公平竞争与投资增长，本文主要内容关键词为：公平竞争论文，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 公平竞争对于经济增长具有至关重要的作用，从静态的角度分析，公平的市场竞争能够把资源分配给最有效率的企业因而促进高效企业的增长；缺乏公平竞争则可能导致资源在企业间的分配缺乏效率，进而抑制整个经济的总产出。更重要的是公平竞争的动态作用，市场竞争中的优胜劣汰法则促使企业不断地追求产品和工艺创新，从而带来生产技术的进步，也即经济理论所强调的经济增长的长期动力；反之，当经济中缺乏公平竞争的机制时，企业赢得竞争优势的手段可能不再是生产技术的创新，而是其他方式，例如通过贿赂政府官员而获得行政垄断的地位。 对于发展中国家而言，繁冗的规制以及偏低的官员清廉度使得企业的市场竞争行为发生扭曲，是直接影响公平竞争的市场秩序的两个重要因素。因此，建立公平的市场环境要求减少政府规制并大力提高清廉度。在我国，2013年底党的十八届三中全会提出要使市场在资源配置中起决定作用。此后，中央政府多次取消或下放审批权以减少政府规制；同时，在廉政建设方面的力度也比以往更强。本文通过研究我国地级市官员清廉度对当地固定资产投资的影响，来研究我国政府建立公平竞争市场秩序的成果。我们的研究表明，党的十八大以来的廉政建设以及地方政府管理的制度化改革并没有影响地方政府投资的稳定增长，进而验证了官员清廉度不足和地方政府的管理制度化缺失才是影响投资持续稳定增长的不利因素。 具体来说，我们使用我国地级市2013年1月至2015年8月的月度面板数据，实证研究了地级市官员的清廉度对于该市固定资产投资增长的影响。我们发现：官员清廉度对该地级市的固定资产投资同比增长率存在滞后一期的显著的正影响；平均而言，官员清廉度较高的地区未来一个月的投资同比增长率较其他地区高出约2个百分点；而这种影响在政府对市场干预程度高的地区更加显著。我们的解释是：在官员清廉度较高的地区，投资项目的审批过程更规范，更利于市场的公平竞争，因此促进投资增长；同时，相比其他地区而言，在政府行政管理制度化较弱也即政府对市场干预更多的地区，官员的清廉度对投资审批等过程具有更强的短期影响。 本文余下的内容安排如下：第二节简要介绍我国简政放权与廉政建设的背景；第三节结合文献和中国现实推导出可供检验的假设；第四节阐明本文所使用的实证模型和数据；第五节是估计结果和相应的讨论；第六节是稳健性检验；最后是本文的结论。 二、简政放权和廉政建设的背景 我国在从计划经济转型为市场经济的过程中，由于采取渐进式的改革战略，相当长的一段时间里国家对经济活动的干预广泛存在。例如，由于采用价格的双轨制，在粮食和工业生产资料方面，计划和市场体制长期并存；一些地方的企业登记注册审批事项超过了300项，建设项目从立项到开工要经过一二十个部门审批，盖几十个、上百个公章(李郁芳，2001)。尽管经过多次政府机构改革，政府对经济的干预仍然较为严重。党的十八大以来，新一届中央政府进一步简政放权，试图减少对经济的干预。2013年3月14日，随着《国务院机构改革和职能转变方案》的颁布，政府简政放权的改革拉开序幕。至2014年9月，国家先后取消和下放7批共732项行政审批事项。①2015年又取消了258项非行政许可审批事项，占总数的57％。这些简政放权的改革集中在行政审批、投资审批、职业资格、收费清理、商事制度以及教科文卫体等领域。②此外，2013年底，党的十八届三中全会审议通过《关于全面深化改革若干重大问题的决定》，推行地方各级政府及其工作部门权力清单制度，依法公开权力运行流程。简政放权的改革将厘清政府与市场的边界，促进经济持续增长。 与高速增长的经济相比，我国的清廉水平却没有得到相应的改善。根据透明国际(Transparency International)的回顾性测算，我国的清廉指数(corruption perception index)1980年至1985年为5.13，1988年至1992年为4.73，而1993年至1996年清廉指数下降到2.43。表1总结了我国从1995年至2012年的清廉指数的变化，表中显示，我国政府的廉洁程度排名靠后，近十年来仅略微高于样本的中位数。
我国政府历来重视提高社会清廉度。特别是2012年11月党的十八大以来，新一届政府的廉政建设强度大大超过了以往。我们认为，这一举措不仅有重要的政治意义，也与我国经济发展的要求密切相关。随着人口红利的消失，我国经济正处于产业结构调整的历史性阶段，改革成为经济增长的动力。2013年以来，审批权限的下放、对市场垄断行为的处罚、新一轮国企改革议程的开启以及金融领域改革政策的出台都清楚表明了我国建立成熟的自由竞争市场的意图。在政府进一步简政放权、减少对经济过度管制的前提下，廉政建设会进一步促进市场的公平竞争，激发市场创新和活力，从而对经济的长期增长带来正面影响。换句话说，廉政建设与经济改革双管齐下将促使成熟的市场经济替代高度管制经济，来为中国经济的长期持续增长提供原动力。在下文的分析中，我们将为这一论断提供实证依据。 三、文献综述与实证假设 1.清廉度与经济增长的关系 清廉政治是指官员腐败问题较轻微，而腐败是指官员为了私利而滥用公权力(Treisman，2000)。经济学家对于清廉度与经济增长的关系长期以来并未达成一致意见。持有清廉政治利于经济增长的观点往往认为：首先，清廉政治会减少本应用于生产的资源被浪费在寻租行为上(Krueger，1974；Hillman and Katz，1987)；其次，廉政可以降低交易成本和企业家获取投资回报的不确定性(Shleifer and Vishny，1993)；最后，清廉度高的社会中不会由于寻租回报高于生产活动的回报，因而大量人才进入政府部门而非生产领域，从而对长期经济增长有不利影响(Murphy et al.，1991，1993)。 实证研究方面，Mauro(1995)首次系统地检验了清廉度与经济增长的关系，采用58个国家的截面数据，发现较低的清廉度不利于投资和长期经济增长。Mo(2001)分析了54个国家的样本，发现较低的官员清廉度降低了人力资本水平和私人投资，阻碍了经济增长。同时，Mo(2001)发现低清廉度对经济增长的最重要影响渠道是导致政治不稳定从而对经济增长起阻碍作用。Wei(2000)以及Glaeser & Saks(2006)的实证研究也发现低清廉度不利于经济增长。然而，也有研究发现了低清廉度有利于经济增长的证据。例如，Méon & Weill(2010)发现在国家的管理体制非常缺乏效率的经济体，低清廉度有利于促进经济增长。Méndez & Sepúlveda(2006)发现清廉度与经济增长之间的关系是非线性的。Bardhan(1997)、Aidt(2003)和Aidt(2009)则对清廉度与经济增长的关系的实证研究作了很好的综述。 2.简政放权对经济增长的影响 Pigou(1938)认为因为市场存在着信息不对称、外部性、垄断等缺陷，因此需要政府的干预。然而过多的政府干预增加了经济中的交易成本(transaction cost)并导致社会清廉度的下降，从而导致了缺乏效率的后果。此外，North(1987)认为有效率的市场是提供低交易成本的制度所带来的，制度和技术通过决定交易成本和生产成本而影响经济绩效。进一步，North(1987)提到，由于现实世界充满不确定性，有效率的制度应当鼓励知识的获取、冒险以及创新。Acemoglu et al.(2005)阐明了类似的观点，认为经济制度通过影响人们在实物资本、人力资本、技术以及生产的组织方面的投资激励从而影响经济增长，拥有鼓励要素积累、创新和资源有效配置的经济制度的社会将达到繁荣。因此，在理论上，简政放权将减少交易成本，鼓励投资，并促进经济增长。 实证方面的研究发现与理论是一致的，即过多的管制带来了效率的缺失。Djankov et al.(2002)对85个国家的截面数据进行分析，发现市场进入管制(entry regulation)越严重的国家清廉度更差且地下经济比重更大，同时私人物品和公共物品的质量更差。Klapper et al.(2006)发现过于严苛的市场进入管制阻碍了新企业的产生，使得进入企业平均规模增大，并导致原有在位的企业增长缓慢。Nicoletti & Scarpetta(2003)分析了18个OECD国家的面板数据，发现减少管制促进竞争的改革提高了一国的全要素生产率。Alesina et al.(2005)则发现OECD国家的产品市场管制改革(包括民营化和市场进入管制改革)促进了投资，并且市场进入管制方面的改革对投资的促进作用更为重要。 3.实证假设的提出 在本文中，我们将研究上述理论在中国的适用性，也即党的十八大以来的廉政建设以及地方政府管理的制度化改革如何影响地方政府投资的增长。按照前文的分析，较低的清廉度导致较高的交易成本，从而对应较低的投资增长。因此，本文所要检验的第一个假设如下： 假设1：清廉度较低的地级市会有较低的固定资产投资增长率。 具体来说，我们用各地是否有违法违纪官员的查处事件作为该地区清廉程度的度量。有官员被查处的地级市对应着较低的清廉度，从而对应较低的投资增长。这里隐含的假设是：当前我国一些地方政府的管理制度化程度较低，政府对市场的干预较严重，官员存在严重的寻租行为，因此清廉度较低的地区会对投资有负面影响。 同时，我国幅员辽阔，地区之间经济发展水平存在较大的差异，各地政府的行政管理制度化水平也存在明显的差异。③在地方政府行政管理制度化程度较高的地区，规制较少且规则更透明，政府决策更多地依赖“法治”而非“人治”，从而政府官员清廉度对投资增长的影响也可能较小。因此，本文要检验的第二个假设如下： 假设2：在政府管理制度化程度较高的地区，官员清廉度对固定资产投资增长的影响显著小于其他地区。 四、计量模型和数据 1.计量模型 本文关注的是地级市官员清廉度(也即官员被查处事件)对投资的短期影响，所使用的样本是254个地级市的2013年1月至2015年8月的月度数据。为检验上文假设1，我们的基本模型采用面板数据的固定效应模型：
这里下标i代表地级市，t代表时期。
是本研究所关注的地级市固定资产投资同比增长率。
是虚拟变量，当地级市在某个时期有官员被查处时取值为1，否则为0；
，表示该虚拟变量的前一期取值；它们是本文最为关心的变量，变量取值为0对应清廉度较高的地区，反之则为清廉度较低的地区，根据假设1对应系数应该为负。
是其他的在城市、月度间变化的控制变量，见后文说明；
是地区固定效应，用来控制地级市层级的不随时间而变化的因素，例如地理位置、投资环境等；
是月度固定效应，控制同时影响各个地级市的投资增长的共同因素，例如宏观经济波动、投资者对经济的预期等；而
为随机误差项。 针对假设2，我们在模型(1)中引入“地方政府管理的制度化是否较高”这一虚拟变量与“是否清廉度较低”的交叉项，即采用以下模型进行检验：
其中，
是虚拟变量，等于1表示第i个地级市的政府管理的制度化水平排在全国前15名，等于0表示排在15名之后。其他变量含义与模型(1)相同。我们使用樊纲等(2011)研究我国各省市场化水平时使用的分项指标“政府对经济的干预程度”作为政府管理制度化的度量。④如果假设2成立，那么交叉项的相应系数应该为正，即行政管理制度化水平越高的地区，其投资增长受到官员清廉度影响更小。 本文中还控制了一些重要的城市、月度层级变化的变量(
)，其中包括省层次的官员被查处、省长或省委书记的更替、地级市市长或市委书记的更替。对这些控制变量的必要性简要说明如下： (1)省层次的官员被查处。省层次的官员被查处与地级市的官员被查处事件很可能是相关的，主要是由于同一省内官员的清廉度具有高度相关性。我们用虚拟变量
刻画该事件，等于1表示有省层次的官员被查处，并同时控制该变量的当期值和前一期值。 (2)省长或省委书记的更替、地级市市长或市委书记的更替。地区新上任的主要领导一般情况下会有一段时期从事辖区内的调研工作。为了配合新任领导的调研，地区的官员行为和经济指标可能表现出不同的模式，比如投资项目审批的减缓和暂停。我们将地区主要领导更替的影响期设为3个月，并采用虚拟变量
分别刻画这两类事件的影响期，即从地区主要领导替换当月开始的三个月，相应的虚拟变量取值为1，其他时期取值为0。 固定资产投资同比增长率是非常重要的经济指标，根据理论，影响投资的变量还有地区的经济发展程度(人均GDP)和地区的人力资本水平等。由于缺乏地级市的人均GDP和人力资本水平的月度数据，本文未能对这些变量进行控制。鉴于这些变量在月度间的变化可能较小，我们在研究中控制地级市的固定效应来尽力包含这些变量的效应，Frydman et al.(1999)采用了类似的处理方法。地区的政治稳定性也被认为是影响投资增长的重要因素，而在样本期间，我国的政治稳定性在地区之间高度一致，因此我们通过月度固定效应来控制这个因素。 2.数据 本文的一部分数据来自CEIC数据库，另一部分从网络收集而来。CEIC数据库提供了我国25个省份的254个地级市的固定资产投资月度数据。⑤为了量度地方官员的清廉度，我们收集了从2013年1月1日至2015年8月31日期间政府网站公开的官员被查处的全部案件，并通过网络收集在回归中所控制的其他官员事件。对每一个公开的案件，我们记录了被查处的官员所属的省份和城市，并构建下面的变量来量度对应城市的官员清廉度：如果有违法违纪官员被查处，即认为当地的官员清廉度较低；否则当地的清廉度较高。我们分析中的两个重要控制变量分别是省和地级市的省(市)长和书记的更替事件。⑥新华网详细记录了地方主要领导的任免信息，从中我们系统收集了2007年1月至2015年8月的所有省、市主要领导任免信息，然后根据我国省、市主要领导一般是5年一个任期的事实，再由收集到的一系列任免事件确定2013年1月至2015年8月的省、市一二把手更替事件。我们将省、市主要领导的更替事件的影响期设定为三个月，例如某个省长更替事件发生在2004年1月，则2004年1月至3月被设定为更替事件的影响期间。 基于上述信息来源，我们最终获得了254个地级市的2013年1月至2015年8月的地方官员清廉度及主要领导替换事件的多个虚拟变量，包括：本市是否有地级官员被查处、是否有省层次官员被查处、是否属于本省主要领导更替后的调研期间、是否属于本市主要领导更替后的调研期间。从CEIC数据库，我们获得了相应的月度经济指标，主要关注的变量是地级市的固定资产投资同比增长率。⑦表2给出地级市官员清廉度指标的分布，有超过四分之一的地级市在样本期间没有官员被查处，是清廉度较高的地区，从而为我们的因果识别提供了较好的对照组。而表3给出分析中用到的主要变量的描述统计。 在进行细致的实证分析之前，我们先对地级市固定资产投资增长率在官员清廉度较高的地区和官员清廉度较低的地区进行比较。我们将在样本期间没有官员被查处的地级市归为清廉度较高的地区，而有官员被查处的地级市则归为清廉度较低的地区。我们在箱线图(图1)中总结了这两类地区的月度固定资产投资同比增长率的分布差异。
图1 投资增长率在高、低清廉度地区的差异 注：图中与横轴平行的直线是y=0.173，即样本中所有地级市的固定资产投资同比增长率平均值。箱体中的白线表示对应组别的投资增长率中位数，菱形黑点表示对应组别的投资增长率平均值。
图1显示，高清廉度地区的投资增长率的中位数和平均值均比低清廉度地区高。投资增长率在高清廉度地区的平均值为0.177，而在低清廉度地区的平均值则为0.162。我们用t检验检验了这两个均值相等的统计原假设，发现t值为2.42，从而在0.05的显著性水平上拒绝了原假设。这一描述性比较提供了一些直观的线索，但由于没有控制其他控制变量以及时间固定效应和地区固定效应，因此只是初步的发现。本文的下一节将针对官员清廉度对投资增长的影响进行更细致的回归分析。 五、回归分析结果 在回归分析中，我们的基准样本不包括地级市中的省会城市，这是因为省会城市与一般地级市具有很多不同的特征。但在第六节的稳健性检验部分，我们会在分析样本中加入省会城市，以检验结果的稳健性。在本节中，我们首先在计量模型(1)的基础上估计了官员清廉度对地区投资增长的影响，对应假设1的检验；然后，我们对假设2进行检验，即分析政府制度化水平如何影响官员清廉度对投资的作用。 1.基准回归结果 在回归中，我们使用第三节的模型(1)作为基准模型。鉴于官员被查处事件的影响可能存在滞后性，在回归中同时加入查处事件虚拟变量的当期项和一期滞后项(也即前一期的数值)作为解释变量。⑧结果见表4，其中虚拟变量
的系数是我们最为关注的。我们从模型(1)最简单的形式开始逐步增加控制变量，估计的结果对应于表4的第(1)、(2)和(3)列。结果表明查处事件滞后一期的系数显著为负，在三个不同的模型设定中变化不大，均在-0.02左右。查处事件当期的系数约为-0.01，但在统计上不显著。估计结果表明，清廉度较差的地区，查处事件对固定资产投资同比增长率的当期影响不显著，但一期滞后效应显著为负。平均而言，由于清廉度较差使得当地未来一个月的固定资产投资同比增长率显著降低了约2个百分点(即-0.02)。对比该指标的样本均值(0.175)，这种影响是较为显著的。 在控制变量方面，省层次的官员被查处事件当期(
)系数和滞后一期(
)的系数均为正，但统计上并不显著。这表明了省层次的官员被查处与固定资产投资增长并无显著相关性。
的系数为负，但统计上也不显著。这表明市长或市委书记的更替事件，以及省长或省委书记更替事件与投资增长率均没有显著相关性。
2.政府管理制度化水平对清廉度投资作用的影响 本文的假设2指出，在政府管理制度化水平不同的地区，清廉度对投资增长的影响不同。在这一小节，我们利用第三节的模型(2)对这个假设进行检验。将各省按政府管理制度化水平得分划分为两类：高水平制度化省份和低水平制度化省份，其中各省的政府制度化得分来自樊纲等(2011)中的单项指标“政府对企业的干预”的分数。相应的省份分类见表5。其中，上海、江苏和浙江是排名最高的三个省份，而陕西、贵州和新疆是排名最低的三个省份。 表6给出计量模型(2)的估计结果，其中，官员被查处事件与政府管理高度制度化虚拟变量的交叉项(即
)系数为正。尽管这个系数在统计上不显著，但F检验并不能拒绝
的系数之和为零的原假设(两个系数之和仅为约-0.014，且F检验的p值已经高达0.23)。另一方面，
的系数虽然在统计上也不显著，但三个模型下的估计结果均达到约-0.03，且t统计值均高于1.5，接近于10％显著性水平对应的t值1.65。因此，我们有证据支持假设2，即较低的清廉度对投资增长率有显著负面影响的规律，主要适用于政府管理制度化水平较低的省份，而在政府管理制度化水平较高的省份，这一规律不再显著。 同时，我们还将样本按照政府管理制度化水平的高低分成两个子样本，分别估计基准模型(1)，见表7。在表7中，管理制度化水平较高子样本估计的官员被查处事件的效应绝对值均小于0.01(见
的系数)，而管理制度化水平较低子样本的估计系数绝对值均高于0.023，且在第(5)栏和第(6)栏的估计中，在10％水平上显著。这些结果更有力地表明：政府管理制度化程度不同的地区，清廉度对投资增长的影响存在较显著的差异：制度化水平高的地区，低清廉度导致的官员被调查事件不存在显著影响；而制度化水平低的地区，低清廉度导致的官员被调查事件促使投资增长率降低超过3个百分点。
六、稳健性检验和进一步讨论 为了更充分地研究清廉度和政府制度化水平对投资增长率的影响，在这一节中，我们首先对前文的主要结果进行稳健性检验，包括在样本中加入省会城市以及使用地级市官员被查处的数量作为清廉度的度量指标。 1.包括省会城市的样本回归结果 为了验证前文的结果在包括省会城市后是否稳健，我们纳入省会城市数据重新估计了低清廉度导致官员被查处事件的影响。结果见表8。在表中，我们允许官员被查处事件的影响在省会城市和非省会城市之间存在差异，以及省层次的官员被查处事件对省会城市与非省会城市的影响存在差异，这体现在相应的交叉项系数上，即
以及
的系数。交叉项
的系数的估计结果为负，表明省层次的官员被查处对省会城市的负面影响可能更大，然而这个系数在统计上并不显著。更重要的是，我们所关注的地级市官员被查处事件一期滞后的系数变化不大，约为-0.019，同样在0.1水平上显著。而且，这种影响在省会城市和非省会城市之间没有显著差异(
的系数仅为-0.003，且t值绝对值低至0.1以下)，表明我们的主要结果在加入省会城市后没有明显变化。 2.使用官员被查处的数量作为清廉度的度量 我们在前文的分析中，通过估计低清廉度地区官员被查处对投资增长的影响来评估清廉度对投资以及经济增长的作用。另一个评估清廉度对投资影响的方法是通过估计地区官员被查处的官员数量对投资增长的影响。我们将地级市官员被查处的数量除以该市常住人口进行标准化，计算出每百万居民对应的官员被查处数量。采用这一新的测度，我们对基本方程进行回归，结果见表9，其中
是我们基于官员被查处数量的新测度。回归结果表明，地级市每百万人中增加一名被查处官员，将导致该市下月的固定资产投资同比增长率下降约6个百分点，与我们前文得出的定性结论是一致的，且统计显著性有所提高。这再次为低清廉度对投资增长的负面影响提供了支持，并肯定了廉政的重要作用。
七、结论 为企业提供公平竞争的经营环境，是我国经济持续增长的重要保证。而本文基于地级市2013年1月至2015年8月投资数据的实证分析发现：在政府管理制度化程度较差的地区，官员清廉度越高则固定资产投资增长越快；而在政府管理制度化水平高的地区，较低的官员清廉度对该市的固定资产投资增长并无显著的负面影响。 在短期内，由于我国经济中存在较多的政府管制，地方政府官员的清廉度对投资的增长起着重要的决定作用。因此，我们的研究结果表明，较低的地方政府官员清廉度不利于短期的投资增长，这为廉政促进经济增长的理论提供了经验证据；同时，在地方政府管理制度化程度较高的地区，投资增长并未受到官员清廉度的显著影响，这说明法治化的管理有利于解决“人治”的种种弊端。由于中央政府在廉政建设的过程中同时减少政府审批，逐步废除不必要的管制措施，因而能够更充分发挥市场配置资源的作用，进一步推动公平竞争，为我国的长期经济增长提供原动力。而从长期来看，与简政放权相结合的廉政建设更将有助于我国进一步完善充满活力的市场经济体制，对经济增长产生长远的积极作用。 作者感谢匿名审稿人的意见，问责自负
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