制度差异、区域腐败与收入不平等_地区经济发展论文

制度差异、地区腐败与收入不平等，本文主要内容关键词为：不平等论文,腐败论文,差异论文,收入论文,制度论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

一、引言

腐败可以被解释为：“利用政府资产去获得私人收益”(Aidt，2009)。迄今为止，理论界对于腐败与收入不平等之间关系的研究结论并不完全一致。古普塔等认为，腐败会导致贫困、不平等和更低的经济增长(Gupta et al.，2002)。李宏毅等则利用跨国数据研究发现，在低腐败程度和高腐败程度的社会中，度量收入不平等的基尼系数最小，而在中等腐败程度的社会中，基尼系数相对较高；腐败与收入不平等之间可能呈现倒U形关系(Li et al.，2000)。从上述文献的研究结论中可以发现，腐败可能会加剧收入不平等。制度可能会同时影响腐败与收入不平等。阿西莫格鲁和罗宾逊的研究显示，制度与收入不平等之间的关系可能是倒U形的(Acemoglu & Robinson，2000)。古斯塔夫森等(2007)利用1988年、1995年和2002年三次中国住户收入调查数据，对收入不平等进行了研究，发现基尼系数已经由1988年的0.3953上升到2002年的0.4682。这表明，随着时间推移中国收入不平等呈现不断扩大的趋势。本杰明等的研究显示，中国城市和农村真实的基尼系数很可能在0.4～0.5之间，总体(结合城市和农村)的基尼系数很可能超过0.5(Benjamin et al.，2009)。与内陆省份相比，中国沿海省份由于制度环境方面的优势，导致地区内收入不平等的程度相对较低(Brandt et al.，2009；Benjamin et al.，2009)。

目前，大多数关于腐败对收入不平等影响的实证文献都是对跨国样本进行分析，但跨国的研究往往存在数据资料可比性差，国与国之间未观察因素存在的差异很难加以控制等问题(Atkinson & Brandolini，2001)。本文将目前关于腐败对收入不平等影响的实证研究做了相应的推进，创新主要体现在以下几个方面：(1)我们采用一个国家内部的地区数据来进行实证研究，可以缓解遗漏变量问题(比如文化和制度等因素)。(2)根据中国的具体国情，设计了针对中国分省的腐败指标。在利用跨国样本研究腐败的文献中，研究者们都是从主观感受的角度来度量腐败，比如透明国际的CPI指数等，此类度量方法反映的是某些专家对公共交易中缺乏正义的感受，因此它只是间接度量了真实腐败程度(Seldadyo & Haan，2006)。我们则是利用真实的腐败案件数量和违纪金额数量分别从频率和严重性的角度来度量腐败。(3)设计了新的度量地区内部收入不平等的指标。我们利用中国统计年鉴中分省的五组收入分类数据，计算出了用基尼系数表示的地区内部收入不平等数据(胡祖光，2005)。(4)考虑到中国地区之间尤其是制度环境方面存在较大差异，并且现有的文献显示，制度可能会同时影响腐败与收入不平等，因此，对于不同制度环境的地区应该分别加以检验，这样得出的结果才是更为稳健的①。(5)我们采用了动态面板数据的系统广义矩方法去进行计量检验，这考虑了收入不平等具有惯性(上一年的收入不平等程度对本年有显著的正面影响)以及腐败的内生性问题，这是目前研究文献所忽视的问题。

文章其余部分结构如下：第二节描述了中国腐败程度的动态演变以及收入不平等的度量方法；第三节讨论了计量模型的设定以及所使用的数据；第四节是回归结果；第五节是稳健性检验；第六节是结论及政策含义。

二、腐败程度的动态演变及收入不平等的度量

我们采用每百万人中腐败案件数量来表示腐败程度(Del Monte et al.，2007；吴一平，2008)。由于数据限制，我们仅能收集到1988～2006年中国分省腐败案件的完整数据，为了保证数据的一致性，重庆和四川的数据合并在一起，西藏由于缺乏完整的数据而没有被包含在内②。图1是中国腐败程度的变化趋势，我们发现，1997～1998年间中国腐败程度有了一次较大程度的下降。另外，我们将全部样本划分为东部地区和非东部地区，图2是这两大地区平均腐败程度的变化趋势(我们用每一年各省的每百万人中腐败案件数量平均值来表示该年的平均腐败程度)，可以发现，非东部地区的平均腐败程度要高于东部地区。

图1：1988～2006年中国腐败程度变化趋势

图2：1988～2006年中国平均腐败程度变化趋势的地区差异

对收入不平等的测量通常采用基尼系数，但由于《中国统计年鉴》的城镇和农村居民的收入统计调查数据是分列的，因此，只能计算城镇内部和农村内部的收入分配不平等的基尼系数(王学力，2000)。胡祖光(2005)提出了一种简便而精确的计算基尼系数的方法。按照收入五分法，将全国的居民收入从低到高分成人数相等的五个组，分别是最低收入组、中下收入组、中等收入组、中上收入组和最高收入组，五个组的收入占总收入的5个比重，分别记作。其中：

=最高收入组的人均收入×(全省总人口×20％)÷(全省人均收入×全省总人口)=最高收入组的人均收入×20％÷全省人均收入；

=最低收入组的人均收入×(全省总人口×20％)÷(全省人均收入×全省总人口)=最低收入组的人均收入×20％÷全省人均收入；

城乡合一的收入分配的基尼系数：。

我们分别用城镇居民中20％的最低收入户和农村居民来表示中的最低收入组，可以利用上述公式计算得出两组基尼系数和③。由于各省的基尼系数都不一样，因此，为了从时间趋势上把握收入不平等的变化，我们用每一年各省的基尼系数平均值来表示该年的收入不平等程度。图3是1988～2006年中国收入不平等的变化趋势，采用了两组基尼系数和的平均值来表示，我们发现，随着时间推移，收入不平等的程度在不断上升。图4和图5是东部地区和非东部地区收入不平等程度的差异，我们也采用了两组基尼系数和的平均值来表示。我们发现，非东部地区的收入不平等程度要高于东部地区。

图3：1988～2006年中国收入不平等变化趋势

图4：1988～2006年中国收入不平等的地区差异

图5：1988～2006年中国收入不平等的地区差异

三、计量模型的设定与数据说明

迄今为止，阿普吉斯等(Apergis et al.，2010)是极少数以一国内部地区样本为对象的文献，因此，我们以他们的研究为基础。该文提出了影响收入不平等的五个重要影响因素：经济发展水平、人力资本、城市化、失业率和腐败程度，并且运用协整方法进行了相关检验，结果显示，从长期来看，腐败程度对收入不平等产生了显著的正面影响。因此，我们在收入不平等决定方程中除了腐败程度以外，主要包括以下几个影响因素：1.经济发展水平。经济发展水平是收入不平等研究中必须控制的变量之一。李宏毅等的跨国样本研究显示，初始经济发展水平对收入不平等具有负面影响(Li et al.，2000)。阿普吉斯等利用美国州际面板数据，采用协整方法进行计量检验，结果显示，经济发展水平对收入不平等也具有负面影响(Apergis et al.，2010)。在文献中，一般用人均实际GDP来表示经济发展水平，单位是元。我们用滞后一年的人均实际GDP表示经济发展水平，在数据处理方法上，我们以1978年为基期，然后对其他各年进行平减。2.城市化。李宏毅等，阿普吉斯等的跨国研究和美国国内研究都显示，随着城市化水平不断提高，收入不平等的程度会逐渐降低(Li et al.，2000；Apergis et al.，2010)。我们用非农业人口在总人口中的比重来度量城市化水平(万广华等，2005)。3.失业率。李宏毅等忽视了失业率对收入不平等的影响(Li et al.，2000)。但阿普吉斯等利用美国州际数据的协整检验显示，从长期来看，失业率对收入不平等具有显著的正面影响(Apergis et al.，2010)。由于中国数据的限制，我们只能获取城镇登记失业人口率。因此，我们用该指标来代理失业率。4.人力资本。李宏毅等人以及阿普吉斯等的研究结果都显示，人力资本水平不断提高对于降低收入不平等具有显著影响(Li et al.，2000；Apergis et al.，2010)。我们采用人均受教育年限来表示人力资本(万广华等，2005；Li，2009)④。5.税负水平。我们用地区财政收入与GDP的比值来表示税负水平。具体的计量模型设定如下：

其中i=1，2，…，26；t=1988，1990，…，2006，Corrpt是腐败程度；Gini表示收入不平等；表示滞后一年的人均实际国内生产总值；Urban表示城市化；HC表示人力资本；Unemployment表示失业率；Tax表示税负水平。我们使用的1988～2006年的省级数据来自各年的《中国检察年鉴》、《中国劳动统计年鉴》、《中国财政统计年鉴》、《中国统计年鉴》和中经网数据库。

接下来，我们对文章中所使用的主要变量进行描述性统计分析，以获得一手的感性认识(见表1)。从各变量的统计分析结果来看，被解释变量、的标准差较小，和存在一些差异，用度量的收入分配不平等要高于；并且，非东部地区的Gini值要高于东部地区的。另外一个比较重要的变量是Corrpt，它的平均值是38.65，但非东部地区的Corrpt平均值要比东部地区的高8％。表2是各变量间的皮尔森(Pearson)相关系数，其中，和的相关系数高达0.929，可以说明这两个度量收入分配不平等的指标可以相互代替。

四、回归结果

在实证研究策略上，首先，我们不考虑腐败程度的内生性问题，采用OLS方法去估计模型(1)，在估计中分为是否控制时间和地区效应两种情况，以考察不可观测的地区制度和文化等因素是否会影响到估计结果。其次，我们考虑腐败程度的内生性以及收入不平等可能存在测量误差，因此我们运用动态面板数据的系统广义矩方法估计模型(1)，最重要的是引入了一期滞后的收入不平等。除了腐败程度LnCorrpt及其平方项外，其余解释变量都被认为是外生变量(Li et al.，2000)，我们采用滞后两期的腐败程度及其平方项作为当年腐败程度及其平方项的工具变量。另外，为了控制不可观测的制度因素，我们针对东部地区和非东部地区分别进行计量检验⑥。在本节中，我们用来表示收入不平等。

(一)OLS估计结果

考虑到中国地区之间存在较大的制度差异，我们将全部样本分为东部地区与非东部地区来进行检验。表3中的方程Ⅰ和Ⅱ是控制地区和时间效应的东部地区与非东部地区的OLS回归结果。对于东部地区而言，LnCorrpt与的系数并不显著，这说明腐败对东部地区收入不平等并未产生任何显著影响。的系数为-0.047，并且在0.05水平上显著，这表明随着经济发展水平的提高，收入不平等的问题会逐渐得到改善。非东部地区的检验结果与东部地区相比，存在一定差异，主要体现在腐败对收入不平等的影响发生了变化。LnCorrpt的系数为0.135，在0.05水平上显著，表明腐败对收入不平等产生的影响为正；系数为-0.117，在0.05水平上显著，随着腐败程度的进一步深化，腐败对收入不平等会产生负面影响。我们可以得出这样一个结论：1988～2006年，非东部地区的腐败与收入不平等之间呈现倒U形关系，并且当腐败程度为3.971时，基尼系数达到最大值。

(二)动态面板估计结果

我们运用动态面板数据对腐败与收入不平等的关系再次进行检验，该方法的特征是在控制变量中加入因变量的滞后项，以控制收入不平等的惯性。考虑下面的动态面板数据模型：

在方程(3)中，省份的固定效应被消除。估计方程(3)最主要的困难是控制变量的内生性问题。阿雷拉诺和邦德采用GMM来解决内生性问题，其中引入因变量滞后两期及以上项和严格外生变量的差分项(Arellano & Bond，1991)。动态面板数据模型一般有三项检验统计指标，其中之一是Sargan检验，用来检验约束条件是否过度限制，为了检验工具变量的合法性，我们在计量检验中会给出Sargan检验的p值。另外还有两个即Arellano-Bond Test for AR(1)和Arellano-Bond Test for AR(2)，用来检验残差中是否有一阶和二阶序列相关，通常认为在无序列相关的零假设下，它们渐进服从于标准正态分布。阿雷拉诺和邦德提出了系统广义矩(SYS-GMM)，与差分广义矩(DIF-GMM)相比，此时检验工具变量合理性和Sargan检验的统计效果会得到部分改善(Arellano & Bond，1998)。

表3中的方程Ⅲ和Ⅳ是东部地区与非东部地区系统广义矩的检验结果。我们首先来看表3中的方程Ⅲ，与OLS估计不同的是，方程增加了一期滞后的Gini，这可以在一定程度上缓解被解释变量的测量误差。Sargan检验和Arellano-Bond Test for AR(1)、Arellano-Bond Test for AR(2)都支持系统广义矩估计方法。的系数为0.161，并且在0.01水平上显著，这说明上一年收入不平等程度高的地区，本年的收入不平等程度相应也会高，收入不平等存在累积效应。LnCorrpt与的系数依然不显著，这与OLS方法的估计结果是一致的，说明腐败对东部地区收入不平等并未产生任何显著影响。但Urban的系数为-0.001，并且在0.01水平上显著，这是采用系统广义矩方法估计所得出的一个新结果。随着城市化水平的不断提高，收入不平等的程度会逐渐降低。因此通过不断提高城市化水平，可以在一定程度上降低收入不平等的程度。非东部地区的检验结果与东部地区相比，也存在一定的差异。的系数为0.425，并且在0.01水平上显著，Unemployment的系数不显著可能是因为我们是用城镇登记失业率来代替真实的失业率，这两个指标之间存在较大差异，存在低估的问题，迄今为止我们还难以解决这一问题。非东部地区的收入不平等也存在累积效应，并且这一效应要远大于东部地区。因此，解决非东部地区的收入不平等可能在整个中国收入分配改革中更为重要。LnCorrpt的系数为0.159，在0.05水平上显著，表明腐败对收入不平等有正向影响；系数为-0.019，在0.05水平上显著，随着腐败程度的进一步深化，腐败对收入不平等会产生负面影响。我们可以得出这样一个结论：1988～2006年，非东部地区的腐败与收入不平等之间呈现倒 U形关系，并且当腐败程度为4.184时，Gini系数达到最大值。系统广义矩估计的这一最大值要大于OLS方法估计的结果，这说明OLS估计存在一定程度的偏差。

腐败会导致更大程度的收入不平等的原因如下：首先，与高收入者相比，低收入者以贿赂的形式支出了更大比例的收入，因此，腐败扩大了高、低收入群体之间的收入差距；其次，充足的教育投资和卫生投资可以提高低收入群体的人力资本和健康水平，这些都有利于他们在劳动力市场中获得更高的收入。但腐败会间接扭曲了政府的分配功能，大量的资金被从教育和卫生等项目中挪用，因此，高、低收入群体之间的收入差距会因为教育和卫生投资不足而进一步扩大(Apergis et al.，2010)。

完善的制度环境会弱化腐败对收入不平等的影响：首先，制度约束会促使民众减少贿赂支出，从而降低腐败给民众带来的负担。在制度不完善的非东部地区，僵化的行政体制会过多干预经济，而腐败可以放松政府所施加的无效率和僵硬的规制，在某些情况下人们为了获得正当的利益也要去行贿等，这种负担对低收入群体而言更沉重，因此腐败对该地区的收入不平等有正向影响；但在制度较为完善的东部地区，市场机制可以发挥作用的空间也相对扩大，此时通过市场交易是一种较优的方式，因此，人们不必要通过行贿等方式来获取正当利益。其次，制度约束会规范公共资金的用途，避免教育等资金被挪用。在制度较为完善的东部地区，财政透明程度会相对较高，各种约束机制比如法律制度也较为完善，挪用公共资金将会受到严厉的惩罚，因此挪用公共资金等情况也会相对较少。综上所述，腐败对东部地区收入不平等可能不会产生显著影响，而只会提高非东部地区的收入不平等程度。

五、稳健性检验

为了保证检验结果的稳健性，我们用农村居民来表示收入分配不平等度量指标P1中的最低收入组，可以得到。我们用来代替第四节收入不平等的度量指标，以考察第四节中动态面板数据的估计结果是否稳健。我们依然认为，除了腐败程度LnCorrpt及其平方项外，其余解释变量都被认为是外生变量，我们采用滞后两期的腐败程度及其平方项作为当年腐败程度及其平方项的工具变量。在表4中，检验结果显示，无论是东部地区还是非东部地区，收入不平等都具有惯性；东部地区的腐败程度对收入不平等没有显著影响；非东部地区的腐败程度与收入不平等之间存在倒U形关系，并且当腐败程度为4.188时，基尼系数达到最大值。其他结果与表3中的系统广义矩检验结果是一致的。

我们将整个样本分为东部地区和非东部地区进行计量检验是为了控制制度环境的差异，但还可以将制度环境引入模型，重新进行检验，以考察制度环境的差异是否会影响到腐败程度与收入不平等之间的关系。我们用樊纲、王小鲁和朱恒鹏(2010)的市场化指数来表示制度环境Market，由于该指数只有1997～2006年的数据，而本文的数据时间跨度是1988～2006年，因此，对于1988～1996年的市场化指数，我们统一使用1997年的指标来表示⑧。加入市场化指数后的回归结果见表4的方程Ⅶ和Ⅷ。方程Ⅶ中的收入不平等是采用来衡量的，我们重点考察腐败程度LnCorrpt、腐败程度与制度环境的交互相Market*LnCorrpt的影响。LnCorrpt的系数为0.439，在0.1水平上显著，表明腐败对收入不平等产生了正向影响；Market*LnCorrpt的系数为-0.024，在0.1水平上显著，这表明制度环境的逐渐完善会在一定程度上弱化腐败对收入不平等的正向影响。方程Ⅷ中的收入不平等是采用来衡量的，检验结果也同样显示，制度环境会遏制腐败对收入不平等的正向影响。

用每百万人中的腐败案件数量来度量腐败程度是从腐败频率的角度去考虑的，这也是目前国内外文献中所常用的度量方法(周黎安、陶婧，2009；吴一平，2008；Del Monte et al.，2001；Del Monte et al.，2007)。另外，我们从严重性的角度设计度量腐败程度的指标。《中国审计年鉴》中记录了分地区违纪金额数据，违纪金额中包含贪污、挪用公款等问题，用违纪金额与GDP的比值也可以度量腐败程度(Fan et al.，2009)⑨。计量检验结果见表5，方程Ⅸ和Ⅹ中的收入不平等分别用和来度量。方程Ⅸ的检验结果显示，腐败与收入不平等之间呈现倒U形关系，并且制度环境的逐渐完善会弱化腐败对收入不平等的正向影响。在方程Ⅹ中，腐败与收入不平等之间的倒U形关系不显著，只发现制度环境与腐败程度之间的交互作用会降低收入不平等程度。之所以出现这样的结果，可能是与《中国审计年鉴》中统计的违纪金额有关，因为违纪金额仅仅针对的是财政资金，因此可能会低估腐败行为所涉及的金额数量。即使方程Ⅸ中的腐败程度系数比较显著，但与表4中的相应系数相比，已经大大缩小了。

六、结论及政策含义

我们的研究得出了一些有意义的结论：首先，收入不平等具有惯性，上一年的收入不平等程度对本年有显著的正向影响。因此，解决收入不平等问题必须从早期着手。其次，腐败对收入不平等的影响随制度环境的变化而变化，具体来说：在制度较完善的东部地区，腐败对收入不平等没有显著影响；在制度相对不完善的非东部地区，腐败与收入不平等之间呈现倒U形关系，并且当腐败程度为4.184～4.188时，收入不平等达到最大值。因此，只有通过推进市场化改革来遏制腐败(吴敬琏，2005)，从而在一定程度上降低收入不平等程度。最后，随着经济发展水平和城市化水平的提高，收入不平等的程度也会逐渐下降。这表明收入不平等是经济发展中的一个内生现象，只有在发展中解决。

我们的研究对于当前中国的收入分配改革也具有重要意义。根据我们的计算结果，收入不平等的程度呈现逐年上升趋势，2000年以来某些地区的基尼系数甚至高达0.8以上，这对于中国和谐社会的建设是不利的。但我们对于究竟是什么因素导致了收入不平等这一问题的认知还不清楚。腐败对于收入不平等的影响是深远的，既会通过权力寻租加大收入不平等的程度，也会通过降低教育等公共资金的效率而影响收入不平等。因此，通过完善制度来遏制腐败，从而从本质上解决收入不平等问题，这对于中国经济的可持续发展是重要的。

注释：

①中国1978年开始的改革开放是从东部沿海地区开始的，采取的是非均衡发展战略。樊纲、王小鲁和朱恒鹏(2003)的研究显示，市场化的进程在各地差别仍然很大。根据国民经济研究所市场化指数课题使用25项客观指标进行度量的结果，东部沿海地区的市场化程度远远超过中部和西部地区。各省、自治区、直辖市2000年的市场化指数(记分区间0～10分)，按东中西3个地区分组平均，分别为7.16、5.47、4.71。这反映出绝大部分东部省份不仅经济发展程度比较高，而且在市场化进程中也走在非东部省份前面(王小鲁、樊纲，2004)。本文计算了1997～2005年各地区市场化指数的平均值并进行了排名(因为在一个相对较短的时期内，制度是相对稳定的)，发现市场化指数平均值较高的地区都是东部地区(这些地区的市场化指数平均值都大于6，仅有海南和河北的市场化指数平均值为5.17和5.51，考虑到海南是中国改革开放较早的地区，河北省靠近北京，在地理和政策上都享受到改革开放的先发优势，因此，我们将它也归为东部地区)。因此，东部地区包括北京、天津、上海、浙江、江苏、福建、广东、辽宁、山东、河北、海南等11个地区，其他地区都属于非东部地区。

②由于北京、上海和天津是直辖市，具有特殊的政治与经济地位，因此予以剔除；另外，1989年由于其特殊性也将该年数据予以剔除。此处所指的腐败案件包括了贪污、受贿案件立案数量。

③因为我们发现，农村居民人均纯收入比城镇居民中20％的最低收入户的人均可支配收入还低。

④感谢香港城市大学李矩威博士提供的1988～2006年中国分省的人均受教育年限数据。具体的计算方法见Li(2009)。

⑤与现有的收入不平等的实证文献相比，本文计量模型的特点有三个：第一，将既有文献中研究的各种可能影响收入不平等的因素引入模型。第二，与现有的该领域实证文献相比，我们将采用动态面板方法控制收入不平等一期滞后项，这样可以在一定程度上缓解收入不平等的测量误差；同时我们也控制了时间效应，对制度环境不同的地区分别进行检验，避免不可观测的因素会同时影响腐败程度和收入不平等。第三，目前的该领域跨国研究所包含的国家样本都是不完整的，如果将样本容量扩大，增加了更多的国家，研究结果可能会出现偏差。我们的样本包括中国几乎所有的省份(北京、上海和天津由于其直辖市的特殊地位，必须予以剔除)，可以在一定程度上避免上述问题。因此，本文的研究结果与其他已有的文献相比更为稳健。

⑥为了检验对样本分组的必要性，我们对东部和非东部地区这两组数据做了F检验(伍德里奇，2003)，结果证实东部地区和非东部地区的收入不平等决定方程具有系统性差异。首先我们构造一个受约束模型，该模型只包括地区虚拟变量及其他决定收入不平等的变量；接下来我们构造一个不受约束模型，该模型不仅包括地区虚拟变量及其他决定收入不平等的变量，还包括该地区与其他解释变量的交互相。通过计算得到F统计量为6.41，大于10％的临界值。因此，通过F检验表明东部地区和非东部地区的收入不平等方程存在系统性的差异，这证明了分组检验是必要的。

⑦在本节和第五节中，我们将北京、天津和上海三个直辖市的样本引入模型，检验结果依然显示，腐败程度上升仍会导致更大程度的收入不平等。

⑧我们利用1997～2006年的市场化指数数据设定AR(1)模型，对每一个地区的样本分别进行检验，结果显示29个地区的值都接近1(具体的分布是在0.7～1.3之间)，这说明市场化指数是比较稳定的。因此，我们选用最接近1988～1996年时间段的1997年市场化指数来代替1988～1996年的市场化指数。