行政审批与地区腐败关联度——来自省际面板数据的实证研究发现

刘泽照，西安交通大学 公共政策与管理学院， 陕西 西安 710049



行政审批与地区腐败关联度
——来自省际面板数据的实证研究发现

刘泽照，西安交通大学 公共政策与管理学院， 陕西 西安 710049

摘要：在政府主导型经济发展模式下，行政审批扮演着公共部门对市场外部管制的主要角色，也一定程度上与寻租腐败紧密关联。本文利用1999-2012年间中国省级动态面板数据进行计量检验，重点考察行政审批对地区腐败水平的影响，为行政审批改革在反腐层面的必要性提供一定佐证。研究发现，行政审批与地区腐败程度具有双向影响，伴随审批事项的扩大，腐败水平也相应提高，应用联立方程组检验显示审批每增加1个标准差，将导致腐败程度增加0.016个标准差，同时地区腐败也将反向作用于行政审批，增加了削减审批的难度。这一结论对于我国正在大力推进的以简政放权为重点的行政审批改革具有特殊政策价值,基于此，需要进一步加大行政审批改革力度，通过政府自身内部体制创新，挤压和消除行政审批与寻租腐败之间的灰色空间。

关键词：行政审批； 地区腐败； 面板数据

一、引 言

自1999年我国启动行政审批制度改革以来，中央政府先后进行了六轮大规模的清理整顿，每一次均占据了行政体制改革关键议程，且引起社会高度关注，尤其是在2013年5月之后，在国家推进简政放权的整体改革背景下，行政审批制度改革再次走向前台，其间国务院连续多次下发文件，取消和下放一批审批事项，并要求各级政府确定行政许可事项的清单。事实上，行政审批作为政府管制的一种手段，并非中国所独有，而是现代社会不同制度国家的共有现象。然而，与西方国家行政审批主要立足于弥补市场失灵和解决外溢成本的制度功能不同，中国行政审批制度脱胎于传统计划经济体制，其现实功能更多地体现于保持政府在微观经济领域的资源配置权力及行为管控，这客观上引发了一系列的制度“外部性问题”，其中寻租性腐败是其突出表现。

整体而言，伴随我国近年来多轮次的行政审批改革，尽管行政审批对公共部门官员腐败的诱致作用得到诸多现实直观反映，也积累了相当多的相关理论研究，但二者间内在关系一直缺乏实证层面的充分验证，从而弱化了其中内在机理的有效支撑。基于此，本文利用中国省级面板数据，从量的角度重点考察行政审批与地区腐败的影响，以对其内部隐藏的潜在关系和趋势研究有所补充。在我国政府大力推进简政放权、顺时启动新一轮行政审批改革的现实背景下，本项研究或许为揭示地方官员腐败提供新的诠释和治理启示。

第一阶段：建立一个融合标准，第一部分由所有民用要素构成，第二部分由军有民无的要素构成。这样既保证了民用要素分类与代码构成不发生变动，又包含了所有需要考虑的军用要素。

笔者认为，不当、错位的行政审批演化为我国地方官员腐败高发的重要体制性根源之一，在国家整体经济体制转轨过程中进一步扩展了政企关系扭曲的可能性空间，为地区腐败的滋生提供了现实“土壤”。一方面，在行政审批繁杂度高的地区，企业渗入政府部门的“公关活动”往往会越多，政企关系趋向复杂，腐败的可能性或越高；另一方面，伴随腐败带来的利益固化，地方官员放松审批管制的动力将减弱，地区腐败有可能会反向作用并强化行政审批行为。行政审批与腐败或存在逆向因果关系，故此，行政审批制度改革不仅应当成为降低交易成本、释放改革红利的先导，也应重视探寻抑制内部腐败、塑造新型政商关系的路径。

她不知道自己为什么要这样问，她分明亲眼看到钱包安全地回到了他手上。一会罗漠的短信回过来，收到了，照片保存得很好，谢谢你。

此外，为控制不可观察的地区特征因素对腐败的影响，上述计量模型中均加入了地区固定效应fi；另考虑现实世界中，地区腐败往往会受宏观经济走势、国家改革政策等随时间发生变化因素的影响，估计模型(1)时还增加了时间效应因子et，εit为随机残差项。为了控制数据量纲上的差异和异方差，分析前对相关变量进行了自然对数处理。以上变量的详细界定及描述性统计见表1。

本文结构安排如下：首先对主要的文献进行综述，同时基于政府规制的相关理论阐释行政审批影响地区腐败的内在逻辑，然后进行综合研究设计及方法说明，最后对实证研究结果进行分析，得出研究结论与政策启示。

二、理论背景与假说

(一)腐败理论研究简述

长期以来，中国实施典型的政府主导型经济发展模式[21]，传统计划经济的痕迹在不少领域十分鲜明，这不仅为地方政府掌控地区经济提供了强大的物质基础，同时也为地方官员的寻租腐败行为提供了“土壤”。 迄今为止，中国各级政府依然垄断了大量市场资源配置，保留着广泛的行业准入审批和限制，以及对企业经营活动的管制和干预，政府管制和审批制度给予官员索要和收受贿赂的机会，从而增大了腐败滋生的空间[22]。尽管近年来随着经济体制改革的需要，各级政府掌握的资源配置权在不断下放，但对市场的不当干预和过度管制始终延续[23]，换言之，地方政府依靠行政垄断权力牢牢掌握着关系地区经济发展的关键性生产要素，如项目配套资金、土地审批、财政补贴、税收减免、劳动力政策等。在各个地区，一些掌握开发、建设、投资审批权和税费征收权等行政权力的政府部门通常会获得企业的青睐，也随即诱发了现实世界中频发的商业贿赂及腐败行为。

从20纪90年代起，学者们进行了大量的实证分析，以期探索腐败发生成因和决定因素，研究发现，市场竞争[5]、财政分权[6]、经济自由度[7]、人力资本[8]、政府规模[9]会在不同程度上对地区腐败产生影响，而市场经济体制结构和行政垄断对腐败的隐性作用不容忽视[10]，打击腐败需要充分考虑市场手段以及内、外部监管。近年来，越来越多的研究者应用系统的实证分析集中关注中国本土情境下的地区腐败问题，并提出了若干治理策略。譬如，杨灿明、赵福军的研究发现，行政腐败降低了国家经济增长率且导致公共支出占GDP的比重上升[11]；吴一平探讨了市场化对地区腐败的作用，发现腐败程度与经济增长之间呈现倒U形关系，腐败对于市场化程度较高的东部地区经济增长的正面影响弱于中西部地区[12]；杨飞虎利用中国1980-2008年间的数据，建立了一个包含经济增长、公共投资与腐败关系的联立方程，结果发现，中国公共投资领域腐败与经济增长之间存在着库兹涅茨曲线效应，国内腐败度已接近拐点水平[13]；刘泽照基于1999-2012年中国省级面板数据探讨政府审计对腐败的影响，结论是审计整改绩效与地区腐败具有交互作用[14]，等等。

同时，立足寻租经济学的角度，腐败被视为一种典型的寻租行为。在寻租过程中，政府部门不仅是一个“捕获”的对象，它也有主动创租的动力[15]，通过行政干预及行政垄断的手段增加本部门、本地区企业的收益，并从中获取部分租金，其间以各类行政审批为代表的政府管制扮演着重要角色。对于转型期国家而言，这一腐败形式造成的隐性经济损失不可低估，相关的跨国研究丰富了该领域的认知。Djankov, S.曾以全球85个国家的公司申请成立数据进行实证研究，发现准入管制(regulation of entry)严重的国家其腐败程度与“地下灰色经济”同样十分严重[16]；Dreher and Gassebner利用43个国家经济体数据，发现腐败对准入管制具有显著相关性[17]；Vial and Hanoteau采集了印度尼西亚的大样本微观数据，证实了公司依靠贿赂政府部门降低管制限制的“便利效应”[18]；此外，“更多行政管制意味更多腐败”的理论预设得到诸多研究者的认同及验证[19](Berga, Jiangb & Lin; Wienekea & Gries)。基于此，对于反击腐败的治理策略，国内外众多的研究指向了现代市场体系建设及制度优化，认为这样有利于最大程度减少公共权力寻租的可能性空间，如Cheng & Sun借助智利的经济改革实验，做出了“健全市场结构是国家反腐有效路径”的结论[20]。

(二)行政审批与研究假设

一直以来，腐败与反腐是国际社会关注的重点议题，各国政府普遍倾向将打击腐败、创造清明行政环境作为政府施政的重要目标。通常意义上的腐败主要指政治领域的腐败，即国家工作人员利用公共权力谋取私利[1]，而一个国家的经济、政治以及制度结构对腐败的影响被广泛强调。依据制度经济学理论，腐败被视为特权和市场机制扭曲的必然产物[2]，政府对经济活动的过度干预和超限裁量权创造了权力“寻租”(rent-seeking)、公权滥用的巨大机会[3]。尽管早期出现的“腐败有利于经济增长，可以减少公共管理中的无效率”等观点得到少数学者的认同[4]，但更多的跨国证据表明，腐败会带来更严重的官僚主义，对地区经济发展、社会稳定、政府行政带来损害，其中最直接的影响则是经济支出配置的扭曲和公共财政资源的浪费[1]。

近年来，企业向官员行贿抑或官员向企业索贿，似成媒体爆料的常见之作，也成为各级纪检监察部门查办腐败案件来源的“重灾区”。譬如，已落马服刑的前国家发改委副主任刘铁男巨额经济受贿案，国家能源局煤炭司原副司长魏鹏远依借审批受贿索贿逾亿元大案，河南省连续4任交通厅厅长“前赴后继”落马事件，原南京市市长季建业严重违纪违法案件，山西吕梁副市长张中生亿元贿款案，等等。据事后检方指控，上述当事人均曾利用手中掌握的特定审批权力为上市公司或地区重点企业提供经营便利并从中收取大量贿金，而地方官员因行政审批东窗事发的腐败案件更是层出不穷，且涉案金额越来越触目惊心，不仅涵盖发改、财政、税收、国土、环保等执行审批的传统核心机要部门，也逐步向教育、科技、卫生、民政等机构延伸。事实上，在转轨经济体制背景下，以行政审批为代表的政府管制行为是地区腐败的重要来源，而来自制度化水平相对较低的发展中国家的经验事实尤为突出，这表现为企业为获取稀缺性经济资源会主动向政府官员支付行贿税及“公关成本”，政府官员也可能利用手中的审批权力主动设租以谋取部门及个人私利。研究和实践表明，官员与企业的上述合谋 (collusion) 行为不仅有损社会福利，也对社会稳定造成巨大危害[24]。

行政审批作为政府管制的一种手段，一直以来被不同制度国家普遍使用。在中国，行政审批一般被认为是行政机关依法对申请人进行受益的行为[25]，被赋予经济性和社会性的管理功能。自2004年《行政许可法》颁布实施后，国务院将行政审批分为行政许可项目和非行政许可项目，而在地方政府文件中还通常包括了一些日常管理项目和行政给付，同一个政府机构内也可能存在多项不同类别的审批项目，且经济类审批项目总体上多于社会类审批项目。尽管最近十余年中国先后进行了六轮大规模的行政审批改革，但名目繁多的审批项目依然占据不同层级政府的日常管理序列，并分布在职能屡有交叉、“条块分割”明显的政府管理部门。据统计，1999年初至2014年5月，中央政府机构共出现过3 937项不同的行政审批项目，而省级以下政府行政审批项目则远甚于此，其间总数出现了反复[26]。在此整体制度背景下，企业生产经营面临多样的审批事项，且部分事项程序繁琐、时限冗长，多头审批、联合会签等臃肿现象极为普遍。即使国务院先后取消、下放、调整了一大批行政审批项目，但地方实践中往往仍会以“备案、登记、核备”等形式变相审批出现，且名目似有过之而无不及。研究表明，上述状况不仅增加了企业的营商成本，更导致不少企业为绕过管制和审查，主动借助寻租活动推进审批，致使权力滥用、权钱交易、官商勾结等腐败现象时有发生[27]。

小肠胰蛋白酶、糜蛋白酶是日粮蛋白质的主要分解酶。本试验TMR组母羊的日粮蛋白水平高于NG组母羊，这是导致本试验结果TMR组母羊十二指肠胰蛋白酶和糜蛋白酶活性显著高于NG组母羊，空肠和回肠胰蛋白酶活性值略高于放牧母羊的主要原因。本试验结果与Mourot等（1979）和Simoes-Nunes（1986）一致。此外，本试验结果显示，十二指肠胰蛋白酶活性最高，其次空肠，最后是回肠。这些结果提示日粮蛋白质主要在小肠前段消化。

本文行政审批事项数据均通过检索官方网站，如政府门户网、中央及地方机构编制网、监察部门网、行政服务中心网等整理获取，以政府文件、政府令及函件为准；市场化程度指标数据来源于樊纲等编著的《中国市场化指数(2011)》，该书统计时间范围为1997-2009年，2009年之后数据我们采用指数平滑法，设置临近3年区间求平均值的方式处理，以获取2010-2012年数据。其他变量原始数据取自《中国统计年鉴》、《中国检察年鉴》、《新中国六十年统计资料汇编》、各省《国民经济和社会发展统计公报》、中经网统计数据库(Http://db.cei.gov.cn)及部分互联网检索。

(二)数据来源

总之，在我国由传统计划经济向市场经济转轨过程中，政府行政审批扮演着特殊角色，当管理机制不够科学稳健时，行政审批导致政企关系扭曲化的程度往往会越严重，进而为地方官员利用公权攫取寻租收益提供空间。行政审批关系反映了地方政府对企业较强的外部干预能力，人为过度管制与政企不分，为地方官员腐败行为的频发提供了现实机会；另一方面，腐败巨额利益的不正当获取反过来也可能对行政审批自身构成一定强化和权力延伸，对此本文期望通过实证的研究方法探寻上述关联背后的作用机制。

枸杞盐析蛋白质含量采用考马斯亮蓝法测定[11]。每个样重复三次。用牛血清白蛋白配置标准液，在波长595nm处测得吸光值，绘制标准曲线，通过标准曲线得到不同饱和度盐析得到的蛋白样品的蛋白含量。

三、计量模型、变量及数据说明

(一)模型构建与变量说明

(三)平稳性检验

loc_corrpit=λ0+λ1adm_E&Ait+

(1)

在上式中，λ0代表各省(区)固定截面效应；因变量loc_corrpit表示第i省第t年的官员腐败程度，为客观体现腐败测量数据的连续性和分类可加特性，本文借鉴周黎安[9]和吴一平[12]等人的处理方法，在剔除地区人口增长和人口规模对腐败发生率的实质影响之后，采用每万名公职人员中的腐败立案件数作为测量实际腐败发生程度的指标变量*根据中国检察年鉴，按照当前我国对于腐败犯罪的界定和腐败行为的分类，依次将年度官员贪污贿赂立案、渎职与挪用公款立案、腐败侵权立案等进行加总。需要说明的是，使用该替代方法数据反映的只是当年已被检察机关依法立案查处的腐败案件，而不能包括已经发生、但未被发现及正调查中的腐败现象，因此，并不能完全代表地区的腐败状况。；解释变量adm_E&Ait表示第i地区第t期行政审批项目总量并经以上相同人口基数处理。同时，依据Svensson[29]、周黎安[9]、倪星[30]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(Ave_GDP)、政府规模(Gov_size)、财政分权(FD)、公务员工资(Wage)、教育人力资本(Edu)、经济开放度(Open)、市场化程度(Market)等变量构建整体控制变量集。其中，政府规模变量采用行政公职人员数量这一尺度，并对人口基数进行调整，换算成万人公职人员数；财政分权借鉴陈硕等人研究成果，利用地方政府预算收入占同期全国总预算收入比重来反映[31]；市场化程度采用由樊纲、王小鲁等人编著的《中国市场化指数》数据作为测量省际市场发育程度的参照标准；经济开放度是显著影响地区腐败程度的重要因素，这已在先验研究中得到了广泛验证，本文延用地区进出口总额占地区生产总值的比例作为替代变量并将其引入到预设的总体估计方程。

诚然，既有研究从转型经济、寻租、官僚体制、监督机制等不同维度探讨了公共部门官员腐败的诸多致因，取得了丰硕的研究成果，尤其中国本土经验为腐败问题研究提供了来自转型国家的丰富素材，然而，迄今鲜有学者基于市场转型背景实证检验行政审批对地区腐败的影响，该领域有待补充和完善。这为本文的考察分析提供了可能的研究方向。为了对以上判断提供更充分的经验证据，我们采用省级面板数据构建联立方程，利用广义系统矩估计方法(GMM)进行设计检验，这在一定程度上顾及可能的逆向因果关系对估计结果的有偏性影响，而使用面板数据也可以同时考虑各地区之间所考察变量的时间和空间变化的共同作用，从而使本研究结论更为稳健可靠。

表1　变量定义及基本统计特征

注：货币单位均根据《中国统计年鉴》折算以1978年为基准(元)，样本值缺失原因是相关统计来源无记录

①2004年7月1日《行政许可法》正式实施，各级政府行政审批以“行政许可事项”出现，该时段后本文亦以此为主要数据项目来源。

②限于数据可得性,各省区的教育人力资本测量数据来自国家第六次人口普查(2010年)和2005年全国1%人口抽样调查。该数据给出了各省份小学、初中、高中、大专以上学历占人口比重(分别以H1、H2、H3、H4代替),按照完成各学历的基本年限(分别为6年、9年、12年、16年)乘以比重得到该省份平均受教育年限,其中大专以上包括大专、本科和研究生学历,本文统一采用完成本科学历的4年表示,计算公式为:H=H1*6+H2*9+H3*12+H4*16。计算结果(西藏自治区暂缺)可向作者申请。

1）针对2月中下旬嫁接后，3月下旬或4月上旬萌芽展叶的苗木，要注意收听天气预报，如有倒春寒，要及时在倒春寒来临前用遮阳网苫盖苗木，以防受冻。

限于相关数据可及性，本文选取1999-2012年的中国分省动态面板数进行实证分析*相对于纯时间序列数据或纯横截面数据，面板数据计量模型通过对不同横截面单位不同时间观测值的结合，可以增加自由度，减少解释变量间的共线性影响，改进估计结果的有效性(Hsiao,2003)。面板数据模型分为：混合回归模型、固定效应模型和随机效应模型。在对本文模型的F统计量检验后，最终选择固定效应模型。固定效应模型旨在解决主体异质性问题，并消除遗漏变量带来的有偏估计。。之所以选择1999年为起始点，主要源于真正意义上的我国行政审批制度改革于这一年正式启动，而省级层面的行政许可事项公开性、规范性程度相对较好，有利于数据捕捉挖掘；同时数据收集过程中发现西藏自治区相关信息欠缺过多，分析效度无法保证，故以下研究对象均不包括该区内容。

笔者认为，现实中不当、扭曲的行政审批使政府职能错位，偏离了政府与企业间“服务与被服务”的理性关系，导致一系列非法交易成本和寻租成本的产生。当地方政府对企业行业准入、微观经营过程实施过度管制和行政审批时，会使地方官员手中拥有较大的“自由裁量权”，在缺乏有效的制度化水平背景下，极易引致不当的政企关系，诱发官员与企业间的“合谋交易”，进而导致大规模的隐性腐败。在该领域，来自跨国情境下一些转型经济体的研究成果也显现出类似的演化经验[28]，换言之，行政审批与公共部门人员腐败的关联超出了制度文化的界限，在不同国度似有相通之处，这一现象值得进一步挖掘探索。

综上所述，我们从理论上阐明了行政审批诱发官员腐败的制度演化逻辑及后果，为了进一步检验这一影响机理，本文建立如下面板数据回归模型：

为了避免产生伪回归问题，需要进行面板数据单位根检验以检测其平稳性，本文选择采用面板单位根检验中的LLC检验和Fisher-ADF检验。结果发现，除了Adm_e&a、FD、Open指标平稳外，其他变量均接受了“存在单位根”的原假设，属于非平稳序列。在此基础上，进一步对该序列进行一阶差分检验，检验值均拒绝了原假设，表明这些变量体现了平稳性。

四、实证分析及稳健性检验

(一)固定效应模型回归

（四）产品销售阶段财税激励政策作用。产品销售阶段企业必然要进行广告宣传和推广，这一阶段会产生大量的广告宣传费用。政府通过税收优惠政策等，允许企业对这部分费用进行加计扣除，可减少企业在这一阶段的成本消耗，让企业投入更多的财力到产品的研发阶段。同时，产品销售阶段，政府也可通过一定的举措帮企业开拓销售渠道，为企业扩展销路，如通过政策采购的方式，刺激产品的市场需求，带动购买。

目前，对于政府来说，最重要的是环境管理。随着时间的流逝，森林防火造林逐渐被提上议事日程，因此森林防火树造林的质量已成为人们关注的焦点。森林是地球的肺，因为它控制着整个地球的呼吸系统，与人们的健康息息相关。因此，植树造林在人们心中占有非常重的地位，对于森林防火也是一项比较重大的任务。

根据研究需要，本文构建了固定效应模型。经过Wald检验和Wooldridge检验后，发现该模型存在自相关和异方差，但均没有出现显著截面相关，因此本文采纳Driscoll的建议，对固定效应模型进行修正，以保证结果的稳健性。表2列出了基于修正后回归方程(1)的估计结果。在列(1)中，行政审批变量(Adm_E&A)的估计系数为4.6391，且在1%的水平上显著，初步表明，行政审批与地区腐败程度存在同向变化关系，行政审批项目越来越多，地区官员腐败程度越高，这与前文的理论一致。列(2)在列(1)基础上控制了实际人均产出(Ave_GDP)、财政分权(FD)、政府规模(Gov_size)、公务员工资(Wage)、教育人力资本(Edu)、经济开放度(Open)、市场化程度(Market)等变量，结果发现Adm_E&A的估计系数变为4.277，且在5%的水平上显著，这进一步表明，行政审批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，该结果与预期相符。为了避免因变量和解释变量有可能在同期相关而影响计量结果，我们在列(3)中取核心解释变量Adm_E&A的滞后1期再次带入模型进行估算，结果发现行政审批的估计系数显著大于0，即上述行政审批正向作用地区腐败的结论仍然成立。若以列(2)为例进行测算，行政审批(Adm_E&A)每增加1个标准差，将导致地区腐败水平增加0.173个标准差*由表1描述统计结果，行政审批变量(Adm_E&A)的标准差是0.329，地区腐败变量(loc_corrp)的标准差是8.134，表2第2列固定效应回归处理后的估计系数是4.277，从而根据统计原理1个标准差单位的行政审批变量的增加，将带来地区腐败增加[(0.329×4.277) ÷8.134]=0.173个标准差。下同。。此外，列(2)、列(3)的估计结果显示，市场化变量(Market)的估计系数均为负，且具有统计意义上的显著性，这可解释为市场化程度高的地区，政府履责和行政透明度或有更优良的表现，有利于促进违规事件和寻租腐败现象的减少，这与以往一些研究成果一致。

表2　固定效应模型回归结果

注：(1)***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著，括号内为P值；(2)本表模型均采用固定效应模型(FE)估计且控制了年度固定效应和地区固定效应

(二)联立方程组估计

根据上文分析，在行政审批对地区腐败产生影响时，地区腐败有可能也会对行政审批产生反向作用，即越是腐败比较严重的地区，为了维持行政审批背后的垄断权力与衍生的灰色经济利益，地方官员往往会施加主动寻租行为、人为地强化行政审批乃至通过积极干预变相增加审批事项，这种逆向因果关系有可能影响方程(1)式的估计结果。为了处理此类内生性问题，本文进一步构建如下的面板数据联立方程组，以期更好地反映研究变量之间的深层关系，变量定义同(1)式：

(2)

以下使用系统矩估计法(GMM)对联立方程组(2)进行估计，统计结果见表3。根据表3列(1)和列(2)中的结果，行政审批与腐败变量的回归系数均呈现显著性，即行政审批在对地区腐败产生正向影响的同时，地区腐败也同时对行政审批产生了显著影响，二者之间的影响是相互的。列(3)和列(4)在列(1)和列(2)的基础上进一步控制了实际人均产出(Ave_GDP)、财政分权(FD)、政府规模(Gov_size)、公务员工资(Wage)、教育人力资本(Edu)、经济开放度(Open)、市场化程度(Market)等变量，结果显示地区腐败(loc_corrp)与行政审批(Adm_E&A)的相互影响并没有因加入控制变量而出现减弱效应。通过对比表3列(3)与表2列(2)的估计结果，发现当不考虑内生性问题时行政审批变量的估计系数为4.277，而当使用面板联立方程组控制内生性问题后行政审批变量的估计系数降至0.3927，且统计上依旧显著。这一结果表明，联立方程组的估计结果佐证了腐败对于行政审批反向作用的理论假说，而若不考虑逆向因果性对估计结果的作用，将会高估行政审批对地区腐败的影响。此外，当采用滞后两期的腐败程度作为当年腐败程度的工具变量并使用GMM法重新估计表3中的模型时，发现以上所获得的结论仍成立。这表明估计结果具有稳健性。同时，列(3)中市场化变量(Market)的估计系数仍显著为负(在5%水平上)，这与表2利用固定效应模型所得估计结果相一致。若以列(3)结果进一步测算后可以发现，行政审批每增加1个标准差，将导致地区腐败程度增加0.016个标准差。以上结论进一步表明，行政审批越严重，地区腐败程度越高，而腐败的蔓延也反向强化了地区行政审批的扩展。

三是对于转基因食品方面，2007年12月《新资源食品管理办法》的施行，废除了原来的《转基因食品卫生管理办法》，而《新资源食品管理办法》规定的新资源食品包括了对转基因的管理，但是更侧重的是无食用习惯的原料和产品。2007年8月，发布并于2009年10月最终修改通过的《食品标识管理规定》，是转基因产品标识立法中的重要部门规章，该法对我国食品标识的内容、标注方式及法律责任做出了明确规定，并于第十六条特别强调，食品属于转基因食品或者含法定转基因原料的，应当在其标识上标注中文说明。

表3　面板联立方程估计结果

注：(1)***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著，括号内为P值；(2)本表模型采用GMM法进行估计，取腐败内生变量的滞后1期作为工具变量；(3)模型控制了年度固定效应和地区固定效应，并且均通过了识别不足检验 (Under-identification test) 、弱工具变量检验 (Weak identification test) 及过度识别检验 (Sargan statistic)

需要说明的是，对于腐败的测量本身是一件困难的工作，国内外学界在客观度量指标上也一直存有争议。本文为降低实证检验结果可能因指标度量方式带来的偏差，采取进一步增设新的度量指标再次检验研究结果的稳健性。前文用“每万人公职人员中腐败案立案件数”来度量腐败程度是基于腐败频率角度，这也是目前国内外文献中常用的客观度量方法[6][12][32]。 此外，从严重性角度度量腐败程度也是一种研究思路，本文借鉴Fan等[33]人做法，从政府审计的角度获取有关数据，《中国审计年鉴》中记录了分地区违纪金额数据，而违纪金额中包含贪污挪用公款等腐败问题，用违纪金额与GDP的比值可以度量腐败程度。按照该思路设置变量重新进行计量检验，结果显示以政府审计度量的腐败程度指标与行政审批之间仍然存在显著的正向关系，与前文研究结论一致，但显著性水平有所降低(10%水平)，这或与审计年鉴中统计的违纪金额有关。综合以上分析结果，可以对保障本文研究的稳健性提供进一步支持*限于版面限制，相关表格此处略去。。

“你好。”她说，带有欢快的语气。我转过身的时候看见了她向我伸出的瘦削的手，我迟疑了一下，轻轻握了一下她的手，冰凉冰凉的。抬头的时候，很惊奇地，看见她戴着一副墨镜。很少看见过有人在室内戴墨镜。我盯着她的眼睛看的时候发现她很不自然地躲过我的目光，才发觉自己失礼。我点头致歉，然后转身打开门，关门的时候，再次对她点点头。

五、结语

在中国政府主导型经济发展模式下，行政审批扮演着公共部门对市场甚至社会生活施加管制的重要角色，现实中衍生出一系列寻租腐败问题，探寻二者间的潜在关系具有典型政策价值。基于此，本文立足1999-2012年中国省级层面的动态面板数据，研究了行政审批与地区腐败之间的影响机制。研究表明：行政审批项目越来越多，地区腐败程度越高；以审批事项度量的行政审批每增加1个标准差，将导致地区腐败增加0.173个标准差，这一结果对于发掘行政审批与腐败关联提供了一定经验证据。当进一步依托联立方程组考察地区腐败对行政审批的逆向作用时，结果发现二者互为因果关系，若不考虑地区腐败对行政审批的反向影响，则会得出有偏误的估计系数；同时，基于联立方程组在控制地区腐败对行政审批的逆向因果影响后，检验表明，行政审批程度每增加1个标准差，将导致地区腐败增加0.016个标准差，这进一步验证了本文观点假设。

本文研究结论证实了行政审批与地区腐败间的交互影响作用，对于研究中国行政审批制度和腐败问题具有启示意义。在当前经济体制转轨不彻底的现实背景下，地方官员普遍存在着干预或管制地方经济的显性激励，这客观上必然会拉近地方政府与当地企业之间的“距离”，为内部寻租提供了机会，相对于市场失灵而言，地区腐败一定程度上反映的是政府失灵，折射出政府在微观经济活动中的管理方式不当。实践表明，地区腐败的发生伴有一定的制度根源，反腐还须从健全制度上着力，行政审批制度自身存在的“缺陷”不可低估。换言之，现行的行政审批制度是政企关系扭曲与地区腐败的重要体制性因素，而腐败反过来又充当着激发地方审批扩张的隐性动力。故此，应进一步深化行政审批制度改革，尤其要高度重视依靠现代法治手段约束地方政府干预经济活动的范围和权限，加快形成法定审批要目、责任清单规范，不断消除“审批黑洞”的体制性障碍。当前，中央政府在全国范围内正大力推进的新一轮行政审批改革，逐渐完善、健全行政审批制度。

最后需要特别强调的是，受限于腐败水平的测量方式和省际行政审批活动的多源性，本文依托静态数据研究二者之间的作用机制，难免具有一定的欠缺和不足，容易忽视地区制度差异和隐性腐败问题背后带来的影响，无法全面反映地区腐败与行政审批的全部脉络，故本文的计量实证分析仍是初步的，但也为今后进一步的探索预留了空间。

参考文献：

[1]Bardhan, P.. “Corruption and Development: A Review of Issues”, Journal of Economic Literature, 1997, 35(3): 320-1346.

[2]Shleifer, A. and Vishny, R.. “Corruption”, Quarterly Journal of Economics, 1993, 108(3):599-617.

[3]Sun,G., Lu, M., Zhang, J.P.. “Anti-corruption, Market Construction and Economic Growth”, China Economic Quarterly, 2005,4(10).1-22.

[4]Egger, Peter, Winner, Hannes. “Evidence on Corruption as an incentive for Foreign Direct Investment”, European Journal of Political Economy, 2005, 21(4).932-952.

[5]Ades, A., Di Tella, R..“Rent, competition, and corruption”， American Economic Review, 1999, 89:982-993.

[6]Fisman, R., Gatti, R.. “Decentralization and Corruption: Evidence across Countries”， Journal of Public Economics, 2002.83(3):325-345.

[7]Bruenett, A., & Weder, B.. “ A free press is bad news for corruption”， Journal of Public Economics, 2003,87.1801-1824

[8]Glaeser, E., & Saks, R.. “Corruption in America”， Journal of Public Economics, 2006,90.1053-1072.

[9]周黎安、陶婧：《政府规模、市场化与地区腐败问题研究》，载《经济研究》2009 年第 1 期。

[10]过勇、胡鞍钢：《行政垄断、寻租与腐败——转型经济的腐败机理分析》，载《经济社会体制比较》2003年第 2 期。

[11]杨灿明、赵福军：《行政腐败的宏观经济学分析》，载《经济研究》2004 年第 9 期。

[12]吴一平、芮萌：《地区腐败、市场化与中国经济增长》，载《管理世界》2010 年第 11 期。

[13]杨飞虎：《公共投资中的腐败问题与经济增长——基于中国 1980～2008 年的实证分析》，载《经济管理》2011 年第 8 期。

[14]刘泽照、梁斌：《政府审计可以抑制腐败吗——基于 1999-2012 年中国省级面板数据的检验》，载《上海财经大学学报》2015 年第 1 期。

[15]贺卫：《寻租经济学》，北京：中国发展出版社1999 年版。

[16]Djankov, S., Porta, L., Lopez-De-Silanes, R., F, & Shleifer, A.. “The regulation of entry”，Journal of Economics, 2002. 118(1), 1-37

[17]Dreher A., Gassebner M.. “Greasing the wheels? The impact of regulations and corruption on firm entry”，Public Choice. 2013.155,413-432.

[18]Vial, V., & Hanoteau, J.. “Corruption, manufacturing plant growth, and the Asian paradox: Indonesian Evidence”，World Development, 2010, 38(5), 693-705.

[19]Berga, S. V., Jiangb, L. & Lin, C.. “Regulation and corporate corruption: New evidence from the telecom Sector” ， Journal of Comparative Economics, 2012. 40, 22-43.

[20]Cheng, B.K., Sun, X.T.. “Market Reform Reduces Corruption: the Experience of Chile’s Reform and Its Inspiration in China”， Journal of Beijing Administrative College, 2006.6:23-26.

[21]郁建兴、高翔：《地方发展型政府的行为逻辑及制度基础》，载《中国社会科学》2012年第5期。

[22]周黎安：《转型中的地方政府：官员激励与治理》，上海：格致出版社、上海人民出版社2008年版。

[23]邵传林、窦维国：《金融市场化进程区域差异的新政治经济学解释》，载《财经论丛》2014 年第10期。

[24]乔尔·赫尔曼,马克·施克曼：《转轨国家的政府干预、腐败与政府被控》，载《经济社会体制比较》2002年第5期。

[25]傅思明：《行政审批制度改革与法制化》，北京：中共中央党校出版社2003 年版。

[26]陈天详、李倩婷：《从行政审批制度改革变迁透视中国政府职能转变——基于 1999-2014 年的数据分析》，载《中山大学学报(社会科学版)》2015 年第2期。

[27]Cai H., Fang H., Xu LC.. “Eat，Drink，Firms and Government: An Investigation of Corruption fromEntertainment and Travel Costs of Chinese Firms”， Journal of Law and Economics, 2011, 54(1):55-78.

[28]Gordon, S. C., & Hafer, C.. “Flexing muscle: Corporate political expenditures as signals to the bureaucracy”，American Political Science Review, 2005,99, 245-261.

[29]Svensson J.. “Eight Questions about Corruption”，Journal of Economic Perspectives, 2005, 19(3):19-42.

[30]倪星、陈珊珊：《经济结构、制度安排与地区腐败——基于副省级城市 2000—2010 年的数据分析》，载《中山大学学报(社会科学版)》2013 年第 6 期。

[31]陈硕、高琳：《央地关系/财政分权度量及作用机制再评估》，载《管理世界》2012 年第 6 期。

[32]Monte, A. D., & Papagni, E.. “Public expenditure, corruption, and economic growth: the case of Italy”, European Journal of Political Economy, 2001.17(1), 1-16.

[33]Fan C S, Lin C, Treisman D.. “Political decentralization and corruption: Evidence from around the world”， Journal of Public Economics, 2009, 93(1): 14-34.

责任编辑胡章成

Correlations between Administrative Examination & Approval and Regional Corruption——An Empirical Analysis at the Chinese Provincial Level

LIU Ze-zhao

(SchoolofPublicPolicy&Administration,Xi’anJiaotongUniversity,Xi’an710049,China)

Abstract:The paper uses the provincial panel data in China from 1999 to 2012 to conduct an empirical test and investigate the effect of administrative examination & approval at regional corruption level. Results show that it has two-way interaction between administrative examination & approval and regional corruption level. The upward degree of administrative examination & approval for every one standard deviation will lead to 0.016 standard deviations of regional corruption. Meanwhile, corruption also occurs for the reverse effect and adds the difficulty of approval abatement. Therefore, the Chinese government needs to make greater efforts to move administrative examination & approval reform and correct distortion of the relationship within, so that it could maximize the elimination on the space and opportunity of rent-seeking corruption.

Key words:administrative examination & approval; regional corruption; panel data

中图分类号：F127

文献标识码：A

文章编号：1671-7023(2016)02-0099-08

收稿日期：2015-11-16

基金项目：国家自然科学基金(71573204)

作者简介：刘泽照，统计师，西安交通大学公共政策与管理学院博士生，研究方向为公共经济、政府规制与风险治理。