黃欣榮，陳衛(wèi)東，劉洪鐸

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

一、引 言

現(xiàn)階段中國(guó)正處于體制轉(zhuǎn)軌、社會(huì)轉(zhuǎn)型的特定歷史時(shí)期，在此過(guò)程腐敗呈現(xiàn)階段性頻發(fā)、高發(fā)的特點(diǎn)，正因?yàn)榇耍绾畏e極有效地防治腐敗成為了一項(xiàng)日益緊迫和重要的議題。盡管中國(guó)政府長(zhǎng)期以來(lái)致力于廉政建設(shè)并在近年來(lái)取得一定的突破，但從整個(gè)中國(guó)社會(huì)絕大多數(shù)階層的反映來(lái)看，當(dāng)前的腐敗現(xiàn)狀仍然不盡如人意，政府當(dāng)局的反腐敗工作依然任重道遠(yuǎn)。據(jù)透明國(guó)際（Transparency International）、政治風(fēng)險(xiǎn)服務(wù)集團(tuán)（Political Risk Service Group）等一些專業(yè)性國(guó)際組織定期公布的數(shù)據(jù)指標(biāo)顯示，在歷年來(lái)接受調(diào)查的國(guó)家或地區(qū)當(dāng)中，中國(guó)的腐敗指數(shù)得分一直偏低，且排名遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于發(fā)達(dá)國(guó)家乃至一些同等發(fā)展水平國(guó)家。

中國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)界對(duì)腐敗問(wèn)題的關(guān)注由來(lái)已久，并由此涌現(xiàn)了一批探討腐敗的影響因素及其治理問(wèn)題的文獻(xiàn)。［1-4］本文立足于既有的研究基礎(chǔ)，旨在探討轉(zhuǎn)軌時(shí)期中國(guó)的金融深化對(duì)地區(qū)腐敗的影響。就筆者掌握的文獻(xiàn)來(lái)看，與本文相關(guān)的研究至少存在以下三個(gè)方面的不足：第一，探討金融與腐敗的文獻(xiàn)雖可謂汗牛充棟，但系統(tǒng)細(xì)致地考察金融深化對(duì)腐敗影響的文獻(xiàn)卻不多見（當(dāng)然Altunbas and Thornton是個(gè)例外①Altunbas and Thornton（2012）以銀行對(duì)私人部門的授信占GDP的比重作為一國(guó)金融發(fā)展程度的衡量指標(biāo)，在控制了內(nèi)生性問(wèn)題后基于跨國(guó)樣本的實(shí)證研究表明，金融發(fā)展對(duì)一國(guó)腐敗的降低具有正面的效應(yīng)。參見：Y.Altunbas，J.Thornton.Does financial development reduce corruption？［J］.Economics Letters，2012（2）：221-223.），部分文獻(xiàn)即便有所涉及也往往流于表面；第二，部分文獻(xiàn)囿于規(guī)范分析或模型求解，缺乏經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支撐，顯然削弱了這些研究的說(shuō)服力；第三，盡管Altunbas and Thornton曾正面探討了金融發(fā)展對(duì)腐敗的影響［5］221-223，但對(duì)于前者之于后者的具體作用機(jī)制卻語(yǔ)焉不詳。

在現(xiàn)代金融發(fā)展理論中，金融被視為經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的核心，其在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)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(guò)以下途徑影響地區(qū)腐?。浩湟?，發(fā)展中國(guó)家或轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體普遍存在金融壓抑現(xiàn)象［6］，這意味著，在自身資源受約束的條件下，如果企業(yè)對(duì)外部性資金存在需求的話，此時(shí)通過(guò)正規(guī)借貸渠道容易陷入融資難的困境，這客觀上為腐敗問(wèn)題的滋生埋下了伏筆。對(duì)企業(yè)而言，為化解融資難問(wèn)題，可能會(huì)鋌而走險(xiǎn)賄賂金融系統(tǒng)的官員以獲得借貸資金，反過(guò)來(lái)相關(guān)官員則可能在此過(guò)程中借機(jī)恃權(quán)尋租，上述兩方面的因素共同誘致了腐敗現(xiàn)象的產(chǎn)生。隨著金融發(fā)展的深化，正規(guī)信貸渠道得以暢通，使得企業(yè)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(wèn)題的出現(xiàn)。其二，隨著金融發(fā)展的深化，金融監(jiān)管體系日臻成熟，譬如反洗錢機(jī)制等一系列制度建設(shè)的完善及創(chuàng)新將使得從事腐敗活動(dòng)的成本上升，從而對(duì)腐敗現(xiàn)象構(gòu)成威懾和抑制作用。

在下文中，我們擬構(gòu)建一個(gè)數(shù)理模型，從理論上闡述金融深化有助于降低腐敗的作用機(jī)制，在此基礎(chǔ)上以1998～2006年中國(guó)31個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)為樣本，系統(tǒng)考察金融深化對(duì)地區(qū)腐敗的影響，最后給出全文的結(jié)論及政策性蘊(yùn)涵。本文的研究不僅有助于從理論上更好地梳理金融發(fā)展對(duì)腐敗的作用機(jī)制，而且對(duì)繼續(xù)推進(jìn)我國(guó)的金融發(fā)展進(jìn)程和反腐倡廉建設(shè)，以提高政府良治（Good Governance）也具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、理論模型

出于行文簡(jiǎn)潔起見，我們僅考慮一個(gè)存在企業(yè)和政府的兩部門經(jīng)濟(jì)體。首先將這個(gè)經(jīng)濟(jì)體的人口標(biāo)準(zhǔn)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(shù)。假定企業(yè)同時(shí)擁有勞力L、資本K兩種投入生產(chǎn)要素，且遵循Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)和規(guī)模報(bào)酬不變范式，我們便可以得到如下的生產(chǎn)函數(shù)表達(dá)式：

上式中，A表示全要素生產(chǎn)率，α為投入生產(chǎn)要素對(duì)產(chǎn)出的彈性系數(shù)。假定企業(yè)的資本存量均來(lái)自向金融部門借貸得到的資金且借貸的目標(biāo)值為l，事實(shí)上，在借貸過(guò)程中由于存在金融摩擦（Financial Friction）或面臨被敲竹杠（Hold-up）等風(fēng)險(xiǎn)，企業(yè)為消除這些風(fēng)險(xiǎn)需要付出部分成本，折去這些成本企業(yè)的實(shí)際借貸所得將低于目標(biāo)值l，對(duì)此我們引入?yún)?shù)θ（θ∈（0，1）），以θl來(lái)表示企業(yè)的實(shí)際借貸額度。直覺(jué)上，θ度量了企業(yè)借貸的難易程度，從另一個(gè)角度也可以視為對(duì)金融深化的一種衡量。將K替換為θl，從而式（1）可重寫為：

現(xiàn)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(wù)及發(fā)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(wù)的支出是企業(yè)產(chǎn)出的一個(gè)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(lái)自對(duì)企業(yè)的課稅τYt（τ表示稅率，τ∈（0，1））及發(fā)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(shí)際可用的公共資金就只剩下（1-λ）τYt。綜上，政府的預(yù)算約束

可以表示為：

由式（3）進(jìn)一步變形和整理得到：

根據(jù)鏈?zhǔn)椒▌t對(duì)上式進(jìn)行偏導(dǎo)可得：

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

金融深化與地區(qū)腐敗負(fù)相關(guān)，金融發(fā)展進(jìn)程的深化對(duì)地區(qū)腐敗程度的降低具有促進(jìn)作用。

三、經(jīng)驗(yàn)分析

（一）計(jì)量模型

我們?cè)O(shè)定了如式（6）所示的計(jì)量模型，以驗(yàn)證上一節(jié)推導(dǎo)得到的理論命題。

其中，下標(biāo)i、t各自表示地區(qū)和年份，Ln（corruptionit）表示腐敗程度的對(duì)數(shù)值，fin表示金融深化變量，X是一組控制變量，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。按照上面的理論分析，待估系數(shù)β1 預(yù)期顯著為負(fù)。

（二）變量的構(gòu)造和數(shù)據(jù)來(lái)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(duì)其加以準(zhǔn)確度量是相關(guān)研究的重點(diǎn)和難點(diǎn)。目前對(duì)腐敗的度量主要涉及兩類指標(biāo)：一是主觀性指標(biāo)。這一類指標(biāo)主要建立在對(duì)個(gè)人、家庭和企業(yè)的調(diào)查信息及專家評(píng)估的基礎(chǔ)上，多見諸于跨國(guó)研究中。其中較具代表性的有透明國(guó)際公布的腐敗感知指數(shù)（CPI）和行賄感知指數(shù)（BPI），歐洲《商業(yè)環(huán)境與企業(yè)運(yùn)行調(diào)查報(bào)告》（BEEPS）的行政腐敗指數(shù)（ACI）、世界銀行的國(guó)家俘獲指數(shù)（SCI）和世界銀行研究所（WBI）的腐敗控制指數(shù)（CCI），以及政治風(fēng)險(xiǎn)服務(wù)集團(tuán)發(fā)布的《國(guó)際國(guó)別風(fēng)險(xiǎn)指南》（ICRG）和世界經(jīng)濟(jì)論壇（WEF）發(fā)布的《世界競(jìng)爭(zhēng)力報(bào)告》中囊括的腐敗評(píng)價(jià)指數(shù)等。①關(guān)于這些指標(biāo)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(biāo)。主要是基于國(guó)家司法機(jī)關(guān)所偵查的腐敗人員、案件等數(shù)據(jù)來(lái)構(gòu)建衡量地區(qū)腐敗程度的指標(biāo)，F(xiàn)isman and Gatti等學(xué)者正是借助這一類指標(biāo)研究了美國(guó)州際的腐敗問(wèn)題，［8］這種方法由于數(shù)據(jù)的易得性而被國(guó)內(nèi)的研究文獻(xiàn)所廣泛采納。［9-10］同樣基于省際層面數(shù)據(jù)的可得性考慮，本文采用人民檢察院每年立案?jìng)刹斓呢澪圪V賂、瀆職案件數(shù)與公職人員數(shù)的占比（件/千人）這一指標(biāo)來(lái)表征中國(guó)各省市的腐敗程度。②借鑒陳剛等的《腐敗與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：實(shí)證主義的視角》一文的做法，公職人員數(shù)采用公共管理和社會(huì)組織就業(yè)人數(shù)近似表示。有一點(diǎn)需要強(qiáng)調(diào)的是，客觀性指標(biāo)僅僅反映了已公開的腐敗案件，而無(wú)法觸及已然發(fā)生但尚未披露的腐敗行為，因此低估腐敗現(xiàn)狀在所難免，但是除此之外我們已經(jīng)找不到更好的衡量指標(biāo)了。在圖1中，我們分別繪制了本文采用的衡量指標(biāo)（圖中標(biāo)記為CASES）、透明國(guó)際和政治風(fēng)險(xiǎn)服務(wù)集團(tuán)各自公布的中國(guó)歷年腐敗指數(shù)的變化情況。經(jīng)觀察可以發(fā)現(xiàn)，這三個(gè)指標(biāo)所勾勒的腐敗走勢(shì)大致相同，在1998～2008年期間，中國(guó)整體的腐敗水平經(jīng)歷了一個(gè)先惡化后略微有所緩和的演變階段。

2.金融深化的測(cè)度。金融發(fā)展指標(biāo)種類繁多，如M2/GDP、金融發(fā)展指數(shù)等，這些指標(biāo)從不同的角度反映了一國(guó)的金融發(fā)展?fàn)顩r。國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)多采用信貸規(guī)模/GDP這一指標(biāo)來(lái)反映省級(jí)層面的金融發(fā)展水平，但劉斌等認(rèn)為，對(duì)于中國(guó)這樣一個(gè)存在信貸配給的國(guó)家而言，采用這一指標(biāo)來(lái)反映金融發(fā)展水平并非十分貼切，因?yàn)橹袊?guó)信貸規(guī)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(fā)展水平較高的體現(xiàn)。［11］King and Levine認(rèn)為，在一個(gè)存在金融壓抑的經(jīng)濟(jì)體中，金融發(fā)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(chǎng)化等。［12］基于此，本文采用樊綱等編制的信貸資金分配市場(chǎng)化指標(biāo)作為衡量金融深化的變量。［13］

圖1 1998～2008年中國(guó)腐敗程度變化趨勢(shì)

參照已有的經(jīng)驗(yàn)研究，我們還放入了下面一組與腐敗密切相關(guān)的控制變量，盡可能地克服遺漏變量的問(wèn)題。

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

（2）Ln（student），采用各省市每萬(wàn)人口在校大學(xué)生數(shù)的對(duì)數(shù)值表示；

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

（4）open，采用各省市進(jìn)出口總額與同年度該地區(qū)生產(chǎn)總值的比值表示；

（5）Ln（population），采用各省市年底總?cè)丝跀?shù)的對(duì)數(shù)值表示；

（6）growth，采用各省市人均GDP增長(zhǎng)率表示；

（7）fd，財(cái)政分權(quán)指標(biāo)，采用各省市人均預(yù)算內(nèi)政府本級(jí)財(cái)政支出/（人均中央預(yù)算內(nèi)政府本級(jí)財(cái)政支出＋各省市人均預(yù)算內(nèi)政府本級(jí)財(cái)政支出）表示；

（8）Ln（wage），由于無(wú)法獲得官員的真實(shí)工資數(shù)據(jù)，這里我們以國(guó)有單位工作人員的平均貨幣工資作近似替代，同時(shí)采用平均實(shí)際工資指數(shù)對(duì)其進(jìn)行消脹，折換成以1998年為基年的不變價(jià)格衡量。

上述變量的數(shù)據(jù)出處具體如下：金融深化變量取自樊綱等撰寫的《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)：各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程2011年報(bào)告》一書；各地區(qū)人民檢察院每年立案?jìng)刹熵澪圪V賂、瀆職案件數(shù)與公職人員數(shù)摘自對(duì)應(yīng)年份的《中國(guó)檢察年鑒》；財(cái)政支出數(shù)據(jù)則來(lái)自《中國(guó)財(cái)政年鑒》；其余變量若不特別說(shuō)明，均來(lái)自《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示：

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

我們首先通過(guò)圖示法考察金融深化與地區(qū)腐敗之間的關(guān)系。圖2直觀地表明了金融深化和地方腐敗之間存在負(fù)向關(guān)系，從而為本文的命題假說(shuō)提供了初步的經(jīng)驗(yàn)支持。當(dāng)然，圖示法僅僅提供了粗略的感知，具體結(jié)論還有待嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠?jì)量檢驗(yàn)。

（三）初步估計(jì)結(jié)果

我們首先報(bào)告了基于面板普通最小二乘法的初步估計(jì)結(jié)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(jī)效應(yīng)模型（Random Effect，RE）和固定效應(yīng)模型（Fixed Effect，F(xiàn)E）的估計(jì)結(jié)果?？紤]到各省市間可能存在無(wú)法識(shí)別的異方差，故括號(hào)內(nèi)所報(bào)告的都是經(jīng)校正后的穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)差。鑒于Breusch-Pagan LM 檢驗(yàn)、Hausman檢驗(yàn)分別拒絕了混合回歸模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，我們以第（4）列的固定效應(yīng)估計(jì)量作為本部分的分析基準(zhǔn)。從估計(jì)結(jié)果來(lái)看，金融深化對(duì)地區(qū)腐敗表現(xiàn)出制約效應(yīng)且在1%的統(tǒng)計(jì)水平下高度顯著，具體而言，金融深化每增加一個(gè)單位，可使地區(qū)腐敗相應(yīng)下降1.68個(gè)百分點(diǎn)。①基于公式%Δy＝100×（eβΔx-1）計(jì)算得到。至于控制變量，政府規(guī)模的膨脹加劇了地方腐敗，這與周黎安和陶婧的研究結(jié)論相一致；財(cái)政分權(quán)對(duì)地方腐敗具有遏制作用，這可能與地方政府為追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而演繹出“標(biāo)尺競(jìng)爭(zhēng)”，從而在一定程度上約束了官員的行為模式有關(guān)。［14］其余控制變量則不顯著。

圖2 金融深化與地區(qū)腐敗的擬合散點(diǎn)圖

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.Driscoll-Kraay方法。由于面板數(shù)據(jù)時(shí)常存在序列相關(guān)和群組間異方差等問(wèn)題，為驗(yàn)證結(jié)論的穩(wěn)健性，我們有必要在上述估計(jì)結(jié)果的基礎(chǔ)上對(duì)模型和數(shù)據(jù)存在的序列相關(guān)、群組間異方差和截面相關(guān)問(wèn)題進(jìn)行檢驗(yàn)。表3報(bào)告的Heteroskedasticity test、Autocorrelation test及Pesaran’s CD test均拒絕了原假設(shè)，即計(jì)量模型存在自相關(guān)、異方差和截面相關(guān)問(wèn)題，在這種情形下我們進(jìn)一步引進(jìn)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(xiàng)被假定為存在自相關(guān)、異方差和截面相關(guān)，這種修正方法適用于時(shí)間跨度較小而截面緯度較多的面板模型，本文的數(shù)據(jù)及計(jì)量模型均符合這些設(shè)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(bào)告了經(jīng)Driscoll-Kraay方法調(diào)整后的估計(jì)結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)金融深化對(duì)地區(qū)腐敗仍然存在負(fù)向關(guān)系，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平下高度顯著，從而表明由上面基準(zhǔn)分析得出的研究結(jié)論并未發(fā)生實(shí)質(zhì)性的改變，即提升金融深化程度有助于降低地區(qū)的腐敗水平。

2.工具變量回歸法。在上文的初步估計(jì)中，固定效應(yīng)模型估計(jì)的一致性要求解釋變量與隨機(jī)誤差項(xiàng)無(wú)關(guān)，即解釋變量須滿足外生性這一假定。我們擔(dān)心的是金融深化作為本文的核心解釋變量可能存在內(nèi)生性問(wèn)題，這也是Altunbas and Thornton所提示的問(wèn)題。［5］221-223盡管本文已盡可能地放入了影響地區(qū)腐敗的各種因素，但由于固定效應(yīng)模型無(wú)法控制隨時(shí)間變化的特質(zhì)效應(yīng)，所以仍存在遺漏變量導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題的隱憂；此外，一個(gè)潛在的問(wèn)題是金融深化與地方腐敗之間可能存在逆向因果關(guān)系（Reverse Causality）。鑒于內(nèi)生性問(wèn)題會(huì)導(dǎo)致OLS估計(jì)量的有偏和非一致，對(duì)此我們需要引入合適的工具變量進(jìn)行二階段最小二乘法（2SLS）估計(jì)，以克服內(nèi)生性問(wèn)題。我們注意到，Altunbas and Thornton［5］221-223采用了LLSV［15］構(gòu)造的法制淵源（Legal Origin）指標(biāo)來(lái)作為金融發(fā)展的工具變量并取得了令人滿意的估計(jì)結(jié)果，遺憾的是這一方法并不適用于中國(guó)省級(jí)層面的研究，這是因?yàn)?，中?guó)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(wú)法準(zhǔn)確反映各地區(qū)金融深化進(jìn)程的差異，除此我們也難以構(gòu)造確切的指標(biāo)對(duì)中國(guó)當(dāng)前的法律制度加以衡量。為解決上述問(wèn)題，我們采用省級(jí)的市場(chǎng)化指數(shù)（記為market）作為金融深化的工具變量，數(shù)據(jù)同樣來(lái)自樊綱等著的《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)：各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程2011年報(bào)告》一書，時(shí)間跨度與上文保持一致，其描述性統(tǒng)計(jì)具體見表1。從表2來(lái)看，市場(chǎng)化指數(shù)與金融深化指標(biāo)的Pearson系數(shù)達(dá)到0.6556且在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，顯見兩者之間存在較高的相關(guān)性，這符合工具變量的要求。表3第（6）列報(bào)告了2SLS的估計(jì)結(jié)果，為進(jìn)一步驗(yàn)證工具變量的有效性，我們采用多種統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)進(jìn)行判別，易見Kleibergen-Paap rk LM statistic、Kleibergen-Paap rk Wald F statistic分別拒絕了原假設(shè)，而Hansen J statistic則接受了原假設(shè)，這些統(tǒng)計(jì)量均表明了我們選擇的工具變量的有效性，即不存在識(shí)別不足和弱工具變量等問(wèn)題。較之于固定效應(yīng)模型，采用工具變量法回歸得到的金融深化變量fin的估計(jì)系數(shù)下降到-0.0394，這傳遞了兩方面的信息，一方面表明內(nèi)生性問(wèn)題可能導(dǎo)致OLS估計(jì)量產(chǎn)生向下偏倚的問(wèn)題，從而低估了金融深化對(duì)地區(qū)腐敗的影響作用，另一方面則進(jìn)一步支持了上文的命題假說(shuō)。

3.GMM 估計(jì)方法。為捕捉腐敗變動(dòng)的時(shí)滯效應(yīng)，我們將腐敗變量的滯后一階項(xiàng)引入上面的計(jì)量模型，從而將其擴(kuò)展成下述形式的動(dòng)態(tài)面板模型：

在引入因變量的滯后項(xiàng)后，采用普通面板模型進(jìn)行估計(jì)將會(huì)導(dǎo)致內(nèi)生性偏誤，而廣義矩估計(jì)（GMM）方法可以有效地解決這一問(wèn)題。鑒于二步系統(tǒng)GMM 法（two-step sys-GMM）具有較為優(yōu)良的估計(jì)特性且不易受異方差問(wèn)題的干擾，我們采用二步系統(tǒng)GMM 法對(duì)式（7）進(jìn)行估計(jì)，并利用Windmeijer提出的有限樣本糾偏方法（Finite-sample Correction）對(duì)兩步法的標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行修正，［16］結(jié)果列示于表3第（7）列。Hansen檢驗(yàn)結(jié)果表明工具變量不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題，殘差序列相關(guān)性檢驗(yàn)表明，差分后的殘差項(xiàng)不存在二階序列自相關(guān)，綜上，模型的設(shè)定和工具變量的選取皆是合理的。從估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，腐敗變量的滯后項(xiàng)在1%的統(tǒng)計(jì)水平下高度顯著，這意味著腐敗的確存在時(shí)滯效應(yīng)，從而也說(shuō)明了采用GMM 方法進(jìn)行估計(jì)的必要性。金融深化變量fin 的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為負(fù)，且和工具變量法回歸得到的估計(jì)系數(shù)非常接近，從而再一次驗(yàn)證了本文的命題假說(shuō)。其他控制變量的符號(hào)和系數(shù)與上面的估計(jì)結(jié)果大致相同，此處不再贅述。結(jié)合上述各種計(jì)量方法的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，本文的研究結(jié)論具備較好的穩(wěn)健性。

表2 變量間的Pearson相關(guān)系數(shù)

表3 計(jì)量回歸結(jié)果

續(xù)表3

（五）Granger因果關(guān)系分析

為了與上述的實(shí)證研究互為補(bǔ)充和印證，我們進(jìn)一步運(yùn)用Granger因果分析方法來(lái)驗(yàn)證金融深化與地區(qū)腐敗之間的關(guān)系。①面板Granger因果檢驗(yàn)要求數(shù)據(jù)必須具備平衡性，考慮到西藏的金融深化指標(biāo)存在缺失，因此予以剔除，由于喪失的樣本點(diǎn)非常有限，基本可以忽略不計(jì)，所以我們認(rèn)為這樣處理并不會(huì)對(duì)結(jié)論構(gòu)成實(shí)質(zhì)性的改變。在進(jìn)行Granger因果分析之前需要考察變量的平穩(wěn)性，對(duì)此，我們采用了IPS等四種目前廣為應(yīng)用的面板單位根檢驗(yàn)方法，表4的檢驗(yàn)結(jié)果顯示金融深化與地區(qū)腐敗變量均服從平穩(wěn)的I（0）過(guò)程，因而可以直接進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。鑒于傳統(tǒng)的Granger因果檢驗(yàn)方法不再適用于具有時(shí)間、截面雙重緯度的面板數(shù)據(jù)，因此我們借助Dumitrescu and Hurlin近期提出的方法論思想，構(gòu)造了如下兩個(gè)檢驗(yàn)同質(zhì)非因果關(guān)系（Homogeneous non-causality，簡(jiǎn)稱HNC）假設(shè)的統(tǒng)計(jì)量②限于篇幅，兩個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)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(jù)本文數(shù)據(jù)給定的時(shí)間維度T＝9，由判別公式T＞5＋2L即可以確定最優(yōu)滯后階數(shù)L為1。從表5的檢驗(yàn)結(jié)果易見兩個(gè)統(tǒng)計(jì)量均在1%的顯著水平上拒絕了HNC原假設(shè)，至此，基于統(tǒng)計(jì)推斷的分析進(jìn)一步表明金融深化是地區(qū)腐敗的Granger原因。

表4 面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表5 面板Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

四、為什么金融深化抑制了地區(qū)腐?。哼M(jìn)一步的討論

在本文的語(yǔ)境中，我們對(duì)金融深化的定義側(cè)重于金融領(lǐng)域的相關(guān)制度建設(shè)的完善、監(jiān)管體系的成熟及資源配置權(quán)的市場(chǎng)化等若干個(gè)方面。上文已經(jīng)基于經(jīng)驗(yàn)分析佐證了金融深化抑制地區(qū)腐敗的理論命題，本節(jié)將著眼于經(jīng)濟(jì)學(xué)的不同分析視角，對(duì)這一命題展開深層次的論述。

第一，機(jī)制設(shè)計(jì)的視角。在推進(jìn)金融深化改革的過(guò)程中，宏微觀層面治理結(jié)構(gòu)的優(yōu)化表現(xiàn)為配套制度的不斷完善和創(chuàng)新，這構(gòu)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(jìn)而消除體制轉(zhuǎn)軌過(guò)程中金融領(lǐng)域的制度缺失及由于過(guò)渡性制度安排的非均衡性和不穩(wěn)定性誘發(fā)的腐敗問(wèn)題，最終鏟除腐敗滋生的溫床。

第二，信息經(jīng)濟(jì)學(xué)的視角。成熟的金融監(jiān)管體系能夠提高信息結(jié)構(gòu)的透明度，消除信息不完全或信息不對(duì)稱，使得腐敗行為更加無(wú)處遁形，顯然這增加了從事腐敗活動(dòng)的預(yù)期成本，從而能夠?qū)Ω瘮‖F(xiàn)象產(chǎn)生威懾和遏制效應(yīng)；此外，信息披露機(jī)制的健全還有利于形成內(nèi)外合力的長(zhǎng)效約束機(jī)制，委托-代理框架下由于監(jiān)督缺位容易引發(fā)的腐敗問(wèn)題因而得以化解。

第三，新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的產(chǎn)權(quán)視角。金融深化改革有力地促進(jìn)了金融、投資等資源配置權(quán)的市場(chǎng)化，市場(chǎng)機(jī)制的引入加速了配置權(quán)的擴(kuò)散和稀釋，在規(guī)避“公權(quán)交易”的同時(shí)降低了混合經(jīng)濟(jì)的程度，繼而實(shí)現(xiàn)資源配置過(guò)程的明晰化及去行政化，金融權(quán)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(biāo)及審批腐敗此類問(wèn)題出現(xiàn)的幾率。

五、結(jié)論及政策性蘊(yùn)涵

本文基于金融深化的視角探討了地區(qū)腐敗的治理問(wèn)題。我們首先構(gòu)建了一個(gè)簡(jiǎn)單的數(shù)理模型，從理論上探析了金融深化影響腐敗的作用機(jī)制。在此基礎(chǔ)上，運(yùn)用中國(guó)1998～2006年的省際面板數(shù)據(jù)，綜合各種計(jì)量方法對(duì)命題假說(shuō)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明，金融深化程度的提升對(duì)中國(guó)省際腐敗程度的下降具有顯著的促進(jìn)作用，這一結(jié)論不但符合預(yù)期，而且具備較好的穩(wěn)健性。

處于經(jīng)濟(jì)、社會(huì)結(jié)構(gòu)激蕩轉(zhuǎn)變時(shí)期的中國(guó)，在面臨著嚴(yán)峻的反腐形勢(shì)的同時(shí)，長(zhǎng)期以來(lái)存在的金融發(fā)展滯后、金融壓抑現(xiàn)象也亟待消除。有鑒于此，進(jìn)一步推動(dòng)中國(guó)的金融發(fā)展進(jìn)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(lǐng)域的制度性供給以彌補(bǔ)制度失衡，構(gòu)建和強(qiáng)化反洗錢等各種行之有效的監(jiān)管機(jī)制以震懾腐敗犯罪行為，從而充分發(fā)揮金融深化在腐敗治理過(guò)程中的積極主導(dǎo)作用正是本文研究的主旨及所要揭示的政策性蘊(yùn)涵。

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