文章信息
- 邵传林.
- Shao Chuanlin.
- 体制转轨背景下的政企关系、腐败与治理——基于面板数据联立方程的实证研究
- The Government-enterprise Relationship Corruption and Goverance in the Context of Institutional Transition
- 上海财经大学学报, 2016, 18(1): 64-74
- Journal of Shanghai University of Finance and Economics, 2016, 18(1): 64-74.
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文章历史
- 收稿日期:2015-03-01
一、引 言
近年来频繁发生的官员腐败事件已引起全社会的广泛关注。官员腐败事件频发的根源何在以及如何化解,已成为官方、学界、媒体和网民探讨的热门话题。针对当前中国官员腐败问题的形成原因,可谓“仁者见仁,智者见智”,治理官员腐败的各种办法和措施更是莫衷一是。有人认为,文化是官员腐败的根源,东亚地区的区域亚文化特别能容忍腐败现象;还有人认为,单纯追求地方GDP的政绩观引致了地方官员的腐败行为;也有人指出,中国官员腐败现象只是暂时性的,随着经济的进一步发展,腐败必将减少,该观点将腐败的发生归咎于经济发展的落后;还有观点指出,政府官员行为缺乏强有力的监督和约束是腐败频发的根本原因。我们认为,不当、扭曲的政企关系是造成中国地方官员腐败频发的体制性根源之一。虽然我们并不否认其他因素对腐败的诱致作用,但是特别要指出的是,当前中国经济体制转轨的不彻底性导致了政企关系的扭曲,而政企关系的扭曲化又为地方官员的腐败行为提供了“土壤”。因此要想有效治理腐败、减少腐败就必须变革当前不合理的政企关系,科学界定地方官员在经济发展中的角色。
本文基于中国省级层面面板数据重点考察经济体制转轨背景下政企关系扭曲化对地区官员腐败的影响及其内在机制。本文的实证研究表明:地区政企关系越扭曲,则地区官员腐败程度就越高;简单的测算表明,政企关系的扭曲化程度每增加1个标准差,将导致地区腐败增加0.157个标准差;经济体制转轨的不彻底性导致地方政府官员有能力对地方经济进行干预,过度管制和繁琐的审批程序,以及地方政府与国有企业之间政企不分也是官员腐败现象高发的重要原因。本文还基于面板数据联立方程组考察了地区腐败对政企关系扭曲化的逆向因果影响,显然,一旦地区腐败和政企关系扭曲化二者之间相互促进,就有可能发生固化效应,越是腐败的地区,越需要寻租行为来“疏通”政企关系,进而引起更加严重、更具普遍性的腐败现象,因此,若不考察地区腐败对政企关系扭曲化的反向作用,则会得出有偏误的估计系数。不过,本文基于面板数据联立方程的估计结果仍支持上述结论,即政企关系扭曲化对地区腐败的影响具有较强的稳健性。
本文主要从以下几个方面丰富了前人的研究。首先,不同于既有文献侧重于从政府规模、寻租、体制转轨、官僚体制、监督机制、民营化等不同视角考察腐败产生的根源,本文侧重于从政企关系扭曲化的视角考察地方政府官员腐败的形成原因和内在逻辑,从理论上阐释中国经济体制转型的不彻底导致政府与企业在市场经济中的关系发生扭曲,而扭曲化的政企关系在某种程度上为地方官员腐败问题的发生提供了现实可能性;不仅如此,本文还基于樊纲等(2011)编著的“政府与市场的关系”指数和地区层面的宏观面板数据,实证检验了政企关系扭曲化对地区腐败的影响程度,并且在本文实证检验部分还基于既有的理论研究和实证分析控制了影响地区腐败的各种潜在因素,尽量剔除有可能通过政企关系扭曲化对地方官员腐败产生影响的其他因素,从而使政企关系扭曲化对地区腐败影响的度量更准确,这既从理论上为解释中国地区官员腐败问题的频发增添了新的注脚,又丰富了既有的实证研究文献。其次,在地方官员腐败发生率越高的地区,政企关系往往越复杂,既得利益也越容易固化,地方行政权力越不愿意推进市场化进程,这表明地区腐败有可能会反作用于政企关系扭曲化的形成,因此,不同于已有研究多侧重于检验政企关系扭曲化对地区官员腐败的单向影响,却忽视地区官员腐败对政企关系扭曲化的反向作用,本文使用系统矩估计方法(GMM)考察了政企关系扭曲化与地区腐败的相互作用关系,这在一定程度上控制了逆向因果关系对估计结果的有偏性影响,从而使本文的研究结论更具说服力。最后,本文不仅为治理地区官员腐败问题提供了新的理论依据,而且基于实证研究提出了若干治理官员腐败的政策建议。
二、文献评述与假说提出(一)文献评述
根据Shleifer和Vishny(1993)对腐败的权威界定,腐败是指国家公职人员利用公权力谋取个人私利的行为。近年来,有不少经济学者基于不同视角探讨了腐败的形成原因。首先,一类观点主要从政治体制视角分析腐败产生的体制性根源(Lambsdorff,2002)。如政府规模的扩大引致了官僚主义,官僚主义作风导致了腐败的发生(Banerjee,1997)。基于中国省级层面的面板数据资料也表明,地方政府规模膨胀导致地区官员腐败程度增加(周黎安和陶婧,2009)。英国前殖民地国家和地区腐败较少,而联邦制国家和地区的腐败程度则较高(Treisman,2000)。事实上,出版自由(Brunetti和Weder,2003)、民主制度(Lambsdorff,1999)、司法制度效力(Ades和Di Tella,1996)、政治周期(聂辉华和王梦琦,2014)等因素也会影响地区腐败的发生。还有学者指出,当前中国各级政府权力过大导致了腐败的不可避免性,故防止腐败发生的关键是限权(聂辉华,2014)。
此外,还有学者从经济发展和体制转型的视角探讨腐败产生的原因。跨国证据表明,国家经济发展水平与腐败负相关(Treisman,2000),且腐败多发生在转型国家、发展中国家等低收入国家(Svensson,2005);转轨方式的选择对腐败的类型具有较大的影响,渐进转型的方式使原有国有部门受到了政府保护,故行政垄断、政企不分才是导致中国转型时期腐败现象严峻的根本原因(过勇和胡鞍钢,2003);还有证据表明,在转型时期权力监督机制的缺失致使政府机构的代理人无法受到有效监督和制约,进而滋生了腐败(陈振明和李德国,2009;刘泽照和梁斌,2015)。在中国经济转型时期,地方政府的财政自主性以及地方领导的任期过长均会加剧腐败,但财政分权却有助于削减腐败(倪星和陈珊珊,2013)。毋庸置疑,对中国而言,腐败泛滥既源于当前经济制度存在过多的腐败供给源,也源于各类行为主体对腐败存在过多的需求(盛宇明,2000)。
诚然,既有研究从政治体制、经济发展和体制转型等方面分析了官员腐败的影响因素,基于不同维度探讨了腐败在经济发展中的广泛影响(Mauro,1995;Wang和You,2012;Jiang和Nie,2014),并取得了丰硕的研究成果。有学者将腐败的高发现象归咎于经济体制转型的不彻底性(盛宇明,2000;过勇和胡鞍钢,2003)。但是,鲜有学者基于中国转型期的制度变迁大背景实证检验政企关系扭曲化对地区腐败的影响。事实上,鉴于政企关系和官员腐败具有逆向因果关系,在考察政企关系扭曲化对地区腐败的单向影响时,需要谨慎处理官员腐败对政企关系的逆向作用,否则有可能得出有偏的估计结果。为此,本文基于中国省级数据反向测度腐败对政企关系扭曲化的反作用影响,以期理清政企关系扭曲与地区腐败关系的内在逻辑。
(二)制度背景与假说提出近年来,企业向官员行贿抑或官员向企业索贿,似乎已成为媒体爆料的常见之作,譬如,从原河南交通厅厅长董永安案,到四川省委原副书记李春城案,再到南京原市长、南京市委原副书记季建业因经济问题被“双规”,上述当事人均被曝光曾收取上市公司大量贿金并为其提供好处。地方官员因与企业“有染”而东窗事发的案件仍层出不穷,并且涉案金额也越来越大,在某种程度上反映了当前中国腐败现象的广泛性和严重性。事实上,在转轨经济体制下企业为获取稀缺性资源会主动向政府官员支付行贿税,政府官员也可能利用手中的政治权力主动设租以谋取个人私利(赫尔曼和施克曼,2002)。地方官员与企业的合谋(Collusion)不仅有损社会福利,也不利于社会的稳定(Svensson, 2005)。本文认为,政企关系扭曲化是指政府与企业在市场经济中的关系偏离了“服务与被服务”的关系而导致的各种负面的扭曲效应。这主要表现在以下方面:当地方政府通过其掌控的稀缺性生产要素配置权来获取财政收入时,就很难再有动力通过向其辖区内的企业提供高质量的公共服务,进而获得大量税收来维持其正常的财政收支平衡,而那些缺少稀缺性生产要素配置权的地方政府只有通过向当地企业提供更优质的公共服务才能吸引更多的外地企业进入本地,进而获取更多的财政收入;当地方政府对企业进入某类行业实施过度管制和行政审批时,这会使地方政府官员拥有较大的“自由裁量权”,同时还会引致不当的政企关系(即地方政府与进入管制行业的企业形成“管理与被管理”的关系),进而引致企业寻租行为;此外,在既有的地方国有企业中仍然存在“政企不分”问题,地方政府官员有可能通过地方国有企业去追求个人私利,进而引致官员腐败现象。接下来,具体论证政企关系扭曲化究竟如何引致地区官员腐败问题。
在中国经济体制转轨时期,由于当前体制尚未完全从计划经济转向市场经济,在不少领域遗留了计划经济体制的烙印,这不仅为地方政府掌控的经济资源提供了物质基础,还为地方政府的代理人(即地方官员)的腐败行为提供了土壤。由于中国长期实施政府主导型发展模式,各级政府掌握了大量的经济资源配置权,控制着大量稀缺性生产要素。自1978年经济体制改革以来,随着计划经济体制向市场经济体制的不断转型,尽管各级政府所掌握的资源配置权不断地向市场下放,中央政府及各级地方政府仍在经济建设中发挥着主导性作用,但各级政府对市场的不当干预和过度管制始终延存(邵传林和窦维国,2014)。由于地方政府仍然掌握着经济发展的关键性要素,如配套资金、土地审批权、财政补贴、税收减免、劳动力政策等,地方政府对其辖区内企业依然具有较强的影响力。在上述体制背景下,作为理性人的企业为了规避扭曲化政企关系对企业生产、经营的不利影响,也为了能够顺利地从掌控经济资源配置权的地方政府处获得土地使用权、财政补贴、税收优惠等好处,还为了尽可能地减少地方政府对企业权利的侵害,它们必然会向地方政府的代理人——地方官员开展寻租活动。
尽管中央很早就提出要从发展型政府转向服务型政府,但时至今日,企业是否真正是市场中的独立行为主体仍被质疑。事实上,现实中,政府依然过多地干预企业行为,甚至直接干涉和插足企业的具体经营事宜;政府与企业之间的利益关系扭曲,政府行为错位、越位及缺位现象非常普遍,也就是说,政府在不应该插手的领域却承担了过多的角色,而在那些市场失灵的领域却没能真正发挥作用(Dalgic和Van Long,2004),尤其是地方政府与其辖区内企业之间的关系更为扭曲。上述分析表明,计划经济向市场经济转轨的不彻底性使地方政府具有较强的干预能力,并为地方政府官员干预辖区内的企业提供了物质基础,这最终体现在扭曲化的政企关系上。在理论上,地方政府与辖区内的企业应该是服务与被服务的关系;但事实上,中国绝大部分地方政府将其与辖区内的企业之间的关系简单地界定为管理与被管理的关系,对企业的管理更多地停留在行政审批、收取税费、摊派、集资上,甚至逢年过节还向企业索要“赞助费”。一些企业为了减少各级政府的税费,不得不支付高昂的寻租成本。
另外,扭曲化的政企关系还体现在过度管制和繁琐的审批程序上,企业为了绕过各级政府的管制和审批,不得不向地方官员支付“速度钱”,进而使腐败现象普遍化。截至目前,某些关系到国计民生的重要行业仍受各级地方政府的管制,若想顺利进入这些行业,就必须通过严格的资格审批和行业准入审查,而寻租行为有助于企业低成本地绕过各级地方政府的审批程序。尽管国务院最近十余年取消和清理了近3000项行政审批项目,但当前的行政审批制度仍然为政企合谋提供了机会。企业家在创办新企业时仍面临较多的行政审批事项,并且部分审批事项程序繁琐、时限冗长,在行政审批中经常遭遇多头审批、随意性审批、审批层级过多等问题。实践表明,这不仅增加了企业的营商成本,延缓了新企业的成立步伐,还导致一部分企业家借助寻租活动来加快审批速度,致使权力滥用、权钱交易、官商勾结等腐败现象时有发生(Cai等,2011)。
最后,扭曲化的政企关系还表现在地方政府与辖区内的国有企业之间仍未能真正实现政企分开、政资分开,进而为官员腐败的高发现象提供了另一条途径。在以经济增长作为政治晋升的重要考核指标下,具有一定资源调控能力和配置权力的地方政府官员,为追求“政绩”有动机利用其所掌控的各种资源和关系来促进地方经济增长,尤其是在中国实施财政体制分税制改革之后,地方官员的晋升与当地经济增长的联系就更加紧密了(周黎安,2012)。但是随着市场化改革的不断推进,地方政府所能掌控的资源却在不断减少,于是,地方政府必然会增强对地方国有企业的控制,希望借助地方国有企业之手向更能凸显政绩的项目(如建筑业、房地产业、基础设施等)投资。另一方面,由于国有企业在人、财、物上与各级地方政府有着千丝万缕的联系,在经营管理上不得不呈现出亲政府的行为,尤其是地方国有企业本身就是由地方政府或地方事业单位出资组建的,其经营管理几乎在不同程度上受各级地方政府的控制(邵传林等,2015)。但问题是,地方政府与国有企业关系的增强不仅为地方官员插手国有企业经营管理事务提供了更多的机会,也为其“攫取之手”提供了方便之门,这在某种程度上引发了地方官员的腐败行为。
总之,越是在计划经济转轨不够彻底的地区,政企关系扭曲化程度往往就越高,在外部监督不力的条件下,势必为地方官员以权谋私提供土壤。扭曲化的政企关系反映了地方政府对地方企业具有较强的干预能力,再加上过度管制和繁琐的审批程序,以及地方政府与国有企业之间政企不分,这均为地方官员腐败行为的频发提供了机会。基于此,本文提出如下假说:
地区政企关系越扭曲,则地区官员腐败程度就越高。
三、研究设计(一)模型设定与变量定义
为了检验扭曲的政企关系对地区官员腐败的影响,本文构建如下回归模型:
$corr{p_{it}} = {\beta _0} + {\beta _1}gov\_e{n_{it}} + \sum\limits_j {{\beta _j}} \times {X_{it}} + {u_i} + {u_t} + {\varepsilon _{it}}$ | (1) |
其中,因变量corrpit表示第i地区第t期的官员腐败程度,本文借鉴吴一平和芮萌(2010)、陈刚和李树(2010)、胡凯和吴清(2012)、邵传林(2014)等学者的做法,使用职务犯罪立案数占当地公职人员总数(corrp)来衡量地区腐败程度。核心解释变量gov_enit表示第i地区第t期的政企关系扭曲程度,本文采用樊纲等(2011)编著的《中国市场化指数》一书中的政府与市场的关系(gov_en)、政府对企业的干预(gov_en1)、企业的税外负担(gov_en2)等指标衡量地区政企关系扭曲化程度。令人遗憾的是,时至今日学界仍未能找到一个现成可用的衡量指标来刻画政企关系的扭曲化,本文不得不使用其他指标间接性地进行衡量。鉴于前文将政企关系扭曲化界定为政府与企业在市场经济中的关系偏离了“服务与被服务”的关系而导致的各种负面扭曲效应,那么,政府对企业的干预以及企业的税外负担在某种程度上就是政企关系扭曲化的一种表现或反映,使用该指标衡量政企关系扭曲化程度在理论上与本文对政企关系扭曲化的界定较为接近,即在政府对企业的干预程度越高的地区和企业的税外负担越重的地区,政企关系扭曲化程度也就越严重。
另外,依据Svensson(2005)、周黎安和陶婧(2009)、陈艳莹、原毅军和王丽丽(2010)等学者关于腐败决定因素的前期研究,本文选取实际人均产出(GDP)、政府财政规模(Gov1)、政府人员规模(Gov2)、公务员工资(Wage)、教育程度(Edu)、开放程度(FDI)、民营化进程(Market)等变量构建控制变量集Xit。需要特别说明的是,鉴于政府规模的大小有可能影响腐败的发生,如规模越大的政府越有可能出现官僚化倾向,进而引致腐败,而那些规模较小的政府不仅易于被选民监督,而且能够克服集体行动中的搭便车问题,就能避免腐败问题,因此,在估计政企关系扭曲化对腐败的影响时需要控制政府规模的影响,否则就有可能得出有偏误的计量结果。为了能够准确刻画政府规模对地区腐败的影响,本文借鉴倪星和陈珊珊(2013)关于政府规模的衡量方法,同时使用政府财政规模和政府人员规模来衡量政府规模变量。其中,以地方政府财政支出占当地GDP 的比重测量地方政府财政规模(Gov1)。鉴于官方统计年鉴中没有单独统计公职人员,本文借鉴周黎安和陶婧(2009)、倪星和陈珊珊(2013)的研究亦采取公共管理和社会团体从业人员①衡量地方政府公职人数,并取自然对数作为政府人员规模(Gov2)的衡量指标。
① 公共管理和社会团体从业人员数据来自国研网。
为控制不可观察的地区特征因素对地区腐败的影响,在上述计量模型(1)式中加入了地区固定效应μi;由于地区腐败还受宏观经济走势、国家政策等随时间发生变化的因素的影响,在估计模型(1)时,还考虑了时间效应ut;εit为残差项。在本文中若无特殊说明,所有模型均采用面板固定效应模型(FE)进行估计。相关变量的界定见表1。
变量 | 代码 | 含义及计算方法 | N | mean | SD | min | max |
地区腐败 | corrp | 每万人公职人员中贪污贿赂案立案数 | 360 | 12.325 | 7.620 | 1.100 | 40.68 |
政企关系扭曲化 | gov_en | 政府与市场的关系 | 360 | -7.075 | 1.727 | -10.530 | -2.130 |
政企关系扭曲化 | gov_en1 | 政府对企业的干预 | 360 | -4.307 | 2.500 | -10.130 | 0 |
政企关系扭曲化 | gov_en2 | 企业的税外负担 | 330 | -10.82 | 4.240 | -16.46 | 0 |
实际产出 | GDP | Ln(人均GDP/不变价格指数) | 360 | 3.233 | 0.703 | 1.601 | 4.981 |
政府财政规模 | Gov1 | 地方财政支出/GDP | 360 | 0.162 | 0.075 | 0.051 | 0.592 |
政府人员规模 | Gov2 | Ln(公职人员数量(万人)) | 360 | 3.501 | 0.681 | 1.792 | 4.664 |
公务员工资 | Wage | 公职人员工资的对数 | 360 | 9.646 | 0.627 | 8.495 | 11.236 |
教育程度 | Edu | 在校大学生在总人口中的占比 | 360 | 0.011 | 0.008 | 0.001 | 0.040 |
开放程度 | FDI | 外商直接投资总额乘汇率/GDP | 360 | 0.032 | 0.033 | 0.001 | 0.374 |
民营化进程 | Market | 1—国有固定资产投资/全社会固定资产投资 | 360 | 0.573 | 0.143 | 0.187 | 0.871 |
本文基于中国省级层面的面板数据进行实证分析。其中,政府与市场的关系(gov_en)、政府对企业的干预(gov_en1)、企业的税外负担(gov_en2)等指标来源于樊纲等(2011)编著的《中国市场化指数(2011)》,其中,政府与市场的关系(gov_en)和政府对企业的干预(gov_en1)这2个变量的时间范围均为1997-2009年,企业的税外负担(gov_en2)变量的时间范围为1999-2009年。作为因变量的地区腐败(corrp)变量的时间范围是1998-2009年,取因变量和核心解释变量时间范围的交集即为1998-2009年,故本文主要变量的样本量是360。当然,若企业的税外负担(gov_en2)作为解释变量进行回归时,样本量则降到330。需要特别说明的是,由于在《中国市场化指数(2011)》一书中上述衡量政企关系的指标越大,则表示政企关系越和谐、扭曲程度越小,为了便于解释,本文特地用(-1)乘上各指标,用以表示指标取值越大则政企关系的扭曲程度就越严重。其他变量的原始数据取自《新中国六十年统计资料汇编》、各年《中国统计年鉴》、各省统计年鉴及统计公报和《中国检察年鉴》。地区FDI总额的原始数据单位为美元,通过各年中间汇率进行相应换算。由于西藏地区的数据无法获取,本文基于1998-2009年30个省份平衡面板数据进行实证分析。
四、实证结果分析(一)基准回归分析
表2列出了基于回归方程(1)的估计结果。在列(1)中,政企关系扭曲化程度变量(gov_en)的估计系数为0.8271,且在1%的水平上显著,这初步表明地区政企关系越扭曲,则地区官员腐败程度就越高。列(2)使用政府对企业的干预(gov_en1)衡量政企关系扭曲化,结果发现,gov_en1的估计系数为0.2578,且在1%的水平上显著,这与列(1)的结论相类似。列(3)和列(4)分别在列(1)和列(2)的基础上控制了实际人均产出(GDP)、政府财政规模(Gov1)、政府人员规模(Gov2)、公务员工资(Wage)、教育程度(Edu)、开放程度(FDI)、民营化程度(Market)等变量,结果发现,gov_en的估计系数降至0.6935,gov_en1的估计系数为0.2676,且均在1%的水平上显著,这表明地区政企关系扭曲化对地区腐败的正向作用并未因添加了控制变量而发生改变。列(5)参照列(4)继续使用企业的税外负担(gov_en2)衡量扭曲化政企关系,结果发现,尽管gov_en2的估计系数大于0,但并不显著①。综合列(3)、列(4)和列(5)的计量结果可知,政企关系扭曲化对地区腐败的影响主要是通过政府对企业的干预来实现的,并非通过企业的税负负担对地区腐败产生影响。为了避免因变量和核心解释变量有可能在同期相关而影响计量结果,在列(6)和列(7)中取核心解释变量的滞后1期,结果发现,扭曲化政企关系变量(L.gov_en和L.gov_en1)的估计系数仍显著大于0,即上述结论仍成立。事实上,扭曲化政企关系对地区腐败的激化效应不仅在统计上是显著的,在经济上也是非常大的。若以列(3)为例可发现,扭曲化政企关系(gov_en)每增加1个标准差,将导致地区腐败增加0.157个标准差①。此外,列(3)至列(7)的估计结果还表明,民营化进程变量(Market)的估计系数均小于零,且在统计上显著,这表明在民营化进程越快的地区,官员腐败程度越低,即印证了本文的研究假说,民营化进程越快则地方政府所掌控的稀缺性经济资源就越少,从而有助于降低腐败。
① 鉴于使用gov_en2衡量政企关系扭曲化程度总是不显著,在下文分析中本文仅使用gov_en和gov_en1衡量政企关系扭曲化变量。
① 由表1可知,扭曲化政企关系变量(gov_en)的标准差是1.727,地区腐败变量(corrp)的标准差是7.62,从表3列(3)可发现扭曲化政企关系变量(gov_en)的估计系数为0.6935,故1个标准差单位的扭曲化政企关系变量(gov_en)的增加,将导致地区腐败增加[(1.727×0.6935)÷7.62]个标准差。下同。
模型 | (1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | (7) |
注:(1)***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著,括号内为P值,且所有模型均使用稳健性标准误进行统计推断,下表类同;(2)本表所有模型的因变量均为地区腐败(corrp);(3)本表所有模型均采用固定效应模型(FE)估计;(4)本表所有模型均控制了年度固定效应和地区固定效应,下表类同。 | |||||||
gov_en | 0.8271***(0.000) | 0.6935***(0.003) | |||||
gov_en1 | 0.2578***(0.000) | 0.2676***(0.000) | |||||
gov_en2 | 0.1091(0.326) | ||||||
L.gov_en | 0.3317*(0.096) | ||||||
L.gov_en1 | 0.1629***(0.020) | ||||||
GDP | 1.7879(0.468) | 0.5304(0.831) | 3.2611(0.230) | 2.2359(0.302) | 1.6220(0.457) | ||
Gov1 | 4.1615(0.557) | 1.7164(0.810) | 11.4250(0.140) | 6.2983(0.275) | 4.4442(0.447) | ||
Gov2 | 1.2188(0.403) | 2.4857*(0.088) | 1.7046(0.257) | 1.4622(0.300) | 2.1759(0.124) | ||
Wage | -1.0611(0.674) | -0.5667(0.822) | -3.2706(0.234) | -1.6441(0.482) | -1.8189(0.434) | ||
Edu | -56.6906(0.395) | -43.7915(0.510) | -1.2e+02(0.110) | -90.9683(0.139) | -75.2562(0.225) | ||
FDI | -2.7894(0.801) | 0.5658(0.959) | -9.0574(0.477) | -0.1507(0.988) | 2.1727(0.835) | ||
Market | -5.5648**(0.044) | -6.9770**(0.011) | -6.7090**(0.030) | -6.5932**(0.012) | -7.0937***(0.007) | ||
控制变量 | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
N | 360 | 360 | 360 | 360 | 330 | 360 | 360 |
F | 13.8529 | 13.7878 | 9.059 | 9.379 | 8.5959 | 8.9702 | 9.1736 |
R2_w | 0.3433 | 0.3422 | 0.3563 | 0.3647 | 0.3543 | 0.3454 | 0.3505 |
模型 | (1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | (7) | (8) |
联立方程组 | 方程组1 | 方程组1 | 方程组2 | 方程组2 | 方程组3 | 方程组3 | 方程组4 | 方程组4 |
因变量 | corrp | gov_en | corrp | gov_en1 | corrp | gov_en | corrp | gov_en1 |
注:列(1)至列(8)均采用GMM进行估计,取内生变量的滞后1期作为工具变量,并且均通过了识别不足检验 (Underidentification test)、弱工具变量检验 (Weak identification test) 及过度识别检验 (Sargan statistic)。 | ||||||||
corrp | 0.0874***(0.000) | 0.3226***(0.000) | 0.0712***(0.001) | 0.338***(0.000) | ||||
gov_en | 0.6419**(0.047) | 0.5189**(0.027) | ||||||
gov_en1 | 0.2022**(0.035) | 0.2201**(0.042) | ||||||
GDP | 1.9386(0.433) | 0.7083(0.214) | 0.8603(0.736) | 5.4863***(0.009) | ||||
Gov1 | 4.8783(0.497) | 4.4690***(0.006) | 2.6570(0.716) | 14.8426**(0.013) | ||||
Gov2 | 1.3445(0.361) | 0.4199(0.183) | 2.3492(0.111) | -3.5886***(0.002) | ||||
Wage | -1.1911(0.639) | -0.5698(0.322) | -0.7464(0.769) | -2.5238(0.233) | ||||
Edu | -69.2432(0.319) | -66.9107***(0.000) | -54.9465(0.426) | -1.7e+02***(0.003) | ||||
FDI | -3.0895(0.781) | -0.9266(0.727) | -0.2425(0.983) | -19.3025**(0.049) | ||||
Market | -5.7588**(0.039) | -0.8252(0.210) | -6.8629**(0.013) | 4.4530*(0.066) | ||||
Underidentificationtest | 147.133 | 106.784 | 169.467 | 106.784 | 138.207 | 101.777 | 151.63 | 101.777 |
Weak identificationtest | 255.859 | 159.719 | 335.696 | 159.719 | 224.108 | 144.793 | 264.378 | 144.793 |
Sargan statistic | 0.000 | 0.000 | 0.000 | 0.000 | 0.000 | 0.000 | 0.000 | 0.000 |
估计方法 | GMM | GMM | GMM | GMM | GMM | GMM | GMM | GMM |
N | 360 | 330 | 360 | 330 | 360 | 330 | 360 | 330 |
F | 12.9210 | 128.7161 | 12.9482 | 4.1752 | 8.6701 | 90.3002 | 8.8948 | 4.752 |
当政企关系扭曲化对地区腐败产生影响时,地区腐败有可能也会对政企关系产生影响,即越是在官员比较腐败的地区,地方官员为了攫取灰色收入往往会主动进行设租行为、经常性地对辖区内的企业进行不当干预,这种逆向因果关系有可能影响方程(1)式的估计结果,为了处理上述内生性问题,本文构建如下的面板数据联立方程组:
$\left\{ \begin{array}{l} corr{p_{it}} = {\beta _0} + {\beta _1}gov\_e{n_{it}} + \sum\limits_j {{\beta _j}} \times {X_{it}} + {u_i} + {u_t} + {\varepsilon _{it}}\\ gov\_e{n_{it}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}corr{p_{it}} + \sum\limits_j {{\alpha _j}} \times {X_{it}} + {\mu _i} + {\mu _t} + {\upsilon _{it}} \end{array} \right.$ | (2) |
其中,corrpit表示第i地区第t期的官员腐败程度,gov_enit表示第i地区第t期的政企关系扭曲化水平,其他变量的定义同式(1)。本文将使用系统矩估计法(GMM)估计式(2),估计结果见表3。根据表3列(1)和列(2)中的估计结果可知,在政企关系影响地区腐败时,地区腐败对政企关系也产生了显著影响,即二者之间相互影响。在列(3)和列(4)中使用gov_en1衡量政企关系扭曲化变量时,也得出了相同的研究结论。列(5)和列(6)在列(1)和列(2)的基础上进一步控制了实际人均产出(GDP)、政府财政规模(Gov1)、政府人员规模(Gov2)、公务员工资(Wage)、教育程度(Edu)、开放程度(FDI)、民营化程度(Market)等变量,结果表明,地区腐败(corrp)与扭曲化政企关系(gov_en)的相互影响并不因控制变量的加入而减弱。通过对比表3列(5)与表2列(3)的估计结果可知,当不考虑内生性问题时政企关系扭曲化变量的估计系数为0.6935,当使用面板联立方程组控制内生性问题后政企关系扭曲化变量的估计系数降至0.5189。这表明若不考虑逆向因果性对估计结果的影响,将会高估政企关系扭曲化对地区腐败的影响。但联立方程的估计结果并未推翻本文假说。事实上,尽管联立方程估计法仍无法完全克服内生性问题,但该方法得出的估计结果要比单方程的估计结果更准确。另外,当进一步取内生变量的滞后2期作为工具变量并使用GMM法重新估计表3中的模型时,发现上文结论仍成立。这进一步表明本文的假说具有稳健性。列(7)和列(8)在列(3)和列(4)的基础上进一步加入了控制变量,结果得出了同样的结论,并且在列(5)和列(7)中,民营化进程变量(Market)的估计系数仍显著小于零,这与表2中的估计结果相一致。此外,若以列(5)为例可发现,政企关系的扭曲化程度每增加1个标准差,将导致地区腐败程度增加0.118个标准差。总之,表3的估计结果再次表明,地区政企关系越扭曲则地区官员腐败程度就越高。
五、结论及其对腐败伦理的启示本文基于中国省级面板数据研究了当前中国经济体制转轨背景下政企关系扭曲化对地区官员腐败的影响及其内在机制。本文的实证研究表明:地区政企关系越扭曲则地区官员腐败程度就越高;简单的测算表明,政企关系的扭曲化程度每增加1个标准差,将导致地区腐败增加0.157个标准差;经济体制转轨的不彻底性导致了地方政府官员有能力对地方经济进行干预,过度管制和繁琐的审批程序,以及政府与国有企业之间政企不分、政资不分也是官员腐败高发的重要原因。本文还基于面板数据联立方程组考察了地区腐败对政企关系扭曲化的逆向因果影响,结果发现:地区腐败和政企关系扭曲化互为因果关系;若不考察地区腐败对政企关系扭曲化的反向影响,则会得出有偏误的估计系数;基于面板数据联立方程组控制地区腐败对政企关系扭曲化的逆向因果影响后仍表明,政企关系的扭曲化程度每增加1个标准差,将导致地区腐败增加0.118个标准差,这再次印证了本文假说,即地区政企关系越扭曲则地区官员腐败程度就越高。
就腐败现象频发问题而言,本文的研究为我们更深入地理解中国当前官员腐败现象及其内在生成机制提供了一些启示。首先,在当前中国经济体制转轨不彻底的现实背景下,地方政府官员存在着干预或管制地方经济的强激励,这必然拉近了地方政府与当地企业之间的距离,这既为地方官员攫取企业资产提供了土壤,也为地方企业向地方官员寻租提供了机会,但地区官员腐败现象必将随着新一轮经济体制改革的推动和走向纵深而逐渐减少,或者说官员腐败现象是计划经济体制渐进转向市场经济体制过程中的副产品,具有一定的阶段性,在进行渐进式改革的国家和地区具有一定的共性,也是渐进式改革的一大缺陷。其次,本文的实证研究还表明,政企关系扭曲化与地区官员腐败之间存在着互生互动的内在关系,一方面政企关系扭曲化会影响地区官员腐败的发生,另一方面地区官员腐败也会诱致更加严重的政企关系扭曲化,二者之间有可能在某些局部地区形成恶性循环,并导致政治生态环境恶劣问题,这也是理解转型国家和地区频频进行反腐败但却始终难以取得显著成效的关键点。再次,既然中国各地区的官员腐败程度受制于扭曲化的政企关系,而官员腐败问题又是经济社会和谐稳定的重要决定因素,那么,通过推进政企关系改革、纠正当前不合理的政企关系就有可能是治理官员腐败问题的灵丹妙药,因此,要从根源上治理腐败,只有解决官员腐败的产生源头才是反腐败的根本,才能及时纠正当前不合理的政企关系,变“攫取之手”为“援助之手”。最后,政企关系本质上是政府与市场的关系界定问题,党的十八届三中全会颁布的《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》明确提出要“使市场在资源配置中起决定性作用”,由过去三十多年的发展过程更多地依赖于各级政府配置资源转向主要依靠市场配置资源,这表明中央政府已经意识到重新界定政府与市场之间的关系意义重大,不仅关系到政府权力的界定,也意味着开始矫正过去不合理的政企关系,从而为根治官员腐败问题提供有效的解决方略。
本文的研究结论对治理官员腐败问题也具有一定的政策含义。第一,就腐败的供给侧而言,应及时校正当前政企关系,抓紧实施负面清单管理,最大限度地减少地方行政官员以公权力谋取私利的机会。本文的理论分析和实证研究表明,要想有效治理腐败现象频发问题,应变革当前不合理的政企关系,矫正当前过度扭曲化的政企关系,从体制上清理地方政府官员在行业准入上所拥有的审批权,最大限度地减少或消除地方行政权力对企业的不当干预,加快实施去管制化改革,进而减少权力设租的空间和机会。第二,就腐败的需求侧而言,要借助政企关系的优化调整来抑制民营企业家对腐败的需求。本文的理论分析表明,扭曲化的政企关系体制会诱致企业家产生对腐败的内在需求。事实上,企业家的寻租行为和政治关联行为在一定程度上均是官员的设租行为引致的,可将企业用于腐败的费用看作其获得政府资源或加速行政审批的灰色支出,应通过调整当前扭曲化的政企关系促使激励结构发生改变,进而使企业家的行为从非生产性行为和破坏性行为转向生产性行为。第三,鼓励民营企业家自查自纠,创新民营企业家自身廉洁机制。鉴于民营企业家在中国式制度变迁过程中发挥了积极作用,在某种程度上充当了经济体制改革的重要推动力量,当前最为紧迫的是,不仅要从舆论上反对“在商言商”的论调,进一步提高民营企业家参与经济体制改革的热情和力度,鼓励民营企业家通过参政议政变革当前不合理的政企关系,还要从认知和观念的高度促使民营企业家对腐败行为和寻租行为进行反思、反省,使其意识到寻租行为对企业自身和社会的危害性。第四,要切实将反腐败纳入法治化轨道和制度化轨道,从宪政的高度限定地方政府的权限范围,防止地方政府官员滥用公权力侵占公民财产权,要借助法治手段规范和约束地方政府干预经济的范围和权限,将地方政府干预经济的范围限定在公共利益上,如完善市场机制、培育市场主体、健全法治建设、监管市场主体行为等方面,并适时退出各类要素市场。此外,还要确保法律制度的透明度,保证司法的公正性和独立性,防范司法地方保护主义的出现。
需要特别强调的是,受限于本文使用樊纲等编著的《中国市场化指数》中的“政府与市场的关系”指标衡量政企关系扭曲化程度,这具有一定的片面性,难以全面刻画政企关系扭曲化的各个方面(如政府干预、企业政治关联、政企合谋)对官员腐败的影响,故本文关于政企关系扭曲化变量的衡量仍是初步的,针对政企关系扭曲化影响地区腐败问题的研究仍需要进一步深化。这就为更进一步的研究指明了方向。
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