进入规制国别差异中的腐败原因———个基于跨国面板数据的实证研究，本文主要内容关键词为：国别论文,腐败论文,面板论文,规制论文,差异论文，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。
中图分类号：F224.9 文献标识码：A 文章编号：1005-1309(2012)08-0003-010
一、研究回顾：进入规制及其原因
在市场经济体制下，政府主要采用宏观调控和微观规制两个手段干预经济。规制(Regulation，或译为“管制”、“监管”)是指政府以矫正“市场失灵”或“外部不经济”为目的而干预市场主体(尤其是企业)经济活动的行为。进入规制(Entry Regulation)是规制的基础内容之一，是政府通过资格确认、机会分配、企业登记和市场开放等基本手段，对民事主体(自然人、法人、非法人组织)进入营业领域进行投资或从事营利性活动而设置的经济、行政制约和法律限制。本文将这种制约或限制的严苛程度称为进入规制强度，它一方面体现了政府对营业活动的行政监管、审查、审批和许可的实施方式和效率，另一方面体现了民事主体进入营业领域的难易程度，反映了民事主体投资和经营的自由程度。所以进入规制强度在一定意义上可以代表市场开放程度和国民的实际经济法律地位。
进入规制包括的内容较多，概念比较宽泛，从统计学角度看，它显然属于无法直接测度的“潜变量(Latent Variable)”范畴，正是这一属性极大限制了对其测度研究的开展。直到上个世纪80年代，Hernando De Soto在“开办成本”的研究中首创了基于案例观察和经济学实验的微观测度方法以后，针对规制强度的定量研究才开始逐步发展起来。Hernando De Soto认为，从企业角度看，进入规制的强度可以通过观测在开办企业过程中需要办理的官方手续的步骤数、花费的时间和支付的货币成本等具体项目上体现出来。1983年，他领导的一个研究小组在秘鲁利马亲历了新建一个小型成衣工厂所需的官方程序。结果显示，一个采用“适当手段”的申请者需要花费289天才能完成所需程序。当他在美国佛罗里达州的坦帕重复这种模拟时，仅仅用了两个小时。这个试验反映了不同国家在企业开办环节存在的规制强度差距。他的这一方法得到许多研究中的效仿，如Zylbersztajn & Graca(2002)观测和估算了在巴西开办一个服装企业所需的“开办成本”；S.Djankov，et al.(2002)使用进入管制的程序数、办理程序花费的时间和支付的货币成本衡量了85个国家的进入规制强度。在国内，金玉国(2011)用营业进入者为申领营业许可而支出的费用和花费的时间测算了我国部分地区进入规制的强度。
尤其值得一提的是，近年来，这种方法也被世界银行集团等国际组织和Heritage Founds、Fraster Institute等学术机构应用于一系列涉及进入规制问题的企业调查活动。表1是2010年世界银行集团国际金融公司(IFC)的“营商调查(The Doing Business Project)”中有关进入规制指标的描述统计量。
可见，不同经济体的指标数据相差非常大。指标最大值和最小值相比较，开办程序数最少的为1个(加拿大)，最多的为20个(赤道几内亚)，相差10倍；耗费时间最少的1天(澳大利亚)，最多的达到694天(苏里南)，相差300多倍；开办成本占人均收入的比重从0(丹麦)到10.75倍(塞拉利昂)，实缴资本下限占人均国民收入的百分比也相差近20倍。按各规制指标的变异系数衡量，国别差异由小到大依次是程序、时间、成本和资本。原因可能是开办企业的监管方法有一定的国际惯例可循，不同经济体的办理程序大同小异，在一定程度上掩盖了进入规制强度的差异。而货币成本、时间成本和对资本下限(进入门槛)的要求能够更深入地反映规制的实质，所以各国之间存在较大的差异性。因此，利用不同的规制指标从不同侧面测度进入规制的强度是符合潜变量测度原理的。
鉴于进入规制强度的国别差异如此之大，研究者自然而然地希望寻找其形成的原因。上个世纪90年代以后，产生了一批有影响的定量研究成果。但不同研究者的侧重点各不相同。S.Djankov，et al.(2002)利用相关分析和回归模型测算了人均收入水平和各项政治属性因素对进入规制程序数的相关系数和边际影响，结论是人均收入水平和司法独立性、立法效率、政治权力等政治属性指标对进入规制程序数有负的效应，而专制对进入规制程序数有正向影响；R.La Porta，et al.(2003)利用线性模型分析了法源(Legal Origins)对进入规制的影响，结论是法源是一个国家政府对干预经济的倾向的代理变量，当市场失灵和政府干预产生矛盾时，不同法源的法律体系的处理方法不同：普通法强调防止滥用政府权力，解决市场无序问题还在其次；民法更强调解决市场无序问题，而较少关注政府权力的滥用问题，由此导致不同法源国家之间规制水平的不同。金玉国(2011)利用面板数据计数模型测算了经济发展阶段、所在地区、重大特殊事件等因素对进入规制的边际效应。
这些研究为本文的研究提供了很好的基础，但其共同的缺陷是忽视了腐败对进入规制的影响。本文认为，腐败与进入规制都与行政权力有关的变量，应该存在某种形式的因果关系和伴生机理。本文正是围绕这一命题展开研究，力图通过研究二者的数量依存关系深化对进入规制问题的理解。基本结构如下：文章的第二部分详细讨论了进入规制强度和腐败程度的变量构造和数据来源问题，借助面板数据的Granger因果关系检验，验证了腐败是进入规制的原因；文章的第三部分，根据数据的分布特征，通过建立部分年份的分位数回归模型，在控制了更多变量的条件下，具体测算了腐败对各进入规制指标的边际效应，对这一效应的细部特征和时变规律进行了详细的分析；文章的第四部分，根据定量分析结果给出了一般性结论，并结合我国实际，分析了本研究的政策含义。
二、腐败是进入规制的原因：面板数据Granger因果关系检验
(一)变量构造和数据来源
1.进入规制强度
Hernando De Soto在“开办成本”的研究中首创了基于案例观察和经济学实验的微观测度方法，并得到了广泛的应用。鉴于其比较成熟，本文也沿用这种方法，即用开办企业所需完成的法定程序数(下文简称“程序”)、程序办理过程所需时间(下文简称“时间”)、这一过程中支付的货币成本(下文简称“成本”)以及法律要求的开办企业的资本下限(下文简称“资本”)作为进入规制强度的代理变量，称为“规制指标”。这些指标数据的调查工作量相当巨大，但幸运的是，近年来，世界银行集团、Heritage Founds和Fraster Institute等机构组织了一系列涉及进入规制问题的企业调查活动，为本文的研究提供了许多有用的数据。这些项调查采用标准化案例分析方法在全球范围内调查政府对企业规制的松紧程度及其效率，调查项目囊括了企业从开办、经营一直到退出全过程的各个阶段，而进入规制集中体现在企业生命周期的第一个环节即“开办企业”(Starting a Business)环节。由于标准化案例分析使得对营业进入申请者(企业)和申请过程的设定在不同经济体(国家和地区)之间完全相同，各经济体之间可以进行基准测量和横向比较。
为了使样本规模满足研究的需要，我们需要使用1998-2010年不同国家四个“规制指标”(程序、时间、成本、资本)的数据。其中，1998-2003年的数据来源于Heritage Founds的调查数据，2004-2010年的数据来源于IFC的“The Doing Business Project”的调查数据。①
2.腐败程度
与进入规制强度类似，腐败也是一个具有高度综合属性的潜变量。目前对于腐败程度的衡量主要有三种方法：第一种是通过某些指标的动态比较来衡量腐败，如Schlesinger ＆ Meier(2000)用美国联邦法院受理的腐败案件的数据比较说明腐败的态势；Manion(1996)以中介公司的发达程度衡量中国营业执照发放过程中的腐败(中介越发达说明正常渠道申请越难)。第二种是编制针对特定领域的综合指数，如透明国际(Transparency International，TI)的“行贿指数(Bribe Payer's Index，BPI)”、Kaufmann et al.(1999)的“渎职指数(Index of Graft)”和世界银行的“国家俘获指数(State Capture Index，SCI)”。第三种是编制综合性的“观感指数”，即通过建立一套基于调查者的主观判断的标准化指标体系，计算一个反映腐败程度的综合指数分值，其中最有代表性的是透明国际(TI)的腐败观感指数(Corruption Perceptions Index，CPI)。CPI是一个衡量公共领域或政治领域腐败频度及贿赂多寡的复合指数，它是在10个独立的机构②所发布的13个腐败调查数据的基础上，根据不同来源数据的离散程度(标准差)进行数据转换和标准化，最后进行平均，得出每个经济体(国家和地区)的指数分值。CPI采用10分制，0分表示最腐败，在0～2.5之间则为极端腐败，2.5～5.0之间腐败比较严重，5.0～8.0之间为轻微腐败，8.0～10.0之间表示比较廉洁，10分为最高分，表示最廉洁。因为数据越大表示腐败程度越低，故也被译作“清廉指数”。部分年份CPI评价结果见表2。
鉴于指数内容的综合性和数据可获得性，本文选择CPI作为腐败程度的代理变量。1998-2010的CPI数据均来源于透明国际(TI)的CPI指数数据库。
(二)腐败与进入规制的因果关系检验
如前所述，我们获取1998-2010年四个规制指标和CPI的数据，剔除数据不全者，共包括85个经济体的对应数据，从而形成了关于各变量的规模为13×85的面板数据样本。为了探讨腐败与进入规制之间的数量关系，我们首先计算了CPI与四个规制指标的Pearson简单相关系数和 Spearman等级(名次)相关系数。各年度相关系数都在0.05的水平下统计显著。具体结果归纳如下：
由此可见，各进入规制与腐败均存在显著的数量依存关系，说明本文的研究是有必要的。但上述结果只是说明进入规制与腐败存在关系，不能告诉我们究竟哪个变量是原因，哪个变量是结果。由于进入规制与腐败之间的伴生机理和作用路径比较复杂，仅仅通过对变量和数据进行定性分析和直观观察，无法判断二者孰因孰果。为了解决到底是“先有蛋”还是“先有鸡”的问题，就需要借助于一定的统计手段，Granger因果关系检验(Granger Causality Tests)就是常用的方法之一。其基本思路是，如果变量X是Y的原因，则在给定X和Y的信息集的情况下，如果利用X的信息比不用能够更好地预测Y的值，表明的X变化引起了Y的变化，二者存在着Granger意义上的因果关系。
鉴于本文的样本属性，下面将采用面板数据的Granger因果检验方法，分析进入规制指标与腐败之间的因果关系。进行面板数据Granger因果检验时，要求各变量是平稳的，所以我们先对各变量进行单位根检验(Unit Root Test)。分别对进入规制指标和CPI的面板数据采用同质的Levin-Lin-Chu(LLC)检验和异质的Im-Pesaran-Shin(IPS)检验，检验结果如表4所示：
从表4单位根检验结果来看，所有的被检验变量都显著地拒绝了序列存在单位根(即变量非平稳)的假设，说明四个进入规制指标和CPI都为平稳变量，可以进行变量间的Granger因果关系检验。
面板数据的Granger因果关系检验是传统Granger因果检验思想在面板数据中的推广，检验统计量都是依据所有个体关于原假设(即无因果关系)
本文应用了其中的Christophe Hurlin(2004)方法，使用85个经济体1998-2010年的面板数据，对四个进入规制指标和CPI进行同质无因果关系检验(Homogenous Non Causality Hypothesis Test)。在滞后阶数分别为1和2时，对应各因果关系假设的检验统计量及其显著性水平如下：
从表5的检验结果看，当滞后阶数为l阶和2阶时，在5％的显著性水平下，各规制指标到腐败的同质无因果关系检验绝大多数没有拒绝原假设，即接受了假设“进入规制指标不是腐败的 Granger原因”，而腐败到各规制指标的同质无因果关系检验大多都显著地拒绝原假设。据此可以认为，二者之间存在单向的Granger因果关系，其中腐败是进入规制指标的Granger原因。
之所以腐败是进入规制指标的Granger原因，而不是相反，根本原因在于，如果缺乏对行政权力有效监督和制衡，行政机构的“经济人”本性必然导致腐败，腐败的存在往往会干扰政府规制，使得在制定规制政策和实施规制措施过程中偏离(甚至违背)其初始的政策目标，而成为权力寻租的工具，行政权力在腐败利益驱动下必然导致规制强度的增大。
按照常理，行政权力作为公权，只能用于公共目的，不能用于寻求个人或部门的私利，但是行政机构同样可以被看成是一个个经济实体，其从业人员也是“经济人”，都有其各自的经济利益。如果监督和制约缺失，他们会用手中的公权来为实现自身利益的最大化服务。而且根据“帕金森定律”③，行政机构有一种自我膨胀的内在动力。为了适应日趋膨胀的机构规模和实现利益诉求，合法地增加规制项目、增大规制强度是最为名正言顺、也最具安全性的方式之一。即行政机构及其工作人员通过设置一些没有必要的审批项目和收费项目、设置烦琐的审批程序，一是为了彰显本部门的重要性，证明保持庞大规模的必要性，二是为了维持并扩大所控制的权利资源，创造寻租(Rent-Seeking)机会，为实现本部门和官员个人的利益最大化创造条件。特别是在发展中国家或转型国家，这一特征尤为明显，许多规制行为已经成为实现部门和个人私利的手段。吴思称这种权利寻租为“合法伤害权”，即掌握权力的人一旦可以借合法的名义来伤害别人，他们会充分地利用这种权力为自己牟利，让国家机器按照他们的意愿开动。“总之，合法伤害权是很值钱的。有了这种权力，没有钱可以有钱，没有敛钱的规矩可以创造出规矩。用古汉语一个简洁贴切的词来表达，这叫‘势所必至’。”④权力一旦不受控制，不受监督，行政部门官员人性恶的一面便会充分放大，使手中的公权变成谋取私利的工具。在这种情况下，企业在进入市场、为本企业得到项目、特许权或其它稀缺的经济资源等方面，必须付出更多的时间成本、货币成本，甚至是贿赂官员的成本，例如经我国常见诸报端的私营企业主成为执法部门的提款机、小贩向城管购买保护伞、税务机关对企业的报复性执法，行政部门的钓鱼执法，等等。
所以，实际情况是权力得不到有效约束下的腐败导致了进入规制的强化，即政府机构及其工作人员借公共产品提供中的垄断地位进行权力寻租造成了进入规制强度的提高，而不是进入规制加强导致了腐败。当然，进入规制的强化又为腐败提供了可能，形成恶性循环。但从定量分析的逻辑关系方面看，腐败是进入规制强度的原因，而不是结果。这一结论是本研究不同于现有研究之处，直接影响模型的设定，对后面的分析来说是非常重要的。
三、腐败对于进入规制的边际效应：分位数回归模型
(一)控制变量的确定
为了研究腐败对进入规制强度的效应，可以构建如下回归模型：
模型(1)中的变量包括四类：被解释(因)变量Y，即进入规制强度(分别以四个规制指标为代理变量)；解释(自)变量X，即腐败程度(以CPI为代理变量)；控制变量Z，即除CPI以外影响进入规制强度的其他解释变量；随机扰动项u，代表了除X、Z以外其他因素对y的影响。
因变量Y和自变量X的变量构造和量化测度问题，在本文第二部分已经做了详细探讨，这里不再重复，而对随机随机扰动项u我们一般假定其满足古典假定。下面重点讨论控制变量Z的变量选取问题。本文认为，在研究腐败对进入规制的影响时，应该以经济发展水平和反映经济运行的社会政治制度特征作为控制变量。经济发展水平可以用人均GDP代表，为了减小数量级，可取其对数形式。至于制度变量，S.Djankov，et al.(2006)曾经用司法独立性、独裁、立法效率、竞选等指标作为其代理变量。但由于这些代理变量之间存在比较高的相关性，在建模时容易带来多重共线性问题，所以本文希望选择一个综合性的指标作为代理变量。经过比较发现，英国经济学人智库(EIU)编制的“民主指数”(Democracy Index，DI)是一个合适的选择。“民主指数”侧重于从政治民主角度(包括选举进程和多元化、公民自由、政府运作、政治参与和政治文化5个方面的60条问题)对世界各个国家和地区的现实社会政治体制进行量化，以0至10的分数表示各国政治制度的特征(分数越高越民主)。由于DI可以较好地满足本文建模过程中对控制变量的要求，因此选择其作为社会政治体制特征的代理变量，与经济发展水平(以人均GDP的对数为代理变量，简记为lnGDPP)共同作为模型的控制变量，即：Z=(lnGDPP，DI)。
(二)模型构建
由于我们假定模型(1)中的随机扰动项u满足古典假定，对(1)两边求条件均值，有面板数据条件均值方程：
式中i代表不同经济体(国家和地区)。
模型(2)反映的是X(CPI)和Z(lnGDPP，DI)对Y(各进入规制指标)条件均值E(Y｜X，Z)的边际影响，其假设是不同分布点上X、Z对于Y的边际效应是相同的，这是一个很强的假定。参数估计和检验对数据要求也比较严格，尤其是对异常值非常敏感。为了解决上述问题，本文将分位数回归方法引入上述面板数据模型。
分位数回归由Koenker和Bassett(1978)提出，是一种比均值模型更一般化的因果关系模型，其目的是观察和比较变量分布中不同分位点上解释变量对被解释变量边际效应。引入分位数回归后，面板数据模型(2)左边不再是因变量的条件均
分位数回归模型的参数可以采用最小绝对离差法(LAD)估计，一般被转换为线性规划问题迭代求解，也可以用广义矩方法(GMM)求解。本文涉及的数据是面板数据，本应该使用面板数据分位数模型进行建模，但鉴于由于面板数据分位数模型建模过程技术要求比较强，没有现成的程序可供使用，计算量非常庞大，故本文没有采用面板数据分位数模型，而是进行了变通处理，即使用了对每一个时间截面(即年份)分别进行分位数回归的办法。这样尽管相对于面板数据分位数模型而言，损失了一部分信息，由于每个时间有截面85个样本点，样本量比较大，相信其不利影响不会太大。部分年份CPI在中位点(0.5)和四个五分位点(0.2，0.4，0.6，0.8)上对各规制指标的边际效应及其显著性水平如表6所示。
(三)建模结果分析
可见，CPI对四个指标的所有边际效应为负，说明较高的腐败程度会导致较高的进入规制强度(因为CPI越低说明腐败程度越高)，这就验证了本文前面的分析。除此之外，可以归纳出腐败对进入规制效应的如下细部特征：
1.随着时间推移，腐败对于进入规制的边际影响逐步加大。以中位点回归系数的变化为例， CPI对四个指标的系数绝对值从1998年的0.203、1.827、0.098和0.714增加到2010年0.349、2.051、0.144和0.941，分别增加了71.92％、12.2％、46.9％和31.8％；年均增幅分别为4.62％、0.97％、3.25％和2.32％。在四个五分位点上，也有类似的变化。这就表明，如果不考虑经济发展水平提升和民主政治的进步，腐败对进入规制强度的影响正在日益增强。这是因为行政权力对自由市场经济理念有着天然的抵触倾向，如果缺乏有效制衡，它对市场经济运行体系的破坏力将日趋增大。好在lnGDPP和ID的回归系数为负值(没有列入表内)，说明经济发展水平的提高和民主政治的进步会在一定程度上对这一增长趋势有所抵消，所以进入规制强度能够维持在一定的水平，而没有随着时间推移一直增大下去。
2.腐败对不同规制指标的影响有所不同。四个规制指标按决定系数R[2]由大到小排列，依次是成本、时间、程序和资本，说明腐败对规制成本变动的影响最大，其次是规制时间，而对规制程序和和资本下限的影响较小。这是因为，规制成本一方面是营业进入者付出的货币代价，反映营业进入者经济利益的直接损失，另一方面又是行政权力获得的显性收益，所以对腐败程度最敏感；等待时间的长短主要是来源于程序办理过程中相关机构的官僚主义、推诿扯皮、吃拿卡要等行为，涉及到申请者对权利行使者的利益输送“潜规则”，行政权力的“自由裁量权”较大，直接决定行政权力隐形收益的大小，与腐败具有十分密切的联系；而进入规制程序的多少在很大程度上是由不同经济体的经济体制和法律渊源等外生因素决定的，有一定的历史延续性，属于“显规则”范畴，行政权力的“自由裁量权”较小，受腐败的影响相对较轻；而对资本下限的要求则只是进入门槛的高低，影响申请者能否完成进入营业领域，尽管会对申请者产生机会成本，但并不会导致直接的经济损失，对于权利行使者也不会产生直接或间接的利益，所以对腐败程度最不敏感。
3.不同分位数回归系数有所差异，但差距逐年缩小。不同分位数回归系数相比，总的规律是低分位数的回归系数绝对值小于高分位数。这说明相比高分位数(规制比较严苛)国家，在低分位数(规制比较宽松)国家中，腐败对各规制指标的影响更大。这是因为高分位数(规制比较严苛)国家大多是发展中国家和体制转型国家，政府权力缺乏有效监督制约，随意性较大，很容易对市场经济主体造成利益侵蚀，而低分位数(规制比较宽松)国家大多是发达国家，市场经济体制比较健全，对行政权力的制衡和抵抗能力相对较强。但这一差距有日趋缩小的趋势。例如，0.8分位的回归系数与0.2分位相比，除了对应资本指标的回归系数的差距变化不大外，对于其他三个规制指标，1998年分别高出0.052、0.777和0.386，2010年则分别只高出0.039、0.293和0.343，差距都有不同程度的缩小。主要原因是近年来低分位数(规制比较宽松)国家的“反规制”(Deregulation)改革力度要大于低分位数(规制比较宽松)国家(金玉国，2011)，在一定程度上缩小了低分位数国家腐败对进入规制强度的影响力度。
四、研究结论与政策含义
在与进入规制相联系的诸变量中，腐败无疑是一个吸引人的话题。腐败与进入规制都与行政权力有关。政府实施进入规制旨在以行政权力降低市场交易风险、保障市场交易安全、降低市场交易成本、提高交易效率，而行政权力运行中的腐败则是“摧毁一切发展努力的癌症”(J.D.Wolfensohn，1996)。二者出发点迥异，但往往又相伴而生，毫无疑问，二者的伴生机理和因果关系非常值得研究。
从表2直观地看，CPI排名靠前(最清廉)的经济体都是成熟的市场经济国家和实施民主政治的国家，相对而言进入规制比较宽松；CPI靠后(最腐败)的经济体都是经济落后国家，而且大多数处于政治动荡或体制转轨时期，进入规制比较严苛。本文的建模结果从数量角度对此进行了验证，并刻画了其细部特征。结论是在控制了经济发展水平和体制特征后，腐败状况对进入规制强度有着显著影响，而且随时间推移作用越来越大；腐败对规制成本和时间的影响大于对规制程序和和资本门槛的影响，在腐败较严重的国家影响大于比较清廉的国家。
这一结论对我国有重要的政策意义。进入体制转型期以来，中国的腐败状况在不断恶化，不仅造成了巨额经济损失，构成了对政府合法性的严重挑战，也形成了严重的社会污染，使得腐败逐渐成为一种社会病，正在成为消解经济发展成果和社会进步努力的“癌症”。按照透明国际的数据，2010我国腐败排名78，位居各经济体中游水平，但得分很不理想，与最腐败的索马里相差仅2分，而距离最清廉的丹麦的差距高达5.8分，在3000万以上人口的40个大国中，一直排在最后几位，且一直没有多少改观，说明我国面临的反腐败任务相当艰巨。
严峻的腐败形势，加上计划经济体制下国家干预经济的惯性、重要经济领域较高的行政垄断程度和政府管理中时常出现的反市场倾向，造成了我国目前的进入规制过于严苛。从观测指标看，我国往往是“程序”、“时间”指标相对较高，而货币“成本”指标相对较低，我国进入规制从总体上看比较严苛。如2010年，在183个经济体中，四个规制指标中程序、时间和资本三个指标分别高出世界平均水平的80.65％、10.75％和111.63％，分列176位、137位和157位，只有成本指标位列43，位低于世界平均水平(没有考虑到隐形的灰色成本支出)。从各项规制指标数据综合来看，中国进入规制的严苛程度2010年排在183个经济体中的150名，2011年排在151名(世界银行，2011)，处于非常靠后的位置。严苛的进入规制表现为在市场准入方面具有相当多的条条框框，政府办事机构因人设事，臃肿庞大，审批、管制、收费无处不在，规制领域无法可依、有法不依，甚至出现钓鱼执法这样的咄咄怪事。
按照金玉国(2010)的研究，进入规制强度不但对经济绩效、收入公平有着直接的负面影响，而且通过对非正规经济的促进作用对经济绩效、收入公平产生间接的负面影响。所以，从价值判断角度看，过于严苛的进入规制是有害的，是应该尽力避免的。本文的研究为改变我国进入规制的现状提供了一条可行的途径，即通过控制腐败的蔓延，使进入规制强度适应发展社会主义市场经济的要求，破除制约经济社会发展的体制机制障碍，激发全社会的活力和创造力，使进入规制真正回归到校正市场失灵和改善外部不经济的初始目标上来。
所以，必须借鉴发达国家的经验，为行政权力设定边界，把权力关进笼子，严防私用自肥，控制寻租行为。当务之急是进行行政体制改革，限制行政权力滥用，把某些审批、管制、收费的权力取消掉，政府在某些领域彻底退出，清除腐败产生的土壤。通过行政体制改革，对权力实施有效监督和制衡，进而控制腐败蔓延，消除规制强度和规模的人格化膨胀，实现以政府规制节约市场交易成本的目标。从长远看，必须依赖于政治体制改革的适时推进，正如温家宝所说，“政治体制改革是经济体制改革的保障，没有政治体制改革，经济体制改革不可能成功，已经取得的成果也有失去的危险。当前，我以为最大的危险在于腐败，而消除腐败的土壤在于改革制度和体制。”所以，构建一个符合世界潮流的民主、文明、高效的现代行政体制和司法体制架构，逐步建立起一整套宪政国家制度，抑制政府官员机会主义，才是控制腐败蔓延和进入规制改革成功的根本保证。
注释：
①二者的官方网址是“http://www.heritage.org/”和“http://www.doingbusiness.org/”。
②这10个机构是：非洲开发银行、亚洲开发银行、贝塔斯曼基金会(Bertelsmann Founds)、经济学人智库(Economist Intelligence Unit)、自由之家(Free House)、环球透视(Global Insight)、世界银行、洛桑国际管理学院(IMD)、香港政治和经济风险分析顾问公司、世界经济论坛(WEF)。
③1957年，英国著名历史学家诺斯古德·帕金森博士有如下感悟：一位不称职的官员或管理人员，可能会选择三条出路：一是申请退职，把位置让给更能干的人；二是让一位能干的人来协助自己工作；三是聘用两个水平比自己更低的人充当自己的助手。如果走第一条路，他会丧失很多权力，所以不会选择；第二条路也不能走，因为能干的人会很快成为自己的对手，与自己形成竞争关系。看来，只有第三条出路可以走了。于是，两个没什么能力的助手分担了这位官员的工作，他则高高在上，对两个人发号施令。两名无能的助手上行下效，再为自己找两个更为平庸的助手。以此类推，就形成了一个机构臃肿、人浮于事、效率低下的领导体系。帕金森将其发表在伦敦的《经济学家》杂志上，并出版了《帕金森定律》一书，他的这一观点也被称为“帕金森定律”。
④吴思：《潜规则》，复旦大学出版社，2009。
⑤实际上，均值回归可以看作所有分位数回归信息的汇总，样本分布的局部信息被隐藏了，边际效应的细部特征被抽象掉了。