国际标准刊号:ISSN1672-9544  国内统一刊号:CN21-1520/F  邮发代号:8-166  投稿邮箱:dfczyj@vip.163.com
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地方官员特征与民生财政支出

日期:2018/9/11 9:15:04 来源:地方财政研究2018年3期 阅读次数:223

   林晓飞/湖南大学

    内容提要:文章尝试定量分析省委书记和省长对辖区内民生财政支出的影响。利用中国省级面板数据,以教育、医疗、社会保障和就业财政支出之和代表民生财政支出,研究地方官员任期、学历、年龄与民生财政支出的关系。发现:民生财政支出的扩张倾向随着官员任期的增加而下降;高学历和年龄相对较大的官员更偏向民生财政支出。官员个人特征显著影响辖区民生财政支出意味着中央要重新审视干部队伍“四化”方针,不断完善官员交流任职制度以促进地方居民福利的改善。

    关键词:地方官员  民生财政支出  晋升激励

 

    一、引言

    改革开放以来,我国经济增长取得举世瞩目的成绩。从1978年到2013年,我国国内生产总值平均增长率在9.86%左右。随着新常态提出,我国经济增长率相对下降,但也维持在7%左右的水平上。然而,与经济的迅速增长形成鲜明对比的是我国民生财政支出明显不足的现状。一方面,就我国基本国情而言,我国人口多,区域发展不平衡,民生事业的发展和百姓的需求之间存在巨大悬殊,有限的财政投入无法解决无限的民生需求。另一方面,从统计数据的证据来看,相对于美国而言,我国在民生领域的支出还显不足。2015年,我国财政支出占GDP的比重为20.6%财政支出中用于民生领域的支出为37.0%,而美国在该年财政支出占GDP的比重为36.9%,与民生相关的教育、医疗保健等支出占财政支出的比重高达62.1%。因此,我国在保障和改善民生的艰巨任务下,大力的财政支持至关重要。

实际上,我国民生财政支出与各级党政首长息息相关。我国实行政治集权制度,中央对地方党政首长的任命与安排起决定性作用,中央通过领导干部考核评价制度决定其去向。另外,我国又实行财政分权制度,各级党政首长在统领本辖区经济、社会事务管理的同时对地方财政支出拥有较大决策权,他们会基于晋升激励影响支出偏好。因此,本文将借鉴江依妮等(2017)的研究,以影响官员晋升可能性的学历、年龄、任期这三个特征来探讨官员个人与民生财政支出的关系,这或许可以为解释我国民生财政支出不足、公共品供给效率低下等现象提供新视角。此外,本研究也具有重要的现实意义。首先,十八届三中全会提出:实现发展成果更多更公平惠及全体人民,必须加快社会事业改革,解决好人民最关心、最直接、最现实的利益问题,而社会事业的发展主要依赖于政府的财政支持。因此,找到政府对这类财政支出的影响因素,对促进社会事业的发展,实现我国经济和社会协调发展具有重大意义。其次,居民对教育、医疗、社会保障和就业等民生支出水平的高低有较高的敏感性,研究影响这类财政支出的因素以满足百姓需求也具有较好的现实意义。

    本文其余部分安排:第二部分是影响财政支出的文献评述与理论假说;第三部分是变量和数据;第四部分是实证结果并对结果的进一步验证;最后是结论性评述。

    二、文献回顾与研究假设

    当前学界主要从中国式分权角度分析地方政府的财政支出行为。很多学者指出,中国的财政分权、政治集权的治理模式导致地方政府的支出偏向,偏重短期内对经济增长有促进作用的基建设施支出,忽视短期内对经济增长没有显著作用的民生支出。王贤彬、徐现祥(2009)就证实了中国式分权显著影响地方官员的支出偏好与支出行为,导致理性官员更偏向基建支出。傅勇、张晏(2007)也在中国式分权的背景下讨论了地方政府支出结构偏向的激励根源,发现造成地方政府重基本建设支出,轻人力资本投资和公共服务曲的正是中国的财政分权以及基于政绩考核下的政府竞争,并且政府竞争会加剧分权对支出结构的扭曲。贾智莲、卢洪友(2010)通过研究也发现财政分权对地方政府教育和民生类公共品的有效供给水平产生影响。地方政府在财政激励和政治激励下,将更多的人力、物力投入到短期内能促进经济增长的产业和部门,导致对教育和民生类公共品投入不足。

    上述关于中国式分权产生的财政激励和政治激励对地方财政支出行为影响的研究使官员个体开始进入学术研究视野。延续上述研究,有些学者开始采用地方官员样本数据来定量考查官员特征对财政支出或社会保障事业发展的影响。如王贤彬等(2013)在新古典框架中引入官员能力数据,考察地方官员的生产性设施和公共产品服务的供给行为。Guo(2009),刘苓玲、任斌、任文晨(2015),吴敏、周黎安(2015),龚璞、俞晗之、吴田(2015)等从官员个体微观特征中官员任期入手,研究任期对财政支出的影响并得出:我国的官员任期制度是固定任期,在这种制度下官员任期与政府财政支出、社会保障事业发展、科教文卫支出等“U非线性关系。耿曙、庞保庆、钟灵娜(2016)运用政府行为反推任期制度,得出的结论与上述学者截然不同,他们发现我国实际采用的弹性任期制度,在此制度下地方官员任期因素始终对基建支出具有显著正向影响而非U型曲线关系

    综观现有文献可知,地方官员对财政支出结构的影响已被学界证实。虽然有文献从政治经济学的角度对官员财政支出行为进行定量考察,但这些研究仅涉及官员治理的任期角度,很少有文献从官员个人的综合角度进行定量考察。根据前文所述,官员个人特征与财政支出决策存在必然的联系,因此,本文将在既有研究的基础上,引入官员学历和年龄因素使研究更真实、全面地反映现实情况。并提出如下假说:

    假说1:在任年数与民生财政支出呈反向变动关系

    我国的官员任期具有不稳定性,在任期内可以被异地交流或晋升(张军、高远,2007)。在我国官员的重经济绩效考核制度背景下,官员的目标往往是在有限任期内实现政绩的最大化以获得晋升机会。财政支出是地方官员实现经济增长的重要手段,因此官员在财政支出上会出现偏向性,对利于经济发展的基础设施支出较多,而对于短时期内对经济增长见效慢的民生支出较少。耿曙、庞保庆、钟灵娜(2016)也指出我国官员在任期内并不能预测自己会在任几年,官员任期内随时迁调,没有明确考核节点。基于此,理性的官员接任不久便要争取表现以获得晋升机会,若之后未顺利得到升迁或调整,官员为维持政绩上升趋势和加大下期晋升概率,只能下期加码,更快发展经济。过分追求GDP往往会忽略对关乎百姓福利的民生财政支出。

假说2:官员学历与民生财政支出正相关。

研究发现教育能够改变人的认知(Dustmann and Preston,2007;Hainmueller and Hiscox,2010)。万晓红(2003)通过问卷调查分析认为文科生接触人文科学比理科生多,进而受社会情感熏陶多,对公德的认同程度高。而在同样教育体制下成长起来的地方官员也同样受到其教育背景的影响,从而进一步影响到官员的政策导向。林挺进(2009)研究发现地级市市长的受教育年限对教育支出水平有显著影响。而王贤彬等(2013)也指出中央提出干部队知识化方针,并不是简单地以地区经济增长为目标。干部队伍知识化来的影响是深层次且全面的。不同学历的干部世界观不同,对地区的关注焦点和管理理念不同,而这些都会对其偏好产生潜移默化的影响。他们通过计量模型验证了地方官员学历差异确实导致了财政支出结构差异,高学历官员倾向于提高科教文卫支出比重,低学历官员倾向于提高建设类支出比重。此外,高学历的官员有意愿和能力实现经济增长满足居民需求两手抓。

    假说3:官员年龄与民生财政支出成正比例。

 

年龄是官员的一个重要特征,在一定程度上能够反映官员的职业经历和管理经验。在我国,年龄是官员晋升的一个重要考虑因素。官员晋升的概率随着年龄的增大而变小,并且省级官员到64岁或以上,晋升的可能性或空间就会更小(Li & Zhou,2005)。对于即将达到或超过退休年龄的官员来说,他们会预期到任期结束后退居二线的可能性非常大。因此,随着官员年龄的增大,他们追求经济增长,急功近利的施政行为在很大程度上会被削弱,进而可能不再热衷于建设支出而更偏向于民生类的财政支出。

    三、变量、数据与模型

    本文的样本是1998-2015全国30个省的省长和省委书记的学历、年龄、任期信息及其相应的教育、医疗、社会保障和就业三类民生财政支出。同时本文考虑了影响这类支出的经济和社会因素。选择1998年为研究时间的起点的原因是:一方面,政绩考核体制是在20世纪90年代中后期形成的,比较适用于90年代中后期的官员行为(陶然等,2010)。另一方面,1997年是中央党代会召开的年份,官员调动较多,为避免变动因素的影响选取1998年为开始的观察年份。

    (一)变量选择

1.地方官员异质性。该变量主要考察省长和省委书记的个体微观特征,涉及学历、年龄、任期三个变量。本文借鉴张军、高远(2007)的方法,按照逐年的方式获得观察值,即官员在该省同个职位上工作几年,就有几个观察值。具体处理如下:

官员学历方面,高中及以下学历赋值为1,大专或本科学历赋值为2,研究生及以上学历赋值为3。官员任期方面,在一年中1-6月份上任的,将本年记为就职的开始年份;在7-12月份上任的,将下一年记为就职的开始年份。同时规定,在一年中有两位及以上官员任职的,即使每位官员任期不足一年,仍然选择任期最长的那一位作为样本。另外,通过观察,代理省长或者代理省委书记都会成为正职,因此本文把官员代理的时间也计入任期。需要特别说明的是:本文研究的官员任期并不是指一个官员在一个职位上的最终在任时间,而是官员从上任至观察值当年在同一省份同个职位上的工作年数。如:一个官员在1998年初上任,2003年底卸任,则1998年底该官员的任期是1年,而2003年底该官员任期是6年。

此外,由于省委书记和省长共同管理地方事务,共同对财政支出偏向产生影响,所以我们借鉴王贤彬、张莉(2013)的方法,对官员学历、年龄和任期三个变量取两者个体微观特征的平均值作为核心变量。

    2.民生财政支出[1]。本文对此变量进行综合指标处理,即用教育、医疗卫生、社会保障和就业三者之和除以各省人口数来表示。另外,由于2007年全面实施的政府收支分类改革导致了2007年前后政府收支统计口径发生变化,本文借鉴我国学者肖建华(2011)的做法对2007年之前的社会保障和就业支出做了一些技术处理根据中国统计年鉴中财政支出的统计指标,将该类支出概括为行政事业单位离退休经费支出、抚恤和社会福利救济费支出、社会保障补助支出。

    3.控制变量[2]。为避免回归方程的遗漏变量偏误问题,本文根据相关文献(王贤彬等,2013;肖洁等,2015等)在模型中加入了六个控制变量:地方人均财政收入水平、地方政府财政自主性、人均实际GDP、人口密度、年龄低于15岁人口的比重及年龄高于65岁人口的比重。其中,地方政府财政自主性以地方政府一般预算收入占一般预算支出的比重去衡量。一般情况下,比重越大,地方政府财政自主性越高,说明其有更多的权利支配财政支出方向。另外,把人口中年龄低于15岁和年龄超过65岁比重两个指标引入模型的原因是民生财政支出相比建设类支出更具有保障改善民生的特殊意义以及民生财政支出受众的特殊性。

    (二)模型设定与数据来源

    本文采用省级政府官员的数据,在模型中加入6个控制变量进行实证研究。建立模型为:

                         1

    被解释变量 是第 个省份在第 年的政府的民生财政支出。 是截距项, 分别是核心变量官员年龄、学历与任期的系数, 的系数向量, 分别是固定时间效应、固定地区效应, 是地区  在时期  内的残差项。 为一组影响民生财政支出水平的控制变量。本文中官员的个体微观数据来自人民网、新华网等公开资料,人口数据来自《中国人口和就业统计年鉴》,其他数据来自《中国统计年鉴》、《中国财政年鉴》。

(三)描述性统计

    1是本文相关变量的描述性统计结果,反映的是1998-2015年我国30个省的省级党政层面的省长和省委书记的个人简历和各省的经济和社会变量的差异。对官员异质性的三个变量是仍按每年的维度进行分割,因此共有2×18×30=1080个观察值。

1  变量的描述性统计

变量

观测数目

均值

最大值

最小值

标准差

人均民生财政支出对数/lny

540

3.001

3.948

2.012

0.465

人均实际GDP对数/lnpgdp

540

3.673

4.679

2.329

0.468

人均财政收入对数/lnpincome

540

3.164

4.359

2.020

0.482

人口密度对数/lndens

540

2.345

3.583

0.844

0.548

财政自主性/fiscalauto

540

0.534

3.843

0.148

0.234

15岁以下人口比重/under_15

540

0.187

0.303

0.076

0.049

65岁以上人口比重/over_65

540

0.087

0.164

0.040

0.019

学历/edu

1080

2.469

3.000

1.000

0.508

年龄/age

1080

58.767

71.000

43.000

4.242

任期/tenure

1080

3.211

15.000

1.000

2.069

 

    四、实证检验结果分析

    (一)地方官员异质性对民生财政支出的影响

    本文利用模型(1)对面板数据进行回归分析。考虑GMM方法能有效解决内生性和异方差等问题,因此本文采用此方法进行实证检验。我们关注的是核心变量的符号和系数,它们描述了具有不同特征的官员对民生财政支出的影响。从表2列(1)可以看出,在加入控制影响民生财政支出的经济和社会变量后,官员学历变量通过显著性检验,而且系数的符号符合上文提出的理论假说,官员年龄和官员任期系数为负,且均未通过10%的显著性检验。而在列(2)中加入地区和时间变量后,三个核心变量均通过显著性检验,且系数符号符合上述三个假说。具体而言,官员学历和年龄与民生财政支出具有正向相关关系。官员学历相对提高一个档次,对民生的财政支出就会增加0.014个百分点;官员年龄相对增加一岁,对民生的财政支出就会增加0.025个百分点;而官员任期与民生财政支出具有显著负相关关系,官员任期相对增加一年,对民生的财政支出就会减少0.003个百分点。

    (二)党代会召开前后官员任期对民生财政支出的影响

    已有研究发现,中央党代会下对官员监察力度的变化会影响地方政府的财政支出结构。梅东洲、王子健等(2014)通过实证研究发现党代会召开前后,对官员监察力度的加强与弱化使得官员对社会保障和就业、教育及医疗卫生支出产生不同方向的影响。而肖洁、龚六堂等(2015)也以党代会周期作为政治周期,研究地方官员对财政支出规模及结构的影响,发现在省级党代会召开的当年市级政府的基本建设支出占比显著增加,教育科学支出占比显著减少。另外,就我国具体情况而言,官员任期往往是连续、非固定的,官员会为晋升而努力。当官员在当地任职已满一届,其晋升激励的变化会影响施政行为和策略(张军、高远,2007),即官员任期内会因为晋升激励产生对财政支出的偏向。从上文中的分析可知,党代会的召开和官员任期虽然都会产生对财政支出的偏向,但是偏向的路径是不同的。一个是因为监察力度,一个是因为晋升激励。因此,接下来本文为了研究地方官员在整个任期内对民生财政支出的偏向性是否会因为中央党代会的召开而产生增强或弱化的影响,我们把党代会召开的当年这一虚拟变量和官员任期的交互项引入模型。新方程如下:

 (2)

分别代表党代会召开当年的系数及党代会召开当年与官员在任年数交互项的系数。剩余变量的系数和含义与方程(1)相同。

    2列(3)、(4)汇报了带有交互项的GMM方法的估计结果。可以看出,在加入了时间和地区变量后,三个核心变量系数和显著性与原模型并无实质性的差别。同时注意到交互项的符号在10%的水平上显著为正0.003,导致官员任期的系数总体上为-0.002+0.003。这说明当考虑到党代会召开时地方官员在任期内对民生财政支出具有正向的偏好。对于出现的这种情况,本文通过查阅大量文献发现其原因是:党代会召开的当年监察和反腐力度加强,而贪污腐败通常与建设类支出联系在一起,加之贪污腐败对官员晋升可一票否决,因此,任期内的官员在党代会召开的当年会采取不求有功,但求无过的策略减少建设类财政支出而增加民生财政支出。这表明任期内官员因晋升激励而产生的对财政支出的偏向也是与党代会的召开紧密联系的。

(三)晋升考核制度转变后地方官员对民生财政支出的影响

在十八大以前,我国政府对官员进行政绩评价时关注的第一个标准是经济,这造就了政绩考核制度下以GDP论英雄的状况。虽然这种考核制度在我国经济增长奇迹中功不可没,但随之而来的环境破坏、财政支出偏向等问题也日益严重。在此背景下,十八大和十八届三中全会提出要改革和完善干部考核评价制度。明确规定:把有质量、有效益、可持续的经济发展和民生改善、社会和谐进步、文化建设、生态文明建设、党的建设等作为考核评价的重要内容。更加重视科技创新、教育文化、劳动就业、居民收入、社会保障、人民健康状况的考核。为了探讨官员考核评价体系的改变是否引起官员对辖区内民生财政支出偏向发生变化,本文接下来将引入官员特征与官员考核制度转变后的交叉项。对于官员考核制度转变的虚拟变量,以2013年为界,2013年以前变量为0,2013年以后变量为1。新方程如下:

(3)

在式(3)中,gov代表官员考核制度的转变,(gov×age)、(gov×edu)、(gov×tensure)代表体现官员特征与官员考核制度转变的乘积交互项,系数λi代表官员考核制度转变对官员特征与民生财政支出关系的影响。 

当引入官员特征与官员考核制度转变的乘积交互项并加入时间和地区变量后(即列(三)(6)的结果),虽然三个自变量的系数符号仍然符合上文提出的研究假设,并且分别在5%10%的水平上显著,但是三个交叉项的变量均不显著,这说明官员考核制度的转变未能对地方民生财政支出产生正向作用。

2  全国的回归结果

模型

(一)

(二)

(三)

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

edu

0.015**

1.98

0.014*

(1.54)

0.015*

(1.92)

0.015*

(1.56)

0.018**

2.43

0.015*

(1.79)

age

-0.031

-0.35

0.025***

(2.63)

0.002

(0.22)

0.024**

(2.52)

0.001*

1.31

0.002**

(2.25)

tenure

-0.006

-0.40

-0.003***

(-2.21)

-0.003

(-1.61)

-0.002*

(-1.54)

-0.005***

-3.04

-0.003*

(-1.83)

lnpgdp

-0. 071

-0.88

-0.041***

(-2.27)

-0.074

(-0.99)

-0.041**

(-2.25)

0.048

0.68

-0.042**

(2.29)

lnpincome

0.021***

2.58

0.062***

(2.91)

0.017**

(2.37)

0.060***

(2.73)

0.021***

2.93

0.061***

(2.75)

lndens

-0.020**

-2.22

-0.017

(-1.45)

-0.020**

(-2.41)

-0.014

(-1.32)

-0.025***

-3.12

-0.012

(-1.01)

fiscalauto

-0.158*

(-1.76)

-0.193***

(-2.91)

-0.130*

(-1.69)

-0.188***

(-2.73)

-0.148*

(-1.78)

-0.191***

(-2.77)

over_65

0.242

(1.20)

-0.109**

(-1.96)

0.242

(1.33)

-0.310

(-1.10)

0.400**

(2.06)

-0.295

(-1.05)

under_15

-0.008

(-0.11)

0.158**

(2.52)

-0.158

(-0.22)

0.423**

(2.25)

0.259***

(3.14)

0.431**

(2.23)

ppc

 

 

0.025**

(2.52)

-0.052**

(-2.47)

 

 

ppctenure

 

 

0.004

(1.61)

0.003*

(1.96)

 

 

gov*edu

 

 

 

 

-0.028**

(-2.17)

0.006

(0.53)

gov*age

 

 

 

 

-0.001

(-0.01)

-0.002

(-1.09)

gov*tensure

 

 

 

 

-0.003

(-0.93)

-0.001

(-0.29)

因变量滞后项

0.746***

10.21

0.375***

2.56

0.784***

(12.08)

0.402***

2.64

0.789***

11.32

0.395***

(2.61)

常数项

0.355***

(6.14)

1.918***

(3.86)

0.327***

(5.71)

1.913***

(4.05)

0.064

(1.02)

1.950***

(4.15)

地区变量

时间变量

N

480

480

480

480

480

480

R2

0.986

0.994

0.987

0.994

0.988

0.994

注:括号内为z值。*******分别表示在1%5%10%水平上显著。

 

    (四)稳健性检测

    首先,为了避免上文检测结果是因样本分布等偶然因素得出的,我们就研究样本进行筛选复测后而对实证结果进行稳健性检测。因为直辖市与省的性质不同,经济结构也不同,因此作者将我国四个直辖市的样本剔除后再次进行回归分析,得出的结果如表3的列(1)、(2)。从表3列(2)可知,在加入时间和地区变量后,得出的结果与表2并没有实质性的差别。

其次,本文进一步考察了模型中可能存在的内生性问题。中央的不确定性行政调任、官员的腐败等都会使官员离任,对体现官员异质性的任期产生内生性问题,从而导致实证估计出现偏差(陈刚等,2012)。因此,为规避内生性可能产生的偏误问题,本文将官员任期分为完整任期和不完整任期,在实证分析时仅考察具有完整任期的官员对辖区内民生财政支出的影响。因为省委书记是辖区内实际意义上的一把手对地方事务起主导作用(肖洁等2015),因此本文剔除了不具有完整任期的省委书记样本后进行重新估计,得出的结果见表3的列(3)、(4)。结果显示,控制地区和时间变量后,核心变量的符号不变且均通过显著性检验。这一结果与前文估计结果高度一致。三个理论假说的正确性均获得了更加有力的证据。

3  稳健性检测

模型

剔除直辖市

具有完整任期的官员

(1)

(2)

(3)

(4)

edu

0.031***

(3.15)

0.005*

(1.61)

0.003

(0.027)

0.011*

(1.72)

age

0.029*

(1.70)

0.003**

(2.42)

-0.002

(-1.51)

0.003*

(1.65)

tenure

-0.010***

(-3.09)

-0.001*

(-1.80)

-0.003*

(-1.92)

-0.007***

(-2.63)

lnpincome

0.097***

(67.60)

0.059***

(6.06)

0.039

(1.07)

0.013

(0.11)

fiscalauto

-0.518***

(-4.03)

-0.195***

(-5.85)

-0.023

(-1.50)

0.004

(0.09)

lnpgdp

-0.037*

(-1.83)

-0.058

(-0.79)

-0.016*

(-1.78)

0.111***

(3.48)

lndens

-0.088***

(-3.25)

-0.084***

(-3.78)

-0.006

(-0.91)

-0.138***

(-4.55)

over_65

0.350

(1.13)

-0.919***

(-2.74)

0.067

(0.87)

-0.700

(-1.44)

under_15

0.253**

(2.15)

0.200*

(1.84)

0.026

(0.87)

0.439**

(2.27)

因变量滞后项

0.885***

5.50

0.382***

5.42

0.947***

(26.26)

0.062

0.54

_cons

-1.079***

(-3.73)

2.165***

(5.05)

0.175*

(1.95)

0.844

(0.97)

地区变量

时间变量

N

416

416

244

244

R2

0.976

0.995

0.993

0.995

注:括号内为z值。*******分别表示在1%5%10%水平上显著。

 

    五、结论性评述

    本文采用GMM方法实证考察地方官员特征对民生财政支出的影响。发现不同特征的官员对民生财政支出的影响不同。另外,还应该注意三点:其一,本文官员任期与民生财政支出呈线性关系的结论与其他文献中呈U型曲线关系的结论存在实质性的区别。可能的原因是:之前的文献都是就完整任期进行的简单观察,本文是就官员的实际任期进行的实证检验,因为官员在上任期初并不能预测自己会在任几年,在晋升激励下会发展经济争取晋升机会,所以导致民生财政支出的相对不足;其二,通过研究我们可以发现官员会因为晋升激励的变化去改变自己的财政支出偏向,进而对民生支出产生影响。但是当考虑到党代会召开当年的监察力度和反腐情况时,地方官员任期对民生财政支出具有正向偏好;其三,虽然现阶段我国已对干部考核评价制度进行了改革,但其对我国改善民生的正向作用还未得以显现,这既与考核制度本身存在问题有关,也与官员政绩观转变不及时紧密相连。

    从上述研究中我们可以得到一些政策启示:

    1.在当前考核指标多元化的条件下(张尔升等,2013),继续优化对官员的激励设计,进一步改变官重经济的政绩观。一方面,要加强对官员的思想教育,提高思想认识,强化宗旨意识。官员要在不忘初心、牢记使命主题教育中树立民生导向的权力观和民生导向的政绩观。另一方面,要完善考核评价制度。重视对转方式、调结构、惠民生、促和谐等方面的考核,防止经济增长数据掩盖质量问题、环境问题、民生问题。此外,也可以把居民对官员的满意度纳入官员的考核过程,促使官员决策时更多地考虑居民偏好,多为居民谋福利。

    2.在把保障和改善民生作为加快转变经济发展方向为根本出发点的现阶段,中央可能需要重新审视干部队伍四化方针。一方面,要对干部退休年龄进行科学调整,另一方面,要激励官员实实在在提升自身专业知识,让官员专业知识发挥更积极与显著的作用。

    3.完善官员交流任职制度以适度延长官员任期。这样不但有利于官员充分发挥自身经验和能力,给辖区的经济和社会发展均带来正面的影响,也有利于民生财政支出的经济增长和社会效益显现出来,减小官员仅依靠基建支出促进经济发展的动机。

 

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