中國省域間政府間腐敗的傳染效應研究

中國省域間政府間腐敗的傳染效應研究

一、高爐腐敗的示范效應中國是一個典型的高增長和腐敗國家。一方面,憑借對經(jīng)濟體制的漸進式改革,中國經(jīng)濟已經(jīng)保持了連續(xù)30多年的高速增長。另一方面,中國經(jīng)濟在改革初期實行的價格和資源配置的“雙軌制”也促進了腐敗現(xiàn)象的蔓延。雖然隨著經(jīng)濟市場化改革的進步,“雙軌制”產(chǎn)生的租金規(guī)模逐漸消散,但是由于政治體制改革的停滯不前,中國經(jīng)濟中的腐敗問題不僅未能隨著經(jīng)濟體制改革的深化而得到有效的緩解,反而呈愈演愈烈之勢。國際透明組織發(fā)布的腐敗感知指數(shù)(CPI)顯示,2012年中國的CPI得分是39,在全球176個國家中僅排名第80位,位于非常腐敗的國家行列(1)。雖然有理論認為,在市場機制尚不完善的情境下,腐敗將有助于企業(yè)避開政府蹩腳的市場管制,提高資源的配置效率,從而對經(jīng)濟運行起到“潤滑劑”的作用。但是,針對中國的實證研究發(fā)現(xiàn),腐敗不僅顯著地降低了經(jīng)濟增長率,而且,也顯著地擴大了居民收入分配的不平等并降低了居民幸福感(陳剛,2012)。網(wǎng)絡民意調查結果也顯示,腐敗已經(jīng)成為了中國“建設和諧社會的最大障礙”(2)。因此,“反腐敗是關系國家發(fā)展全局、關系最廣大人民根本利益、關系社會公平正義和社會和諧穩(wěn)定的重大問題和緊迫任務”(1)。理清腐敗的發(fā)生機制,是有效防治腐敗的基礎。在中國過去20多年被人民檢察院立案偵查的貪污賄賂案例中,有一個引人關注的現(xiàn)象,即高級別官員(簡稱“高官”)的腐敗現(xiàn)象愈發(fā)普遍(2)。圖1顯示,自20世紀90年代以來,中國的地廳級和省部級官員的腐敗頻數(shù)持續(xù)上升,在1997年達到了第一個高峰期,當年分別有265位地廳級官員和7位省部級官員因為貪污賄賂等職務犯罪被立案查處;此后,中國的高官腐敗率一直保持在高位水平,并在2004年前后進入了第二個高峰期,2004年更是有11位省部級官員被立案查處,這在新中國歷史上是從未有過的?？傮w情況是,2002年的十六大至今,中國已有70多位省部級官員因為腐敗問題而落馬,這在歷史上的任何一個國家可能都是非常罕見的(張維迎,2012)。社會互動的文獻研究指出,腐敗等犯罪行為具有明顯的傳染和示范效應(Manski,2000)。理論上,由于高級官員具有更高的威信和享有更大的決策權力,因此,與普通官員的腐敗行為相比,高官腐敗不僅造成了更多腐敗租金的無效率浪費(王一江等,2008),(3)而且,還可能對其他官員的行為產(chǎn)生更強的傳染和示范效應,進而促進腐敗行為的進一步擴散。因此,頻繁的高官腐敗所產(chǎn)生的示范效應,很可能是造成中國官員高腐敗率問題的一個重要機制。但是,在經(jīng)驗上,高官腐敗是否會對其他官員的行為產(chǎn)生更強的示范效應,尚未得到文獻研究的證實?；谏鲜隹紤],本文將采用2003~2007年中國各省的數(shù)據(jù),實證評估高官腐敗的示范效應。本文余下的結構安排是:第二部分是對腐敗行為社會互動的相關理論和文獻的評述,第三部分是數(shù)據(jù)和回歸方程的說明,第四部分是計量分析及對結果的討論,第五部分是對全文的總結。二、腐敗活動中的社會互動世界銀行對腐敗的定義是“為了私人利益而濫用公共權力的行為”。腐敗是一國社會、經(jīng)濟、文化和政治制度的綜合反映,并非為某個國家所獨有,而是在全世界范圍內(nèi)都普遍存在的現(xiàn)象。同時,腐敗行為不僅損害了社會公平和社會正義,還扭曲了法律規(guī)則和弱化了制度基礎,因此,腐敗也被認為是阻礙社會經(jīng)濟發(fā)展的最大障礙(WorldBank,2000)。長期以來,經(jīng)濟學家一直試圖發(fā)現(xiàn)造成腐敗的原因,發(fā)現(xiàn)政府規(guī)模和分權、市場競爭、公務員薪金、司法效率等變量對腐敗都具有重要的影響(Lambsdorff,2006)。但是,上述變量尚不足以解釋為什么位于同一地區(qū)的國家,往往都具有相近的腐敗程度。比如,世界上腐敗程度最嚴重的國家大多集中在撒哈拉沙漠以南非洲,而最清廉的國家則大多是OECD國家。社會互動(socialinteraction)理論對上述問題提供了一種可能的解釋。社會互動(在很多時候也被稱為傳染效應、示范效應等)是指表面上看似獨立的個人行為之間存在著明顯的相互影響,即獨立個體的行為在影響其周圍人群行為的同時,也將會受到周圍人群行為的影響(1)?，F(xiàn)實生活中,我們經(jīng)常觀察到的,人們在日常生活中不經(jīng)意間滋生的消費攀比行為就是一種典型的社會互動過程。在最近的20多年,經(jīng)濟學的理論和實證研究越來越重視對社會互動問題的研究,因為公共政策的政策效果(包括“好的”和“壞的”)都將會因為行為人之間的社會互動而以社會乘數(shù)(socialmultiplier)的比例被放大。社會互動不僅在勞動力市場、教育市場和金融市場等合法市場的交易過程中普遍存在,也存在于犯罪和腐敗等“非法”活動中(Manski,2000)?，F(xiàn)有的多種理論都能夠解釋腐敗行為的社會互動,包括互惠(Robin,1998)、遵從(Henrich,2004)和信息傳遞(Bikhchandanietal.,1998)等。首先,互惠(reciprocity)理論意味著,如果社會中的腐敗現(xiàn)象泛濫,那么,人們因腐敗而產(chǎn)生的內(nèi)疚感和負罪感將會下降,這將促使人們遵照行事,從而促進腐敗活動的進一步滋生。其次,遵從(conformity)理論意味著,人們的行為動機是對現(xiàn)有社會規(guī)范(socialnorms)的遵從。由于腐敗現(xiàn)象的泛濫可能本身就是當?shù)仄酶瘮〉纳鐣?guī)范的直接表現(xiàn),或者,腐敗現(xiàn)象的泛濫將會扭曲社會規(guī)范,并塑造了當?shù)仄酶瘮〉纳鐣?guī)范。因而,如果社會中存在著普遍的腐敗現(xiàn)象,那么,這將會促使人們更多的從事腐敗活動。最后,信息傳遞理論指出,在信息不完全的環(huán)境中,個人將會理性地按照與前人相同的方式行事,以節(jié)約信息成本。因而,在一個腐敗活動泛濫的社會中,普遍存在的腐敗活動將向人們傳遞這樣一種信號,即腐敗活動具有更高的收益和更低的成本,并進而促使人們普遍參與到腐敗活動之中。實證文獻也支持了腐敗活動中的社會互動現(xiàn)象。比爾戈爾和戈伊爾以99個國家2001~2003年的數(shù)據(jù)為樣本,并采用分位數(shù)回歸分析發(fā)現(xiàn),政府規(guī)模和經(jīng)濟自由等變量對腐敗的影響與國家的腐敗程度有關,但在那些高腐敗國家,降低政府規(guī)模和提高經(jīng)濟自由并不能夠顯著地減少腐敗(Billger&Goel,2009)。這意味著過去的高腐敗將會對現(xiàn)在的腐敗行為產(chǎn)生影響,并對反腐敗的政策效果產(chǎn)生沖擊。戈伊爾和尼爾森針對美國1995~2004年的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn),美國各州之間的腐敗活動具有顯著且可觀的傳染效應,如果鄰州的腐敗率上升10%,將會促使本州的腐敗率增長4%~11%左右(Goel&Nelson,2007)。阿特拉采用1996~2002年的跨國數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn),各國的腐敗程度也存在著高度的地理相關性(Attila,2008)。位于低腐敗地區(qū)的國家,其腐敗程度往往更低;位于高腐敗地區(qū)的國家,其腐敗程度也往往更高,這說明腐敗行為在國家之間也是會傳染的。現(xiàn)有文獻關注了腐敗行為在平均意義上的社會互動效應,卻忽視了社會互動的異質性問題。因為享有不同權威的個人,其行為對他人的影響很可能是有差異的。例如,現(xiàn)實中我們經(jīng)常能夠觀察到的明星廣告效應就是一個典型例子,即企業(yè)往往聘請體育娛樂明星來代言其產(chǎn)品,利用明星的社會影響力以擴大其產(chǎn)品的銷售。就本文關注的腐敗問題而言,像省部級等行政級別更高的官員,由于他們享有更高的威信和行政權力,類似于政府官員中的“明星”。因此,與普通官員相比,高級別官員的腐敗行為可能會對其他官員的行為產(chǎn)生更強烈的示范效應,造成官員腐敗行為的擴散。正如卡瓦哈爾指出的,領導者的廉正(integrity)聲譽是影響組織內(nèi)部腐敗數(shù)量的重要因素(Carvajal,1999)。如果領導者的模范行為是不正直的(nonexemplary),這將會造成組織內(nèi)部的腐敗;反之,領導者廉正的模范行為則是對其他組織成員正直行事的最好激勵。皮爾斯等也認為,領導者低下的腐敗免疫能力是造成行政腐敗的首要驅動因素(theprimarydriver)(Pearceetal.,2008)。但是,與普通官員相比,高級別官員的腐敗是否具有更強的傳染和示范效應,尚未得到實證研究的支持。在本文中,我們將采用中國各省的數(shù)據(jù),實證評估腐敗的傳染效應(示范效應)是否會因為腐敗官員的行政級別差異而有所不同。與現(xiàn)有文獻相比,本文可能在如下三個方面做出了貢獻。首先,以跨國數(shù)據(jù)為樣本的研究發(fā)現(xiàn),腐敗現(xiàn)象在國家之間或國家內(nèi)部各地區(qū)之間都具有顯著的傳染效應。但是,腐敗在中國各省之間的傳染效應并未得到合理的評估,本文的研究對此做了初步的嘗試。其次,現(xiàn)有研究腐敗傳染效應的文獻,并未區(qū)分腐敗的傳染效應是否會因為腐敗官員的級別差異而有所不同,本文的研究則分別評估了普通官員腐敗(非高官)和高官腐敗各自的傳染效應。最后,文獻研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)CEO和國家領導等官員的固定效應對于企業(yè)績效和國家經(jīng)濟發(fā)展都具有顯著的影響,但是官員固定效應是否也會對組織內(nèi)部的腐敗現(xiàn)象產(chǎn)生影響卻并不清楚(Bertrand&Schoar,2003;Jones&Olken,2005)。本文的研究也將有助于回答上述問題。三、控制腐敗率的變量為了檢驗腐敗在中國各省之間是否具有顯著的傳染效應,本文將基準回歸方程設定為如下形式:(1)式中,變量corruption是衡量官員腐敗率的變量,本文借鑒文獻研究中的普遍做法(陳剛,2012),以人民檢察院立案偵查的貪污賄賂等腐敗案件的涉案人數(shù)占公職人員數(shù)的比例(人/萬人)來度量中國各省的官員腐敗率。同時,上式下標i表示i省,j表示與i省在地理上相鄰的省;X是影響官員腐敗率的控制變量矩陣;ε是隨機擾動項,β是回歸系數(shù)。同時,為了進一步捕捉高官腐敗是否具有更強的示范效應,我們將變量corruption拆分為高官腐敗率和普通官員(非高官)腐敗率,即:(2)式中,變量superior是衡量高官腐敗率的變量,本文將地廳級以上行政級別的官員視為高官,并以人民檢察院立案偵查的貪污賄賂等腐敗案件數(shù)的涉案高官數(shù)占公職人員數(shù)的比例(人/萬人)來度量高官腐敗率;變量no-superior是衡量普通官員腐敗率的變量,本文將縣處級以下行政級別的官員視為普通官員(非高官),且以人民檢察院立案偵查的貪污賄賂等腐敗案件數(shù)的涉案非高官數(shù)占公職人員數(shù)的比例(人/萬人)來度量普通官員腐敗率。接下來,我們把(2)式帶入回歸方程(1),回歸方程擴展為如下形式:(3)式中,γ1=β1α1,γ2=β1α2。顯然,如果γ1≠γ2,說明普通官員腐敗和高官腐敗的傳染效應存在差異。在控制變量矩陣X中,我們控制了如下一些影響腐敗率的變量。(1)人均收入變量pergdp,本文以人均GDP的對數(shù)來度量。理論上,收入水平對腐敗的影響是不確定的,一方面,收入水平的提高可能相應地增加了腐敗的租金規(guī)模,進而可能激勵官員更多地參與腐敗;另一方面,收入水平的提高也將促進反腐敗的社會規(guī)范的形成和普及,激勵人們更少地參與腐敗和更積極地揭露腐敗等違背社會規(guī)范的行為,進而將有助于減少腐敗(Treisman,2000)。(2)法治變量law,本文以每萬人律師人數(shù)來度量。法治水平的提高增加了官員的腐敗行為被偵察到的概率和官員腐敗的成本,進而將對官員的腐敗行為產(chǎn)生威懾效應。因此,預期這個變量的回歸系數(shù)應顯著為負。(3)經(jīng)濟開放變量open,本文以商品進出口貿(mào)易總額占GDP的百分比來度量。經(jīng)濟開放一方面意味著政府對貿(mào)易管制的放松,減少了政府官員的尋租空間,另一方面也促進了國內(nèi)市場競爭并降低了企業(yè)平均利潤,進而減少了企業(yè)可行賄的租金規(guī)模(Ades&DiTella,1999)。因此,預期變量open的回歸系數(shù)顯著為負。(4)經(jīng)濟的非國有化率nsoe,本文以非國有企業(yè)的職工人數(shù)占職工總數(shù)的百分比來度量。非國有化率是經(jīng)濟市場化程度的一個重要標志,經(jīng)濟非國有化率的提高意味著市場競爭的加劇,這將有助于減少腐敗。但是,中國經(jīng)濟的民營化進程與法律制度的完善并不同步,同時,由于政府目前仍然掌握了大量的民營企業(yè)創(chuàng)立和發(fā)展所需的資源,因而,通過賄賂政府官員可能是民營企業(yè)獲取資源的重要手段(周黎安、陶婧,2009)。因此,經(jīng)濟的非國有化率對官員腐敗率的影響在理論上并不明確。(5)財政支出變量fisc,本文以人均財政支出額的自然對數(shù)來度量。財政支出是衡量政府規(guī)模的一個指標,龐大的政府規(guī)模擴大了政府官員的尋租空間,加劇了政府官員的官僚主義作風。因此,政府規(guī)模的增長將增加腐敗(周黎安、陶婧,2009)。預期這個變量的回歸系數(shù)應顯著為正。(6)官員工資變量wage,本文以公共管理和社會組織行業(yè)平均工資的自然對數(shù)來度量。更高的工資收入增加了政府官員腐敗的機會成本,因此,工資收入的增長能夠減少官員的腐敗行為。預期該變量的回歸系數(shù)顯著為負。在計量分析中,本文最終收集整理了2003~2007年間中國31個省(自治區(qū)、直轄市)的數(shù)據(jù)為樣本(1)。其中,各省人民檢察院立案查處的貪污賄賂等腐敗官員數(shù)和腐敗高官數(shù)摘自2008年各省人民檢察院年度工作報告,同時,我們在歷年《中國統(tǒng)計年鑒》上摘得各省公共管理和社會組織行業(yè)就業(yè)人員數(shù),并以其來代理公職人員數(shù)。由此,本文得到了衡量各省官員腐敗率的指標。圖2顯示,如果以本文定義的官員腐敗率來看,中國在2003~2007年間官員腐敗率最高的省份是福建(48.06人/萬人),官員腐敗率最低的省份是西藏(8.19人/萬人)。就高官腐敗率而言,北京市的高官腐敗率(0.74人/萬人)遠遠高于其他省份,這可能與北京是中國的政治中心有關。同時,也有7個省的高官腐敗率為0(2)。當然,高官腐敗率為0的省份,也可能是因為當?shù)馗呒壢嗣駲z察院在工作報告中并未單獨匯報立案查處的高官人數(shù)。因此,本文在計量分析時也將考慮刪除掉這些高官腐敗率為0的省份樣本,以做穩(wěn)健性檢驗。本文用到的其他基礎數(shù)據(jù),除去律師人數(shù)摘自歷年《中國律師年鑒》之外,其他數(shù)據(jù)均摘自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。四、回歸方法的確定接下來,本文構造了2003~2007年間71對與中國在地理上接壤的省份相匹配的樣本,(3)分別估計了回歸方程(3)。同時,為了緩解回歸方程的聯(lián)立性偏誤,所有控制變量都以2003年的觀測值納入回歸方程?；貧w結果匯報在了表1中。(一)腐敗率的遺傳效應和經(jīng)濟開放程度的提高第1、2列是對全樣本的回歸結果。第1列的回歸方程中,我們只在控制變量中納入了人均收入變量pergdp。此時,變量no-superior的回歸系數(shù)為正,卻未能通過顯著性檢驗;變量superior的回歸系數(shù)則在1%的顯著性水平上為正,而且,其絕對值也遠遠高于變量no-superior的回歸系數(shù)。上述結果說明,中國的官員腐敗率在各省之間具有顯著的傳染效應,同時,中國的官員腐敗率在地理上的傳染效應可能主要來自高官腐敗的示范效應,即如果鄰省的高官腐敗率上升,將會對本地官員的腐敗行為產(chǎn)生顯著的示范效應,并促使本地官員腐敗率上升。但是,鄰省普通官員(非高官)腐敗率的上升對本地官員的行為則不具有顯著的傳染效應。第2列中,我們在將所有控制變量都納入了回歸方程之后,變量no-superior和superior的回歸系數(shù)同樣是為正的,而且,變量no-superior的回歸系數(shù)仍然未能通過顯著性檢驗,變量superior的回歸系數(shù)的顯著性水平雖然下降了,但是依然通過了10%的顯著性檢驗。第2列的回歸結果同樣說明,中國各省的官員腐敗率具有顯著的傳染效應,而且中國的官員腐敗率在地理上的傳染效應主要是來自高官腐敗的示范效應,普通官員腐敗在地理上的傳染效應并不顯著。主要原因可能是,高級別官員由于掌握了更多的資源和權力,并且也往往具有更高的威信,類似于政府官員中的“明星”,從而使得高官的行為往往是普通官員行為的一個參照標尺。因此,高官的腐敗行為不僅可能使組織內(nèi)部形成一種偏好腐敗的組織文化,更大程度地降低了其他官員腐敗的心理成本(負罪感和內(nèi)疚感等),而且高官的腐敗行為產(chǎn)生的信息傳遞效應也更為明顯,即高官腐敗將向其他官員發(fā)出更強烈的腐敗行為具有高收益和低成本的信息。這都將促使其他官員更普遍地發(fā)生腐敗行為。國內(nèi)學者針對中國高官腐敗的案例調查也支持了上述觀點。這些文獻發(fā)現(xiàn),高官腐敗往往會導致腐敗窩案和腐敗串案,即“一旦一個地區(qū)的一把手有腐敗行為,有可能整個領導班子都會受到腐蝕”(過勇,2003)?？刂谱兞康幕貧w結果顯示(第2列),人均收入變量pergdp的回歸系數(shù)在10%的顯著性水平上為正,說明收入水平的增長提高了官員腐敗率。這與理論預期并不矛盾,因為,前文的理論分析表明,收入水平的增長的確可能會因為增加了腐敗租金規(guī)模而提高官員的腐敗率。法治變量law和經(jīng)濟開放變量open的回歸系數(shù)均顯著為負,說明法治水平和經(jīng)濟開放程度的提高都顯著地降低了官員腐敗率,這與理論預期是一致的。其中,法治水平的提高能夠降低官員腐敗率,主要原因是法治水平的提高相應地增加了官員的腐敗行為被偵查到的概率和腐敗的成本,這會對官員的腐敗行為產(chǎn)生威懾效應。經(jīng)濟開放則是由于減少了政府官員的尋租空間,同時促進了市場競爭并降低了企業(yè)可負擔的賄賂租金規(guī)模,進而降低了官員腐敗率。非國有經(jīng)濟變量nsoe的回歸系數(shù)顯著為正,說明非國有經(jīng)濟的發(fā)展提高了官員腐敗率,主要原因可能是,中國政府目前依然掌握著大量的非國有經(jīng)濟創(chuàng)立和發(fā)展所需的資源,同時,中國的法律制度也并不完善,進而可能使得賄賂政府官員成為非國有經(jīng)濟獲取相關資源的一種重要手段(周黎安、陶婧,2009)。財政支出變量fisc的回歸系數(shù)顯著為負,說明財政支出顯著降低了官員腐敗率,這與我們的理論預期并不一致。主要原因可能是,我們用來度量財政支出變量的數(shù)據(jù)并未包括中央政府的財政支出,僅僅考慮了地方政府的財政支出。地方政府財政支出規(guī)模的增長可能在一定程度上反映了中央向地方財政分權程度的上升,現(xiàn)有的文獻研究則證實,財政分權有助于減少腐敗(Fisman&Gatti,2002)。官員工資變量wage的回歸系數(shù)顯著為負,說明官員工資水平的上升減少了官員腐敗率,這符合我們的理論預期,因為,高工資提高了官員腐敗的機會成本,進而將會促使官員腐敗率的下降。(二)非黨組織腐敗率no-超氧化的遺傳響應在本文的回歸樣本中,天津等7個省份的高官腐敗率變量superior的賦值為0。這可能是由于這些省份在2003~2007年間并未發(fā)生高官腐敗的案件,但也有可能是這些省的高級人民檢察院在年度工作報告中并未單獨匯報立案查處的腐敗高官人數(shù)。由于很難確定這些省份的高級人民檢察院沒有在年度工作報告中匯報立案查處的腐敗高官人數(shù)的真正原因,因此,我們剔除了鄰省高官腐敗率變量superior賦值為0的極值樣本,并遵循之前的策略再次估計了回歸方程(3),結果見表3中的第3列和第4列。刪除極值樣本后的回歸結果顯示,非高官腐敗率變量no-superior的回歸系數(shù)不顯著地為正,高官腐敗率變量su