干部初任年龄对改革创新的限制效应——基于2012—2019年省级领导改革创新绩效的研究

安园园，陈家喜

（深圳大学 城市治理研究院，广东 深圳 518000）

一、问题的提出

伴随我国进入全面深化改革阶段，深化改革、推动创新成为新时代发展中国特色社会主义制度的重要任务。习近平总书记特别重视在改革创新中发挥年轻干部的作用，强调“年轻干部要提高改革攻坚能力”，“准确识变、科学应变、主动求变，在把握规律的基础上实现变革创新”[1]。年轻干部是指与同一行政级别党政领导干部相比，较早获得提拔的干部。作为未来党政领导的接班人，他们一直是党组织工作关注的重点对象。深化改革阶段为何要突出强调年轻干部的作用？这是否意味着年龄可能给干部的改革创新行为构成某种限制？验证这一关系并深入剖析其生成机理，既呼应“年轻干部勇于攻坚”的外部环境，又有助于为“源源不断培养选拔优秀年轻干部”的组织路线提供理论支持，对于改进年轻干部工作、找准各年龄段干部的激励机制有重要意义。

理解干部行为是准确把握年龄限制效应的重要前提。既有关于干部行为的研究带有明显结构主义倾向，侧重从外在制度视角考察其对干部行为动机的影响，形成了三种主流观点。一是组织制约论。强调在结构[2]、任务[3]、资源[4]等多重因素影响下，干部的身份遵从与个人的利益追求之间的张力或是多重角色冲突[5]塑造的行为矛盾性与多样性[6]。二是利益驱动论。这种观点以“晋升锦标赛”理论为代表，阐释了正向激励制度之下，干部发挥身份优势[7]采取正式或非正式手段谋取自身利益逻辑[8]。“自身利益”包括政治晋升和既得利益两种[9]。三是风险规避论。这一观点聚焦“问责风暴”“一票否决”等负向激励制度对干部行为取向和行动策略的影响，外在环境变化使干部对风险更为敏感，政治行为取向开始从“邀功”向“避责”转变[10]。然而，结构主义的观察视角容易形成“去个体化”的研究特征，也即忽视了行为选择“个人色彩”的特征。这也是造成既有研究对干部行为解释力有限的重要原因。也有学者以“任期”为变量尝试引入干部个体的职业生涯差异，但从实践观察来看，“天花板”困局、“59 岁现象”都说明了，除任期之外年龄也是影响干部行为的重要时间变量[11]。

年龄作为一个极具可比性的个人变量，其对于职业生涯的限制作用已经在有关美国国会议员与底层公职人员的政治行为中得到验证，许多干部表示“如果没有年龄的限制，他们会积极进取”[12]。在我国干部队伍“年轻化”的发展趋势下，提拔任职的年龄也即“初任年龄”成为预判仕途发展的关键，这在“一步领先步步领先，一步落后步步落后”的政治晋升共识中得到验证和支持。基于此，本研究从年龄影响政治行为选择的视角切入，探讨干部的初任年龄对其改革创新的影响。在本研究中，我们将这种影响称为“限制效应”，并基于进取心理论解析年龄影响政治行为的内在逻辑，进而提出研究问题：在我国的干部人事制度安排下，初任年龄对改革创新绩效的限制效应是否存在？如果存在，那么初任年龄限制效应是通过何种机制实现的？

二、理论基础

政治行为是官僚晋升意愿的外在显现。进取心理论（Ambition Theory）基于政治机会结构的维度，探讨“谁愿意在什么样的政治环境下积极谋求政治晋升”[13]，能够为我们从年龄视角理解干部的改革创新行为差异提供适当理论支撑。

进取心理论认为，人力资本和政治信任是影响个体政治表现的主要因素。其中，人力资本与个体知识、技能、资本相联系，是个体对影响政治过程能力的估计，表征内部政治效能感；政治信任是个体对政治机构的评价，较高的政治信任会激发干部积极表现[14]。此外，受我国干部培养选拔体系影响，干部提拔年龄差异在受教育水平、培训经历和职业历练上也有体现，较好的知识水平和政治历练会强化干部内在效能感，激发政治进取心，形成较高改革创新绩效；职业经历和政治经验的积累会影响干部的政治信任，较高的外部政治效能评价会激发干部政治参与意愿和政治进取心，带来较高的改革创新绩效。于是，人力资本和政治信任成为初任年龄影响改革创新的重要现实路径。

此外，初任年龄对改革创新限制难以摆脱“任职时长”的影响，也即随着任职时间的延长，年轻干部也会面临年龄天花板限制[15]。因此，本研究将“任职时间”作为观察干部年龄限制效应的重要条件。研究问题有3个：（1）干部初任年龄对改革创新绩效是否有限制效应？（2）干部人力资本、政治信任是否在初任年龄与改革创新绩效之间发挥着中介效应？（3）任职时长是不是初任年龄发挥限制效应的重要调节变量？

三、研究假设

为实现理论与研究问题的有机融合，本研究结合中国干部培养选拔情境特征，围绕初任年龄影响改革创新行为内在机理和政治情境，基于进取心理论，提出以人力资本和政治信任为中介、以任职时长为调节变量的解释框架（见图1）。

图1 研究概念模型

（一）领导干部初任年龄对改革创新绩效的影响

基于对进取心理论的运用和对中国干部晋升规律的观察，本研究认为，干部初任年龄对改革创新限制效应主要源于政治机会结构，受干部培养选拔制度影响。

政治进取心是晋升机会的战略反映，而机会结构由制度规范塑造。政党制度、选举制度与代议制度共同塑造了截然不同的机会结构体系。代议制下的任期制和议会选举规则设置，使官员的进入、寻求连任、立法以及辞职行为成为研究关注的重点[16]，选区[17]、任职期限[18]、议会席位数以及政党地位[16]成为影响政治进取心的结构性因素。在我国，党管干部是组织工作的基本原则，干部选拔制度是执政党用人方针的重要体现，制度调整也会带来晋升机会结构整体性变迁。改革开放之后，邓小平提出干部选拔“四化”方针，干部队伍“年轻化”成为党组织工作重点。从改革开放之初至今，省部级干部的平均年龄从61岁下降至55岁[19]，“80后”已经进入省部级行列。干部队伍“年轻化”导向，以及年轻干部发现、培养、选拔机制多元化、具体化和严密化，为年轻干部向上流动提供了更多的机会和更大的空间。因此，干部初任年龄越低就越具有政治进取心。

政治进取心的表现之一，是干部对控制其职位的群体偏好的回应。默顿就曾经指出，“有进取心的官员会按照控制其职位群体的意愿和要求来塑造自己的行为”。党中央组织工作会议和干部选拔标准是选拔干部的重要风向标。2013年6月召开的全国组织工作会议明确指出，选拔新时期的干部要以“担当作为”为标准，“不唯GDP”；此外，习近平总书记还特别强调，新时代全面深化改革涵盖领域广泛性、突破体制机制障碍艰巨性需要干部“勇于直面问题，想干事、能干事、干成事，不断解决问题、破解难题”。概括而言，就是鼓励党政领导干部以“担当作为”实际行动改革创新。此外，进取心理论的“结构效应”认为，当前的直接环境比过去更能影响主体的决策行为。因此，本研究认为新时代改革创新、善于作为的要求，比GDP 锦标赛更能影响年轻干部的行为选择。这是因为，在干部队伍“年轻化”的导向下，改革创新可能更容易使年轻干部脱颖而出，把握住政治晋升机会，从而带来比其他政治行为更高的预期收益。据此，提出如下假设：

假设1：在同一政治层级的干部群体中，干部初任年龄越低，改革创新绩效越高

（二）人力资本是年龄发挥限制效应的中介之一

人力资本是指劳动者受到的教育、培训、实践经验方面投资而获得知识和技能的积累，影响干部对自身政治机会结构的可能估计，进而带来政治进取心差异[20]。

人力资本的第一个来源是受教育水平。在关于受教育水平与政治晋升关系的研究中，发现高等教育对我国所有级别官员晋升都有显著正向作用，且受教育水平越高晋升机会越大[21]。世代理论指出，年龄不仅是出生时间表征，还代表着特定的社会背景和文化差异。20世纪80年代教育体制改革，为我国教育质量提升和高等教育普及奠定了重要基础，年轻干部享受到了比上一代更优质的教育资源，高学历、名校化成为年轻干部队伍发展的新状态。研究表明，在年轻人职业决策过程中，受教育水平与他们的职业抱负存在显著的正相关关系。在干部队伍知识化、专业化背景下，受教育水平成为劳动力知识储备的基本表征；在全面深化改革呼唤专家治国的当下，也需要更多具备专业能力的干部，在充分了解社情民情的基础上做出专业改革判断。因此，年轻干部享受到比上一代更多的受教育机会，从而具有更高学历水平；而更高的受教育水平促使干部产生更强的政治进取心，更能够激发他们改革创新。

人力资本的第二个来源是培训经历。干部培训是指各级党政机关以同级党校、干部学校、培训班、业余培训形式，提升干部党性修养和理论水平，为培养党政领导干部服务。干部培养是提升干部理论水平、实现理论与实践结合的重要方式。1977年，恢复干部教育培训之后，以“理论继承”和“实践历练”为抓手的干部教育培训工作逐步细化完善。从《关于实现党校教育正规化的决定》（1983）到《中共中央关于面向21 世纪加强和改进党校工作的决定》（2000），再到《2006—2010年全国干部教育培训规划》（2006）和《2010—2020 年干部教育培训改革纲要》（2010），形成以党校、行政学院和干部学院为主体的中央、省、市、县四级干部教育培训体系。社会资本理论指出，社会成员对社会资源和权力的需求，因其占有位置而不同[22]。此时，涵盖了来自中央和国家机关、地市委、省直机关和国有企业成员的干部进修班，组成了优质社会关系网络，为干部推进改革创新提供社会资本支撑。干部政治进取心随之增强，有可能呈现出更好的改革创新绩效。

人力资本的第三个来源是职业历练。干部的职业历练是指将干部放到环境复杂、条件艰苦的地方和重要平台上考验锻炼，以实践锻炼方式提升素质、扎实基础，增强驾驭全局能力。一般而言，有两种职业历练对干部改革创新较为重要：一是基层工作经历。基层工作经历是指在县（市、区、旗）、乡镇（街道）党政机关，村（社区）党组织或村（居）委会以及各类企事业单位任职经历。基层是干部掌握国情社情民情的重要渠道，也是提升综合协调能力和随机应变能力的平台。二是中央工作经历。尽管中央部委的工作经历对政治晋升没有显著贡献[23]，但具有中央工作经历的干部往往具备更宏观的视野和把握经济社会走向的能力，更加善于利用中央政策资源进行改革创新，解决本地区发展中的重大问题。伴随干部交流机制的完善，既有年轻干部到基层接受锻炼、增长才干，也从基层选拔优秀干部进入上级党政领导机关，纵向交流渠道得到拓展。2006 年中组部出台的《党政领导干部交流工作规定》要求，“待提拔领导干部应具有两个以上岗位工作经历”，干部岗位工作经历向着多渠道、多平台、多元化方向发展。因此，年轻干部可能比上一代经历过更多职业历练，其中就包括基层工作经历和中央工作经历。这两种特殊的职业历练，能够帮助年轻干部从经验、视野和资源方面提升改革创新成功概率、降低失败的风险，形成更高的改革创新绩效。

由世代特征带来的较好受教育水平、培训经历和职业历练，可能会使年轻干部对政治机会结构做出积极判断，激发谋求更高职位的政治进取心；而干部的政治进取心促使他们按照上级领导的要求塑造政治行为，表现出更高改革创新绩效。这符合进取心理论中内在政治效能的基本观点。因此，人力资本能够有效解释干部初任年龄影响改革创新绩效的心理动机。据此，提出如下假设：

假设2：人力资本在干部初任年龄与改革创新绩效间发挥中介效应

（三）政治信任是年龄限制效应实现的中介之二

政治信任是指干部对政府及其机构的评价和态度，包括信心、制度支持等积极评价和不满、愤世嫉俗等消极态度[24]。选择进入公务员系统的人往往具有相对更高的政治信任度，然而，随着年龄的增长和政治经历的积累，干部的政治信任度可能降低[25]，阻碍其推动改革创新。

有研究表明，个人经历对政治信任有重要影响，信任会随着年龄增长而降低[26]。在政治晋升中，“晚提拔”形成个人期望与实际发展落差，可能给干部带来职业挫败感。在心理上，产生“怀才不遇”之感甚至可能质疑组织用人合理性，降低政治信任度；在行为上，表现为“不求有功但求无过”，按部就班、奉命行事，当遇到一些敏感、涉及复杂关系的问题时选择绕道而行，缺少运用经验知识冲破阻力的主动性，也不愿意为改革创新承担风险、付出代价。此时，干部陷入职业倦怠状态，这不仅会影响政治表现，还会通过一系列行动反馈和管理措施抑制整个机构创新氛围。一方面，在工作中对于下属的改革提案较少给予积极反馈，并且对于创新行为缺少正向激励机制[27]；另一方面，在管理中放大风险，塑造下属“改革创新风险大于收益”的行为认知。这种价值观的传递和制度导向，可能降低整个部门改革创新绩效。

与之相比，年轻干部认为“早提拔”是组织对自己的信任和肯定，职级晋升带来的政治荣誉感可能会加深政治信任[28]。而职级晋升带来的内部动机驱动促使干部产生更多工作认同，在遇到难点时，干部更愿意在整合已有经验知识的基础上，以开放的态度吸收新知识、新思想、新技术，冲破传统禁区、盲区，推动改革创新，使各方面制度向着更加科学、完善的方向发展。因此，政治信任是干部初任年龄限制效应实现的重要中介机制，符合进取心理论的外在政治效能假说。据此，提出如下假设：

假设3：政治信任在干部初任年龄与改革创新绩效之间发挥中介效应

（四）任职时间长短调节领导干部年龄的限制效应

任职时长是指干部在当前职级停留的年限，通过调节“年龄天花板”远近来改变干部对政治机会结构的评价。政治晋升中“论资排辈”和“年龄限制”是干部必须考虑的因素[29]。在我国，《党政领导干部选拔任用工作条例》和《党政领导干部职务任期暂行规定》勾勒出干部晋升的年龄限制，在任职期限上，党政领导在同一职务连续任职不得超过10年，担任同一层次领导职务累计不得超过15年。此外，还有些地方规定“超过40 岁不能提拔正科级干部、超过50岁不能提拔处级干部、超过55岁不能提拔为司局级干部”。五年一台阶的“阶梯密码”意味着，干部在任何一个级别上停留时间过长都可能会影响未来仕途发展。因此，除年龄之外，任职时间也是影响干部政治进取心的重要情境变量。运用“任职时长”来解释干部初任年龄对改革创新绩效的影响，比较贴合中国政治情境。

一般而言，党政领导干部的任职时间与晋升概率呈倒U 形关系[30]，也就是干部晋升存在一个最佳时间点。如果错过了最佳提拔时间，那么晋升机会可能随着年龄的增长而逐渐降低。具体到本研究来讲，随着任职期限的临近，干部初任年龄对改革创新绩效的限制效应更为显著。一方面，随着任职期限临近，干部基于经验和事实判断认为晋升机会通道关闭，政治进取心会明显减弱[31]，对于上级提出的要求和期望缺少积极回应、主动迎合的动力。另一方面，当干部意识到仕途发展无望时，可能会转向追求其他狭隘利益导致道德失范，比如出现“59岁现象”[32]。此时，在政治进取心被抑制之后干部会产生“权术心态”，不仅担当作为意愿较低，甚至还会把主要心思放在琢磨组织人事安排上，缺少以全新的思维多角度研究新情况、解决新问题的动力。简而言之，初任年龄对改革创新的限制在任职早期阶段会被缓和，而随着任职期限临近则会被放大，加剧初任年龄对改革创新绩效的限制。据此，提出如下假设：

假设4：任职时间长短对初任年龄与改革创新绩效之间关系的调节呈现倒U形

四、研究设计

（一）研究样本与变量可操作化

考虑到初任年龄对改革创新绩效的限制作用，本研究以2012—2019 年31 个省份主要党政领导干部（省级党政一把手）为研究对象。选择省级领导为研究对象主要原因是，这个群体在中国国家治理中扮演着十分重要的角色，并且能够获得相对完整的初任年龄、职业历练和培训经历数据。研究所用的干部简历来源于人民网地方领导资料库和政府官方网站，每一份完整的简历都必须包括干部性别、年龄、出生年份、任职时间、离任时间、培训经历、工作履历、教育经历等信息。最终形成2012—2019 年全国31 个省份党政主要领导干部简历数据库，样本量为174 份。为确保测量的科学性与准确性，本研究中的测量依据多源自国内外期刊论文中的成熟指标，并结合中国情景进行修订。因变量和自变量编码方式和具体测量指标见表1。

表1 变量含义及测量指标

在被解释变量“改革创新绩效”测量中，借鉴梅赐琪等学者[33]识别中国地方政府改革创新的方法，在人民网中国地方政策数据库中以“改革”“创新”“打破”“试点”“探索”“新办法”“转换”为关键词进行检索，测量各省（自治区、直辖市）的改革创新绩效。

解释变量包括自变量、中介变量和调节变量三类。自变量“初任年龄”是指省级主要党政领导干部初任省部级干部时的年龄。中介变量包括人力资本和政治信任两类。一是干部“人力资本”运用受教育程度、培训经历、职业历练来测量。其中，受教育程度是指全日制最终学历，培训经历指是否参加过中青班、中央党校省部级干部进修班、中央党校干部进修班或中央地厅级干部进修班培训，职业历练是指是否在中央部门或基层部门有任职经历。二是干部的“政治信任”考虑到研究对象的特殊性以及政治信任的外显表达形式，本研究以任职期间在《人民日报》《求是》发表文章数量为测量政治信任的指标。《人民日报》与《求是》是作为党中央喉舌的部级纸质媒体，会受到高层领导关注，所以地方党政领导通过在上面发表文章来向中央表达其政治信任以及与“党中央保持一致”的态度[34]。本研究计算干部在任期间的年均发文数量，测量在这一阶段的政治信任。调节变量“任职时间”是指干部被提拔为省部级的时间长度。

控制变量包括干部在任期间财政健康指数、居民人均收入和城镇化率。财政支出是改革创新的重要资本来源，财政状况较好的政府通常更有能力进行改革创新，本文借鉴Zhao Chen等人的研究，通过计算地区财政自给率来衡量地方法财政健康状况，即（财政收入-财政支出）/财政支出[35]。居民需求也是影响改革创新的重要推动力，高收入人群对于地方经济社会的发展往往具有更强烈的需求，会促使地方政府创新解决方案来回应民众需要[36]。除此之外，Bernier 等人认为，在服务供给和政策协调方面，城市地区通常比农村更加复杂，这为政府创造了更多改革创新机会，因此城市化率对推动政府改革创新也有积极作用[37]。此外，考虑到干部换届、调动的情况，本研究以“月”为单位计算干部的在任时长，在此基础上计算出干部任内的年均改革创新绩效、政治信任、财政健康指数、城市化率、人均收入等数据（见表2）。

（二）变量描述性统计

表2 是本研究的变量描述性统计。在2012—2019年间，全国31个省份共有174位党政主要领导干部。这些干部在任平均年龄为57.98 岁，初任省部级干部的平均年龄为55.79 岁。就教育背景而言，大学毕业省级领导占86.28%，其中有7 人拥有博士学历，26 人拥有硕士学历。具有中青班、中央党校省部级干部进修班、中央地厅级干部进修班培训经历的占65.71%。在职业历练中，有中央任职经历的占53.14%，平均任职时间为5.32 个月；有县处级及以下单位任职经历的占69.14%，平均任职时间为7.65个月。

表2 变量描述性统计

五、研究结果

第一，基础回归结果。本文首先使用普通最小二乘法进行回归，结果（见表3）表明省级党政领导干部的初任年龄对其改革创新绩效存在显著的负向影响。其次，为避免主观设定导致模型估计出现偏误，在模型中加入初任年龄的二次项并进行Utest检验，以考察初任年龄与改革创新绩效之间是否存在U形或倒U形关系。Utest检验结果显示，检验出极值点在数据范围内，可以拒绝原假设。因此，初任省部级干部年龄与改革创新绩效之间存在U形或倒U形关系。表3非线性回归结果表明省级党政领导干部改革创新绩效与初任年龄之间不是线性关系，而是随着年龄增加存在先提高、后下降的变化过程，即二者关系表现为开口向下、存在最高点的“倒U形”二次函数形式。可能的原因是，在提拔为省部级干部后，由于缺乏时间积累，较早提任省部级的干部在进入新环境的初始阶段往往表现比较谨慎[38]，“谨慎心态”使其在任职早期改革创新绩效表现并不突出。

表3 基础回归模型结果

第二，人力资本的中介效应检验。本文运用Sobel检验和Bootstrap法进行检验，验证人力资本和政治信任在干部初任年龄限制改革创新绩效过程中发挥的中介效应，结果见表4。结果显示Sobel检验的Z 统计量为-1.814，且在1%水平上显著。另外，采用Bootstrap 抽样500 次，置信区间证实了Sobel检验单结果，表明人力资本在初任年龄与干部改革创新绩效之间发挥部分中介效应。以上实证结果与假设2预期一致，表明年轻干部能够通过提高教育经历、培训经历和职业历练来增强自身的内在政治效能感并提高改革创新绩效。即本文结果支持了“年轻干部—有学识—有勇气（内在政治效能）—改革创新”的作用路径。

第三，政治信任中介效应检验。表4 是政治信任中介效应检验结果，P值不显著，表明政治信任对初任年龄和改革创新绩效的中介效应不存在。实证结果与假设3的预期不一致，不支持“年轻干部—高政治信任—高外在政治效能—改革创新绩效高”作用路径。这可能有两种解释：一是政治信任存在测量误差。受到研究对象可获得数据的限制，本文以《人民日报》和《求是》发文量作为测量干部政治信任的客观指标。作为党中央喉舌的两大纸质媒体，《人民日报》和《求是》受到党和国家领导人关注，那么各省份主要党政领导干部的发文量能否受到社会网络影响呢？二是在当前的干部管理体制下，政治信任年龄假说可能并不成立。党的十八大之后，全面从严治党、深化自我革命的战略举措，成为持续提升干部政治信任的内在动力。

表4 中介效应检验

第四，任职时长调节效应检验。考虑到初任年龄与改革创新绩效之间非线性关系，本文选用林伟鹏等的曲线调节效应检验方法，检验任职时长对初任年龄与改革创新绩效之间曲线关系的调节作用。首先，检验省级党政领导干部初任年龄的一次项系数、初任年龄的二次项系数、初任年龄与任职时长的一次交互项系数和二次交互项系数对改革创新绩效的预测作用。结果显示，初任年龄的二次项系数显著小于0，验证了前文倒U 形曲线关系。而初任年龄与任职时长二次交互项系数显著（见表5），说明任职时长能够对初任年龄与改革创新绩效之间曲线关系进行有效调节。

表5 调节效应检验

六、结论与启示

改革创新既是新时代干部担当作为的重要体现，也是一种可能存在潜在失误风险的政治行为，因此在干部之间存在显著的绩效差异。本文基于对干部晋升规律的理解，运用进取心理论，构建干部初任年龄与改革创新绩效的概念模型，并讨论了该模型中介和调节机制。通过分析2012—2019 年间，在全国31个省份任职的174位党政主要领导干部数据资料和改革创新绩效，发现初任年龄对干部改革创新绩效的部分限制效应；人力资本是初任年龄发挥限制效应的重要路径，任职时间是调节初任年龄和改革创新绩效关系的关键变量。本研究拓展了干部行为影响因素的研究视域，在以往注重从组织结构、利益驱动、风险规避分析干部行为的研究基础上，从年龄因素出发，基于进取心理论探讨初任年龄对改革创新绩效的影响。本研究检验了年轻干部在改革创新领域的独特优势，为“大力发现、培养、选拔优秀年轻干部”的组织路线方针提供了实证研究的注脚。

在全面深化改革的窗口期，改革创新不适应实践发展要求的体制机制是推进国家治理体系和治理能力现代化的关键路径。根据时代需要优化干部培养选拔机制，准确把握年轻干部干事创业的年龄红利，充分激发改革创新潜力。一方面，年轻干部要用当其时。深刻把握初任年龄、任职时长与干部行为表现之间的变化规律，抓住年轻干部干事创业的年龄红利，对于看得准、有潜力、有前途的年轻干部要打破“隐性台阶”适时提拔到关键岗位。另一方面，对年轻干部要用其所长。既要强化对年轻干部的基层锻炼和中央历练，也要把素质好、能力强、潜力大的年轻干部放到吃劲岗位、关键岗位，发挥其年龄优势和展现其能力特长，助力改革攻坚。与此同时，营造鼓励创新、包容过错的组织氛围，注重完善容错纠错机制，为干事创业的年轻干部撑腰鼓劲、卸包袱。既要严肃问责渎职失职的庸官懒官，也要给敢闯敢试的干部“松开脚镣”，让想干事、能干事的干部不畏首畏尾。唯有如此，方可充分激发年轻干部的改革创新热情，为实现全面深化改革的政治路线方针提供坚强的组织保障。