官員更替如何影響安全生產(chǎn)治理效果：政績偏好的中介效應

王郅強 王凡凡

(華南理工大學，廣東 廣州 510641)

一、問題的提出

近年來，我國安全生產(chǎn)事故頻發(fā)，從2015年的8·12天津濱海新區(qū)爆炸事故，2016年的石嘴山市林利煤炭有限公司“9·27”重大瓦斯爆炸事故，2017年的大興區(qū)“11·18”重大火災事故，2018年的11·28張家口爆炸事故，到2019年的三門峽市河南煤氣集團義馬氣化廠“7·19”重大爆炸事故，多起重特大安全生產(chǎn)事故對企業(yè)的誠信和政府的公信力產(chǎn)生了嚴重的消極影響，經(jīng)濟增長背后的安全生產(chǎn)形勢和代價為地方政府治理帶來了嚴峻的挑戰(zhàn)，嚴重沖擊了民眾的安全感。黨的十九屆四中全會通過的《中共中央關于堅持和完善中國特色社會主義制度 推進國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化若干重大問題的決定》指出，要“建立健全國家安全風險研判、防控協(xié)同、防范化解機制?！辈粩嗵岣呷嗣袢罕姷陌踩?，探索防范和化解重大穩(wěn)定風險機制，對于實現(xiàn)“兩個一百年”奮斗目標和貫徹落實國家治理能力和治理體系現(xiàn)代化具有重要意義。

我國安全生產(chǎn)領域的政策由中央政府制定，地方政府根據(jù)實際情況貫徹實施，而近年發(fā)生的多起重特大安全生產(chǎn)事故通常歸結為政府安全生產(chǎn)治理的失敗，但政府本身就是一個抽象的“黑箱”，其所表現(xiàn)出來的各種特征實際上是作為實體官員的具體體現(xiàn)，[1]并且官員是政府行政權力的實際掌控者，政府權力也往往與官員個人權力關聯(lián)。[2]因此，要理解地方安全生產(chǎn)事故頻發(fā)的問題，還需要從官員的行為探索安全生產(chǎn)治理的影響因素。那么，官員晉升激勵如何影響安全生產(chǎn)治理效果？官員更替意味著政治權力的轉移和新舊政策的更迭，是否會影響安全生產(chǎn)治理效果？源于相對績效考核的標尺競爭機制能否進一步補充上述研究框架？有鑒于此，本文采用中國2000—2012年省級面板數(shù)據(jù)(1)為方便表述，下文將省、自治區(qū)和直轄市統(tǒng)稱為??；將省長和省委書記、自治區(qū)主席和黨委書記以及直轄市市長和市委書記統(tǒng)稱為省長和省委書記。，嘗試將官員晉升激勵作為研究主線，挖掘官員更替對安全生產(chǎn)治理效果的影響，深入探索政績偏好的中介機制，以及官員更替對安全生產(chǎn)治理效果影響的時期特征。

二、理論分析與研究假設

(一)官員更替與安全生產(chǎn)治理效果

隨著十一屆三中全會的召開，黨將工作重心轉移到社會主義現(xiàn)代化建設上來，對官員考核的方式轉變到了經(jīng)濟績效考核為主，[3]形成了當時的以經(jīng)濟績效為主要考核標準的績效觀。在經(jīng)濟績效的驅動下，官員為了在任期內獲得更多和更快的經(jīng)濟績效，將大量的財政資源投入到能夠刺激經(jīng)濟增長和財政收入的領域，基礎設施建設、開發(fā)區(qū)建設和新城區(qū)建設等現(xiàn)象浪潮涌起，[4]但這種以GDP為核心的粗獷式的經(jīng)濟增長模式對經(jīng)濟社會的持續(xù)發(fā)展構成了潛在威脅，[5]導致安全生產(chǎn)治理面臨巨大挑戰(zhàn)。為了解決地方經(jīng)濟發(fā)展過程中出現(xiàn)的安全生產(chǎn)問題，中央通過持續(xù)完善干部交流制度來加強對地方政府官員的引導、監(jiān)督和控制，促進地方安全生產(chǎn)治理水平穩(wěn)步提升。

官員更替能夠引發(fā)地方未來政策環(huán)境的不確定性，對地方經(jīng)濟和企業(yè)的生產(chǎn)行為帶來不同的影響。在“中國式”分權體制下和“晉升錦標賽模式”下，地方政府擁有較強的激勵去發(fā)展地方經(jīng)濟。[6]同時，在“任命+任期”的體制下，新上任的官員更有動力去制定與上一屆政府不同的經(jīng)濟政策，[7]導致地方政府面臨更加明顯的政策不確定性?！皶x升錦標賽”模式下的經(jīng)濟增長模式導致GDP增長率成為了地方官員晉升的重要依據(jù)，相關研究已經(jīng)證實了經(jīng)濟績效決定官員是否升遷：經(jīng)濟績效越高的官員越能夠在晉升中脫穎而出。[8]因此，新任官員上任后，第一，由官員更替導致制度過程缺乏連續(xù)性和穩(wěn)定性，“新官不理舊賬”的現(xiàn)象層出不窮，使得政策被迫中斷甚至倒退，因而新上任官員有更強烈的動機實施一套有別于前任官員的政策，以便上級領導能有效識別自己的政績。[9]第二，新上任官員為了謀求早日晉升，必然會大力發(fā)展經(jīng)濟，[10]但考慮到經(jīng)濟政策可能存在一定的滯后性，新上任的官員在上任初期便采取積極的經(jīng)濟發(fā)展策略，實施擴張性的財政政策，迅速開展能夠在短期內帶來經(jīng)濟績效的項目，而難以體現(xiàn)經(jīng)濟績效的領域往往被忽略。第三，在財政資源有限的情況下，官員對于需要投入大量資源和成本的安全生產(chǎn)治理表現(xiàn)出冷淡。基于此，本文提出第一個層面的假設，H1：相較于未發(fā)生官員更替的年份，發(fā)生官員更替的年份顯著降低了安全生產(chǎn)治理效果。

(二)官員更替與政績偏好

“晉升錦標賽”理論指出，地方官員從最低的行政崗位一步步晉升到一個典型的逐級淘汰的錦標賽結構：如果官員想要進入下一輪的競爭，那么官員必須是上一輪的優(yōu)勝者，否則每一輪淘汰出局的官員就自動失去了進入下一輪的參賽資格，[3]上級政府對下級政府考核的偏好，就成為了地方政府施政方向的偏好。[11]長期以來，圍繞“晉升錦標賽”考核的“硬指標”，即與轄區(qū)經(jīng)濟增長相關的經(jīng)濟指標，如GDP增長率、財稅收入和招商引資規(guī)模對地方官員的晉升激勵產(chǎn)生重要影響。[12]如前所述，官員發(fā)生更替之后，為了尋求早日晉升，往往更加關注經(jīng)濟增長績效，這不僅涉及到轄區(qū)內前任官員的績效，還涉及到省內其他地區(qū)官員的績效，關注的直接指標是GDP增長率，而間接指標則包括財政收入、招商引資規(guī)模、交通基礎設施投資等方面，以確保在最后的相對績效考核中勝出，充分體現(xiàn)了新上任官員對政績的偏好。基于此，本文提出第二個層面的假設，H2：相較于未發(fā)生官員更替的年份，發(fā)生官員更替的年份促進了政績偏好的提升。

(三)政績偏好與安全生產(chǎn)治理效果

國內各地招商引資的競爭、國家級開發(fā)區(qū)爭奪戰(zhàn)和重點產(chǎn)業(yè)之爭如火如荼地進行，其背后主要是地方官員競爭激勵的驅動。[13]地方政府官員致力于發(fā)展快速發(fā)展地方經(jīng)濟來提升晉升的概率，但是上級政府對地方官員的考核卻不是絕對績效考核，而是相對績效考核。[14]標尺競爭理論認為，委托人會通過對比其他的可以提供類似產(chǎn)品或服務代理人，來評價代理人的績效，分析代理人的績效是否達到他們的期望，從而通過這種委托代理的方式，促使代理人之間的相互競爭，最終達到降低成本和提高效率的目的。選民由于缺乏地方官員的信息，往往會選擇鄰近地區(qū)的經(jīng)濟指標為基準，以此來判斷本地政府的效率，即相對績效評價。[15]這種通過相對績效考核的方式廣泛用于我國地方政府治理問題。周黎安指出，在政治集權的情境下，中央和上級政府扮演了“選民”的角色，通過對比本地官員和其他地區(qū)官員的相對績效來判斷本地政府的效率，中央政府對地方政府的人事任免決策是基于相對績效考核的治理模式，目的在于減少績效考核的誤差。[16]

相對績效考核下，官員有著更加強烈的政績偏好。一方面，新上任官員為了在任期結束之前獲得晉升，發(fā)展轄區(qū)經(jīng)濟提高轄區(qū)經(jīng)濟績效成為了他們不斷追求的目標。另一方面，官員發(fā)生更替后，相對績效的高低是決定其任期結束后是否獲得晉升的關鍵。如果官員調任到一個相對競爭環(huán)境較為強烈的地方任職，其在上任之初會采取擴張性的經(jīng)濟發(fā)展策略，推動能夠盡快提高經(jīng)濟績效的相關領域的發(fā)展，但難以被納入到當期經(jīng)濟增長目標函數(shù)，包括基礎教育、醫(yī)療衛(wèi)生、環(huán)境治理、社會保障和安全生產(chǎn)治理等短期內對經(jīng)濟增長促進作用不明顯的領域則難以被重視。因此，本文提出第三個層面的假設，H3：官員的政績偏好越強，越不利于安全生產(chǎn)治理效果的提升。

(四)政績偏好在官員更替與安全生產(chǎn)治理效果中的中介作用

價值鏈理論認為，“投入-過程-產(chǎn)出”系統(tǒng)中，過程管理是決定實現(xiàn)投入產(chǎn)出最大化的關鍵因素。相應的，官員更替是一種政治周期現(xiàn)象，可以看作是輸入制度和生成公共價值的過程，政績偏好明確了官員需要做什么、如何實現(xiàn)和需要達到怎樣的標準，從地方官員行為的角度出發(fā)分析和識別制度過程，從而打開“制度”輸入和“效果”輸出黑箱的著力點，[17]解釋安全生產(chǎn)治理效果的影響邏輯。官員發(fā)生更替后，“晉升錦標賽”模式和標尺競爭下，新上任官員會對比轄區(qū)內前任官員的績效和轄區(qū)外其他官員的績效制定經(jīng)濟發(fā)展方針，特別是對GDP增長率、財政收入增長率和外商直接投資額等能夠直接提升經(jīng)濟績效的指標產(chǎn)生偏好，對需要付出大量資源和成本的安全生產(chǎn)治理指標則沒有表現(xiàn)出同樣的重視，甚至因為財政資源的稀缺性，導致官員的政績偏好對安全生產(chǎn)治理效果產(chǎn)生消極影響。因此，本文將政績偏好作為官員更替與安全生產(chǎn)治理效果之間關系的中介變量，提出第四個層面的假設，H4：政績偏好在官員更替和安全生產(chǎn)治理效果的關系之間起到中介作用，即官員更替通過政績偏好影響安全生產(chǎn)治理效果。

三、數(shù)據(jù)與模型

(一)研究樣本與數(shù)據(jù)來源

本文以省長和省委書記為研究對象，采用中國內地31個省級政府(不含香港、澳門和臺灣)2000-2012年間面板數(shù)據(jù)，實證檢驗官員更替對安全生產(chǎn)治理效果的影響。需要說明的是，第一，之所以使用省級面板數(shù)據(jù)，是因為考慮到我國在以財政分權和行政集權為典型特征的“中國式”分權體制下，省級政府一方面擁有了支配地方財政支出的權力，另一方面可以通過行政集權來決定地方人事任命和財政預算過程。[18]第二，按照傳統(tǒng)的分工，省長分管經(jīng)濟和社會發(fā)展，省委書記負責黨務和人事組織安排，對于政府安全生產(chǎn)治理而言，省長可以通過對區(qū)域內資源配置和人事安排等施加影響，最大限度地發(fā)揮“一把手”效應，但黨委“一把手”權責往往能夠覆蓋政府“一把手”的權責，黨委“一把手”的施政策略會極大影響政府“一把手”的施政方針，[19]由于安全生產(chǎn)治理對地方經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生較大的影響，往往是由省委和省政府常委會集體確定。[20]本文假設一個城市的安全生產(chǎn)治理效果既是省委書記的施政績效，也是省長的施政績效，并假設兩名官員來自于同一分布，即一個省份一個年度出現(xiàn)兩個觀察值。安全生產(chǎn)治理效果的相關數(shù)據(jù)主要來源于《中國安全生產(chǎn)年鑒》，并通過各省安全生產(chǎn)監(jiān)督管理局官方網(wǎng)站進行補充。各省份經(jīng)濟和社會發(fā)展特征數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。省長和省委書記個體特征數(shù)據(jù)主要通過《黨政領導干部資料庫》和《中國政要資料庫》等資料進行手工收集，并利用百度百科和新華網(wǎng)網(wǎng)站進行補充和校對。所有數(shù)據(jù)均來源于公開可得的二手資料，具有較高的可信度。

(二)變量測量

1.被解釋變量

安全生產(chǎn)治理效果。2004年國家安全委員會將工礦商貿(mào)企業(yè)生產(chǎn)安全事故死亡人數(shù)、煤炭事故死亡人數(shù)和煤礦百萬噸死亡率列為地方安全生產(chǎn)考核指標，將億元GDP死亡率、十萬人死亡率和工礦商貿(mào)十萬從業(yè)人員死亡率作為備案指標。隨著安全生產(chǎn)指標體系的不斷完善，對安全生產(chǎn)治理效果的衡量一般包括絕對指標和相對指標，[20]且對中國企業(yè)高管的政治關聯(lián)和工人死亡率之間關系的研究中，同樣采用兩種不同的指標。[21]本文將從絕對數(shù)和相對數(shù)的角度，通過工礦商貿(mào)企業(yè)生產(chǎn)事故死亡人數(shù)和億元GDP工礦商貿(mào)事故死亡率進行測量。為保證正態(tài)分布，取工礦商貿(mào)企業(yè)生產(chǎn)事故死亡人數(shù)的對數(shù)形式進入回歸方程。

2.解釋變量

官員更替。如果當年6月30日之前省長或省委書記發(fā)生更替，則當年記為1；如果是6月30日之后省長或省委書記發(fā)生更替，則下一年記為1，其他年份記為0，且同一份年發(fā)生兩次更替，則以后一個信息作為判斷依據(jù)。

3.中介變量

政績偏好：由于政府效用函數(shù)中的政績偏好參數(shù)缺乏數(shù)據(jù)可獲得性，基于此，本文構建一個“政績壓力”綜合指數(shù)，利用GDP增長率、財政收入增長率和外商直接投資額增長率三個指標來綜合測量政績偏好[2]。這操作的邏輯性和合理性在于以下兩個方面：第一，正如前文所述，“晉升錦標賽”的基本特征是進入下一輪的選手必須是上一輪的優(yōu)勝者，每一輪被淘汰出局的選手就自動失去下一輪參賽的資格，進入下一輪競賽的官員必須是上一任競賽的獲勝者，這將導致地方官員面臨強大的壓力，而官員面臨的政績壓力越大，對政績的偏好越強，因而政績壓力可以視為間接衡量政績偏好的指標。第二，“競賽”指標必須是可衡量的、客觀的指標，如增長率、財政收入和外商直接投資額等，[16]這些指標均可能成為地方政府和官員最關心的競爭“標的”。考慮到中央政府對地方政府官員通常采用相對績效考核，且國家針對東部、中部和西部等地區(qū)采取不同的發(fā)展戰(zhàn)略，對官員的考核標準也會有所差異，因此，本文對不同區(qū)域的省份之間的各指標的加權平均數(shù)進行比較。具體做法是：首先以各省GDP作為權重，按照我國東部、中部和西部分類，分別計算三個指標與同一區(qū)域其他省份三個指標的加權平均值；其次，對小于加權平均值的指標賦值為1，對大于加權平均值的指標賦值為0；最后將同一區(qū)域的省份的三個指標相加，即為當年的政績壓力。該變量的取值范圍為0到3，數(shù)值越大表明政績壓力越大，官員對政績的偏好越強。

為了避免遺漏變量所造成的估計偏差，本文還將對以下變量進行控制。第一，官員個體特征層面：任期、年齡、來源、黨校學習經(jīng)歷、工作經(jīng)歷、歷練指數(shù)。第二，省份經(jīng)濟特征層面：人口規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結構、經(jīng)濟發(fā)展水平。第三，特殊年份和特殊省份(2)考慮換屆因素的影響，特殊年份包括2002年、2007年和2012年，特殊省份包括地下采煤的省份。以設置虛擬變量的方式繼續(xù)控制天津、上海、海南等不產(chǎn)煤的省份，以及廣西、江蘇、浙江、湖北、寧夏、青海、山東、內蒙古和新疆等產(chǎn)煤量較低或者露天采煤的省份。。主要變量定義和測量如表1所示。

表1 主要變量定義和測量

(三)模型設定

本文的主要目的是驗證官員更替對安全生產(chǎn)治理效果的影響，以及官員更替影響安全生產(chǎn)治理效果的中介機制，考慮到本期的安全生產(chǎn)治理和政績偏好可能會受到上一期的影響，構建如下動態(tài)面板模型：

LnDeathit=α0+α1LnDeathit-1+α2Turnoverit+∑jαjX+λi+γt+εit

公式1

Rateit=α0+α1Rateit-1+α2Turnoverit+∑jαjX+λi+γt+εit

公式2

Preferenceit=α0+α1Preferenceit-1+α2Turnoverit+∑jαjX+λi+γt+εit

公式3

公式1、公式2和公式3中，i表示省份，t表示時間；λi為不可觀測的省份效應，γt為不可觀測的年份效應；LnDeathit表示當期工礦商貿(mào)企業(yè)生產(chǎn)事故死亡人數(shù)，LnDeathit-1表示滯后一期工礦商貿(mào)企業(yè)生產(chǎn)事故死亡人數(shù)；Rateit表示當期億元GDP工礦商貿(mào)事故死亡率，RATEit-1表示滯后一期億元GDP工礦商貿(mào)事故死亡率；Turnoverit表示官員更替變量；Preferenceit表示政績偏好，Preferenceit-1表示滯后一期的政績偏好，X表示一系列控制變量；εit表示隨機擾動項。公式1和公式2用于檢驗主效應，聯(lián)合公式3用于檢驗中介效應。主要變量描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

注：*表示對該變量取自然對數(shù)。

四、實證結果分析

(一)官員更替對安全生產(chǎn)治理效果的影響：主效應

表3模型1和模型2匯報了官員更替影響安全生產(chǎn)治理效果的主效應?？刂屏怂谐Ｒ?guī)因素的影響后，模型的滯后項均通過了1%的顯著性水平，表明安全生產(chǎn)治理效果具有較強的連續(xù)性，且上一期每增加1%，當期的死亡人數(shù)和死亡率增加分別約為0.19和0.32個單位。繼續(xù)觀察官員更替的系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，官員更替對死亡人數(shù)和死亡率均產(chǎn)生了顯著的正向影響，表明省長和省委書記發(fā)生更替的年份，死亡人數(shù)和死亡率分別上升7.84%和1.94%，意味著官員更替對安全生產(chǎn)治理的消極影響顯著。假設H1得到證實。

表3 官員更替對安全生產(chǎn)治理效果的影響：主效應和中介效應

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著；括號內為標準誤。

(二)官員更替對安全生產(chǎn)治理效果的影響：中介效應

本文通過加入政績偏好這一中介變量，觀察官員更替的系數(shù)絕對值大小變化來判斷政績偏好的中介作用。首先，檢驗官員更替對政績偏好的影響。表3模型3報告了官員更替對政績偏好的作用效果，發(fā)現(xiàn)官員更替對政績偏好產(chǎn)生了顯著的影響，且相較于未發(fā)生官員更替的年份，發(fā)生官員更替的年份會導致政績偏好上升22.07%。假設H2通過了檢驗。其次，檢驗政績偏好對安全生產(chǎn)治理效果的影響。模型4和模型6表明，政績偏好的系數(shù)顯著為正，且政績偏好從平均值開始，每增加一個單位標準差，死亡人數(shù)和死亡率上升2.18%和1.38%，這一結果說明官員的政績偏好越大，安全生產(chǎn)治理效果越差。假設H3得到驗證。最后，加入政績偏好之后，觀察官員更替的系數(shù)變化情況。對比模型4和模型6可以發(fā)現(xiàn)，官員更替和政績偏好的系數(shù)均顯著，且模型5中官員更替的系數(shù)絕對值小于模型4，模型6中官員更替的系數(shù)絕對值小于模型5。由此可以判定，政績偏好在官員更替和安全生產(chǎn)治理效果之間起到中介作用，即官員更替通過政績偏好影響安全生產(chǎn)治理效果。綜合上述分析，假設H4最終得到驗證。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了進一步檢驗基準回歸結果的可靠性，本文將從以下幾個方面進行穩(wěn)健性檢驗(3)限于文章篇幅，此處未匯報穩(wěn)健性檢驗結果，有需要可向作者索取。。第一，尋找官員更替的替代變量，重新定義了官員更替：將官員發(fā)生更替的年份記為1，官員未發(fā)生更替的年份記為0，結果表明官員更替的系數(shù)屬性沒有發(fā)生顯著變化。第二，尋找政績偏好的替代變量。前文通過計算不同區(qū)域的省份之間的各指標的加權平均數(shù)來測度政績偏好，此處通過計算全國各省之間的各指標的加權平均數(shù)來獲得官員的政績偏好，發(fā)現(xiàn)主效應依舊穩(wěn)健，中介效應和前文保持一致。第三，北京、天津、上海、重慶等直轄市的市委書記、廣東省委書記和新疆維吾爾自治區(qū)黨委書記一般是中央政治局委員，本文剔除上述樣本，并重復回歸步驟，結果和基本結論并無差異。第四，加入“是否為省長”這一虛擬變量后，結果表明該變量的系數(shù)較小且不顯著，對整體回歸結果的影響可以忽略，表明省長和省委書記對安全生產(chǎn)治理效果的影響差異不明顯，同時說明了選取省長和省委書記作為研究對象的合理性。第五，考慮到本文研究模型中的官員更替這一解釋變量采用的是單一維度虛擬變量設計，采用系統(tǒng)廣義矩模型進行估計時，簡單地將發(fā)生更替的官員和未發(fā)生更替的官員進行對比，可能導致配對偏差。因此，本文還采用傾向值得分匹配法(PSM)分析官員更替對安全生產(chǎn)治理效果的影響(4)匹配的方式包括近鄰匹配、核匹配以及半徑匹配等。。根據(jù)PSM方法完成匹配后，本文發(fā)現(xiàn)在考慮匹配偏差的情況下，官員更替對安全生產(chǎn)治理效果的影響依舊顯著。

五、進一步分析：官員更替對安全生產(chǎn)治理效果影響的時期特征考察

基本回歸結果顯示，相較于未發(fā)生官員更替的年份，發(fā)生官員更替的年份顯著降低了安全生產(chǎn)治理效果，這種負向效應可持續(xù)嗎？考慮到官員更替是政治周期中的一種短視現(xiàn)象，其對安全生產(chǎn)治理效果可能存在一定的時期性特征。參考已有研究相關做法，[22]人為地將更替變量前置和后置，進一步考察官員更替對安全生產(chǎn)治理效果影響的時期性特征，有助于反映新任官員、上任官員和下任官員對安全生產(chǎn)治理效果的影響?？紤]到樣本中的省長和省委書記的平均任期為3.3130年，因此選擇4年作為前置和后置年限，對樣本進行重新估計(見表4)(5)本文在考察官員更替對安全生產(chǎn)治理的時期特征時，匯報了以死亡人數(shù)作為因變量的回歸結果，而以死亡率作為因變量的回歸結果基本相似。為節(jié)約篇幅，此處省略，如有需要可向作者索取。。

綜合觀察前置四期和后置四期的情況，首先可以發(fā)現(xiàn)官員更替前置四期、更替當期和后置四期的系數(shù)為正，且通過了至少1%的顯著性水平，即大部分省長和省委書記在上一次更替、本次更替和下一次更替的年份，對死亡人數(shù)有較為明顯的負向關聯(lián)，也意味著新任官員、上一任官員和下一任官員發(fā)生更替當年顯著降低了安全生產(chǎn)治理效果，符合本文的基本結論。其次，官員更替前置三期和后置一期的系數(shù)為負，且分別通過了5%和1%的顯著性水平，這兩個時期分別是上一任官員更替和新任官員更替之后的第一年，對安全生產(chǎn)治理效果產(chǎn)生的影響由負向轉為正向，但通過比較發(fā)現(xiàn)，官員更替前置三期的系數(shù)絕對值大于官員更替前置二期，官員更替后置一期的系數(shù)絕對值大于后置二期，即上一任官員更替和新任官員更替之后的第二年依舊促進了安全生產(chǎn)治理效果的提升，但弱于更替之后第一年的效果，表明官員更替之后的第2和第3年，對安全生產(chǎn)治理效果的提升作用在逐步減弱。最后，官員更替前置一期描述的是上一任官員更替之后的最后一年、新任官員更替之前的前一年，對安全生產(chǎn)治理效果再次變?yōu)樨撔?，而后置三期描述的是新任官員更替之后的最后一年、下一任更替之前的前一年，對安全生產(chǎn)治理效果的正向作用進一步減弱，且在下一任官員上任之前再次轉為負向作用，這種影響在1%的水平上顯著。

表4 官員更替對安全生產(chǎn)治理效果的影響：時期效應

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著；括號內為標準誤。

由上述結果可以發(fā)現(xiàn)，官員更替對安全生產(chǎn)治理效果的影響是一種短期效應，并且伴隨著官員更替的周期變動而重復出現(xiàn)。圖1以官員更替系數(shù)為縱軸，以官員更替期數(shù)為橫軸，描述了官員更替對安全生產(chǎn)治理效果的時期特征。通過圖1可以直觀地看出，以更替當期為對稱軸，從前置四期到更替當期和后置一期到后置四期，對死亡人數(shù)的影響均呈現(xiàn)出先下降后上升的趨勢，意味著上任官員和新任官員發(fā)生更替之后的4年里，呈現(xiàn)出周期性變化的趨勢。這種周期性的波動可能是因為在“新官上任三把火”效應的作用下，官員為了追求經(jīng)濟績效而加速經(jīng)濟發(fā)展，而不利于安全生產(chǎn)治理效果的提升。隨著任期的持續(xù)，在目標考核和民生考核的壓力下，官員注意到安全生產(chǎn)治理所帶來的績效，而將更多的資源和成本投入到安全生產(chǎn)治理領域。當官員到了任期的第4年，即將面臨下一次更替的時候，官員此時的晉升激勵的作用會增加，[23]往往會遵循底線思維加快經(jīng)濟增長速度“奮力一搏”，而設定較為保守的安全生產(chǎn)治理目標。下任官員上任之后，將繼續(xù)采取上述經(jīng)濟發(fā)展策略。

圖1 官員更替對安全生產(chǎn)治理效果影響的時期特征考察

六、結論與討論

官員更替是政治周期中的一種短期現(xiàn)象，晉升激勵對官員的影響在更替期間增大，對安全生產(chǎn)治理效果的影響也更加明顯，而在相對績效考核和標尺競爭下，官員的政績偏好也對安全生產(chǎn)治理產(chǎn)生影響。作為“制度-效果”中介作用機制研究的有效補充，本研究表明，官員更替對安全生產(chǎn)治理效果產(chǎn)生顯著的消極影響，在“晉升錦標賽”模式和相對績效考核下，官員在追求更高的經(jīng)濟績效以謀求晉升的身后，所付出的是死亡人數(shù)和死亡率提高的代價，但進一步探索官員更替對安全生產(chǎn)治理效果的影響的時期特征還發(fā)現(xiàn)，官員更替對安全生產(chǎn)治理效果的影響并非一成不變，新上任的官員在不同階段采取差異性的經(jīng)濟發(fā)展方針和安全生產(chǎn)治理策略。中介效應的結果表明官員更替會通過政績偏好影響安全生產(chǎn)治理效果。

上述發(fā)現(xiàn)的意義在于，安全生產(chǎn)治理效果不僅會因為官員更替而發(fā)生直接改變，并且這種改變會因為任期的增加而有所差異，也會因為官員更替通過作用于政績偏好而受到影響。要有效地突破安全生產(chǎn)事故頻發(fā)的問題，除了進一步完善官員干部交流制度和任期制度，避免因官員的短視行為造成安全生產(chǎn)治理效果的降低之外，還應繼續(xù)探索安全生產(chǎn)治理效果的考核指標，將安全生產(chǎn)投入指標納入官員績效考核體系，削弱官員“唯GDP論英雄”的績效觀。