王永進(jìn) 黃青

0 引言

隨著勞動(dòng)力成本的上升，以及面臨國(guó)內(nèi)外環(huán)境不確定性的加劇，如何尋求新的出口比較優(yōu)勢(shì)對(duì)于中國(guó)改善出口結(jié)構(gòu)，進(jìn)而形成新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力具有重要的戰(zhàn)略意義。越來越多的文獻(xiàn)強(qiáng)調(diào)，除了生產(chǎn)技術(shù)以及要素稟賦外，司法效率的提高對(duì)于改善出口結(jié)構(gòu)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(guó)在契約密集型行業(yè)形成比較優(yōu)勢(shì)，因而有助于出口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換和升級(jí)(Levchenko，2007；Ranjan and Lee，2007；Nunn，2007；Ma et al.，2010；李坤望和王永進(jìn)，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(duì)于如何改善司法效率進(jìn)而改善出口結(jié)構(gòu)，現(xiàn)有文獻(xiàn)卻語焉不詳。為了改善司法效率，提高司法公正，中國(guó)政府進(jìn)行了一系列積極的探索，其中較為矚目的就是省級(jí)高級(jí)法院院長(zhǎng)的異地交流輪崗政策。但是，一個(gè)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(jìn)而影響出口結(jié)構(gòu)？本文擬采用2003—2012年的海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)對(duì)該問題進(jìn)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(jié)構(gòu)的主要渠道。具體地，司法效率越高的地區(qū)會(huì)在契約密集型產(chǎn)品上具有比較優(yōu)勢(shì)。但是，法官交流并非一定促進(jìn)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(hù)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(lì)，包括“晉升激勵(lì)”和“動(dòng)機(jī)激勵(lì)”，同時(shí)，法官異地交流的“學(xué)習(xí)效應(yīng)”提高了法官審理案件的綜合素質(zhì)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(gè)全新的環(huán)境，職位的改變意味著法官需要對(duì)專業(yè)知識(shí)進(jìn)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(guān)系、民情民意等，對(duì)于那些從中央部委調(diào)到地方省區(qū)的官員，則需要同時(shí)對(duì)工作職位以及工作省區(qū)予以適應(yīng)，這種適應(yīng)性需要會(huì)對(duì)法官更替產(chǎn)生不利經(jīng)濟(jì)影響。而法官作為專有技術(shù)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(wù)員，多元化、擴(kuò)散性的交流有損法官職業(yè)的專業(yè)性、穩(wěn)定性。同時(shí)，新上任官員有很強(qiáng)的動(dòng)機(jī)實(shí)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(fèi)用，如搬遷費(fèi)用、臨時(shí)居住的費(fèi)用、法官家屬的工作問題、法官的探親費(fèi)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(duì)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(yīng)可能與交流法官的異質(zhì)性特征有關(guān)。本文采用2003—2012年海關(guān)庫(kù)數(shù)據(jù)，利用DDD方法系統(tǒng)評(píng)估法官異地交流對(duì)中國(guó)出口結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)，即法官異地交流的凈效應(yīng)、法官能力的影響、法官異地交流的異質(zhì)性影響。法官異地交流的凈效應(yīng)為負(fù)，法官能力的影響和法官異地交流的異質(zhì)性影響則取決于法官的個(gè)人特征，包括年齡、之前工作性質(zhì)等。(2)動(dòng)態(tài)效應(yīng)回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，隨著法官任職時(shí)間的延長(zhǎng)，法官異地交流對(duì)出口的負(fù)影響逐漸變小；并且越接近交流年份，前任法官對(duì)出口表現(xiàn)的負(fù)向影響越大。(3)法官異地交流主要從“數(shù)量”上影響出口結(jié)構(gòu)，在出口產(chǎn)品的“質(zhì)量”方面影響甚微。法官異地交流對(duì)出口關(guān)系數(shù)量、出口目的國(guó)數(shù)量、出口產(chǎn)品數(shù)量有顯著影響，對(duì)出口產(chǎn)品平均價(jià)格幾乎沒有影響。

本文對(duì)現(xiàn)有研究的貢獻(xiàn)主要如下：

(1) 拓展了關(guān)于司法效率與出口比較優(yōu)勢(shì)的文獻(xiàn)。主要表現(xiàn)在兩個(gè)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(xiàng)，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(yīng)，從而使出現(xiàn)遺漏變量的可能性大大降低；第二，研究?jī)?nèi)容方面，從官員異地交流的視角展開分析，強(qiáng)調(diào)官員特征的重要性?，F(xiàn)有研究司法效率與出口比較優(yōu)勢(shì)的文獻(xiàn)多采用量化的司法質(zhì)量指標(biāo)，無法解釋司法效率究竟是如何被影響的，2008年中國(guó)省級(jí)高級(jí)法院院長(zhǎng)的異地交流輪崗政策為本文的研究提供了一個(gè)天然的樣本。同時(shí)，本文綜合考慮異地交流法官的多重異質(zhì)性特征，包括官員年齡、受教育程度、籍貫、上任前工作性質(zhì)、上任前后工作級(jí)別變化等，強(qiáng)調(diào)官員能力的重要性和法官異地交流的異質(zhì)性影響。

(2) 本文也對(duì)官員交流與經(jīng)濟(jì)績(jī)效的相關(guān)文獻(xiàn)形成了有益補(bǔ)充。一方面，現(xiàn)有研究官員交流與經(jīng)濟(jì)績(jī)效的文獻(xiàn)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(xiàn)多從官員更替對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、財(cái)政支出、企業(yè)投資等方面的影響，而較少關(guān)注官員更替對(duì)出口結(jié)構(gòu)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(qiáng)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(xiàn)也只是從法官異地交流對(duì)于提升司法效率、降低市場(chǎng)分割的影響進(jìn)行研究(陳剛，2012；陳剛和李樹，2013)。

本文的結(jié)構(gòu)安排如下，第1部分是文獻(xiàn)綜述和實(shí)驗(yàn)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(jié)果，第4部分是穩(wěn)健性分析，第5部分是結(jié)論和政策建議。

1 文獻(xiàn)綜述與實(shí)驗(yàn)背景

1.1 文獻(xiàn)綜述

越來越多的文獻(xiàn)研究表明，法律制度的完善和司法效率的提高有助于一國(guó)在契約密集型行業(yè)形成比較優(yōu)勢(shì)，因而有助于出口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換和升級(jí)(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(shí)證檢驗(yàn)兩個(gè)角度，發(fā)現(xiàn)契約實(shí)施效率的提高能顯著促進(jìn)雙邊貿(mào)易流動(dòng)。而在實(shí)證研究方面，Berkowitz et al.(2006)基于Rauch(1999)的分類將產(chǎn)品劃分為差異化和同質(zhì)化產(chǎn)品，發(fā)現(xiàn)出口國(guó)(進(jìn)口國(guó))的制度水平對(duì)差異化產(chǎn)品的雙邊貿(mào)易流有正向(負(fù)向)影響，而對(duì)同質(zhì)化產(chǎn)品的影響則與異質(zhì)化產(chǎn)品相反。Nunn(2007)則通過美國(guó)投入產(chǎn)出表和Rauch(1999)的分類，構(gòu)造了更加準(zhǔn)確的契約密集度指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)在控制了傳統(tǒng)的比較優(yōu)勢(shì)變量(物質(zhì)資本和人力資本)以及其他可能的影響變量之后，司法質(zhì)量更高的國(guó)家在出口契約密集型產(chǎn)品上具有顯著的比較優(yōu)勢(shì)，且這一比較優(yōu)勢(shì)的影響大于傳統(tǒng)的比較優(yōu)勢(shì)變量。

后續(xù)研究在Nunn(2007)的實(shí)證框架下向微觀層面進(jìn)一步拓展。Ma et al.(2010)利用世界銀行企業(yè)調(diào)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(guó)的進(jìn)口數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)司法質(zhì)量更高的國(guó)家在契約密集型產(chǎn)品上出口高質(zhì)量產(chǎn)品具有比較優(yōu)勢(shì)。Feenstra et al.(2013)利用中國(guó)海關(guān)進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，進(jìn)一步研究司法質(zhì)量對(duì)不同出口模式和不同所有制企業(yè)出口的異質(zhì)性影響，發(fā)現(xiàn)司法質(zhì)量的比較優(yōu)勢(shì)效應(yīng)在外資企業(yè)和加工貿(mào)易出口企業(yè)中更加明顯。

契約如何影響出口貿(mào)易的問題也吸引了越來越多中國(guó)學(xué)者的關(guān)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(rèn)為，隨著我國(guó)出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的提升，工業(yè)制成品占出口比重不斷上升，出口產(chǎn)品對(duì)制度的依賴程度越來越強(qiáng)，地區(qū)出口差異對(duì)于制度差異越來越敏感，制度質(zhì)量對(duì)于地區(qū)企業(yè)生產(chǎn)效率和出口競(jìng)爭(zhēng)力的提高越來越重要。余淼杰(2008)利用引力模型實(shí)證研究了發(fā)展中國(guó)家的政治民主度和國(guó)際貿(mào)易的相關(guān)性，認(rèn)為政治制度是影響進(jìn)出口貿(mào)易的重要因素。李坤望和王永進(jìn)(2010)利用中國(guó)省區(qū)28個(gè)行業(yè)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了契約執(zhí)行效率對(duì)出口貿(mào)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(chǎn)和出口契約密集度較高、物質(zhì)資產(chǎn)專用性較強(qiáng)和人力資產(chǎn)專用性較弱的產(chǎn)品。茹玉驄和張利風(fēng)(2011)采用中國(guó)2006年各地區(qū)分產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)，從不同角度考察契約實(shí)施制度對(duì)中國(guó)地區(qū)出口績(jī)效的影響，研究結(jié)果表明，契約實(shí)施效率是顯著導(dǎo)致地區(qū)比較優(yōu)勢(shì)的重要因素，契約實(shí)施效率的改進(jìn)是地區(qū)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的前提，它有助于促進(jìn)地區(qū)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的改善。黃玖立等(2013)以中國(guó)的經(jīng)濟(jì)特區(qū)為例，利用2006年中國(guó)海關(guān)出口數(shù)據(jù)，比較經(jīng)濟(jì)特區(qū)對(duì)不同行業(yè)出口績(jī)效的影響。結(jié)論表明，設(shè)立經(jīng)濟(jì)特區(qū)的城市在契約密集型行業(yè)上具有比較優(yōu)勢(shì)，這種制度優(yōu)勢(shì)主要是沿著集約邊際實(shí)現(xiàn)的。

熊俊和吳小康(2014)將契約制度對(duì)出口的影響分解為集約邊際、擴(kuò)展邊際和質(zhì)量邊際。研究發(fā)現(xiàn)契約制度好的國(guó)家在契約密集型產(chǎn)業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)的概率更高、出口的產(chǎn)品種類更多、每種產(chǎn)品的平均出口數(shù)量更多、出口質(zhì)量更高。邱斌等(2014)認(rèn)為，在一國(guó)的制度質(zhì)量越過“制度門檻”的條件下，該國(guó)制度因素與行業(yè)特征的協(xié)同效應(yīng)有利于該國(guó)對(duì)外出口并塑造制度比較優(yōu)勢(shì)。出口國(guó)對(duì)貿(mào)易伙伴國(guó)在制度質(zhì)量上相對(duì)占優(yōu)時(shí)，制度因素與行業(yè)特征的協(xié)同效應(yīng)能夠促進(jìn)其對(duì)貿(mào)易伙伴國(guó)的出口。茹玉驄和張利風(fēng)(2014)從企業(yè)融資的角度，考察了契約執(zhí)行效率對(duì)中國(guó)地區(qū)行業(yè)比較優(yōu)勢(shì)的影響，發(fā)現(xiàn)地區(qū)的契約實(shí)施效率越高，事前債務(wù)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(chǎn)品相對(duì)價(jià)格更低，契約實(shí)施效率高的地區(qū)在資本彈性較高產(chǎn)業(yè)具有比較優(yōu)勢(shì)，即契約實(shí)施效率通過融資渠道對(duì)地區(qū)比較優(yōu)勢(shì)產(chǎn)生作用。地區(qū)契約實(shí)施效率的改進(jìn)有助于地區(qū)資本彈性較高產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢(shì)的獲得。余淼杰等(2016)利用來自各個(gè)地區(qū)、不同發(fā)展水平的 158個(gè)國(guó)家之間的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)司法質(zhì)量更高的國(guó)家在進(jìn)口合約密集型產(chǎn)品上具有質(zhì)量意義上的比較優(yōu)勢(shì)。

法律制度建設(shè)與法律設(shè)施完善能顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展(Dam，2006；Porta et al.，1997，1998)。然而中國(guó)出口貿(mào)易快速發(fā)展的同時(shí)，司法系統(tǒng)建設(shè)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(guó)政府進(jìn)行了一系列積極的探索，包括2008年省級(jí)高級(jí)法院院長(zhǎng)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(xiàn)多發(fā)現(xiàn)官員更替對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、財(cái)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(qiáng)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(jí)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的抑制作用。肖潔等(2015)利用中國(guó)1994—2010年281個(gè)城市和市委書記市長(zhǎng)變更數(shù)據(jù)對(duì)財(cái)政支出的變化進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)市級(jí)官員變更，尤其是市委書記變更，對(duì)財(cái)政支出增長(zhǎng)率有顯著的負(fù)影響。陳艷艷和羅黨論(2012)考察2000—2008年277個(gè)地區(qū)的地方官員更替對(duì)轄區(qū)企業(yè)投資行為的影響，發(fā)現(xiàn)地方官員更替導(dǎo)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(nèi)企業(yè)投資波動(dòng)率也越大。錢先航和徐業(yè)坤(2014)采用2004—2008年民營(yíng)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(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)更大。這些文獻(xiàn)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(xiàn)較少。地方司法部門獨(dú)立性的提升，能夠促進(jìn)地方行政權(quán)和司法權(quán)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(shí)，提高地方司法權(quán)對(duì)行政權(quán)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(dú)立具有重要意義。僅有的兩篇文獻(xiàn)研究表明，法官異地交流對(duì)于提升司法效率、降低市場(chǎng)分割等方面具有重要影響(陳剛，2012；陳剛和李樹，2013)。

1.2 實(shí)驗(yàn)背景

法官交流制度是中國(guó)歷史上的法官任職回避制度的延續(xù)。中國(guó)早在3000多年前的西周時(shí)期，就產(chǎn)生了最早的法官任職回避制度，并以此作為一種保障國(guó)家司法權(quán)能夠被客觀公正行使的基本手段。新中國(guó)則將這一政治遺產(chǎn)正式的制度化。改革開放以來，中共中央進(jìn)一步加快了干部交流制度的建設(shè)，特別是20世紀(jì)90年代以來。1990年中共中央頒布 《關(guān)于實(shí)行黨和國(guó)家機(jī)關(guān)領(lǐng)導(dǎo)干部交流制度的決定》；1994年黨的十四屆四中全會(huì)進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)，要認(rèn)真推行領(lǐng)導(dǎo)干部交流制度，加大省部級(jí)干部交流的力度，繼續(xù)推進(jìn)地市縣級(jí)干部交流；1999年中共中央辦公廳印發(fā)了 《黨政領(lǐng)導(dǎo)干部交流工作暫行規(guī)定》。

實(shí)際上中國(guó)的中央政府對(duì)地方官員的治理通常包含著“顯性治理”和“隱性治理”兩個(gè)方面。其中，中央政府的“顯性治理”往往是通過可度量的經(jīng)濟(jì)性指標(biāo)，諸如當(dāng)?shù)氐?GDP 增長(zhǎng)率、財(cái)政收入等，來考核地方官員的政績(jī)，而預(yù)防和阻止地方官員腐敗這類難以量化和監(jiān)控的事項(xiàng)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(lǐng)導(dǎo)干部交流制度，促進(jìn)黨政領(lǐng)導(dǎo)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(guān)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(lǐng)導(dǎo)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(jí)以上地方紀(jì)委和人民法院、人民檢察院的領(lǐng)導(dǎo)成員及其機(jī)關(guān)內(nèi)設(shè)機(jī)構(gòu)的領(lǐng)導(dǎo)干部?！?007年8月，中央有針對(duì)性地制定了“推進(jìn)省級(jí)人民法院院長(zhǎng)、人民檢察院檢察長(zhǎng)的交流”的有關(guān)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(dān)任人民法院院長(zhǎng)、人民檢察院檢察長(zhǎng)的，一般應(yīng)當(dāng)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(zhǎng)”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(wù)。

出于提升地方司法的獨(dú)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(guó)成立以來規(guī)模最大的省級(jí)司法機(jī)關(guān)領(lǐng)導(dǎo)干部交流輪崗活動(dòng)。在此次省級(jí)司法機(jī)關(guān)領(lǐng)導(dǎo)干部的交流輪崗活動(dòng)中，全國(guó)共有16[注]不同于陳剛(2012、2013)只有14個(gè)省份發(fā)生法官異地交流的定義，本文認(rèn)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(zhǎng)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(diào)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(gè)省(自治區(qū)、直轄市) 的高級(jí)人民法院院長(zhǎng)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(zhǎng)總數(shù)的51.6%[注]除高級(jí)人民法院院長(zhǎng)交流輪崗之外，中國(guó)的中基層法院院長(zhǎng)間的交流也非常頻繁，到2008年3月，全國(guó)已經(jīng)完成換屆的中級(jí)法院364個(gè)，約占中級(jí)法院總數(shù)的93%。364名中級(jí)法院院長(zhǎng)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(zhǎng)中，132人為交流任職，交流任職比例接近94%。已經(jīng)完成換屆的基層法院共2999個(gè)，約占基層法院總數(shù)的99%。2999名基層法院院長(zhǎng)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(zhǎng)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(jí)人民法院新上任院長(zhǎng)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(dá)到59歲。這說明法官異地交流的一個(gè)趨勢(shì)是法官年輕化發(fā)展。

圖1 2008年各省高級(jí)人民法院新上任院長(zhǎng)的年齡分布

圖2 2008年各省高級(jí)人民法院新上任院長(zhǎng)的受教育年限分布

圖2則是2008年各省高級(jí)人民法院新上任院長(zhǎng)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(xué)歷以上，不乏取得博士學(xué)位的院長(zhǎng)，而我們統(tǒng)計(jì)的法官受教育年限包括法官在中央黨校學(xué)習(xí)、進(jìn)修學(xué)習(xí)、接收函授教育等的時(shí)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(jìn)行異地交流的法官受教育年限的整體水平并沒有比未進(jìn)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(jì)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(guān)的更多。我們將在后文的實(shí)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(jí)人民法院新上任院長(zhǎng)的其他基本特征

2 模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

2.1 模型設(shè)定

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

雙重差分模型(DID，different-in-different)能通過對(duì)單純前后比較(干預(yù)前vs干預(yù)后)和單純截面比較(干預(yù)組vs對(duì)照組)的結(jié)合，有效控制研究對(duì)象間的事前差異，將政策實(shí)施效果有效分離出來。然而，雙重差分法的隱含假設(shè)是，即使沒有政策變化，控制組與實(shí)驗(yàn)組的時(shí)間趨勢(shì)也一樣，如果控制組與實(shí)驗(yàn)組的時(shí)間趨勢(shì)不同，無法得到對(duì)實(shí)驗(yàn)凈效應(yīng)的一致估計(jì)。使用DDD方法能改進(jìn)這一點(diǎn)。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(xiàng)，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(yīng)，從而使出現(xiàn)遺漏變量的可能性大大降低。基本回歸方程設(shè)定形式如下：

上式中，下標(biāo)i表示一個(gè)HS編碼6分位行業(yè)，下標(biāo)c表示省份c，下標(biāo)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(jià)值的對(duì)數(shù)。zi表示行業(yè)i的契約密集度，地區(qū)虛擬變量du、時(shí)間虛擬變量dt以及契約密集度zi的乘積是三重差分估計(jì)量，構(gòu)成核心解釋變量，其回歸系數(shù)γ度量了法官異地交流對(duì)于中國(guó)各省份出口價(jià)值的“凈”影響。我們?cè)贒DD回歸中同時(shí)加入行業(yè)×年份固定效應(yīng)ηi t、省份×年份固定效應(yīng)λc t、省份×行業(yè)固定效應(yīng)φc i以控制回歸過程可能出現(xiàn)的偏差，εi ct為誤差項(xiàng)。

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(guó)海關(guān)出口數(shù)據(jù)。由于在樣本區(qū)間內(nèi)，海關(guān)編碼等發(fā)生了改變，因此，我們一一進(jìn)行校正統(tǒng)一。首先，我們統(tǒng)一了海關(guān)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(guān)庫(kù)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(jìn)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(jí)人民法院官網(wǎng)、中國(guó)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(zhǎng)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(duì)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(gè)時(shí)期。最后，設(shè)置一個(gè)地區(qū)虛擬變量du和一個(gè)時(shí)間虛擬變量dt，其中，變量du在處理組的賦值為1，在對(duì)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(duì)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(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用三類契約密集度指標(biāo)[注]Rauch(1999)的產(chǎn)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(chǎn)品分類。。

(1) Nunn(2007)構(gòu)建的契約密集度指標(biāo)

(2) 根據(jù)中國(guó)2007年投入產(chǎn)出表計(jì)算得到的契約密集度

本文研究的是法官異地交流對(duì)中國(guó)出口的影響，因此，為了檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，我們構(gòu)建“中國(guó)的契約密集度”指標(biāo)。具體構(gòu)建方法為：將Rauch(1999)的產(chǎn)品分類與中國(guó)2007年投入產(chǎn)出表相匹配，計(jì)算出每一中間品投入中三類產(chǎn)品(在有組織的交易市場(chǎng)進(jìn)行交易的產(chǎn)品、參考規(guī)定的價(jià)格進(jìn)行交易的產(chǎn)品、既沒有參考價(jià)格也不在有組織的交易市場(chǎng)進(jìn)行交易的產(chǎn)品)所占的比例；然后利用投入產(chǎn)出表計(jì)算出每一個(gè)行業(yè)的契約密集度。

(3) Rauch(1999)的產(chǎn)品指標(biāo)

我們直接利用Rauch(1999)的產(chǎn)品分類指標(biāo)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(chǎng)進(jìn)行交易的產(chǎn)品(goods traded on an organized exchange)，參考規(guī)定的價(jià)格進(jìn)行交易的產(chǎn)品(但沒有在有組織的交易市場(chǎng)進(jìn)行交易，reference priced)，既沒有參考價(jià)格也不在有組織的交易市場(chǎng)進(jìn)行交易的產(chǎn)品(differentiated products)，此三類產(chǎn)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(guó)投入產(chǎn)出表構(gòu)建的產(chǎn)品契約密集度指標(biāo)，根據(jù)Rauch(1999)產(chǎn)品分類定義的契約密集度反映了產(chǎn)品本身對(duì)契約執(zhí)行效率的依賴程度，而前者則衡量了產(chǎn)品生產(chǎn)過程中、中間品投入對(duì)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(jì)

3 基本回歸結(jié)果

3.1 法官異地交流的凈效應(yīng)： 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(jìn)行基本回歸，考察法官異地交流的凈效應(yīng)。為檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，我們使用五個(gè)契約密集度指標(biāo)進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表3。

表3 法官異地交流的凈效應(yīng)

注： 括號(hào)內(nèi)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(diǎn)關(guān)注的倍差法估計(jì)量Du×Dt×Z的系數(shù)顯著為負(fù)。由于西藏的出口量非常小[注]2003—2012年間，西藏的出口占全國(guó)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(jīng)濟(jì)條件所決定的，比如深居內(nèi)陸、基礎(chǔ)設(shè)施落后、人口稀少等，因此我們利用去掉西藏的樣本進(jìn)行回歸，Du×Dt×Z的系數(shù)仍然顯著為負(fù)。

這個(gè)結(jié)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(jìn)而改善出口結(jié)構(gòu)的作用，即法官異地交流的“凈效應(yīng)”為負(fù)。法官異地交流需要法官更多地適應(yīng)時(shí)間、導(dǎo)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(duì)契約密集度高的產(chǎn)品出口存在一定的負(fù)向沖擊。

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

3.2 法官個(gè)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(zhì)性”，這些都有可能影響到法官異地交流對(duì)出口的影響，如果回歸方程中不納入反映法官個(gè)人特征的變量時(shí)，回歸方程可能就存在比較嚴(yán)重的遺漏變量偏誤問題，從而使得變量系數(shù)的估計(jì)量是有偏且非一致的。因此，本部分引入法官的異質(zhì)性特征進(jìn)一步進(jìn)行考察。

我們引入的法官個(gè)人特征包括：(1)法官任職當(dāng)年的年齡Age。由于大部分法官的任期為5～10年，任期較長(zhǎng)，因此考慮法官任職當(dāng)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(xué)歷多為研究生或博士，但實(shí)際上這些學(xué)歷大部分是通過中央黨校、進(jìn)修班等函授教育獲得。根據(jù)法官的學(xué)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(guān)Previous，有關(guān)則取1，否則取0；(5)上任法官升職而來還是平調(diào)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(jìn)行回歸。由于同時(shí)加入多個(gè)官員特征存在多重共線性的問題，因此我們對(duì)官員特征進(jìn)行逐一考慮，回歸結(jié)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(duì)不同契約密集度的產(chǎn)品產(chǎn)生影響，我們進(jìn)一步加入官員特征與契約密集度的交互項(xiàng)進(jìn)行分析，回歸結(jié)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(guān)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(duì)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(hào)內(nèi)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(zhì)性影響

事實(shí)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(yīng)”；(2)官員能力的影響；(3)官員交流的異質(zhì)性影響。因此本部分我們主要考慮官員交流的“異質(zhì)性”影響，這種影響是由官員特征的“異質(zhì)性”帶來的。我們加入官員特征×Du×Dt×Z進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表5。同樣的，我們發(fā)現(xiàn)法官異地交流確實(shí)存在“異質(zhì)性影響”。結(jié)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(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果見表6。

表5 法官異地交流的異質(zhì)性效果

續(xù)表

注： 括號(hào)內(nèi)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(zhì)性效果

注： 括號(hào)內(nèi)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(jié)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(gè)特征的結(jié)果不太顯著。官員受教育程度影響不顯著，可能是因?yàn)榉ü俾殬I(yè)的特殊性要求法官的案件審判技能和審判經(jīng)驗(yàn)更多的通過實(shí)踐去總結(jié)和積累，而非通過學(xué)校教育來獲取，還有有一種可能是因?yàn)槭占降姆从撤ü賹W(xué)歷的信息質(zhì)量不高，我們收集到的反映法官學(xué)歷的信息大都比較模糊，并且有接近一半的法官的學(xué)歷是通過函授教育和黨校學(xué)習(xí)獲得，這些并不能反映法官真實(shí)的知識(shí)素養(yǎng)和能力。這與陳剛(2012)的估計(jì)一致。而官員是否回到籍貫地任職與官員表現(xiàn)相關(guān)性較小，我們認(rèn)為這可能是因?yàn)榧灥貙?duì)于官員來說并不是“最熟悉”的地方，相反，官員工作時(shí)間最長(zhǎng)的地方才是官員最熟悉的地方。因此我們主要關(guān)注其他四個(gè)特征的影響。

表7總結(jié)了其他四個(gè)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(zhì)性”影響。

表7 官員特征影響系數(shù)符號(hào)一覽

首先我們關(guān)注官員能力的影響。官員年齡越大，工作經(jīng)驗(yàn)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(jìn)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(jí)的關(guān)系比較密切，更加熟悉上級(jí)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(jīng)歷也恰恰證明了法官的工作能力較強(qiáng)，從而實(shí)現(xiàn)較高的工作效率。

相反，如果法官之前工作與司法有關(guān)，影響竟為負(fù)，這與預(yù)期不相符，直觀上理解，如果法官之前工作與司法有關(guān)，那么法官對(duì)現(xiàn)有工作將更加熟悉，影響應(yīng)該為正。我們認(rèn)為出現(xiàn)這種情況的原因可能是因?yàn)樽鳛楦咴涸洪L(zhǎng)，法官更多負(fù)責(zé)的是決策方面的事務(wù)，而較少進(jìn)行實(shí)際業(yè)務(wù)操作，因此之前工作與司法是否相關(guān)的影響不大。并且之前從事司法相關(guān)工作的官員盡管擁有前任地方的經(jīng)濟(jì)社會(huì)事務(wù)管理經(jīng)驗(yàn)，但這種職位的同質(zhì)性反而使其更容易開展業(yè)績(jī)表現(xiàn)的相互比較，而且又缺乏與上級(jí)的密切關(guān)系，因此這類官員更需要獲得政績(jī)向上級(jí)傳達(dá)自身的能力(楊海生等，2010)。盡管在政治晉升的激勵(lì)下，新任官員都有很強(qiáng)的動(dòng)機(jī)去實(shí)施差異化策略(王賢彬等，2009)，但之前從事司法相關(guān)工作的官員的動(dòng)機(jī)相對(duì)更強(qiáng)。其結(jié)果就是這類官員推行與前任官員相異政策的可能性相對(duì)較大，引致的不確定性也較大。出口企業(yè)對(duì)新上任法官的預(yù)期不確定性可能也會(huì)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(zhǎng)級(jí)別”的領(lǐng)導(dǎo)工作，因此工作能力比平調(diào)的官員更弱一些。

關(guān)注法官異地交流的“異質(zhì)性”影響，我們發(fā)現(xiàn)工作能力越強(qiáng)的法官，如年齡越大、曾為京官、之前工作與司法相關(guān)等，他們進(jìn)行異地交流的影響反而為負(fù)。我們認(rèn)為這是因?yàn)槟芰υ綇?qiáng)的法官的競(jìng)爭(zhēng)激勵(lì)越大，追求“政績(jī)”表現(xiàn)的動(dòng)機(jī)也越大，因此當(dāng)他們異地交流到一個(gè)新省區(qū)，完全陌生的環(huán)境會(huì)促使新任官員會(huì)著手建立自己的“工作圈”，而前任建設(shè)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(duì)原有工作環(huán)境越依賴，越不愿意進(jìn)行工作的變遷，而京官異地交流到地方工作，一時(shí)間難以獲得當(dāng)?shù)氐胤降闹С?，?duì)地方事務(wù)和基本情況也不太熟悉，因此法官進(jìn)行異地交流帶來的負(fù)向影響越大。而升職而來的法官上任之后，由于剛上任時(shí)工作能力相對(duì)較弱，因此異地交流之后會(huì)花更多時(shí)間去適應(yīng)，而非組建自己的班底。

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.1 動(dòng)態(tài)效應(yīng)

前面的回歸結(jié)果有利于反映法官異地交流對(duì)于中國(guó)各省份出口的平均影響，但是卻不能反映法官異地交流對(duì)出口結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)影響。為了檢驗(yàn)法官異地交流對(duì)地方出口促進(jìn)作用的動(dòng)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(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，我們考慮所有的契約密集度指標(biāo)和所有法官個(gè)人特征。表8和表9匯報(bào)了動(dòng)態(tài)效應(yīng)的回歸結(jié)果。

表8 動(dòng)態(tài)效應(yīng)

續(xù)表

注： 括號(hào)內(nèi)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(dòng)態(tài)效應(yīng)

續(xù)表

注： 括號(hào)內(nèi)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(jié)果一致的是，法官異地交流對(duì)出口的凈效應(yīng)顯著為負(fù)，并且根據(jù)動(dòng)態(tài)效應(yīng)的結(jié)果，我們還發(fā)現(xiàn)，隨著法官任職時(shí)間的延長(zhǎng)，法官異地交流對(duì)出口的負(fù)影響逐漸變小。這個(gè)也驗(yàn)證了前面的分析，說明法官異地交流需要法官更多的適應(yīng)時(shí)間、導(dǎo)致政策的不確定性、帶來多方面的額外成本等，對(duì)契約密集度高的產(chǎn)品出口確實(shí)存在一定的負(fù)向沖擊。隨著法官任職時(shí)間的延長(zhǎng)，法官異地交流負(fù)向影響會(huì)逐漸減小。同時(shí)，官員能力的影響與法官異地交流的“異質(zhì)性”影響與基本回歸結(jié)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(duì)出口表現(xiàn)的負(fù)向影響越大，這個(gè)可能是因?yàn)榍叭畏ü俚弥约杭磳⑿度?，此時(shí)努力工作帶給自己的好處將減少，反而會(huì)為后來者做貢獻(xiàn)，因此對(duì)所在省份的“政績(jī)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(duì)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(duì)更多，而繼任法官提前參與高院院長(zhǎng)的工作的機(jī)會(huì)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(zhǎng)由其他省份“空降”而來，引致的不確定性更強(qiáng)。

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(jià)值改善出口結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)。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(gè)方面：(1)出口產(chǎn)品種類Variety，即年份-省份-HS6分位層面，出口HS8分位產(chǎn)品的種類數(shù)的對(duì)數(shù)；(2)出口關(guān)系數(shù)量Rnumber，即年份-省份-HS6分位層面，一條記錄對(duì)應(yīng)一條出口關(guān)系，即年份-省份-HS6分位的出口關(guān)系數(shù)量的對(duì)數(shù)；(3)出口產(chǎn)品平均價(jià)格Price，即年份-省份-HS6分位層面，所有HS8分位出口產(chǎn)品的價(jià)格的平均數(shù)的對(duì)數(shù)；(4)出口目的國(guó)數(shù)量Origin，即年份-省份-HS6分位層面，出口的目的國(guó)的數(shù)量的對(duì)數(shù)。采用CZ1代表契約密集度，回歸結(jié)果如表10所示。我們?cè)诟奖碇袇R報(bào)了采用其他契約密集度進(jìn)行回歸的結(jié)果。

表10 影響渠道

注： 括號(hào)內(nèi)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(duì)契約密集度高的行業(yè)的出口產(chǎn)品種類、出口關(guān)系數(shù)量和出口目的國(guó)數(shù)量均有較為顯著的作用，但對(duì)于出口產(chǎn)品平均價(jià)格的影響卻不顯著。因此，我們認(rèn)為，法官異地交流主要從“數(shù)量”上影響出口結(jié)構(gòu)，在出口產(chǎn)品的“質(zhì)量”方面影響甚微。這可能是因?yàn)?，本?guó)司法質(zhì)量的改變并不能影響出口產(chǎn)品的質(zhì)量，出口產(chǎn)品的質(zhì)量由進(jìn)口國(guó)的司法質(zhì)量水平?jīng)Q定。如進(jìn)口國(guó)的司法質(zhì)量水平可能通過提高市場(chǎng)整體環(huán)境對(duì)于產(chǎn)品質(zhì)量的要求，以及完善履約環(huán)境從而減少“敲竹杠”行為兩個(gè)方面對(duì)契約密集型產(chǎn)品的相對(duì)質(zhì)量水平產(chǎn)生影響(余淼杰等，2016)。因此，中國(guó)出口產(chǎn)品的質(zhì)量提高也許依賴于出口目的國(guó)的司法質(zhì)量，出口到司法質(zhì)量高的目的國(guó)的產(chǎn)品質(zhì)量相應(yīng)的也較高，與中國(guó)司法效率提升無關(guān)。

4.3 區(qū)分貿(mào)易方式

本節(jié)，我們利用年份-省份-HS6分位-貿(mào)易方式層面的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，考察法官異地交流對(duì)不同貿(mào)易方式的影響。對(duì)于區(qū)分貿(mào)易方式的考察，可以采取加入交互項(xiàng)或者分樣本回歸的方法。比如Feenstra et al.(2013)將加工貿(mào)易與一般貿(mào)易與制度質(zhì)量、契約密集度的交互項(xiàng)加入回歸進(jìn)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(jìn)行分析?；貧w結(jié)果如表11。

表11 區(qū)分貿(mào)易方式的回歸結(jié)果

續(xù)表

注： 括號(hào)內(nèi)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(mào)易，加工貿(mào)易的海關(guān)監(jiān)管方式更嚴(yán)格復(fù)雜，對(duì)契約效率的依賴程度更高。并且加工貿(mào)易過程中，加工經(jīng)營(yíng)企業(yè)要么付匯購(gòu)買進(jìn)口料件，或者由外商免費(fèi)提供進(jìn)口料件，然后執(zhí)行產(chǎn)品組裝加工的部分，這個(gè)生產(chǎn)過程涉及到進(jìn)口原材料，出口產(chǎn)成品兩個(gè)契約制定過程，因此要求更高的司法效率。而通過表11的結(jié)果，我們卻發(fā)現(xiàn)法官異地交流對(duì)一般貿(mào)易的影響更加顯著，對(duì)加工貿(mào)易的影響則不太大。我們認(rèn)為出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因可能是，進(jìn)行出口加工貿(mào)易要求更高的司法效率、更高的合同實(shí)施效率，出口加工貿(mào)易企業(yè)“擅長(zhǎng)”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(jīng)驗(yàn)”，因此法官異地交流給出口加工貿(mào)易企業(yè)的沖擊較小。相反，一般貿(mào)易相對(duì)而言缺乏“官商”合作的經(jīng)驗(yàn)，受到法官異地交流的影響更大。

5 總結(jié)

本文采用2003—2012年海關(guān)庫(kù)數(shù)據(jù)，利用DDD方法系統(tǒng)評(píng)估法官異地交流對(duì)中國(guó)國(guó)內(nèi)各省份出口結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)，即法官異地交流的凈效應(yīng)、法官能力的影響、法官異地交流的異質(zhì)性影響。法官異地交流的凈效應(yīng)為負(fù)，法官能力的影響和法官異地交流的異質(zhì)性影響則取決于法官的個(gè)人特征，包括年齡、之前工作性質(zhì)等。(2)動(dòng)態(tài)效應(yīng)回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，隨著法官任職時(shí)間的延長(zhǎng)，法官異地交流對(duì)出口的負(fù)影響逐漸變??；并且越接近交流年份，前任法官對(duì)出口表現(xiàn)的負(fù)向影響越大。(3)法官異地交流主要從“數(shù)量”上影響出口結(jié)構(gòu)，在出口產(chǎn)品的“質(zhì)量”方面影響甚微。法官異地交流對(duì)出口關(guān)系數(shù)量、出口目的國(guó)數(shù)量、出口產(chǎn)品數(shù)量有顯著影響，對(duì)出口產(chǎn)品平均價(jià)格幾乎沒有影響。

本文的研究主要擴(kuò)展了兩方面的文獻(xiàn)。一方面，拓展了關(guān)于司法效率與出口比較優(yōu)勢(shì)的文獻(xiàn)?，F(xiàn)有研究司法效率與出口比較優(yōu)勢(shì)的文獻(xiàn)多采用量化的司法質(zhì)量指標(biāo)，無法解釋司法效率究竟是如何被影響的，2008年中國(guó)省級(jí)高級(jí)法院院長(zhǎng)的異地交流輪崗政策為本文的研究提供了一個(gè)天然的樣本。同時(shí)，本文綜合考慮異地交流法官的多重異質(zhì)性特征，包括官員年齡、受教育程度、籍貫、上任前工作性質(zhì)、上任前后工作級(jí)別變化等，強(qiáng)調(diào)官員能力的重要性和法官異地交流的異質(zhì)性影響。另一方面，本文也對(duì)官員交流與經(jīng)濟(jì)績(jī)效的相關(guān)文獻(xiàn)形成了有益補(bǔ)充?，F(xiàn)有研究官員交流與經(jīng)濟(jì)績(jī)效的文獻(xiàn)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(shí)，現(xiàn)有文獻(xiàn)多從官員更替對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、財(cái)政支出、企業(yè)投資等方面的影響，而較少關(guān)注官員更替對(duì)出口結(jié)構(gòu)的影響。

改革開放40多年來，隨著經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的一系列改革，中國(guó)經(jīng)濟(jì)一直保持高速增長(zhǎng)，進(jìn)出口貿(mào)易方面，中國(guó)近年來更是穩(wěn)居世界第一的位置。然而，與之相應(yīng)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(duì)滯后，制約了經(jīng)濟(jì)體制的進(jìn)一步深化改革，并增加了中國(guó)未來經(jīng)濟(jì)體制改革和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不確定性。因此，本文的研究對(duì)于中國(guó)司法體制改革、堅(jiān)持司法統(tǒng)一、司法獨(dú)立、司法民主具有重要意義。為推進(jìn)司法體制改革，應(yīng)該從制度上健全對(duì)司法的監(jiān)督制約機(jī)制。加強(qiáng)人大、新聞和公眾對(duì)司法的監(jiān)督，制定相關(guān)的法律法規(guī)，保障監(jiān)督權(quán)有效行使。保障司法程序的獨(dú)立性，實(shí)行司法機(jī)關(guān)垂直領(lǐng)導(dǎo)體制，使司法權(quán)徹底脫離地方，避免司法的地方化，確保司法機(jī)關(guān)真正成為國(guó)家的司法機(jī)關(guān)而不是地方的司法機(jī)關(guān)。嚴(yán)格法定程序、全面提高司法人員素質(zhì)，加強(qiáng)對(duì)司法工作的監(jiān)督，懲治司法領(lǐng)域中的腐敗，建設(shè)一支政治堅(jiān)定、業(yè)務(wù)精通、作風(fēng)優(yōu)良、執(zhí)法公正的司法隊(duì)伍。

附錄

附表1 DID回歸結(jié)果

續(xù)表

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

附表2 法官能力的影響

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

附表3-1 影響渠道

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

附表3-2 影響渠道

續(xù)表

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

附表3-3 影響渠道

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

附表3-4 影響渠道

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