，預(yù)計γ1>0和γ2<0，且0.5γ1/γ2=0.5α1/α2=τ*，即晉升為地廳級官員的晉升率在省委書記任期內(nèi)先增加后減少，在其任期的第τ*年到達(dá)最大。

5.2 回歸結(jié)果

表8報告了式(6)的回歸結(jié)果。第1列是基本的回歸結(jié)果，本文所關(guān)心的核心回歸系數(shù)γ1和γ2分別為0.349和-0.059，能夠通過顯著水平為1%的統(tǒng)計檢驗，符號與任命函數(shù)的預(yù)期一致。另外，所隱含的τ*=3.0，與α1和α2所隱含的τ*=2.9幾乎完全相等。這表明，晉升為地廳級官員的晉升率在省委書記任期間也呈現(xiàn)倒U型，也是在其任期的第3年達(dá)到最大值。表8第2～6列報告了分別控制全國黨代會、省黨代會、省委書記可能面臨的信息問題和實際權(quán)力、省長等變量后的回歸結(jié)果，這時，晉升為地廳級官員的晉升率在省委書記任期間仍然顯著地呈現(xiàn)倒U型，也是在其任期的第3年達(dá)到最大值。表8最后兩列則報告了人為提前或推后省委書記上任或離任時間后的回歸結(jié)果，這時本文關(guān)心的兩個回歸系數(shù)γ1和γ2不再顯著，排除了省委書記任期內(nèi)其他因素導(dǎo)致晉升為地廳級官員的晉升率呈現(xiàn)倒U型變動。

表8 地廳級官員系列的晉升率

續(xù)表

注： 第(1)列是基本結(jié)果；第(2)～(6)列加入了更多控制變量；第(7)、(8)列是安慰劑檢驗。控制變量包括人均GDP(滯后一期、對數(shù)形式)、GDP增長率、人口規(guī)模(對數(shù)形式)，廳局級官員特征變量，如廳局級官員人數(shù)(滯后一期、對數(shù)形式)、50歲以下的比重、?？埔陨媳戎亍⑴员戎?，以及省委書記特征變量，如年齡、學(xué)歷等。

總之，以上回歸結(jié)果揭示了，與任命函數(shù)性質(zhì)預(yù)期的一致，晉升為地廳級官員的晉升率在省委書記任期內(nèi)先上升后下降，在其任期的第3年達(dá)到最大值。

6 結(jié)論性評述

進(jìn)入中國地方官員系列的基本制度是任命制，即每個地方官員都由上級官員任命。因此，上級官員總是處于支配地位，可以隨時任命下級官員。本文旨在考察上級官員如何任命下級官員，嘗試打開中國地方官員系列的進(jìn)入黑箱。

本文定義了任命函數(shù)，即上級任命下級官員數(shù)量與其出臺的新政策和創(chuàng)造的空缺之間的關(guān)系。本文證明了，當(dāng)上級隨著任期增加越來越能夠“熟練創(chuàng)造”職位空缺，但是出臺新政策越來越少時，任命函數(shù)是上級任期的凹函數(shù)，即上級晉升下級官員的數(shù)量在其任期內(nèi)先增加后減少，呈現(xiàn)倒U型變動。同時，本文還證明了，下級官員系列的進(jìn)入率和晉升為下級官員的晉升率也都是上級任期的凹函數(shù)。

為了實證檢驗任命函數(shù)的上述三個性質(zhì)，基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文實證檢驗了地廳級官員系列在1983—1998年間的進(jìn)入情況。本文構(gòu)建了一個新的中國地方官員數(shù)據(jù)庫：省委書記-晉升地廳級官員數(shù)量相匹配的數(shù)據(jù)庫。其中，省委書記是有任命權(quán)的上級；晉升的地廳級官員是與省委書記相匹配的下級官員?；谶@個新的數(shù)據(jù)庫，本文發(fā)現(xiàn)，與任命函數(shù)的預(yù)期一致，晉升地廳級官員數(shù)量、地廳級官員系列的進(jìn)入率和晉升為地廳級官員的晉升率在省委書記任期內(nèi)都是先上升后下降，呈現(xiàn)倒U型，在省委書記任期的第3年達(dá)到最大值。這些發(fā)現(xiàn)是非常穩(wěn)健的，當(dāng)本文進(jìn)一步控制各省主要經(jīng)濟(jì)變量、省委書記其他特征、地廳級官員其他特征、全國黨代會、省黨代會、省委書記可能面臨的信息問題和實際權(quán)力、省長等變量后，這些倒U型仍然存在。

本文的工作揭示了當(dāng)省委書記任期，從法定的5年一個任期，實際縮短到3年左右，將有助于下級官員數(shù)量膨脹。為什么中國地方官員的任期短于其法定任期？這還有待進(jìn)一步研究。另外，中國地方官員系列的退出問題，以及上級任命下級的制度化問題，也值得進(jìn)一步研究。

附錄

圖A1 各省、市、自治區(qū)晉升為廳局級官員人數(shù)(1983—1998)注： 數(shù)據(jù)來源于《黨政領(lǐng)導(dǎo)干部統(tǒng)計資料匯編1954—1998》一書。

(1)(2)(3)被解釋變量:晉升廳局級官員人數(shù)省委書記任期0.292***0.171*(0.09)(0.09)省委書記任期平方-0.051***-0.037**(0.01)(0.01)省長任期0.0270.016(0.03)(0.04)省長任期平方-0.003-0.002(0.00)(0.00)隱含任期τ*2.93.0

續(xù)表

注： 本表報告在正文表6基礎(chǔ)上排除省長更替年樣本的結(jié)果?？刂谱兞堪ㄈ司鵊DP(滯后一期、對數(shù)形式)、GDP增長率、人口規(guī)模(對數(shù)形式)，廳局級官員特征變量，如廳局級官員人數(shù)(滯后一期、對數(shù)形式)、50歲以下的比重、?？埔陨媳戎亍⑴员戎兀约笆∥瘯?、省長特征變量，如年齡、學(xué)歷等。學(xué)歷為是否本科以上的虛擬變量。

表A2 入職地廳級官員系列的進(jìn)入率

續(xù)表

注： 本表報告在正文表7基礎(chǔ)上被解釋變量替換為不經(jīng)Logit轉(zhuǎn)換的進(jìn)入率的結(jié)果。第(1)列是基本結(jié)果；第(2)～(6)列加入了更多控制變量；第(7)、(8)列是安慰劑檢驗?？刂谱兞堪ㄈ司鵊DP(滯后一期、對數(shù)形式)、GDP增長率、人口規(guī)模(對數(shù)形式)，廳局級官員特征變量，如廳局級官員人數(shù)(滯后一期、對數(shù)形式)、50歲以下的比重、?？埔陨媳戎?、女性比重，以及省委書記特征變量，如年齡、學(xué)歷等。

表A3 入職地廳級官員系列的晉升率

續(xù)表

注： 本表報告在正文表8基礎(chǔ)上被解釋變量替換為不經(jīng)Logit轉(zhuǎn)換的進(jìn)入率的結(jié)果。第(1)列是基本結(jié)果；第(2)～(6)列加入了更多控制變量；第(7)、(8)列是安慰劑檢驗?？刂谱兞堪ㄈ司鵊DP(滯后一期、對數(shù)形式)、GDP增長率、人口規(guī)模(對數(shù)形式)，廳局級官員特征變量，如廳局級官員人數(shù)(滯后一期、對數(shù)形式)、50歲以下的比重、?？埔陨媳戎?、女性比重，以及省委書記特征變量，如年齡、學(xué)歷等。