司法效率、契約密集度與出口績效：來自高院院長異地交流的證據(jù)

2018-02-13 11:06:06王永進黃青

經濟學報 2018年4期

王永進黃青

0 引言

隨著勞動力成本的上升，以及面臨國內外環(huán)境不確定性的加劇，如何尋求新的出口比較優(yōu)勢對于中國改善出口結構，進而形成新的經濟增長動力具有重要的戰(zhàn)略意義。越來越多的文獻強調，除了生產技術以及要素稟賦外，司法效率的提高對于改善出口結構具有重要影響。研究表明，法律制度的完善和司法效率的提高有助于一國在契約密集型行業(yè)形成比較優(yōu)勢，因而有助于出口結構轉換和升級(Levchenko，2007；Ranjan and Lee，2007；Nunn，2007；Ma et al.，2010；李坤望和王永進，2010；Feenstra et al.，2013；Lu et al.，2013；Wang et al.，2014；邱斌等，2014；劉文革等，2016)。然而，對于如何改善司法效率進而改善出口結構，現(xiàn)有文獻卻語焉不詳。為了改善司法效率，提高司法公正，中國政府進行了一系列積極的探索，其中較為矚目的就是省級高級法院院長的異地交流輪崗政策。但是，一個十分重要卻被忽略的問題是：法官的異地交流能否通過改善司法效率進而影響出口結構？本文擬采用2003—2012年的海關數(shù)據(jù)庫對該問題進行考察。

在理論上，司法效率的改善是法官異地交流影響出口結構的主要渠道。具體地，司法效率越高的地區(qū)會在契約密集型產品上具有比較優(yōu)勢。但是，法官交流并非一定促進司法效率的提升：一方面，法官異地交流具有反司法腐敗和反司法地方保護主義的作用。法官異地交流提升了法官提高司法效率的激勵，包括“晉升激勵”和“動機激勵”，同時，法官異地交流的“學習效應”提高了法官審理案件的綜合素質和能力，因此法官異地交流提高了司法效率(陳剛，2012；陳剛和李樹，2013)。

然而，另一方面，法官異地交流也有可能降低司法效率。異地交流意味著法官處于一個全新的環(huán)境，職位的改變意味著法官需要對專業(yè)知識進行熟悉，省區(qū)的變化意味著法官面臨不同的司法環(huán)境、人際關系、民情民意等，對于那些從中央部委調到地方省區(qū)的官員，則需要同時對工作職位以及工作省區(qū)予以適應，這種適應性需要會對法官更替產生不利經濟影響。而法官作為專有技術人員，從任職資格、專業(yè)素養(yǎng)和職業(yè)道德方面都有別于一般的公務員，多元化、擴散性的交流有損法官職業(yè)的專業(yè)性、穩(wěn)定性。同時，新上任官員有很強的動機實施差異化策略，帶來影響的不連續(xù)性。異地交流還可能帶來一些額外的費用，如搬遷費用、臨時居住的費用、法官家屬的工作問題、法官的探親費用等，這些都增加了異地交流的額外成本(王賢彬等，2009；錢先航和徐業(yè)坤，2014)。

綜上所述，法官異地交流對于司法效率的影響既可能是積極的也可能是消極的，其凈效應可能與交流法官的異質性特征有關。本文采用2003—2012年海關庫數(shù)據(jù)，利用DDD方法系統(tǒng)評估法官異地交流對中國出口結構的凈影響。我們的研究發(fā)現(xiàn)：(1)本文研究的法官異地交流通過三種渠道影響出口結構，即法官異地交流的凈效應、法官能力的影響、法官異地交流的異質性影響。法官異地交流的凈效應為負，法官能力的影響和法官異地交流的異質性影響則取決于法官的個人特征，包括年齡、之前工作性質等。(2)動態(tài)效應回歸結果發(fā)現(xiàn)，隨著法官任職時間的延長，法官異地交流對出口的負影響逐漸變??；并且越接近交流年份，前任法官對出口表現(xiàn)的負向影響越大。(3)法官異地交流主要從“數(shù)量”上影響出口結構，在出口產品的“質量”方面影響甚微。法官異地交流對出口關系數(shù)量、出口目的國數(shù)量、出口產品數(shù)量有顯著影響，對出口產品平均價格幾乎沒有影響。

本文對現(xiàn)有研究的貢獻主要如下：

(1) 拓展了關于司法效率與出口比較優(yōu)勢的文獻。主要表現(xiàn)在兩個方面：第一，方法方面，采用DDD(三重差分)方法，DDD模型通過加入省份×年份×行業(yè)的三重交互項，能控制省份、年份、行業(yè)、省份×行業(yè)、省份×年份、年份×行業(yè)、省份×年份×行業(yè)的多重固定效應，從而使出現(xiàn)遺漏變量的可能性大大降低；第二，研究內容方面，從官員異地交流的視角展開分析，強調官員特征的重要性。現(xiàn)有研究司法效率與出口比較優(yōu)勢的文獻多采用量化的司法質量指標，無法解釋司法效率究竟是如何被影響的，2008年中國省級高級法院院長的異地交流輪崗政策為本文的研究提供了一個天然的樣本。同時，本文綜合考慮異地交流法官的多重異質性特征，包括官員年齡、受教育程度、籍貫、上任前工作性質、上任前后工作級別變化等，強調官員能力的重要性和法官異地交流的異質性影響。

(2) 本文也對官員交流與經濟績效的相關文獻形成了有益補充。一方面，現(xiàn)有研究官員交流與經濟績效的文獻大多著眼于行政官員的異地交流，而較少考慮職業(yè)更為專業(yè)、特殊的法官異地交流政策。另一方面，現(xiàn)有文獻多從官員更替對經濟增長、財政支出、企業(yè)投資等方面的影響，而較少關注官員更替對出口結構的改善作用(王賢彬等，2009；楊海生等，2010，2014；陳艷艷和羅黨論，2012；杜興強等，2012；曹春方，2013；錢先航和徐業(yè)坤，2014；丁從明等，2015；肖潔等，2015)。僅有的兩篇研究法官異地交流的文獻也只是從法官異地交流對于提升司法效率、降低市場分割的影響進行研究(陳剛，2012；陳剛和李樹，2013)。

本文的結構安排如下，第1部分是文獻綜述和實驗背景，第2部分是模型建立和數(shù)據(jù)說明，第3部分是基本回歸結果，第4部分是穩(wěn)健性分析，第5部分是結論和政策建議。

1 文獻綜述與實驗背景

1.1 文獻綜述

越來越多的文獻研究表明，法律制度的完善和司法效率的提高有助于一國在契約密集型行業(yè)形成比較優(yōu)勢，因而有助于出口結構轉換和升級(Levchenko，2007；Ranjan and Lee，2007；Nunn，2007；Ma et al.，2010；Li et al.，2012；Essaji and Fujiwara，2012；Feenstra et al.，2013)。Levchenko(2007)和Ranjan and Lee(2007)從建立不完全契約的理論框架和實證檢驗兩個角度，發(fā)現(xiàn)契約實施效率的提高能顯著促進雙邊貿易流動。而在實證研究方面，Berkowitz et al.(2006)基于Rauch(1999)的分類將產品劃分為差異化和同質化產品，發(fā)現(xiàn)出口國(進口國)的制度水平對差異化產品的雙邊貿易流有正向(負向)影響，而對同質化產品的影響則與異質化產品相反。Nunn(2007)則通過美國投入產出表和Rauch(1999)的分類，構造了更加準確的契約密集度指標，發(fā)現(xiàn)在控制了傳統(tǒng)的比較優(yōu)勢變量(物質資本和人力資本)以及其他可能的影響變量之后，司法質量更高的國家在出口契約密集型產品上具有顯著的比較優(yōu)勢，且這一比較優(yōu)勢的影響大于傳統(tǒng)的比較優(yōu)勢變量。

后續(xù)研究在Nunn(2007)的實證框架下向微觀層面進一步拓展。Ma et al.(2010)利用世界銀行企業(yè)調查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)若企業(yè)所處的司法環(huán)境越好，在契約密集型行業(yè)上出口更多。Essaji and Fujiwara(2012)利用美國的進口數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)司法質量更高的國家在契約密集型產品上出口高質量產品具有比較優(yōu)勢。Feenstra et al.(2013)利用中國海關進出口貿易數(shù)據(jù)，進一步研究司法質量對不同出口模式和不同所有制企業(yè)出口的異質性影響，發(fā)現(xiàn)司法質量的比較優(yōu)勢效應在外資企業(yè)和加工貿易出口企業(yè)中更加明顯。

契約如何影響出口貿易的問題也吸引了越來越多中國學者的關注。張杰等(2010)發(fā)現(xiàn)，在制度越是完善的省份，制度依賴型的行業(yè)越具有較高出口份額，制度因素仍然是影響行業(yè)出口差異的重要因素。金祥榮(2008)認為，隨著我國出口產品結構的提升，工業(yè)制成品占出口比重不斷上升，出口產品對制度的依賴程度越來越強，地區(qū)出口差異對于制度差異越來越敏感，制度質量對于地區(qū)企業(yè)生產效率和出口競爭力的提高越來越重要。余淼杰(2008)利用引力模型實證研究了發(fā)展中國家的政治民主度和國際貿易的相關性，認為政治制度是影響進出口貿易的重要因素。李坤望和王永進(2010)利用中國省區(qū)28個行業(yè)數(shù)據(jù)檢驗了契約執(zhí)行效率對出口貿易的影響，發(fā)現(xiàn)契約執(zhí)行效率高的地區(qū)更傾向于專業(yè)化生產和出口契約密集度較高、物質資產專用性較強和人力資產專用性較弱的產品。茹玉驄和張利風(2011)采用中國2006年各地區(qū)分產業(yè)數(shù)據(jù)，從不同角度考察契約實施制度對中國地區(qū)出口績效的影響，研究結果表明，契約實施效率是顯著導致地區(qū)比較優(yōu)勢的重要因素，契約實施效率的改進是地區(qū)產業(yè)經濟結構調整和地區(qū)之間經濟協(xié)調發(fā)展的前提，它有助于促進地區(qū)貿易結構的改善。黃玖立等(2013)以中國的經濟特區(qū)為例，利用2006年中國海關出口數(shù)據(jù)，比較經濟特區(qū)對不同行業(yè)出口績效的影響。結論表明，設立經濟特區(qū)的城市在契約密集型行業(yè)上具有比較優(yōu)勢，這種制度優(yōu)勢主要是沿著集約邊際實現(xiàn)的。

熊俊和吳小康(2014)將契約制度對出口的影響分解為集約邊際、擴展邊際和質量邊際。研究發(fā)現(xiàn)契約制度好的國家在契約密集型產業(yè)進入出口市場的概率更高、出口的產品種類更多、每種產品的平均出口數(shù)量更多、出口質量更高。邱斌等(2014)認為，在一國的制度質量越過“制度門檻”的條件下，該國制度因素與行業(yè)特征的協(xié)同效應有利于該國對外出口并塑造制度比較優(yōu)勢。出口國對貿易伙伴國在制度質量上相對占優(yōu)時，制度因素與行業(yè)特征的協(xié)同效應能夠促進其對貿易伙伴國的出口。茹玉驄和張利風(2014)從企業(yè)融資的角度，考察了契約執(zhí)行效率對中國地區(qū)行業(yè)比較優(yōu)勢的影響，發(fā)現(xiàn)地區(qū)的契約實施效率越高，事前債務契約中簽訂的貸款利率越低，企業(yè)融資規(guī)模越大，最終產品相對價格更低，契約實施效率高的地區(qū)在資本彈性較高產業(yè)具有比較優(yōu)勢，即契約實施效率通過融資渠道對地區(qū)比較優(yōu)勢產生作用。地區(qū)契約實施效率的改進有助于地區(qū)資本彈性較高產業(yè)比較優(yōu)勢的獲得。余淼杰等(2016)利用來自各個地區(qū)、不同發(fā)展水平的 158個國家之間的雙邊貿易數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)司法質量更高的國家在進口合約密集型產品上具有質量意義上的比較優(yōu)勢。

法律制度建設與法律設施完善能顯著促進經濟快速發(fā)展(Dam，2006；Porta et al.，1997，1998)。然而中國出口貿易快速發(fā)展的同時，司法系統(tǒng)建設卻不太完善(Allen et al.，2005)。為了改善司法效率，提高司法公正，中國政府進行了一系列積極的探索，包括2008年省級高級法院院長的異地交流輪崗政策。

交流輪崗能提高工作效率(Campion et al.，1994；Cogel and Miceli，1999)。然而現(xiàn)有研究官員異地交流的文獻多發(fā)現(xiàn)官員更替對經濟增長、財政支出、企業(yè)投資有一定的抑制作用(王賢彬等，2009；楊海生等，2010，2014；陳艷艷和羅黨論，2012；杜興強等，2012；曹春方，2013；錢先航和徐業(yè)坤，2014；丁從明等，2015；肖潔等，2015)，比如楊海生等(2014)以1999—2013 年地級市官員變更為樣本，發(fā)現(xiàn)官員變更所引發(fā)的政策不穩(wěn)定性對經濟增長有顯著的抑制作用。肖潔等(2015)利用中國1994—2010年281個城市和市委書記市長變更數(shù)據(jù)對財政支出的變化進行研究，發(fā)現(xiàn)市級官員變更，尤其是市委書記變更，對財政支出增長率有顯著的負影響。陳艷艷和羅黨論(2012)考察2000—2008年277個地區(qū)的地方官員更替對轄區(qū)企業(yè)投資行為的影響，發(fā)現(xiàn)地方官員更替導致轄區(qū)企業(yè)的投資支出增加，投資效率下降，官員更替頻率越大，轄區(qū)內企業(yè)投資波動率也越大。錢先航和徐業(yè)坤(2014)采用2004—2008年民營上市公司樣本，發(fā)現(xiàn)相比非更替年份，官員更替年份企業(yè)的風險承擔更大。這些文獻多集中于研究行政部門官員的異地交流，研究司法部門官員異地交流的文獻較少。地方司法部門獨立性的提升，能夠促進地方行政權和司法權的分離，提高地方司法免遭地方行政干涉和代為行事的免疫能力，同時，提高地方司法權對行政權的監(jiān)督和制衡能力，促使地方政府在既有法律規(guī)則范圍下行事，因此司法部門獨立具有重要意義。僅有的兩篇文獻研究表明，法官異地交流對于提升司法效率、降低市場分割等方面具有重要影響(陳剛，2012；陳剛和李樹，2013)。

1.2 實驗背景

法官交流制度是中國歷史上的法官任職回避制度的延續(xù)。中國早在3000多年前的西周時期，就產生了最早的法官任職回避制度，并以此作為一種保障國家司法權能夠被客觀公正行使的基本手段。新中國則將這一政治遺產正式的制度化。改革開放以來，中共中央進一步加快了干部交流制度的建設，特別是20世紀90年代以來。1990年中共中央頒布《關于實行黨和國家機關領導干部交流制度的決定》；1994年黨的十四屆四中全會進一步強調，要認真推行領導干部交流制度，加大省部級干部交流的力度，繼續(xù)推進地市縣級干部交流；1999年中共中央辦公廳印發(fā)了《黨政領導干部交流工作暫行規(guī)定》。

實際上中國的中央政府對地方官員的治理通常包含著“顯性治理”和“隱性治理”兩個方面。其中，中央政府的“顯性治理”往往是通過可度量的經濟性指標，諸如當?shù)氐?GDP 增長率、財政收入等，來考核地方官員的政績，而預防和阻止地方官員腐敗這類難以量化和監(jiān)控的事項更多的是依賴一些“隱性治理”手段，包括地方官員兼任中央政治局委員、中央直接任命地方官員、地方官員的任期控制以及異地交流等(Huang，2002)。為此，中共中央建立起黨政領導干部交流制度，促進黨政領導干部在地區(qū)或部門間的交流任職，限制官員在同一地方或同一部門的任期，破除地方官員因“地緣”而形成的“人情網(wǎng)”和“關系網(wǎng)”，減少腐敗現(xiàn)象(陳剛，2012)。

2006年8月6日，中共中央正式頒布了《黨政領導干部交流工作規(guī)定》，其中，第二條明確指出：“本規(guī)定適用于……縣級以上地方紀委和人民法院、人民檢察院的領導成員及其機關內設機構的領導干部?！?007年8月，中央有針對性地制定了“推進省級人民法院院長、人民檢察院檢察長的交流”的有關規(guī)定，其中明確指出：在同一職位任職滿 10 年的，必須交流；新提拔擔任人民法院院長、人民檢察院檢察長的，一般應當交流任職；交流的方式主要采取省際間交流、上下交流和本省法檢“兩長”輪崗等。2007年10月中共十七大提出深化司法體制改革的戰(zhàn)略任務。

出于提升地方司法的獨立性，保障司法公正和提高司法效率的考慮，2008年2月中央推行了自新中國成立以來規(guī)模最大的省級司法機關領導干部交流輪崗活動。在此次省級司法機關領導干部的交流輪崗活動中，全國共有16[注]不同于陳剛(2012、2013)只有14個省份發(fā)生法官異地交流的定義，本文認為黑龍江省和青海省也發(fā)生了法官異地交流：青海省高院院長劉曉陽因病去世于2009年卸任，之后新上任的法官董開軍由司法部調來；黑龍江省于2005年和2009年均發(fā)生了法官交流，2005年上任的南英和2009年上任的張述元均由異地交流而來。個省(自治區(qū)、直轄市) 的高級人民法院院長是由其他省份(或最高人民法院)交流過來任職的情況，占到了各省高院院長總數(shù)的51.6%[注]除高級人民法院院長交流輪崗之外，中國的中基層法院院長間的交流也非常頻繁，到2008年3月，全國已經完成換屆的中級法院364個，約占中級法院總數(shù)的93%。364名中級法院院長中，易地交流任職的110名，易地交流比例超過30%；新任的140人，約占38%；在新任院長中，132人為交流任職，交流任職比例接近94%。已經完成換屆的基層法院共2999個，約占基層法院總數(shù)的99%。2999名基層法院院長中，易地交流任職的1362名，易地交流比例超過45%。新任的共1497人，約占50%。在新任院長中，1448人為交流任職，交流任職比例接近97%(李飛，2008)。。

表1 發(fā)生法官異地交流的省份

圖1顯示了2008年各省高級人民法院新上任院長的年齡分布情況，發(fā)生法官異地交流的省份的法官總體來看更加年輕，最年輕的只有44歲，而年齡最大的也只有56歲。未發(fā)生法官異地交流的省份新上任的法官整體年齡則偏大，最大年齡達到59歲。這說明法官異地交流的一個趨勢是法官年輕化發(fā)展。

圖1 2008年各省高級人民法院新上任院長的年齡分布

圖2 2008年各省高級人民法院新上任院長的受教育年限分布

圖2則是2008年各省高級人民法院新上任院長的受教育年限的分布情況?？偟膩砜?，絕大部分法官都是本科學歷以上，不乏取得博士學位的院長，而我們統(tǒng)計的法官受教育年限包括法官在中央黨校學習、進修學習、接收函授教育等的時間。從圖中可以看到發(fā)生法官異地交流的省份的法官受教育年限更為集中，而未發(fā)生法官異地交流的省份的法官受教育年限則更為分散，但是進行異地交流的法官受教育年限的整體水平并沒有比未進行異地交流的法官高。比較發(fā)生法官異地交流的省份和沒有發(fā)生法官異地交流的省份，法官受教育程度差別不大。

圖3是新上任法官其他基本特征的統(tǒng)計情況。比較發(fā)生法官異地交流的省份和未發(fā)生法官異地交流的省份，發(fā)現(xiàn)異地交流而來的法官更少回到籍貫地任職，升職而來的更少，之前在中央部委工作的更多，之前工作與司法有關的更多。我們將在后文的實證分析中具體討論法官官員特征的影響。

圖3 2008年各省高級人民法院新上任院長的其他基本特征

2 模型設定與數(shù)據(jù)說明

2.1 模型設定

本文將采用三重差分法(DDD，difference-in-difference-in-difference)檢驗法官異地交流對中國各省份出口的影響。

雙重差分模型(DID，different-in-different)能通過對單純前后比較(干預前vs干預后)和單純截面比較(干預組vs對照組)的結合，有效控制研究對象間的事前差異，將政策實施效果有效分離出來。然而，雙重差分法的隱含假設是，即使沒有政策變化，控制組與實驗組的時間趨勢也一樣，如果控制組與實驗組的時間趨勢不同，無法得到對實驗凈效應的一致估計。使用DDD方法能改進這一點。根據(jù)Cai et al.(2016)，DDD模型通過加入省份×年份×行業(yè)的三重交互項，能控制省份、年份、行業(yè)、省份×行業(yè)、省份×年份、年份×行業(yè)、省份×年份×行業(yè)的多重固定效應，從而使出現(xiàn)遺漏變量的可能性大大降低?；净貧w方程設定形式如下：

上式中，下標i表示一個HS編碼6分位行業(yè)，下標c表示省份c，下標t表示年份t。被解釋變量lnexi ct度量年份-省份-HS6分位層面的出口價值的對數(shù)。zi表示行業(yè)i的契約密集度，地區(qū)虛擬變量du、時間虛擬變量dt以及契約密集度zi的乘積是三重差分估計量，構成核心解釋變量，其回歸系數(shù)γ度量了法官異地交流對于中國各省份出口價值的“凈”影響。我們在DDD回歸中同時加入行業(yè)×年份固定效應ηi t、省份×年份固定效應λc t、省份×行業(yè)固定效應φc i以控制回歸過程可能出現(xiàn)的偏差，εi ct為誤差項。

2.2 數(shù)據(jù)說明

1) 出口數(shù)據(jù)

本文所使用的出口數(shù)據(jù)來自2003—2012年中國海關出口數(shù)據(jù)。由于在樣本區(qū)間內，海關編碼等發(fā)生了改變，因此，我們一一進行校正統(tǒng)一。首先，我們統(tǒng)一了海關HS編碼，由于HS編碼在2002、2007和2012年均發(fā)生了變化，我們將HS編碼統(tǒng)一為HS2007編碼形式。其次，由于法官異地交流數(shù)據(jù)是省份層面的，我們通過海關庫的企業(yè)所在地代碼生成省份變量。我們使用加總到年份-省份-HS6分位層面的出口數(shù)據(jù)進行回歸分析。

2) 法官異地交流數(shù)據(jù)

各省法官異地交流的數(shù)據(jù)從各省高級人民法院官網(wǎng)、中國法院網(wǎng)以及百度百科等渠道搜集得到。其中，具體變量的定義方式為：首先，如果某省的高院院長是異地交流過來任職的，我們將這些省份定義為處理組，其余省份定義為對照組。然后，將樣本區(qū)間2003—2012年劃分為法官交流前(2003—2007年)和法官交流后(2008—2012年)兩個時期。最后，設置一個地區(qū)虛擬變量du和一個時間虛擬變量dt，其中，變量du在處理組的賦值為1，在對照組的賦值為0；變量dt在法官交流之前的賦值為0，交流之后的賦值為1。

大部分省份只發(fā)生一次交流，對一些特殊情況：若在2003—2012年沒有發(fā)生交流，則所有年份取0(如安徽、江蘇)；若在2003—2012期間，發(fā)生兩次交流，且其中一次為異地交流，則發(fā)生異地交流之前取0，之后取1(如浙江、青海)；若發(fā)生兩次異地交流，則發(fā)生第一次異地交流之前的年份取0，之后取1(如湖南、黑龍江)；若兩次交流都不是異地交流，則第一次交流之前的年份取0，之后取1(如寧夏、新疆)。

3) 契約密集度數(shù)據(jù)

為了檢驗結果的穩(wěn)健性，本文采用三類契約密集度指標[注]Rauch(1999)的產品分類有狹義分類和廣義分類兩種，兩種分類方式差別不大，因此本文所使用的契約密集度均基于Rauch(1999)的廣義產品分類。。

(1) Nunn(2007)構建的契約密集度指標

(2) 根據(jù)中國2007年投入產出表計算得到的契約密集度

本文研究的是法官異地交流對中國出口的影響，因此，為了檢驗結果的穩(wěn)健性，我們構建“中國的契約密集度”指標。具體構建方法為：將Rauch(1999)的產品分類與中國2007年投入產出表相匹配，計算出每一中間品投入中三類產品(在有組織的交易市場進行交易的產品、參考規(guī)定的價格進行交易的產品、既沒有參考價格也不在有組織的交易市場進行交易的產品)所占的比例；然后利用投入產出表計算出每一個行業(yè)的契約密集度。

(3) Rauch(1999)的產品指標

我們直接利用Rauch(1999)的產品分類指標來衡量行業(yè)的契約密集度。Rauch(1999)將4分位SITC行業(yè)分為三類：主要在有組織的交易市場進行交易的產品(goods traded on an organized exchange)，參考規(guī)定的價格進行交易的產品(但沒有在有組織的交易市場進行交易，reference priced)，既沒有參考價格也不在有組織的交易市場進行交易的產品(differentiated products)，此三類產品的契約密集度逐漸變高，因此我們分別賦值為0、1、2，數(shù)值越大，契約密集度越高。

不同于Nunn(2007)以及根據(jù)中國投入產出表構建的產品契約密集度指標，根據(jù)Rauch(1999)產品分類定義的契約密集度反映了產品本身對契約執(zhí)行效率的依賴程度，而前者則衡量了產品生產過程中、中間品投入對契約執(zhí)行效率的依賴程度。

表2 契約密集度描述性統(tǒng)計

3 基本回歸結果

3.1 法官異地交流的凈效應：不考慮官員特征

首先，我們利用2003—2012年，年份-省份-HS6分位層面的出口數(shù)據(jù)進行基本回歸，考察法官異地交流的凈效應。為檢驗結果的穩(wěn)健性，我們使用五個契約密集度指標進行回歸，回歸結果見表3。

表3 法官異地交流的凈效應

注：括號內為回歸系數(shù)的t值；***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

可以看到，本文重點關注的倍差法估計量Du×Dt×Z的系數(shù)顯著為負。由于西藏的出口量非常小[注]2003—2012年間，西藏的出口占全國總出口的比重平均只有0.0024。，這種情況是由于西藏特殊的地理、經濟條件所決定的，比如深居內陸、基礎設施落后、人口稀少等，因此我們利用去掉西藏的樣本進行回歸，Du×Dt×Z的系數(shù)仍然顯著為負。

這個結果意味著法官異地交流并沒有發(fā)揮通過提升司法效率進而改善出口結構的作用，即法官異地交流的“凈效應”為負。法官異地交流需要法官更多地適應時間、導致政策的不確定性、帶來多方面的額外成本等，降低了司法效率，對契約密集度高的產品出口存在一定的負向沖擊。

考慮到不同法官的個人特征是不一樣的，比如教育、年齡、之前工作的性質等等，我們認為法官異地交流的作用可能與官員的異質性特征有關，因此我們加入官員特征進一步分析。

3.2 法官個人能力影響：考慮官員特征

由于不同法官在年齡、受教育程度、籍貫、流入前的工作情況等方面存在“異質性”，這些都有可能影響到法官異地交流對出口的影響，如果回歸方程中不納入反映法官個人特征的變量時，回歸方程可能就存在比較嚴重的遺漏變量偏誤問題，從而使得變量系數(shù)的估計量是有偏且非一致的。因此，本部分引入法官的異質性特征進一步進行考察。

我們引入的法官個人特征包括：(1)法官任職當年的年齡Age。由于大部分法官的任期為5～10年，任期較長，因此考慮法官任職當年的年齡有助于控制更多的法官信息。(2)法官的受教育年限Education。樣本中法官的學歷多為研究生或博士，但實際上這些學歷大部分是通過中央黨校、進修班等函授教育獲得。根據(jù)法官的學歷來賦值獲得法官的受教育程度的方法略顯主觀，因此本文采用法官的受教育年限來衡量法官的受教育程度。(3)是否回到籍貫所在省份任職Native，是則取1，否則取0；(4)上任前從事的工作與司法是否有關Previous，有關則取1，否則取0；(5)上任法官升職而來還是平調而來Dpromotion。升職取1，否則取0；(6)上任前工作單位是否為京官Dcenter。是則取1，否則取0。

首先我們引入官員特征進行回歸。由于同時加入多個官員特征存在多重共線性的問題，因此我們對官員特征進行逐一考慮，回歸結果見附表2。根據(jù)附表2，官員特征均不顯著?？紤]到官員能力可能對不同契約密集度的產品產生影響，我們進一步加入官員特征與契約密集度的交互項進行分析，回歸結果見表4。綜合六種官員特征，可以發(fā)現(xiàn)法官的年齡、之前工作與司法是否相關以及是否為京官的作用是顯著的。而法官的受教育年限、是否回到籍貫地任職、是否升職的作用則相對不那么顯著。我們將在下文集中分析出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因。

表4 法官能力的影響：官員特征×契約密集度

續(xù)表

注：括號內為回歸系數(shù)的t值；***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

3.3 法官異地交流的異質性影響

事實上，本文考慮的法官異地交流存在三類影響效果：(1)法官異地交流的“凈效應”；(2)官員能力的影響；(3)官員交流的異質性影響。因此本部分我們主要考慮官員交流的“異質性”影響，這種影響是由官員特征的“異質性”帶來的。我們加入官員特征×Du×Dt×Z進行回歸分析，結果如表5。同樣的，我們發(fā)現(xiàn)法官異地交流確實存在“異質性影響”。結合上文所述，我們綜合考慮這三類影響效果，即加入官員特征×Z、官員特征×Du×Dt×Z進行回歸分析，回歸結果見表6。

表5 法官異地交流的異質性效果

續(xù)表

注：括號內為回歸系數(shù)的t值；***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

表6 法官異地交流的異質性效果

注：括號內為回歸系數(shù)的t值；***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

從表6的結果可以發(fā)現(xiàn)，官員受教育年限與是否回到籍貫地任職這兩個特征的結果不太顯著。官員受教育程度影響不顯著，可能是因為法官職業(yè)的特殊性要求法官的案件審判技能和審判經驗更多的通過實踐去總結和積累，而非通過學校教育來獲取，還有有一種可能是因為收集到的反映法官學歷的信息質量不高，我們收集到的反映法官學歷的信息大都比較模糊，并且有接近一半的法官的學歷是通過函授教育和黨校學習獲得，這些并不能反映法官真實的知識素養(yǎng)和能力。這與陳剛(2012)的估計一致。而官員是否回到籍貫地任職與官員表現(xiàn)相關性較小，我們認為這可能是因為籍貫地對于官員來說并不是“最熟悉”的地方，相反，官員工作時間最長的地方才是官員最熟悉的地方。因此我們主要關注其他四個特征的影響。

表7總結了其他四個官員特征的影響系數(shù)。官員特征×Z反映了官員能力的影響，而官員特征×Du×Dt×Z則反映了法官異地交流的“異質性”影響。

表7 官員特征影響系數(shù)符號一覽

首先我們關注官員能力的影響。官員年齡越大，工作經驗越豐富，并且年齡越大，越“德高望重”，在許多重大舉措上更能贏得下屬的服從，因此能提高司法效率，促進契約密集度高的行業(yè)的出口。如果法官曾在中央部委工作，那么法官與上級的關系比較密切，更加熟悉上級的意圖(王賢彬和徐現(xiàn)祥，2008)，并且法官曾在中央部委工作的經歷也恰恰證明了法官的工作能力較強，從而實現(xiàn)較高的工作效率。

相反，如果法官之前工作與司法有關，影響竟為負，這與預期不相符，直觀上理解，如果法官之前工作與司法有關，那么法官對現(xiàn)有工作將更加熟悉，影響應該為正。我們認為出現(xiàn)這種情況的原因可能是因為作為高院院長，法官更多負責的是決策方面的事務，而較少進行實際業(yè)務操作，因此之前工作與司法是否相關的影響不大。并且之前從事司法相關工作的官員盡管擁有前任地方的經濟社會事務管理經驗，但這種職位的同質性反而使其更容易開展業(yè)績表現(xiàn)的相互比較，而且又缺乏與上級的密切關系，因此這類官員更需要獲得政績向上級傳達自身的能力(楊海生等，2010)。盡管在政治晉升的激勵下，新任官員都有很強的動機去實施差異化策略(王賢彬等，2009)，但之前從事司法相關工作的官員的動機相對更強。其結果就是這類官員推行與前任官員相異政策的可能性相對較大，引致的不確定性也較大。出口企業(yè)對新上任法官的預期不確定性可能也會最高，因此法官表現(xiàn)反而抑制了出口。升職而來的法官由于之前未從事過“院長級別”的領導工作，因此工作能力比平調的官員更弱一些。

關注法官異地交流的“異質性”影響，我們發(fā)現(xiàn)工作能力越強的法官，如年齡越大、曾為京官、之前工作與司法相關等，他們進行異地交流的影響反而為負。我們認為這是因為能力越強的法官的競爭激勵越大，追求“政績”表現(xiàn)的動機也越大，因此當他們異地交流到一個新省區(qū)，完全陌生的環(huán)境會促使新任官員會著手建立自己的“工作圈”，而前任建設起來的班底能發(fā)揮的作用越來越小，使得前任法官的大量工作出現(xiàn)效率損失。其他方面的原因還可能包括官員年齡越大，對原有工作環(huán)境越依賴，越不愿意進行工作的變遷，而京官異地交流到地方工作，一時間難以獲得當?shù)氐胤降闹С?，對地方事務和基本情況也不太熟悉，因此法官進行異地交流帶來的負向影響越大。而升職而來的法官上任之后，由于剛上任時工作能力相對較弱，因此異地交流之后會花更多時間去適應，而非組建自己的班底。

4 穩(wěn)健性檢驗

4.1 動態(tài)效應

前面的回歸結果有利于反映法官異地交流對于中國各省份出口的平均影響，但是卻不能反映法官異地交流對出口結構的動態(tài)影響。為了檢驗法官異地交流對地方出口促進作用的動態(tài)影響，我們將基本回歸模型變形為：

其中，k=0表示發(fā)生交流的年份，即交流第1年，k=-1、-2、-3表示交流前1年、前2年、前3年，k=1、2、3、4分別表示交流第2年、第3年、第4年、以及大于4年之后的影響[注]由于本文的樣本區(qū)間為2003—2012年，而異地交流多發(fā)生在2008年，所以基本不存在交流6年、7年甚至更多的情況。。為了檢驗結果的穩(wěn)健性，我們考慮所有的契約密集度指標和所有法官個人特征。表8和表9匯報了動態(tài)效應的回歸結果。

表8 動態(tài)效應

續(xù)表

注：括號內為回歸系數(shù)的t值；***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

表9 動態(tài)效應

續(xù)表

注：括號內為回歸系數(shù)的t值；***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

與基本回歸結果一致的是，法官異地交流對出口的凈效應顯著為負，并且根據(jù)動態(tài)效應的結果，我們還發(fā)現(xiàn)，隨著法官任職時間的延長，法官異地交流對出口的負影響逐漸變小。這個也驗證了前面的分析，說明法官異地交流需要法官更多的適應時間、導致政策的不確定性、帶來多方面的額外成本等，對契約密集度高的產品出口確實存在一定的負向沖擊。隨著法官任職時間的延長，法官異地交流負向影響會逐漸減小。同時，官員能力的影響與法官異地交流的“異質性”影響與基本回歸結果一致。

我們還發(fā)現(xiàn)，法官異地交流前，越接近交流年份，前任法官對出口表現(xiàn)的負向影響越大，這個可能是因為前任法官得知自己即將卸任，此時努力工作帶給自己的好處將減少，反而會為后來者做貢獻，因此對所在省份的“政績表現(xiàn)”的用心程度將減小，避免“前人栽樹，后人乘涼”的情況發(fā)生。而對于未發(fā)生異地交流的省份的法官而言，繼任者就在本省，因此在任法官受到的“監(jiān)督”相對更多，而繼任法官提前參與高院院長的工作的機會更大。還有一方面原因是發(fā)生異地交流的省份的高院院長由其他省份“空降”而來，引致的不確定性更強。

4.2 影響渠道

除了從影響契約密集度高的行業(yè)的出口價值改善出口結構之外，法官異地交流通過影響司法效率還有能通過其他渠道影響出口結構。本節(jié)，我們綜合考慮法官異地交流影響出口的多種渠道。

我們主要考慮以下四個方面：(1)出口產品種類Variety，即年份-省份-HS6分位層面，出口HS8分位產品的種類數(shù)的對數(shù)；(2)出口關系數(shù)量Rnumber，即年份-省份-HS6分位層面，一條記錄對應一條出口關系，即年份-省份-HS6分位的出口關系數(shù)量的對數(shù)；(3)出口產品平均價格Price，即年份-省份-HS6分位層面，所有HS8分位出口產品的價格的平均數(shù)的對數(shù)；(4)出口目的國數(shù)量Origin，即年份-省份-HS6分位層面，出口的目的國的數(shù)量的對數(shù)。采用CZ1代表契約密集度，回歸結果如表10所示。我們在附表中匯報了采用其他契約密集度進行回歸的結果。

表10 影響渠道

注：括號內為回歸系數(shù)的t值；***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

可以發(fā)現(xiàn)，法官異地交流通過影響司法效率，對契約密集度高的行業(yè)的出口產品種類、出口關系數(shù)量和出口目的國數(shù)量均有較為顯著的作用，但對于出口產品平均價格的影響卻不顯著。因此，我們認為，法官異地交流主要從“數(shù)量”上影響出口結構，在出口產品的“質量”方面影響甚微。這可能是因為，本國司法質量的改變并不能影響出口產品的質量，出口產品的質量由進口國的司法質量水平決定。如進口國的司法質量水平可能通過提高市場整體環(huán)境對于產品質量的要求，以及完善履約環(huán)境從而減少“敲竹杠”行為兩個方面對契約密集型產品的相對質量水平產生影響(余淼杰等，2016)。因此，中國出口產品的質量提高也許依賴于出口目的國的司法質量，出口到司法質量高的目的國的產品質量相應的也較高，與中國司法效率提升無關。

4.3 區(qū)分貿易方式

本節(jié)，我們利用年份-省份-HS6分位-貿易方式層面的數(shù)據(jù)進行回歸分析，考察法官異地交流對不同貿易方式的影響。對于區(qū)分貿易方式的考察，可以采取加入交互項或者分樣本回歸的方法。比如Feenstra et al.(2013)將加工貿易與一般貿易與制度質量、契約密集度的交互項加入回歸進行判斷，鑒于本文采用的是DDD方法，我們采用分樣本回歸的辦法進行分析?；貧w結果如表11。

表11 區(qū)分貿易方式的回歸結果

續(xù)表

注：括號內為回歸系數(shù)的t值；***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

相比一般貿易，加工貿易的海關監(jiān)管方式更嚴格復雜，對契約效率的依賴程度更高。并且加工貿易過程中，加工經營企業(yè)要么付匯購買進口料件，或者由外商免費提供進口料件，然后執(zhí)行產品組裝加工的部分，這個生產過程涉及到進口原材料，出口產成品兩個契約制定過程，因此要求更高的司法效率。而通過表11的結果，我們卻發(fā)現(xiàn)法官異地交流對一般貿易的影響更加顯著，對加工貿易的影響則不太大。我們認為出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因可能是，進行出口加工貿易要求更高的司法效率、更高的合同實施效率，出口加工貿易企業(yè)“擅長”尋求和利用現(xiàn)存的司法資源，與司法系統(tǒng)的官員的交流更有“經驗”，因此法官異地交流給出口加工貿易企業(yè)的沖擊較小。相反，一般貿易相對而言缺乏“官商”合作的經驗，受到法官異地交流的影響更大。

5 總結

本文采用2003—2012年海關庫數(shù)據(jù)，利用DDD方法系統(tǒng)評估法官異地交流對中國國內各省份出口結構的影響。我們的研究發(fā)現(xiàn)：(1)本文研究的法官異地交流通過三種渠道影響出口結構，即法官異地交流的凈效應、法官能力的影響、法官異地交流的異質性影響。法官異地交流的凈效應為負，法官能力的影響和法官異地交流的異質性影響則取決于法官的個人特征，包括年齡、之前工作性質等。(2)動態(tài)效應回歸結果發(fā)現(xiàn)，隨著法官任職時間的延長，法官異地交流對出口的負影響逐漸變?。徊⑶以浇咏涣髂攴?，前任法官對出口表現(xiàn)的負向影響越大。(3)法官異地交流主要從“數(shù)量”上影響出口結構，在出口產品的“質量”方面影響甚微。法官異地交流對出口關系數(shù)量、出口目的國數(shù)量、出口產品數(shù)量有顯著影響，對出口產品平均價格幾乎沒有影響。

本文的研究主要擴展了兩方面的文獻。一方面，拓展了關于司法效率與出口比較優(yōu)勢的文獻。現(xiàn)有研究司法效率與出口比較優(yōu)勢的文獻多采用量化的司法質量指標，無法解釋司法效率究竟是如何被影響的，2008年中國省級高級法院院長的異地交流輪崗政策為本文的研究提供了一個天然的樣本。同時，本文綜合考慮異地交流法官的多重異質性特征，包括官員年齡、受教育程度、籍貫、上任前工作性質、上任前后工作級別變化等，強調官員能力的重要性和法官異地交流的異質性影響。另一方面，本文也對官員交流與經濟績效的相關文獻形成了有益補充?，F(xiàn)有研究官員交流與經濟績效的文獻大多著眼于行政官員的異地交流，而較少考慮職業(yè)更為專業(yè)、特征的法官異地交流政策。同時，現(xiàn)有文獻多從官員更替對經濟增長、財政支出、企業(yè)投資等方面的影響，而較少關注官員更替對出口結構的影響。

改革開放40多年來，隨著經濟領域的一系列改革，中國經濟一直保持高速增長，進出口貿易方面，中國近年來更是穩(wěn)居世界第一的位置。然而，與之相應的，是政治體制改革，尤其是司法體制改革的步履維艱。政治體制改革的相對滯后，制約了經濟體制的進一步深化改革，并增加了中國未來經濟體制改革和經濟發(fā)展的不確定性。因此，本文的研究對于中國司法體制改革、堅持司法統(tǒng)一、司法獨立、司法民主具有重要意義。為推進司法體制改革，應該從制度上健全對司法的監(jiān)督制約機制。加強人大、新聞和公眾對司法的監(jiān)督，制定相關的法律法規(guī)，保障監(jiān)督權有效行使。保障司法程序的獨立性，實行司法機關垂直領導體制，使司法權徹底脫離地方，避免司法的地方化，確保司法機關真正成為國家的司法機關而不是地方的司法機關。嚴格法定程序、全面提高司法人員素質，加強對司法工作的監(jiān)督，懲治司法領域中的腐敗，建設一支政治堅定、業(yè)務精通、作風優(yōu)良、執(zhí)法公正的司法隊伍。

附錄