高官落马遏制腐败了吗?，本文主要内容关键词为：高官论文,腐败论文，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 当前，中国发展所面临的环境正在发生前所未有的重大改变。中共十八大之后，中国已站在新的发展起点上，对内面临政府官员腐败严重、收入差距加大、社会冲突日益增多等诸多挑战，对外面临着国际贸易增长放缓、世界经济格局调整的不确定性。中共十八大以来，中共中央推行了一系列制度和政策层面的改革，旨在构建中国可持续发展的制度新优势。特别是中共中央打出了一系列反腐“组合拳”，中国的反腐进入一个新的高潮——坚持“老虎”、“苍蝇”一起打。这种高压反腐取得了显著的成效，一大批贪污腐败官员因此落马。这表明了腐败对政府组织腐蚀作用的严重性，打击腐败是保障执政党引领国家稳定前行的基础保障，具有根本性的意义。 腐败行为的隐秘性，造成揭发与打击腐败成为一项艰难的工作任务，各国历届政府都希望找到有效打击与遏制腐败的秘诀。然而，几乎所有打击腐败的行动都具有成本。近年来中共中央主导的反腐败行动，令众多高级官员纷纷落马，声势浩大。在反腐败行动中，高级官员落马的同时，也有大量的下级官员被调查与处理。不同级别的官员落马之间可能存在某种关系，探究其中的联系能够厘清腐败与反腐败现象背后的复杂规律。 腐败高官落马很可能能够遏制广泛存在的腐败动机与行为。其机理在于：一方面，由于省部级高官的贪污腐败很可能通过各种关系网络形成与发展，是众多基层贪污腐败的催化剂与保护伞，加剧了贪污腐败程度的严重性，因此打击省部级高官贪腐可以遏制与其关联的其他腐败官员的违法行为；另一方面，省部级高官处于政府官员集团的金字塔上层位置，其行为和动向，对于下层众多官员具有向导与信号作用，一旦省部级高官落马，则形成一种信号，产生震慑效应，遏制广大官员的腐败行为，降低他们的腐败动机。在经验数据上，高官落马是否能够显著遏制腐败，究竟通过何种链条实现遏制腐败的效果，是本文关注的核心问题。 本文搜集统计了历年中国大陆各省区省部级高官落马的信息资料，构建1998-2011年的省区面板数据，通过实证发现，高官落马显著地抑制了可观测的贪腐程度。当年的高官落马并未显著影响腐败程度，但上年、前年和大前年的高官落马显著降低了腐败程度。这意味着，高官落马对腐败活动形成了一种具有时间延迟性的遏制作用。这种效应是显著的，在考虑了时间滞后性、反腐力度的其他变化等方面的干扰因素之后，仍然具有稳健性。 本文基于实证分析，将高官落马遏制腐败重点归因于高官落马形成了一种威慑效应，使得地方官员减少了腐败与违纪活动。本文在实证检验中发现，高官落马不是由于地方的高腐败程度所导致的，因此高官落马后的腐败程度下降不是此前的集中反腐败行动的结果，而更可能是震慑效应的效果。本文也发现，地方高官落马，具有不可忽略的外溢效应，抑制了周边省区的腐败程度。这意味着当某一地区出现高官落马时，其他周边地区将感应到这种震慑效应。本文还发现，高官落马并未显著降低那些籍贯地与任职地不同的官员的籍贯地的腐败程度，这间接表明了震慑效应的发挥，具有条件性与边界性，需要基于一定程度的经济和政治联系。 本文剩余部分的安排如下：第二部分回顾了关于腐败的经济学文献，并延伸出了本文的基本假说判断；第三部分阐述了本文的实证策略及数据来源；第四部分呈现了高官落马遏制腐败的实证结果，并对结果进行了稳健性检验；第五部分识别了高官落马遏制腐败的可能机制，重点讨论了震慑效应的存在性；最后是总结性评论。 二、文献综述与理论假说 (一)文献综述 现有文献已经证实，腐败对经济、政治和社会等不同领域都会产生严重危害。腐败不仅会损害经济增长(Aidt，2003；Friedman et al.，2000；刘勇政和冯海波，2011；陈刚等，2008；Dong and Torgler，2012)，而且会恶化收入分配(Rose-Ackerman，1978；陈刚和李树，2010a)，并降低地方政府的效率(陈刚和李树，2010b)，降低人力资本积累、城市化水平、金融深化水平和国际贸易水平(Li et al.，2000)①。正因为腐败具有严重的危害性，学者们自然致力于寻找腐败的根源与遏制腐败的有效策略。 腐败程度在国家和地区之间的巨大差异，使得学者们首先从国家或者地区层面特质寻找和挖掘其根源。La Porta et al.(1999)考察了腐败与种族语言分布、宗教、法律起源的关系，发现异质化程度较高的国家腐败更严重，新教传统国家和普通法系国家腐败程度较低。Treisman(2000)通过实证分析指出，那些属于新教传统地区、英国前殖民地并且经济发达、进口较多的国家腐败程度较低。Svensson(2005)根据经验观察，发现那些具有高企的腐败程度的国家都是发展中与转型国家或地区。Sachs and Warner(1995)发现，那些高腐败程度的国家基本上都是那些封闭非开放的国家。总的来看，研究腐败决定因素的文献，强调了经济、结构政策以及制度角色的重要性(Acemoglu et al.，2005；La Porta et al.，1999；Djankov et al.，2003)。 强调制度对于腐败的重要性的文献可以分为两个流派：第一支理论流派(Lipset，1960；Demsetz，1967；Glaeser et al.，2004)认为，制度发展是一个国家的收入水平变化的结果，经济因素决定了制度质量(包括腐败程度)；教育水平与人力资本等因素对于法庭及其他正式制度组织运行是非常必要的，而这些都与收入水平的提高紧密相关。因此，经济发展水平对于腐败程度具有决定性影响。尽管在跨国研究中，人力资本水平被认为是影响腐败程度的一个重要因素(Svensson，2005)，但其提高却严重受制于经济水平。第二支理论流派认为经济和政治制度对腐败程度有巨大影响，这种影响往往是通过限制政治权力和促进政治竞争实现的。那些反映和指代市场约束程度的指标往往包括对外开放程度(Ades and DiTella，1999)、企业进入管制程度(Rose-Ackerman，1996；Djankov et al.，2002；Pieroni et al.，2013)。在政治环境和制度方面，自由开放的媒体环境能更好地揭示和遏制政府与公共部门的不当乃至腐败行为(Besley and Burgess，2002；Brunetti and Weder，2003)。更加一般地，政治家的选举制度能够为在位者提供激励，使得他们减少寻租与腐败行为；政治制度，无论是议会制还是总统制，简单多数制还是比例制，都会对腐败程度产生影响(Persson and Tabellini，2004)。此外，政府分权程度和政府层级数量都会影响腐败程度，政府财政支出分权带来更低的腐败程度(Fisman and Gatti，2002)，政府层级和地方政府雇员更多的国家，行贿更加严重(Treisman，2000)。 中国作为一个转型的发展中大国，其腐败程度及其影响和根源等问题更是得到了中国学者的长期高度关注和研究。一些政治和经济学者采用案例统计分析的方法总结了中国腐败现象的一些典型事实和基本规律，得到了一些重要结论。过勇(2006)基于1978-2004年中国被查处的副部级以上(含副部级)公职人员的68个案例，以及包括部分被查处的正处级以上、副部级以下公职人员的526个腐败案例，得出了贷款审批、官员提拔和任命、工程项目发包等领域是腐败的高发区，官员腐败的潜伏期变长等结论。王一江等(2008)通过对中国130个腐败个案的分析，发现交通、工商税务和贸易是腐败的重灾区；官员教育水平提升降低了腐败水平；经济增长和私有经济比例的提高都与腐败负相关。 近年来，更多的经济学者基于统计数据并采用计量分析方法实证研究中国政府官员腐败的决定因素。周黎安和陶婧(2009)运用中国1989-2004年的省级数据，考察了各种经济结构因素对地区腐败程度的影响，实证发现FDI比例提高会增加官员腐败水平，进出口比例的提高有助于降低腐败水平，而民营化程度对腐败程度的影响却较为模糊。吴一平和芮萌(2010)则发现，市场化程度会削弱腐败对经济的负面影响，并认为完善市场机制是治理腐败的有效途径。在研究经济市场因素对腐败的影响的同时，更多的文献关注政治环境和制度设置对腐败程度的影响。周黎安和陶婧(2009)实证发现，政府规模扩大会增加地区腐败案件发生率，核心政府部门规模的影响更加明显。吴一平(2008)采用中国1993-2001年省级面板数据发现财政分权恶化了腐败问题。陈刚等(2009)利用1998-2006年贪污贿赂罪和渎职侵权罪的加总数据来衡量各地的腐败，也发现分权导致了更多的腐败。 正如聂辉华和王梦琦(2014)所指出的，现有文献中，大部分是研究腐败原因，较少文献研究反腐败问题。聂辉华和王梦琦(2014)基于2003-2013年中国352个厅级以上官员的腐败案例，采用厅级以上贪腐官员是否被抓来度量反腐败力度，分析了政治周期与反腐败之间的关系，发现全国和地方“两会”或春节等政治敏感时期，反腐败力度显著减弱。尽管他们关注和直接考察反腐败问题，但是他们主要给出了一个反腐败的周期性规律，并未进一步考察中国反腐败工作的成效等重要问题。陈刚和李树(2012)基于1998-2009年中国的省长、省委书记交流样本，评估了官员交流制度安排的反腐败效应，发现官员交流显著降低了流入地的腐败程度。万广华和吴一平(2012)则进一步利用中国1989-2006年省级面板数据，发现司法制度建设(增加立法数量和加大执法力度)能够显著降低腐败发生率。这些文献开始关注制度设置是否能够降低腐败程度。 实际上，中国高层近年来之所以越来越重视反腐败问题，很大程度上源于腐败现象越来越呈现腐败干部高层化趋势。吴一平(2008)指出，中国的腐败出现个体腐败和集体腐败并存的状况，并且集体腐败正呈逐年上升的趋势。部门窝案、串案逐渐增多，单位犯罪案件上升，腐败行为主体正在从基层向中层和高层领导干部蔓延，县处级以上领导干部、甚至省部级以上领导干部因腐败案件受到查处的比例逐年上升。王一江等(2008)、陈刚(2013)均指出，由于高级官员具有更高的威信和享有更大的决策权力，因此与普通官员的腐败行为相比，高官腐败不仅造成了更多腐败租金的无效率浪费，而且还可能对其他官员的行为产生传染和示范效应，进而促进腐败行为的进一步扩散和恶化。陈刚(2013)采用2003-2007年中国31个省的数据，构造了一个包括71对在地理上接壤省份的数据集，实证发现中国存在高官腐败的示范效应，即邻省高官腐败率的上升，将会显著地提高本省官员的腐败率。他们在研究高官腐败的示范效应的时候，主要是通过跨地区影响来识别的。但是，高官腐败的示范效应，并不一定是通过跨省区扩散实现的，其首先体现为对本省区广大官员干部群体的影响。此外，其实证中所采用的腐败高官样本，体现的可能更多的是上级政府或者司法系统对下级政府反腐败力度的增强。 研究腐败的外国经验文献，更早地注意到腐败行为具有相关性与传染性②。他们也主要是通过地理空间维度予以识别。Attila(2008)采用1996-2002年的跨国数据分析发现，各国的腐败程度存在着高度的地理相关性：位于低腐败地区的国家，其腐败程度往往更低；位于高腐败地区的国家，其腐败程度也往往更高。Goel and Nelson(2007)基于美国1995-2004年的数据分析发现，美国各州之间的腐败活动具有显著的传染效应，如果邻州的腐败率上升10％，将会促使本州的腐败率增长4％—10％。最近，国内学者也注意到腐败的跨地区影响问题，除陈刚(2013)外，汪伟等(2013)也通过实证分析发现，中国地方官员腐败行为存在显著的地区间策略互动，并且表现为策略互补。魏峰(2010)引入空间邻居效应变量，发现中国各省之间存在腐败行为邻居效应，即本省的腐败程度明显受到相邻省份腐败程度的正向影响。汪伟等(2013)、魏峰(2010)的发现是类似的，但没有专门研究高官腐败。陈刚(2013)注意到了高官腐败的示范效应，但仅仅关注了其对其他省区的影响。 正如本文所强调和陈刚(2013)等文献所论述的，高官腐败具有传染效应，这可能是中国高腐败率问题的一个重要成因。与普通官员相比，高级别官员的腐败行为可能会对其他官员的行为产生强烈的示范效应，造成官员腐败行为的扩散(陈刚，2013)。这也已经为文献所论证与强调。Carvajal(1999)指出，领导者的廉正声誉是影响组织内部腐败数量的重要因素，如果领导者的行为不正直，将会造成组织内部的腐败；反之，领导者的廉正行为将构成对其他组织成员正直行事的巨大激励。Pearce et al.(2008)也认为，领导者低下的腐败免疫能力是造成行政腐败的首要驱动因素。 这些研究都表明了，高官腐败现象值得更大程度的关注，并且需要从其外溢作用层面予以考察，但现有文献对此研究仍然相对不足。 (二)理论假说 近十几年来，中国政府高层高度重视反腐败工作，导致了数量可观的高官被查与落马。高官落马可能具有一系列的前因与后果。 首先，地方高官落马可能是地方腐败程度较为严重的一个表现与后果。在给定其他因素不变的情况下，一个腐败程度越高的地区，越可能出现贪腐高官被查处。其次，高官落马，可能是集体腐败被发现的一种牵连后果。在其他腐败官员被查处之后，涉入集体腐败的高级官员(如省部级官员)可能会随之被揭发并予以查处。这两种情况下，都会有这样一种数据规律，即高官落马之前的腐败程度较高，并且这种腐败程度能够预测随之出现的高官落马。而且，在这些情况之下，高官落马的同时，会伴随着更多的官员腐败案件的揭发与查处，即高官落马的当年及前后一年的腐败案件数会上升。当这种集中反腐败行动与现象告一段落之后，所查处的腐败数量就会相对下降。这在数据上，就会表现为贪腐高官落马，然后腐败程度随之下降。但是，这只是两者的一种相关关系，而并非表明高官落马与腐败程度下降之间存在因果关系。 高官落马，也会有一系列的后果。高官落马，首先是某一高级职位的具体任职者更换。如果该高级职位具有实际权力，并且该落马高官正是利用这一职位权力进行贪腐活动，则该高官落马之后相关的贪腐活动则随之中止。如果继任者没有利用这一职位权力进行贪腐活动，则我们仍然可能观察到高官落马后的腐败程度下降。如果落马高官落马时的任职职位属于退居二线式的职位，则相应的实际权力较小，该落马高官已经难以利用这一职位进行贪腐活动，其被查处更多的是其更早时期任职实际权力职位的贪腐行为。在这种情况下，高官落马前后，这一职位的贪腐程度都不会显著变化。因此，一旦这一类职位上的贪腐官员落马后，地方腐败程度下降的话，则表明高官落马还通过其他渠道与机制影响地方腐败程度，而震慑就是一种重要的机制。 我们倾向于认为，贪腐高官落马，会产生一种震慑效应，地方广大公职人员会感受到这种震慑效应的存在，从而减弱乃至停止贪污腐败行为，最终表现为腐败程度的下降。高官落马之所以能够产生震慑效应，与中国的干部管理体制密切相关。 首先，中国的干部体系是一个相对封闭的系统，大部分的干部官员在一个金字塔式的公共部门由下而上展开职业生涯，这个封闭系统内部的环境与条件对干部官员的决策影响巨大。在相对开放的职业环境下，当自身所处职业系统内部环境变得严峻的情况下，干部官员可以借助外部资源乃至脱离系统来改善和缓解自身所面对的压力。但是，中国的干部官员即使在干部体系环境变得严峻的情况下，也难以通过改变所处位置和环境来缓解压力，从而不得不承受巨大的环境压力，并主要依靠调整自身心理与行为来应对环境变化。 此外，中国的各级政府部门实行首长负责制，领导干部具有可观的权力及自由裁量权，能够影响周围的人、财和事，特别是干部人事制度为“下管一级”，导致上级意志可以通过层层下移显著影响下级部门和干部官员的意志和行为。首长的政治级别越高，其意志则越能通过干部管理体系扩散开来，传播越广泛，产生越大的影响。 这些因素的叠加，导致一旦发生高官落马，则产生显著的震慑效应。据此，我们提出本文核心假说：腐败高官落马产生震慑效应，从而能够遏制公职人员的腐败程度。 本文与已有文献的不同之处在于以下几点：第一，本文重点识别了高官落马对地区腐败的遏制程度，第一次回答了反腐败工作成效如何这一重要问题。第二，本文不仅定量考察了高官落马的腐败遏制程度，还尝试从机制上识别为何高官落马能够显著地降低腐败程度，并将之重点归因于震慑效应。第三，本文还从区际外溢的角度，考察了高官落马对腐败所具有的广泛遏制效果，并尝试讨论了其条件性。这些工作和发现，不仅对当前的反腐败工作具有重要的政策含义，更从理论上增进了学界对如何应对腐败以及相关政策如何发挥作用的理论认识。 三、实证策略与数据描述 (一)实证策略 根据世界银行(World Bank，2000)的定义，“腐败是指为了私人利益滥用公共权力的行为”。腐败水平越高，则政府官员的攫取活动越严重，并且政府行政效率越低下。尽管腐败带来严重的政府失灵以及经济效率损失，但是腐败具有天然的隐蔽性，从而难以观测和数量化。研究腐败的学者第一个任务就是构建合理度量腐败程度的指标。从现有成果来看，度量腐败的指标主要包括两种：一种是建立在问卷调查信息基础上的腐败程度指数，另一种是采用被揭发的腐败案件或者涉案人员数作为腐败程度指数。采用问卷调查的方式构建腐败指数，较有代表性的是国际透明组织(Transparency International，TI)公布的腐败感知指数(Corruption Perception Index，CPI)。建立在问卷调查信息基础上的腐败指数，具有一些内在缺陷，即参与腐败的被调查者倾向于谎报信息、未参与腐败的被调查者难以提供有用信息，都降低了其真实性和准确性。采用被揭发的腐败案件或者涉案人员数作为腐败程度指数，也是一种惯常做法。Fisman and Gatti(2002)以及Dincer and Gunalp(2008)采用被判罚滥用职权的公务员数量度量美国各州的腐败程度。国内研究腐败的学者主要是采用《中国检察年鉴》报告来获取原始数据，并在反映腐败程度的数据处理上采取不同的手法，如周黎安和陶婧(2009)直接使用腐败案件数量取对数的形式衡量腐败程度；吴一平和芮萌(2010)使用腐败案件与当地人口的比值衡量腐败程度；陈刚等(2008)、刘勇政和冯海波(2011)采用腐败渎职立案数与公职人员的比值衡量腐败程度等。Levitt(1998)证实，用报告的犯罪数度量犯罪率与真实犯罪率具有一致性。 本文借用陈刚等(2008)、刘勇政和冯海波(2011)等的处理方式，以人民检察院每年立案侦察贪污贿赂、渎职案件数与公职人员数之比(件/千人，corruption1)以及涉案人数与公职人员数之比(人/千人，corruption2)两个指标来度量腐败水平。本文所采用的基础数据中，人民检察院每年立案侦察的贪污贿赂、渎职案件数与涉案人数来源于历年《中国检察年鉴》(1999-2013)中各地区《人民检察院年度工作报告》。“公职人员数量”来自《中国统计年鉴》各年中“分行业职工数”项③。 本文的另一个核心指标和变量是各省区各年的副省部级以上贪腐官员的落马人次(频率)，具体是该省区该时期所立案调查的贪腐违纪案件所涉及的副省部级以上官员人数。由于是立案调查所涉及的高级别官员数量，因此它在一定程度上反映了由中央领导层主导的反腐败部门对贪腐违纪行为的打击力度。关于这一数据，有两点需要交代说明：第一，这些立案调查的贪腐违纪的副省部级以上官员数据，来自公众可得的公开资料，本文收集的样本可能并非落马高官的全部。但是，由于中国在反腐进程中越来越重视透明性，对早期的案件也普遍予以公布相关资料，因此本文的副省部级以上贪腐官员样本可以覆盖绝大部分。第二，副省部级以上贪腐官员的样本选取的是各个省及其以下党政机关系统(包括党委、行政、人大、政协、司法系统)中的贪腐官员，而没有包括中央部委、央企系统以及军队系统中的贪腐样本，这是因为这些贪腐高官样本无法精确地分配到各个省区中去。 本文实证回归的时间阶段为1998-2011年。1997年前后，中国贪污贿赂立案标准从2000元提高到5000元，贪污贿赂大案标准从1万元提高到5万元。这一立案标准的改变，使反腐败立案数量及其效应在1997年前后发生了显著变化。1998年立案数量突然大幅下降，大案所占立案总数比例在1998年也突然下降(高远，2010)。另外，1997年9月召开的中共十五大也明确提出反腐败应“标本兼治”，之后出台了一系列的制度建设措施。因此，本文将1998年作为考察时间起点。尽管中共十八大之后，中国的反腐进入了一个新时期，但由于根据官方公开资料搜集到的腐败数据具有时滞性，因此本文以2011年作为考察时间终点。由于本文的主要工作是论证高官落马可以通过震慑有效抑制腐败，因此如果我们能够基于2012年之前的数据发现这种规律，那么这种规律在反腐力度更强的新阶段应该会更加显著与稳健，即本文发现具有外部有效性。 基于前面阐述的分析思路，我们设定的实证模型为： ln(corruption[，it])=α+β[，0]ln(corruption[，it-1])+β[，1]anticorrpcases[，it]+Χ[，it]Γ+γ[，i]+η[，t]+ε[，it] (1) 其中，方程左侧是被解释变量ln(corruption[，it])，即可观测的腐败程度的对数值。我们在方程右侧加入了被解释变量的一期滞后项ln(corruption[，it-1])，这是因为政府官员的腐败行为往往具有时间维度上的连续性，考虑这一连续性使得模型更加合理。anticorrpcases是本文的核心解释变量，即副省部级以上贪腐高官的落马人数，具体是该省区该时期所立案调查的贪腐违纪案件所涉及的副省部级以上官员人数。由于是立案调查所涉及的是省部级高级官员，因此它受到中央领导层及中共中央反腐机构的实质领导和关注。在此情况下，地方省部级高级官员被立案调查，会传递出中央反腐意志，带来震慑效应，降低下级各级官员的腐败动机与行为。因此，我们预期其估计系数的符号显著为负。 Treisman(2007)在对过去10多年间的腐败文献进行方法论的讨论时，总结指出其中最为重要的是已有实证文献的结论的稳健性如何(“how robust”)。为了验证基本结论的稳健性，本文采取了多种实证策略。首先，我们在实证回归中加入了被解释变量的一阶滞后项作为控制变量；其次，我们在回归中考虑了地区固定效应和时间固定效应，这使得我们能够控制不同地区的固有特征差异，以及控制全国一致的腐败或者反腐败时间趋势等因素；再次，我们加入了一系列时变的控制变量；最后，在动态面板方程回归中，我们不仅采用了双向固定效应回归方法，还采用了系统GMM回归方法，以求得到一致的估计结果。 本文控制了一系列可能影响地区腐败程度的时变因素，包括了人均实际GDP的对数(Log_pgdp)及其平方项(Log_pgdpsq)、进出口总额与地区生产总值的比率(open)、国企投资占比(Soe)、地方财政支出与地区生产总值的比率(fiscal)、人口平均受教育年限(educ)④、公共管理和社会组织行业就业人员工资与职工平均工资的比率(wage)、地方财政预算支出中公检司法支出的比重(judicy_degree)。 (二)数据描述 本小节对高官落马样本进行简单的统计性描述。 图1展示了1987-2013年间地方副省部级高官落马人次情况。1994年之前，大多数年份没有贪腐高官落马。1994年之后，贪腐高官落马渐成常态，每年都有贪腐高官落马。2002年，仅有3人次落马，成为1994年后的一个落马人次低谷年份。但随后的2003-2006年间，每年都有6位以上贪腐高官落马，成为一个高潮阶段。随后的2007-2012年阶段，每年都仍有贪腐高官落马，但相对于2003-2006年阶段，大幅减少。因此，尽管贪腐高官落马人次在全国加总层面存在年度差异和周期性波动，但每年均有一定落马人次，使得本文可以据此进行数量性分析。
图1 各年地方高官落马人次 注：本图中所统计的落马高官人次仅包括了地方落马高官，不包括中央部委、央企系统及军队系统的落马高官。
图2 各省区1994-2011年累计高官落马人次 在1994-2011年的统计性描述范围内，共有88个地方副省部级落马高官样本。之所以以1994年作为考察起点，是正如上图所显示的，1994年之前的很多年份均无副省部级高官落马事件发生。同时，我们的回归样本跨度为1998-2011年，即使考虑到高官落马的滞后影响，4年也足够观测清楚其潜在影响。 图2展示了1994-2011年间31个省区累计的高官落马人次。一方面，高官落马具有普遍性，表现为28个省区有高官落马。另一方面，高官落马具有省区差异性，不同省区的高官落马人次存在巨大差异，例如广东的落马人次高达7人次，黑龙江的落马人次也达到6人次，而个别省区并无高官落马。更加细致观察可以大致看出，沿海发达省区的高官落马人次似乎更高，而内地西部落后省区的高官落马人次相对较低。例如，中共十八大之后的腐败案件频发的山西，期间的落马高官仅为1人次，与腐败严重程度并不相称。这间接表明了，高官落马人次更多的是一种中央领导层反腐力度的表征。
图3 落马高官的级别分布
图4 落马高官的系统分布 在88个样本中，有2个落马官员属于党和国家领导人级别；有9个落马官员属于正省部级领导人级别，职位涉及省政协主席、省委书记和省长，其中5人为省政协主席，2人为省委书记，2人为省长。尽管有11人次的官员级别在正省部级及以上，比例为12.5％，但是由于省政协主席这一类官员在地方政策制定与实施过程中的实际影响力远不如党和行政系统，因此从实际权力的角度来看，具有正省部级权力的落马官员比例不足7％。 在88个样本中，有45人次来自党务和行政系统，34人次来自人大和政协系统，9人次来自司法系统，分别占比51％、39％、10％。来自党务和行政系统的落马人次比例超过半数，这表明了掌握实际权力的官员有巨大的腐败违纪空间，加之众多的人大和政协系统落马高官此前曾在党务和行政系统担任要职，因此高官腐败违纪是实权下的违纪腐败。特别地，在88个样本中，9个来自省级司法机关的落马高官，包括省级高级人民法院院长和省级人民检察院院长，其中省级人民检察院院长3人，省级高级人民法院院长6人。这里的司法机关不包括公安机关，而仅包括法院和检察院，这是因为公安机关主要是执法部门，从属行政机关。 在88个样本中，我们能够确定82个落马官员的落马年龄。图5展示了82个落马官员的落马年龄分布。不大于50岁为3人次，占比仅为4％；51-55岁为18人次，占比22％；56-60岁为23人次，占比为28％；61-65岁为31人次，占比高达38％；大于65岁为7人次，占比仅为8％。落马高官年龄主要集中在56-65岁阶段，比例约为2/3。这一年龄段恰是省部级官员的集中年龄，拥有丰富的任职经历和高度的权力，也接近这一官员级别的退休年龄，从而有更大的动机与能力进行腐败活动。
图5 落马高官的年龄分布
图6 落马高官的任职时长分布 在88个样本中，能够确定其在本省区开始任职时间的样本为63个，其余25个无法确定本省区开始任职时间。63个样本在本省区任职时间长度的均值为31年，最长为51年，最短为1年，标准差为14年。在63个样本中，任职时间不长于10年的为9人次，占比14％；11-20年的为6人次，占比10％；21-30年的为4人次，占比6％；31-40年的为28人次，占比44％；41-50年的为15人次，占比24％；长于50年的为1人次，占比2％。落马省区任职时长超过30年的人次比重超过2/3，占据绝对优势。考虑到那些难以确定本省区任职开始时间的官员样本往往是那些在本省区任职时间非常长的官员样本，有理由认为几乎所有的官员样本在落马地的任职时间都相当长，足够在任职地获得权力和产生影响。从落马省区任职时间长度的平均值来看，不少落马官员的落马年龄接近退休年龄。此外，63个样本中，有44个高官自开始工作之后一直在落马省区任职，这一比例为70％。这表明我们所考察的落马高官中，即使是从最为保守的比例来进行计算，也会有50％以上的高官一直在单一省区任职，直至被查落马。大部分官员在落马省区任职工作多年，且落马案件与当前任职省区具有直接关联。正是因为落马高官的落马案件与其落马省区有直接关联，且其一般在该省区长期任职，所以其落马能够带来显著的影响。我们将在以下部分采用实证方法予以严谨的验证。 四、实证发现：高官落马遏制腐败 (一)基本发现 表1报告了基本回归结果，被解释变量为“案件数与公职人员数之比的对数值”，方法是固定效应回归。第(1)列的核心解释变量为当年落马人次，回归系数符号为正，不显著，这意味着当年的贪腐高官落马，不会对当年的腐败程度产生显著影响。第(2)列在第(1)列的基础上增加了上年落马人次作为核心解释变量，当年落马人次的回归系数依然不显著，上年落马人次的回归系数为-0.025，在10％统计水平上显著，表明上年高官落马每增加1人次，则平均而言腐败程度下降2.5％。第(3)列在第(2)列的基础上，增加了前年落马人次作为核心解释变量，当年落马人次的回归系数依然不显著，上年落马人次的回归系数为-0.029，前年落马人次的回归系数为-0.042，均在5％统计水平上显著，表明上年或者前年高官落马每增加1人次，则腐败程度将下降3％。第(4)列在第(3)列的基础上加入了大前年落马人次作为核心解释变量，当年落马人次的回归系数依然不显著，上年落马人次的回归系数为-0.031，前年落马人次的回归系数为-0.044，均在5％统计水平上显著，无论是系数绝对值还是统计显著性都有所提高，而大前年落马人次的回归系数为-0.016，接近10％的统计显著性，即可以推断大前年的高官落马，仍然具有腐败遏制效应。至此，我们一致发现，当年高官落马，并未显著改变当年腐败程度，而过去3年内的高官落马，均显著遏制了腐败程度，高官落马遏制腐败的效果，具有一定的时滞性和累积性⑤。
第(5)—(7)列在第(2)—(4)列的基础上，删除了当年落马人次这一解释变量，这使得回归方程中的核心解释变量均具有时间滞后性，能够缓解内生性问题。结果显示，上年落马人次、前年落马人次及大前年落马人次均一定程度地降低了腐败程度。本文的核心假说初步得到验证。 对于控制变量而言，公职人员工资相对水平、国企投资占比、对外开放程度、地方财政支出比重等变量的回归系数不显著。人均实际GDP的一次项系数为正和二次项系数为负，且高度显著，因此中国也存在腐败程度与经济发展水平之间的倒U型关系。人均受教育程度的回归系数显著为正。汪伟等(2013)认为，可能的原因是，监督机制不完善和权力高度集中的情况下，教育水平的提高可能提高了官员的寻租和反侦察能力，从而提高了腐败水平(Ahrend，2002)。 (二)稳健性检验 1.减少省区样本 统计描述部分显示，广东、黑龙江等极少数省区的高官落马人次较高，在所有的高官落马样本中占据一定比例。一种担心是，本文的实证结论主要是由少数集中于这些个别省区的高官落马样本造成的。为了排除这种可能，我们将广东、黑龙江两个省区的样本剔除，基于剩余样本进行回归。表2第(1)列的结果显示，核心解释变量中，上年落马人次的回归系数为-0.044，在5％统计水平显著；前年落马人次的回归系数为-0.034，对应的t值大于1；大前年落马人次的回归系数为-0.026，在10％统计水平上显著。尽管3个回归系数的统计显著性有所下降，但仍然处于可接受的统计水平内，并且系数绝对值总体有更大程度的提高。这表明，基本结果不是单纯由少数省区的高官落马样本所驱动的，而是具有一般性。 2.加入常规反腐力度 本文被解释变量为当年观测到的腐败案件或者人次，即观测到的腐败程度。这种可观测到的腐败程度，除了受到高官落马这种重大冲击性影响外，必然会受到地方常规性反腐力度的影响。基于此，我们在之前回归的基础上加入能够反映地方常规性反腐力度的指标，作为控制变量。 第一，我们采用与万广华和吴一平(2012)完全一致的做法，以地方财政预算支出中与公检司法功能相关的支出所占比重作为常规反腐力度度量，回归样本段为1998-2006年⑥，表2的第(2)—(3)列报告了回归结果。第(2)列的核心解释变量中，上年落马人次的回归系数为-0.024，在5％统计水平上显著；前年落马人次的回归系数为-0.033，在10％的统计水平上显著；大前年落马人次的回归系数为-0.024，在5％统计水平上显著。同时，新加入的控制变量(滞后一期的)公检司法支出占比的回归系数为-0.021，在5％统计水平上显著，表明公检司法支出占比每提高1个百分点，则腐败程度能够减少2％，即地方政府常规的反腐努力程度的提高，能够显著地遏制腐败程度。高官落马与地方常规反腐，都能够有效地遏制腐败。第(3)列的核心解释变量为前2年落马人次之和，回归系数为-0.025，在5％统计水平上显著。在这一回归中，我们同时控制了过去1-3年的公检司法支出占比。这三个控制变量中，除了前年公检司法支出占比回归系数不显著外，其余两个变量的回归系数均在1％统计水平上显著为负。这表明，地方政府常规的反腐努力程度的确有力地遏制和降低了腐败程度，并且这种遏制效应持续时间大约是3年。 第二，我们采用1998-2011年全样本数据，其中1998-2006年阶段的常规反腐力度采用与第一个策略完全相同的方式度量，2007-2011年阶段的常规反腐力度采用地方财政预算支出中的公共安全支出占比度量。这种设置尽管存在一定的指标不连续性，但使得我们能够覆盖全样本⑦。表2第(4)—(5)列报告了相应结果。第(4)列的核心解释变量是前2年落马人次之和，回归系数为-0.036，仍在1％统计水平上显著。我们同时控制了上年、前年和大前年的常规反腐力度，除了前年常规反腐力度回归系数不显著外，其余两个变量的回归系数均显著为负。第(5)列也同时控制了上年、前年和大前年的常规反腐力度，核心解释变量上3年落马人次之和的回归系数依然在5％统计水平上显著为负。 由此可见，在常规反腐行动降低未来的腐败程度的同时，高官落马事件也对未来的腐败程度有显著的遏制作用，这两种效应是同时存在的。 3.动态模型的系统GMM回归检验 本文设定的动态面板回归模型的解释变量中含有因变量的滞后值和不可观测的地区效应，我们也采用了系统广义矩阵法(GMM)估计模型。表2的第(6)—(7)列显示了采用系统GMM方法回归的结果。第(6)列的核心解释变量为上2年落马人次之和，第(7)列的核心解释变量为上3年落马人次之和。我们之所以没有将滞后各年的落马人次变量同时放入回归中，主要是因为GMM方法需要对解释变量寻找工具变量，而这种众多核心解释变量的设定会对此造成困难。第(6)—(7)列结果显示，核心解释变量的回归系数约在-0.03左右，在1％统计水平上高度显著。这意味着，前2年或者前3年的贪腐高官落马人次每增加1人次，则平均而言地方腐败程度下降3％左右。这显示了基本结果的稳健性。 4.改变腐败程度的度量方式 我们最后一个稳健性检验是改变腐败程度的度量方式，采用“涉案人数与公职人员数之比”的对数(log_corruption2)作为被解释变量，并进行回归检验，结果参见表2的第(8)—(10)列。第(8)列的核心解释变量包括上年落马人次、前年落马人次和大前年落马人次。结果显示，三个核心解释变量的回归系数均至少在10％统计水平上显著为负，其中以前年落马人次的回归系数绝对值最大，这印证了基本结果的稳健性。第(9)列的核心解释变量是上2年落马人次之和，采用系统GMM方法。核心解释变量上2年落马人次之和的回归系数为-0.014，在1％统计水平上显著，表明前2年贪腐高官落马人次每增加1人次，则平均而言地方腐败程度下降1.4％左右。第(10)列的核心解释变量为前3年落马人次之和，采用系统GMM方法。核心解释变量上3年落马人次之和的回归系数为-0.016，在1％统计水平上显著，表明前3年贪腐高官落马人次每增加1人次，则平均而言地方腐败程度下降1.6％左右。上述回归结果再次显示，贪腐高官落马具有遏制腐败的效应，这种遏制效应并未在当年显示出来，而是具有一定的时滞性和累积性⑧。
注：(1)第(1)—(7)列的被解释变量为“案件数与公职人员数之比的对数值”，即log_corruption1，第(8)—(10)列的被解释变量为“查处人数与公职人员数之比的对数值”，即log_corruption2；(2)括号中报告的为稳健标准误；(3)***为1％统计水平显著性，**为5％统计水平显著性，*为10％统计水平显著性；(4)所有控制变量(包括常数项和被解释变量滞后一期项)的回归结果没有报告；(5)第(6)、(7)、(9)、(10)列均进行了差分方程残差的AR(1)与AR(2)检验以及过度识别约束检验，AR(1)检验的p值接近0，AR(2)检验的p值远大于0.1，Sargan统计值对应的p值远大于0.1。 五、腐败遏制机制：震慑效应 我们已经稳健地发现，高官落马能够使得随后的腐败程度显著下降。我们倾向于将其归因于高官落马所产生的震慑效应。然而，正如理论假说部分所阐述的，高官落马带来腐败程度下降还存在其他的作用渠道，本节对此做出具体识别与讨论。 高官落马，可能与当地的腐败程度相关。这至少存在两种可能：第一种可能是，如果一个地区的腐败程度较高，则更加可能出现高官落马的事件；另外一种可能是，高官落马是由此前的其他低级别的官员落马而引致的，这在腐败具有严重的集体性与网络性的情况下相对突出。无论是哪一种情形，我们都可以在数据上观察到这样的结果，即过去的腐败程度能够显著影响随后的高官落马概率。我们建立了相应的回归方程，以当年是否有高官落马(antidum)的虚拟变量作为被解释变量，以当年腐败程度(log_corruption1)、上年腐败程度(l1.log_corruption1)以及前年腐败程度(l2.log_corruption1)作为核心解释变量，采用xtprobit方法进行回归。回归结果如下⑨：
上式括号中为标准误，可见3个核心解释变量的回归系数均不显著，表明过去的地区腐败程度并不能预测随后的高官落马。这意味着，上述两种可能在数据层面均不存在。从另外的角度来看，这表明了，高官落马并不是直接因为这个地区的腐败程度较为严重，也即本文的高官落马作为核心解释变量具有较好的外生性；这也表明了，高官在落马之前并未出现显著的腐败程度的提高。因此，我们不能简单地将高官落马归因于与其腐败相关的其他低级别腐败官员的落马，也不能简单地将本文所发现的高官落马后的腐败程度下降归结为腐败官员在高官落马之前已经被大规模稽查与处理。 我们还采用了另一策略，考察高官落马与其前后的腐败程度之间的关联性。我们仍然以式(1)为回归方程，重新设定核心解释变量，以未来一年的高官落马人次、未来第二年的高官落马人次以及未来第三年的高官落马人次作为核心解释变量，进行回归。结果如下⑩：
上式括号中为稳健标准误，未来第一年、第二年和第三年高官落马人次的回归系数为正，但均不显著。这表明了，未来的高官落马人次几乎与当前的腐败程度不相关，即当前的腐败程度几乎没有显著地导致未来的高官落马，高官落马这个事件在式(1)中具有较好的外生性。这与式(2)的结果是类似的。 中国的腐败越来越呈现集体腐败的态势，这使得腐败案件的成功查处可能呈现时间集聚性。我们此前的xtprobit回归已经初步验证了，高官落马前的腐败程度并不能预测高官落马，因此如果腐败案件的确具有高度集聚性，那么可能出现的就是高官落马后的腐败程度上升，但本文的实证回归并未发现这种规律。这可能表明，尽管许多腐败具有集体性，但高官落马案件的查处集聚性，在地方众多的腐败案件中仍然不足以占据统计上的主导地位。这使得我们倾向于认为，高官落马之后的腐败程度下降，更可能是震慑效应带来的。 本文的高官落马样本是地方的落马高官，涉及党委、行政、人大、政协和司法等多个系统部门。有一种担心是，一个省区的司法机关的主要官员落马，会使得该省区的常规反腐工作受到短期的中断、干扰和影响，导致反腐力度减弱，而出现揭露的腐败案件数量和规模下降。这构成本文的震慑效应假说的竞争性假说。我们验证高官落马遏制腐败，不是局限于公检司法部门高官落马样本的现象。本文的落马高官样本中有10％(共9人次)来自司法机关系统，无论从人次还是比例来看都很低，将其作为独立一类样本构造解释变量难以识别其真正的影响。我们采取的策略是在原有高官落马样本的基础上，将落马的司法机关系统高官样本剔除，在此基础上构造关键解释变量。结果显示，上3年高官落马人次之和的回归系数在5％统计水平上显著为负，且系数为-0.03，与原来的结果基本没有显著差异(11)。这表明了，高官落马对地方腐败的遏制，不是简单地由于司法机关系统的高官落马导致常规性反腐工作中断造成的，而更可能是由高官落马的震慑效应带来的。 高官落马能够带来更低的腐败程度，既可能是震慑效应发挥作用，也可能是原有的腐败链条失效的表现。正如提出假说部分所阐述的，如果该高级职位具有实际权力，并且该落马高官正是利用这一职位权力进行贪腐活动的，则该高官落马之后相关的贪腐活动随之中止。如果继任者没有利用这一职位权力进行贪腐活动，则我们仍然可能观察到高官落马后的腐败程度下降。如果落马高官落马时的任职职位属于退居二线式的职位，则相应的实际权力较小，该落马高官已经难以利用这一职位进行贪腐活动，其被查处更多的是其更早时期任职实际权力职位的贪腐行为的结果。在这种情况下，高官落马前后，这一职位的贪腐程度都不会显著变化。因此，一旦这一类职位上的贪腐官员落马后，地方腐败程度下降的话，则很可能是震慑效应在发挥作用。我们依据落马高官所任职位的类型，对高官落马样本进行了分类。对于那些从党务行政部门和司法机关部门职位落马的官员样本，归类为实职部门落马官员；对于那些从地方人大和政协系统落马的官员样本，归类为虚职部门落马官员。在88个落马官员样本中，实职部门落马官员为53人次，虚职部门落马官员为35人次。 表3报告了采用分类样本即构造相应解释变量进行回归检验的结果。在所有回归中，我们均没有加入当年落马人次，因为该变量的回归系数在任何情况下均高度不显著。第(1)列显示，上年实职落马人次回归系数为-0.017，t统计值为-1.65，统计显著性水平约为10％，可以认为上年实职官员落马降低了腐败程度；前年实职落马人次的回归系数为-0.049，在10％统计水平上显著；大前年实职落马人次的回归系数为-0.026，t统计值为-1.28。综合来看，过去3年中的实职高官落马，都能够在一定程度上遏制腐败程度。第(2)列显示，上年虚职落马人次的回归系数为-0.07，在10％统计水平上显著；前年虚职落马人次的回归系数为-0.055，在10％统计水平上显著；而大前年虚职落马人次的回归系数则高度不显著。综合来看，过去2年中的虚职落马人次，在一定程度上遏制了腐败程度。由于我们将高官样本进行了分类，因此导致分散到各年的样本减少。为此，我们在第(3)—(5)列中，采用上3年落马人次之和作为解释变量，结果显示，上3年实职落马人次之和的回归系数符号为负，t统计值的绝对值超过1，上3年虚职落马人次之和的回归系数约为-0.05，在5％统计水平上显著为负。这一系列结果一致地表明了，那些虚职高官的落马更能显著地带来地方腐败程度的下降，这种下降更可能是震慑效应带来的。
我们从地理空间的角度考察高官落马的腐败遏制效应，进一步验证其震慑效应机制。由于中国地区之间存在着经济、社会和政治上的紧密联系，遏制效应可能并不局限于高官任职省区，而可能外溢到其他省区。从空间角度来看，地理上更加接近的省区，在经济、社会和政治等方面的特征更加相近，在经济和政治层面的交流也更加紧密。因此，高官在任职地落马产生震慑效应，可能通过地理空间扩展开去。为了验证这一假说，我们将式(1)的关键解释变量与空间矩阵相交乘，作为一个新的关键解释变量，加入到原方程中进行回归。如果该带有空间矩阵的解释变量的回归系数显著为负，则说明高官落马在区际上产生了显著的腐败遏制效果，腐败遏制效应具有空间外溢特征。如果空间外溢效应存在，则能够再次验证震慑效应。这是因为，地方省部级以下官员的密切和实质联系主要发生在省区内部，不同省区之间的省部级以下官员的密切和实质联系相对较少，但地理邻近的省区却又通过经济、文化和政治等相对松散、多元和间接的渠道发生关联，使得相邻省区的政治氛围和环境会有一定的传导性。如果外省特别是邻省的高官落马带来本省腐败程度下降，那么这更加可能是震慑效应带来的。
表4报告了空间外溢效应的回归检验结果。空间加权矩阵W表征了空间单位之间在不同时期的相互信赖性与关联程度。令w表示某一特定时刻空间单位的加权矩阵。在实证中，w为一个N×N的对称矩阵，其对角线上的元素
被设为0，而
表示地区i和地区j在空间上的相关关系。此处w采用基于空间地理距离的空间加权矩阵(wd)，即
即两地区之间距离越远，相互之间的影响程度越小(12)。第(1)—(4)列结果显示，无论是上2年落马人次之和、上3年落马人次之和，还是它们的空间加权项，回归系数均至少在5％统计水平上显著为负，并且空间加权项的回归系数绝对值远远超过了自身项的回归系数绝对值。这表明了高官落马遏制腐败的空间外部性显著存在，这恰是震慑效应的一种表现形式。 最后，我们从落马高官任职地和籍贯地的结果差异中考察震慑效应的存在性及条件性。我们此前按照官员落马的任职地编码和构造关键解释变量，并基于此稳健地发现了高官落马显著地遏制了任职地的腐败程度。落马官员除了与其任职地有紧密的联系之外，可能还通过其他一些特征与其他地区相连。落马官员的一种天然特征就是具有籍贯，因此可能与籍贯地具有某种联系。当这种天然联系被落马高官或者籍贯地所看重，则落马高官即使长期不在其籍贯地成长、生活与工作，也可能出于感情等因素与籍贯地发生某些经济等方面的联系。当然，如果这种联系不被看重，则落马高官就只是名义上具有籍贯地，而不与其籍贯地发生密切联系。我们下面考察高官落马是否在籍贯地产生显著的震慑效果，从而识别这种关系的紧密程度以及震慑效果的条件性。我们以落马高官的籍贯地编码和构造关键解释变量，在此基础上将落马高官细分为两类，一类是籍贯地与其落马任职地重合的样本，一类是籍贯地与落马任职地非重合的样本，关键解释变量据此一分为二(13)。 表5回归中的解释变量中的高官落马人次是基于籍贯地编码的。籍贯地与任职地非重合的情况下，关键解释变量(贪腐高官落马人次)的回归系数尽管符号为负，但统计意义上均不显著；而在籍贯地与任职地重合的情况下，各列设置的关键解释变量(贪腐高官落马人次)的回归系数均在10％以内的统计水平上显著为负。这表明，贪腐高官落马，基本上不会纯粹和单独地对其籍贯地的腐败程度产生显著的影响。
高官落马的震慑效应并未在籍贯地发挥显著作用，意味着落马高官与其籍贯地的经济政治联系较弱，从而使得其落马的震慑效应无法在其籍贯地显示出来。正因为震慑效应未能通过籍贯地而是主要通过工作任职地传导，因此遏制腐败的震慑效应的发挥，实质上是具有条件性和边界性的(14)。 六、结论性评述 近年来，中国共产党加大了对党内和公共部门的腐败行为的打击力度，旨在建立一个更加公正廉洁的政府。本文采用中国20世纪90年代以来的省级高官落马样本，考察了高官落马的腐败遏制效应。我们发现，高官落马具有显著的腐败遏制效应，这种效应呈现出一定的时间滞后性。当年的高官落马并未显著遏制当期的腐败程度，但过去1-3年的高官落马产生了显著的腐败遏制效应。这种遏制效应是显著的，其遏制规模也相当可观。本地贪腐高官落马每增加1人次，则本地腐败程度下降3个百分点。 通过排除各种可能性假说，我们进一步发现，高官落马之所以能够遏制腐败，主要源于其产生了一种震慑效应。这种震慑效应不仅存在于高官的落马地，也能够传递到其相邻地区，即具有空间外溢性。我们还发现，高官落马的震慑效应的发挥具有条件性，其并未在籍贯地显示出显著的腐败遏制效果。这意味着，高官落马的反腐效应及震慑效应的发挥，需要具有一定的政治联系。 高官落马能够对广泛存在的腐败活动产生震慑和遏制作用，一定程度上意味着由中央主导反腐败能够产生积极效果。省部级以上的高官落马，某种意义上体现了以中央为主导的反腐败的力度。省部级高官的贪腐事件的揭发，可能是反腐败机构之外的力量引发的，可能是由该省区反腐机构的反腐行动所引致的，也可能是直接由中央反腐机构的反腐行动所引致的。然而，在“政治集权”及“党管干部”的前提下，省部级贪腐高官的处理，皆受到中共中央所领导的中央反腐机构的实质领导与指示。无论对贪腐高官的查处和揭发事前是否在反腐机构的具体计划之内，其落马事件都可视为是中央反腐力度的一种体现，是中央主动反腐和被动反腐意志的综合反映。据此可以认为，在政治体制既定的情况下，政府最高层集团可以通过反腐行动和机制，来遏制政府组织的腐败程度。 高官落马遏制腐败，主要的机制在于震慑效应。这意味着，政府组织中的腐败行为受制于宏观的反腐环境与氛围。为了达到遏制腐败的效果，政府组织自身应致力于建立严惩不贷的惩罚机制和廉洁公正的政府作风，从激励与惩罚两个方面遏制腐败的发生与蔓延。同时，政府应该大力推进社会文明建设，以大众媒体、社会组织等形式监督政府行为，构建立体监督网络。 注释： ①聂辉华(2014)提供了一个关于腐败与经济效率的最新综述。 ②社会互动的文献研究也指出，腐败等犯罪行为具有明显的传染和示范效应(Manski，2000)。 ③研究中国腐败的实证文献一般用基于检察机关的贪污贿赂案件立案数来度量一个地区的腐败程度，但是也有少量文献对此指标进行了不同方向的解读。譬如，高远(2010)就对贪污贿赂立案数(“每万公职人员贪污贿赂案件立案数”的简称)这一指标解读为一个地区的反腐败力度。我们遵循大多文献的思路，对此解读为腐败程度而非反腐败力度。 ④我们把未上过学、小学、初中、高中、大专及以上程度受教育年限分别赋值1.5年、7.5年、10.5年、13.5年和17年，计算6岁及以上人口的加权平均受教育年限。 ⑤当然，我们还尝试加入更早期的高官落马人次滞后项，但其回归系数不再显著，因此没有继续报告。 ⑥尽管这个指标是一个衡量一般反腐力度的较好代理变量，但2007年起中国财政预算分类统计标准发生了巨大变化。 ⑦根据《2007年政府收支分类科目设置情况与新旧科目转换方法》，收支分类改革后设置的政府支出功能分类中的第四类为公共安全支出，其下分设10款，包括武装警察、公安、国家安全、检察、法院、司法、监狱、劳教、国家保密、其他公共安全支出。这是新分类科目中与检察、法院、司法最为相关的支出类目。这一类目包含的款项与此前的公检司法类目并不完全一致，但有较多重合。 ⑧除上述稳健性检验外，我们还进行了其他稳健性检验。第一，我们将前3年的落马人次加总为一个单一变量，进而作为核心解释变量，其回归系数为-0.030，在1％统计水平上显著。第二，我们分别对此前采用的关键解释变量进行了虚拟变量式的调整，即如果上年(或者前年、或者大前年、或者前2年、或者前3年)贪腐高官落马人次大于0，则赋值为1，否则为0。在回归中，解释变量上年落马虚拟变量、前年落马虚拟变量和大前年落马虚拟变量的回归系数均至少在10％统计水平上显著为负。无论是系数绝对值大小还是系数统计显著水平，都随时间推移而稳步减弱，符合影响衰减规律。 ⑨我们采用随机效应回归模型，回归样本容量为372个。基本结果不因是否加入控制变量而改变。 ⑩回归方法为固定效应回归方法，控制了地区固定效应与年度固定效应，回归样本容量为310，其他控制变量与式(1)同，没有报告。 (11)回归样本区间为1998-2011年，样本数为403，回归方法为固定效应回归法，具体结果没有报告。 (12)我们还采取了其他两种方法构造空间矩阵。第一，采用Rook邻近空间加权矩阵(wr)，即当两个地区拥有共同边界时，两个地区没有共同的边界。第二，采用K值最邻近空间矩阵(wk)，具体为给定空间单元周围选择最邻近K个地区的权数为1，其余为0，一般地，K=4。在这两种构造之下，无论是采用双向固定效应回归还是系统GMM回归，回归结果与此处高度一致，限于篇幅没有报告。 (13)在88个样本中，有39个样本的任职地与籍贯出生地相一致，比重为44％。 (14)那些籍贯地与任职地不一致的落马官员，其职业发展路径一般是，在籍贯地之外的省区城市完成学业，然后在学业完成地开始任职生涯，或者到其他省区城市开始任职生涯，但并没有回到籍贯地开始任职生涯，即基本上没有籍贯地的任职经历。
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