轉軌時期的金融深化與地區腐敗①——理論及來自中國省級層面的經驗證據

黃欣榮，陳衛東，劉洪鐸

（1，2.中國人民銀行饒平縣支行，廣東 饒平515700；3.中國人民銀行潮州市中心支行，廣東 潮州521000）

一、引 言

現階段中國正處于體制轉軌、社會轉型的特定歷史時期，在此過程腐敗呈現階段性頻發、高發的特點，正因為此，如何積極有效地防治腐敗成為了一項日益緊迫和重要的議題。盡管中國政府長期以來致力于廉政建設并在近年來取得一定的突破，但從整個中國社會絕大多數階層的反映來看，當前的腐敗現狀仍然不盡如人意，政府當局的反腐敗工作依然任重道遠。據透明國際（Transparency International）、政治風險服務集團（Political Risk Service Group）等一些專業性國際組織定期公布的數據指標顯示，在歷年來接受調查的國家或地區當中，中國的腐敗指數得分一直偏低，且排名遠遠落后于發達國家乃至一些同等發展水平國家。

中國經濟學界對腐敗問題的關注由來已久，并由此涌現了一批探討腐敗的影響因素及其治理問題的文獻。［1-4］本文立足于既有的研究基礎，旨在探討轉軌時期中國的金融深化對地區腐敗的影響。就筆者掌握的文獻來看，與本文相關的研究至少存在以下三個方面的不足：第一，探討金融與腐敗的文獻雖可謂汗牛充棟，但系統細致地考察金融深化對腐敗影響的文獻卻不多見（當然Altunbas and Thornton是個例外①Altunbas and Thornton（2012）以銀行對私人部門的授信占GDP的比重作為一國金融發展程度的衡量指標，在控制了內生性問題后基于跨國樣本的實證研究表明，金融發展對一國腐敗的降低具有正面的效應。參見：Y.Altunbas，J.Thornton.Does financial development reduce corruption？［J］.Economics Letters，2012（2）：221-223.），部分文獻即便有所涉及也往往流于表面；第二，部分文獻囿于規范分析或模型求解，缺乏經驗證據的支撐，顯然削弱了這些研究的說服力；第三，盡管Altunbas and Thornton曾正面探討了金融發展對腐敗的影響［5］221-223，但對于前者之于后者的具體作用機制卻語焉不詳。

在現代金融發展理論中，金融被視為經濟運行的核心，其在經濟發展過程中所扮演的重要角色毋庸置疑。就理論而言，金融深化可以通過以下途徑影響地區腐敗：其一，發展中國家或轉型經濟體普遍存在金融壓抑現象［6］，這意味著，在自身資源受約束的條件下，如果企業對外部性資金存在需求的話，此時通過正規借貸渠道容易陷入融資難的困境，這客觀上為腐敗問題的滋生埋下了伏筆。對企業而言，為化解融資難問題，可能會鋌而走險賄賂金融系統的官員以獲得借貸資金，反過來相關官員則可能在此過程中借機恃權尋租，上述兩方面的因素共同誘致了腐敗現象的產生。隨著金融發展的深化，正規信貸渠道得以暢通，使得企業外部的融資成本大大降低，從而在很大程度上杜絕了上述行賄和尋租問題的出現。其二，隨著金融發展的深化，金融監管體系日臻成熟，譬如反洗錢機制等一系列制度建設的完善及創新將使得從事腐敗活動的成本上升，從而對腐敗現象構成威懾和抑制作用。

在下文中，我們擬構建一個數理模型，從理論上闡述金融深化有助于降低腐敗的作用機制，在此基礎上以1998～2006年中國31個省市的面板數據為樣本，系統考察金融深化對地區腐敗的影響，最后給出全文的結論及政策性蘊涵。本文的研究不僅有助于從理論上更好地梳理金融發展對腐敗的作用機制，而且對繼續推進我國的金融發展進程和反腐倡廉建設，以提高政府良治（Good Governance）也具有重要的現實意義。

二、理論模型

出于行文簡潔起見，我們僅考慮一個存在企業和政府的兩部門經濟體。首先將這個經濟體的人口標準化為1并假定人口保持不變，以ψ（ψ∈（0，1））表示私有部門人口比例，則（1-ψ）表示政府官員人數。假定企業同時擁有勞力L、資本K兩種投入生產要素，且遵循Cobb-Douglas生產函數和規模報酬不變范式，我們便可以得到如下的生產函數表達式：

上式中，A表示全要素生產率，α為投入生產要素對產出的彈性系數。假定企業的資本存量均來自向金融部門借貸得到的資金且借貸的目標值為l，事實上，在借貸過程中由于存在金融摩擦（Financial Friction）或面臨被敲竹杠（Hold-up）等風險，企業為消除這些風險需要付出部分成本，折去這些成本企業的實際借貸所得將低于目標值l，對此我們引入參數θ（θ∈（0，1）），以θl來表示企業的實際借貸額度。直覺上，θ度量了企業借貸的難易程度，從另一個角度也可以視為對金融深化的一種衡量。將K替換為θl，從而式（1）可重寫為：

現考慮政府官員的行為。政府的支出主要用于提供公共物品、服務及發放官員薪酬，借鑒Blackburn andPowell的做法［7］，假定政府用于提供公共物品及公共服務的支出是企業產出的一個固定比例，即gt＝γYt（γ∈（0，1）），官員的薪酬支出為（1-ψ）wt，且以上兩種支出的融資渠道均來自對企業的課稅τYt（τ表示稅率，τ∈（0，1））及發行貨幣Mt。以λ（λ∈（0，1））表示官員中腐敗的比例，假定λτYt這一部分資金將被腐敗官員用于中飽私囊，那么實際可用的公共資金就只剩下（1-λ）τYt。綜上，政府的預算約束

可以表示為：

由式（3）進一步變形和整理得到：

根據鏈式法則對上式進行偏導可得：

結合經驗，貨幣發行量一般大于官員薪酬，故有（1-ψ）wt-Mt＜0，亦即，同理可得結合以上兩個不等式便有基于上述理論分析，我們提出本文的命題假說：

金融深化與地區腐敗負相關，金融發展進程的深化對地區腐敗程度的降低具有促進作用。

三、經驗分析

（一）計量模型

我們設定了如式（6）所示的計量模型，以驗證上一節推導得到的理論命題。

其中，下標i、t各自表示地區和年份，Ln（corruptionit）表示腐敗程度的對數值，fin表示金融深化變量，X是一組控制變量，ε為隨機誤差項。按照上面的理論分析，待估系數β1 預期顯著為負。

（二）變量的構造和數據來源

1.腐敗的度量。由于腐敗具有隱蔽性和非公開性，因此如何對其加以準確度量是相關研究的重點和難點。目前對腐敗的度量主要涉及兩類指標：一是主觀性指標。這一類指標主要建立在對個人、家庭和企業的調查信息及專家評估的基礎上，多見諸于跨國研究中。其中較具代表性的有透明國際公布的腐敗感知指數（CPI）和行賄感知指數（BPI），歐洲《商業環境與企業運行調查報告》（BEEPS）的行政腐敗指數（ACI）、世界銀行的國家俘獲指數（SCI）和世界銀行研究所（WBI）的腐敗控制指數（CCI），以及政治風險服務集團發布的《國際國別風險指南》（ICRG）和世界經濟論壇（WEF）發布的《世界競爭力報告》中囊括的腐敗評價指數等。①關于這些指標更詳盡的介紹參見Knack S.的《Measuring Corruption in eastern Europe and central Asia：a critique of the crosscountry indicators》一文。二是客觀性指標。主要是基于國家司法機關所偵查的腐敗人員、案件等數據來構建衡量地區腐敗程度的指標，Fisman and Gatti等學者正是借助這一類指標研究了美國州際的腐敗問題，［8］這種方法由于數據的易得性而被國內的研究文獻所廣泛采納。［9-10］同樣基于省際層面數據的可得性考慮，本文采用人民檢察院每年立案偵察的貪污賄賂、瀆職案件數與公職人員數的占比（件/千人）這一指標來表征中國各省市的腐敗程度。②借鑒陳剛等的《腐敗與中國經濟增長：實證主義的視角》一文的做法，公職人員數采用公共管理和社會組織就業人數近似表示。有一點需要強調的是，客觀性指標僅僅反映了已公開的腐敗案件，而無法觸及已然發生但尚未披露的腐敗行為，因此低估腐敗現狀在所難免，但是除此之外我們已經找不到更好的衡量指標了。在圖1中，我們分別繪制了本文采用的衡量指標（圖中標記為CASES）、透明國際和政治風險服務集團各自公布的中國歷年腐敗指數的變化情況。經觀察可以發現，這三個指標所勾勒的腐敗走勢大致相同，在1998～2008年期間，中國整體的腐敗水平經歷了一個先惡化后略微有所緩和的演變階段。

2.金融深化的測度。金融發展指標種類繁多，如M2/GDP、金融發展指數等，這些指標從不同的角度反映了一國的金融發展狀況。國內文獻多采用信貸規模/GDP這一指標來反映省級層面的金融發展水平，但劉斌等認為，對于中國這樣一個存在信貸配給的國家而言，采用這一指標來反映金融發展水平并非十分貼切，因為中國信貸規模的GDP占比偏高可能是投資渠道不暢通、交易手段落后及支付體系效率低下所致，而不必然是金融發展水平較高的體現。［11］King and Levine認為，在一個存在金融壓抑的經濟體中，金融發展可以定義為信貸配置的減少或消除，金融體系的多樣化以及金融部門決策的市場化等。［12］基于此，本文采用樊綱等編制的信貸資金分配市場化指標作為衡量金融深化的變量。［13］

圖1 1998～2008年中國腐敗程度變化趨勢

參照已有的經驗研究，我們還放入了下面一組與腐敗密切相關的控制變量，盡可能地克服遺漏變量的問題。

（1）fdir，采用各省市實際利用外商直接投資額與同年度該省市生產總值的比值表示；

（2）Ln（student），采用各省市每萬人口在校大學生數的對數值表示；

（3）govsize，采用各省市一般預算支出與同年度該地區生產總值的比值表示；

（4）open，采用各省市進出口總額與同年度該地區生產總值的比值表示；

（5）Ln（population），采用各省市年底總人口數的對數值表示；

（6）growth，采用各省市人均GDP增長率表示；

（7）fd，財政分權指標，采用各省市人均預算內政府本級財政支出/（人均中央預算內政府本級財政支出＋各省市人均預算內政府本級財政支出）表示；

（8）Ln（wage），由于無法獲得官員的真實工資數據，這里我們以國有單位工作人員的平均貨幣工資作近似替代，同時采用平均實際工資指數對其進行消脹，折換成以1998年為基年的不變價格衡量。

上述變量的數據出處具體如下：金融深化變量取自樊綱等撰寫的《中國市場化指數：各地區市場化相對進程2011年報告》一書；各地區人民檢察院每年立案偵察貪污賄賂、瀆職案件數與公職人員數摘自對應年份的《中國檢察年鑒》；財政支出數據則來自《中國財政年鑒》；其余變量若不特別說明，均來自《新中國六十年統計資料匯編》。各變量的描述性統計如表1所示：

表1 變量的描述性統計

我們首先通過圖示法考察金融深化與地區腐敗之間的關系。圖2直觀地表明了金融深化和地方腐敗之間存在負向關系，從而為本文的命題假說提供了初步的經驗支持。當然，圖示法僅僅提供了粗略的感知，具體結論還有待嚴謹的計量檢驗。

（三）初步估計結果

我們首先報告了基于面板普通最小二乘法的初步估計結果，為便于比較，表3的第（2）-（4）列依次列出了混合最小二乘法（Pooled OLS，POLS）、隨機效應模型（Random Effect，RE）和固定效應模型（Fixed Effect，FE）的估計結果。考慮到各省市間可能存在無法識別的異方差，故括號內所報告的都是經校正后的穩健性標準差。鑒于Breusch-Pagan LM 檢驗、Hausman檢驗分別拒絕了混合回歸模型和隨機效應模型，我們以第（4）列的固定效應估計量作為本部分的分析基準。從估計結果來看，金融深化對地區腐敗表現出制約效應且在1%的統計水平下高度顯著，具體而言，金融深化每增加一個單位，可使地區腐敗相應下降1.68個百分點。①基于公式%Δy＝100×（eβΔx-1）計算得到。至于控制變量，政府規模的膨脹加劇了地方腐敗，這與周黎安和陶婧的研究結論相一致；財政分權對地方腐敗具有遏制作用，這可能與地方政府為追求經濟增長而演繹出“標尺競爭”，從而在一定程度上約束了官員的行為模式有關。［14］其余控制變量則不顯著。

圖2 金融深化與地區腐敗的擬合散點圖

（四）穩健性檢驗

1.Driscoll-Kraay方法。由于面板數據時常存在序列相關和群組間異方差等問題，為驗證結論的穩健性，我們有必要在上述估計結果的基礎上對模型和數據存在的序列相關、群組間異方差和截面相關問題進行檢驗。表3報告的Heteroskedasticity test、Autocorrelation test及Pesaran’s CD test均拒絕了原假設，即計量模型存在自相關、異方差和截面相關問題，在這種情形下我們進一步引進Driscoll and Kraay的方法加以校正。②在Driscoll and Kraay（1998）的理論方法中，誤差項被假定為存在自相關、異方差和截面相關，這種修正方法適用于時間跨度較小而截面緯度較多的面板模型，本文的數據及計量模型均符合這些設定。參見：JC Driscoll，AC Kraay.Consistent covariance matrix estimation with spatially dependent panel data［J］.Review of Economics and Statistics，1998，80（4）：549-560.表3第（5）列報告了經Driscoll-Kraay方法調整后的估計結果，不難發現金融深化對地區腐敗仍然存在負向關系，且在1%的統計水平下高度顯著，從而表明由上面基準分析得出的研究結論并未發生實質性的改變，即提升金融深化程度有助于降低地區的腐敗水平。

2.工具變量回歸法。在上文的初步估計中，固定效應模型估計的一致性要求解釋變量與隨機誤差項無關，即解釋變量須滿足外生性這一假定。我們擔心的是金融深化作為本文的核心解釋變量可能存在內生性問題，這也是Altunbas and Thornton所提示的問題。［5］221-223盡管本文已盡可能地放入了影響地區腐敗的各種因素，但由于固定效應模型無法控制隨時間變化的特質效應，所以仍存在遺漏變量導致內生性問題的隱憂；此外，一個潛在的問題是金融深化與地方腐敗之間可能存在逆向因果關系（Reverse Causality）。鑒于內生性問題會導致OLS估計量的有偏和非一致，對此我們需要引入合適的工具變量進行二階段最小二乘法（2SLS）估計，以克服內生性問題。我們注意到，Altunbas and Thornton［5］221-223采用了LLSV［15］構造的法制淵源（Legal Origin）指標來作為金融發展的工具變量并取得了令人滿意的估計結果，遺憾的是這一方法并不適用于中國省級層面的研究，這是因為，中國各省市均處于同一法律制度之下，如果以此作為金融深化的工具變量，將無法準確反映各地區金融深化進程的差異，除此我們也難以構造確切的指標對中國當前的法律制度加以衡量。為解決上述問題，我們采用省級的市場化指數（記為market）作為金融深化的工具變量，數據同樣來自樊綱等著的《中國市場化指數：各地區市場化相對進程2011年報告》一書，時間跨度與上文保持一致，其描述性統計具體見表1。從表2來看，市場化指數與金融深化指標的Pearson系數達到0.6556且在1%的統計水平下顯著，顯見兩者之間存在較高的相關性，這符合工具變量的要求。表3第（6）列報告了2SLS的估計結果，為進一步驗證工具變量的有效性，我們采用多種統計檢驗進行判別，易見Kleibergen-Paap rk LM statistic、Kleibergen-Paap rk Wald F statistic分別拒絕了原假設，而Hansen J statistic則接受了原假設，這些統計量均表明了我們選擇的工具變量的有效性，即不存在識別不足和弱工具變量等問題。較之于固定效應模型，采用工具變量法回歸得到的金融深化變量fin的估計系數下降到-0.0394，這傳遞了兩方面的信息，一方面表明內生性問題可能導致OLS估計量產生向下偏倚的問題，從而低估了金融深化對地區腐敗的影響作用，另一方面則進一步支持了上文的命題假說。

3.GMM 估計方法。為捕捉腐敗變動的時滯效應，我們將腐敗變量的滯后一階項引入上面的計量模型，從而將其擴展成下述形式的動態面板模型：

在引入因變量的滯后項后，采用普通面板模型進行估計將會導致內生性偏誤，而廣義矩估計（GMM）方法可以有效地解決這一問題。鑒于二步系統GMM 法（two-step sys-GMM）具有較為優良的估計特性且不易受異方差問題的干擾，我們采用二步系統GMM 法對式（7）進行估計，并利用Windmeijer提出的有限樣本糾偏方法（Finite-sample Correction）對兩步法的標準誤進行修正，［16］結果列示于表3第（7）列。Hansen檢驗結果表明工具變量不存在過度識別問題，殘差序列相關性檢驗表明，差分后的殘差項不存在二階序列自相關，綜上，模型的設定和工具變量的選取皆是合理的。從估計結果可以發現，腐敗變量的滯后項在1%的統計水平下高度顯著，這意味著腐敗的確存在時滯效應，從而也說明了采用GMM 方法進行估計的必要性。金融深化變量fin 的估計系數仍然顯著為負，且和工具變量法回歸得到的估計系數非常接近，從而再一次驗證了本文的命題假說。其他控制變量的符號和系數與上面的估計結果大致相同，此處不再贅述。結合上述各種計量方法的估計結果來看，本文的研究結論具備較好的穩健性。

表2 變量間的Pearson相關系數

表3 計量回歸結果

續表3

（五）Granger因果關系分析

為了與上述的實證研究互為補充和印證，我們進一步運用Granger因果分析方法來驗證金融深化與地區腐敗之間的關系。①面板Granger因果檢驗要求數據必須具備平衡性，考慮到西藏的金融深化指標存在缺失，因此予以剔除，由于喪失的樣本點非常有限，基本可以忽略不計，所以我們認為這樣處理并不會對結論構成實質性的改變。在進行Granger因果分析之前需要考察變量的平穩性，對此，我們采用了IPS等四種目前廣為應用的面板單位根檢驗方法，表4的檢驗結果顯示金融深化與地區腐敗變量均服從平穩的I（0）過程，因而可以直接進行Granger因果檢驗。鑒于傳統的Granger因果檢驗方法不再適用于具有時間、截面雙重緯度的面板數據，因此我們借助Dumitrescu and Hurlin近期提出的方法論思想，構造了如下兩個檢驗同質非因果關系（Homogeneous non-causality，簡稱HNC）假設的統計量②限于篇幅，兩個檢驗統計量的定義從略，具體參見：Dumitrescu，E.，Hurlin，C.Testing for Granger non-causality in heterogeneous panels［J］.Economic Modelling，2012，29（4）：1450-1460.：

根據本文數據給定的時間維度T＝9，由判別公式T＞5＋2L即可以確定最優滯后階數L為1。從表5的檢驗結果易見兩個統計量均在1%的顯著水平上拒絕了HNC原假設，至此，基于統計推斷的分析進一步表明金融深化是地區腐敗的Granger原因。

表4 面板單位根檢驗結果

表5 面板Granger因果關系檢驗結果

四、為什么金融深化抑制了地區腐敗：進一步的討論

在本文的語境中，我們對金融深化的定義側重于金融領域的相關制度建設的完善、監管體系的成熟及資源配置權的市場化等若干個方面。上文已經基于經驗分析佐證了金融深化抑制地區腐敗的理論命題，本節將著眼于經濟學的不同分析視角，對這一命題展開深層次的論述。

第一，機制設計的視角。在推進金融深化改革的過程中，宏微觀層面治理結構的優化表現為配套制度的不斷完善和創新，這構成了腐敗行為的根本性約束變量，有助于形成全方位的制度性供給，進而消除體制轉軌過程中金融領域的制度缺失及由于過渡性制度安排的非均衡性和不穩定性誘發的腐敗問題，最終鏟除腐敗滋生的溫床。

第二，信息經濟學的視角。成熟的金融監管體系能夠提高信息結構的透明度，消除信息不完全或信息不對稱，使得腐敗行為更加無處遁形，顯然這增加了從事腐敗活動的預期成本，從而能夠對腐敗現象產生威懾和遏制效應；此外，信息披露機制的健全還有利于形成內外合力的長效約束機制，委托-代理框架下由于監督缺位容易引發的腐敗問題因而得以化解。

第三，新制度經濟學的產權視角。金融深化改革有力地促進了金融、投資等資源配置權的市場化，市場機制的引入加速了配置權的擴散和稀釋，在規避“公權交易”的同時降低了混合經濟的程度，繼而實現資源配置過程的明晰化及去行政化，金融權力主體的“攫取之手”（Grabbing Hand）因此受到鉗制，從而有效地降低了諸如信貸、招標及審批腐敗此類問題出現的幾率。

五、結論及政策性蘊涵

本文基于金融深化的視角探討了地區腐敗的治理問題。我們首先構建了一個簡單的數理模型，從理論上探析了金融深化影響腐敗的作用機制。在此基礎上，運用中國1998～2006年的省際面板數據，綜合各種計量方法對命題假說進行實證檢驗。研究結果表明，金融深化程度的提升對中國省際腐敗程度的下降具有顯著的促進作用，這一結論不但符合預期，而且具備較好的穩健性。

處于經濟、社會結構激蕩轉變時期的中國，在面臨著嚴峻的反腐形勢的同時，長期以來存在的金融發展滯后、金融壓抑現象也亟待消除。有鑒于此，進一步推動中國的金融發展進程，深化金融體制改革，疏通信貸管道以壓縮腐敗滋生空間，增加金融領域的制度性供給以彌補制度失衡，構建和強化反洗錢等各種行之有效的監管機制以震懾腐敗犯罪行為，從而充分發揮金融深化在腐敗治理過程中的積極主導作用正是本文研究的主旨及所要揭示的政策性蘊涵。

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