王赞计量经济学课程论文(腐败与经济增长).doc

腐败与经济增长相互关系的理论与实证研究来自中国省级数据的经验证据王赞 李云逸 廖聪 马跃敏 李扬 作者简介：王赞，劳社保092班42号；李云逸，劳社保092班10号；廖聪，劳社保092班11号；马跃敏，劳社保092班13号；李扬，劳社保092班41号。（南京财经大学公共管理学院，江苏 南京 210046）内容提要：众多学者研究表明腐败对经济增长存在大小不等的负面影响，但也有一些国家存在高速经济增长同高度腐败现象并存的双高之谜。本文以中国除四川、重庆、西藏、香港、澳门和台湾之外的28个省、自治区和直辖市为研究对象，选择影响经济增长的腐败及其他变量，将政府腐败纳入新古典主义外生增长模型，利用19962009年的数据实证分析得出腐败对经济增长具有正向影响的结论，并且通过格兰杰因果检验发现经济增长对腐败的影响则是不显著的。关键词：腐败 经济增长 中国省级数据 实证分析一、引言经济增长是经济学中最重要的几大主题之一。从古典增长模型到新古典主义的外生增长模型再到新增长理论（包括人力资本理论和内生增长理论），经济学家们考察了许多种影响经济增长的因素。除了资本、劳动力、生产技术、人力资本等经济因素对经济增长有重要影响外，经济学家还发展出了制度因素与经济增长相互影响的一系列经济理论。政府腐败、产权保护、市场开放程度等制度因素是经济学家所考察的对经济增长有相当影响的制度因素。其中，政府腐败与经济增长的微妙关系颇受经济学界的关注。本文的兴趣在于分析如何将政府腐败纳入新古典主义外生增长模型，推导腐败对经济增长的平衡增长路径和收敛速度的影响；并利用19962009年的中国省级数据来检验政府腐败对经济增长的影响方向和影响程度，而且通过因果关系检验来考察经济的增长会不会刺激政府更多地腐败；最后，少不了的是对本文的模型和经验分析进行总结, 并得出结论。二、文献综述国内外学者关于腐败与经济增长关系的理论分析和实证研究的结论主要有三种。第一种观点认为腐败阻碍了经济增长。.认为腐败主要通过以下几个途径对经济增长产生负面影响：一是腐败会增加经济成本，降低投资率；二是腐败在一定程度上扭曲了资源配置，浪费了社会资源，并导致收入分配差距拉大；三是腐败不利于吸引外资。并且.通过实证研究支持了这些理论。第二种观点认为腐败促进经济增长。从信息不对称角度和公共部门资源分配角度进行理论分析，认为政府的腐败在一定程度上将有利于投资信息的传递从而能够引导私人投资和政府公共投资的流向以避免“信息偏离效应”，这使得资本存量对经济增长发挥更大的作用。并且他的实证研究支持了这种观点。他运用两阶段最小二乘法,采用衡量腐败程度的国际商业指数和真实人均GDP增长率分别作为自变量和因变量进行实证分析,结果发现,腐败显著地促进了经济增长。宋艳伟（2009）通过对19982006年的省级面板数据实证检验,发现腐败与民营经济发展呈显著正相关关系, 腐败有利于民营经济发展起作用的一个重要渠道是腐败可以减少政府的掠夺和干预。第三种观点则是一种综合的观点，这种观点认为腐败对经济增长的影响依赖于经济体所处的发展阶段。阚大学和罗良文（2010）利用多国面板数据实证研究了腐败与经济增长的关系, 得出以下结论：一是对于发达国家,腐败不利于经济增长；二是对于发展中国家, 一开始腐败对经济增长是有促进作用的,但腐败与经济增长之间是一种倒型的关系,腐败对经济增长的促进作用只是暂时的；三是对于我国,改革开放的深人, 市场体制的完善,政府管制的减少,腐败的负面影响已经超过了正面影响,目前处于倒U型的右半部分, 即腐败不利于我国经济增长。李国璋、陈宏伟和郭鹏（2010）针对19802008年间中国经济增长与腐败的变动趋势关系, 分别采用透明国际的腐败感知指数()指标和中国腐败案件数两套数据进行实证检验, 结果验证中国经济增长和腐败之间存在着曲线效应，即腐败与经济增长之间呈倒U型曲线关系。徐静和卢现祥( 2010) 认为腐败对经济效率和经济增长产生两种相反的效应: 润滑效应和摩擦效应。摩擦效应与.的理论相类似，而其润滑效应的逻辑在于：一是腐败多发生于发展中国家，这些国家和地区的社会经济本来就处于存在扭曲的次优状态，对政府官员的行贿可能会减少扭曲增加效率；其次，官员受贿和行贿人行贿的过程是一个双方讨价还价的过程，最终会达到一个有效率的最优状态。三、腐败与经济增长的理论分析从、和的增长模型和吴付科和胡适耕（2000）的多种资本一般增长模型可以获得一个简易的分析政府腐败和经济增长关系的理论框架。本文所考察的模型涉及六个变量：产出（）、物质资本（）、人力资本（）、劳动力（）、腐败（）和技术（）。假设政府腐败会通过影响物质资本投资来影响经济产出，并且和以乘积形式引入，被称为有效物质资本存量；技术进步具有哈罗德中性，被称为有效劳动；生产函数满足稻田条件，且具有规模报酬不变的性质。则生产函数可以表达为： （1）假定人力资本和有效物质资本的折旧率均为；劳动力增长率为，外生的技术进步率为；以自然指数增长，即。表示单位有效劳动的产出，表示单位有效劳动的有效物质资本存量，表示单位有效劳动的人力资本存量。用于投资有效物质资本的产出份额和用于投资人力资本的产出份额均为外生的。由以上假定可以得到如下的资本积累动态方程： - （2） （3）记为平衡增长路径上的单位有效劳动的有效物质资本存量。将（2）式在附近进行一阶展开得到： （4）令，则（4）式可变换为： （5）解（5）式中的线性非齐次微分方程得到的近似式： （6） = （7）其中为处的产出关于有效物质资本的弹性。单位有效物质资本以速率收敛于其平衡增长路径。由上述模型推导过程可知，我们可以将腐败因素纳入分析物质资本积累与经济增长的框架中，并能够使得本文的增长模型与新古典主义的增长模型相容。由此本文得出了一个可以对腐败与经济增长关系进行实证检验的理论模型。四、实证模型、变量选择和数据描述（一）实证模型对（1）式两边同时除以t期的总人口数得到一个人均生产函数，并对其取自然对数，然后将所得到的方程两边同时对时间t求导数，并将腐败因素和物质资本因素的系数分离开来以检验（1）式的函数形式，可以得到关于各变量人均增长率的一般线性回归模型：其中：表示人均增长率，表示人均腐败增长率，表示人均资本存量增长率，表示人均人力资本存量增长率，为劳动力参与率的增长率。（二）变量选择本文以19962009年全国除四川、重庆、西藏、香港、澳门和台湾外共28个省、自治区和直辖市的数据为样本值。重庆在1997年从四川分离出来，为了保持数据的口径一致，在此剔除四川和重庆。西藏由于数据不齐全，予以排除。香港、澳门和台湾由于与大陆实行不同的经济制度，不纳入考虑的范围之内。为了反映真实的经济增长速度，本文被解释变量设置为剔除价格因素后的人均实际增长率，以1995年为基期使用居民消费物价指数加以调整。人均腐败数是通过从每个省区每年的检察院工作报告中公布的该省区一年内查处的贪污腐败案件总数（有一部分省区的部分年份的贪污腐败案件数是来自于中国法律年鉴。1996年海南以及2002年山西、青海和宁夏数据缺失，笔者对其进行了平滑化处理，即取前后两年的算术平均值）计算得到。人均资本存量以固定资产投资量代表。人力资本存量的数据目前有很多不同的计算方法，本文采用教育经费作为人力资本的代理变量。劳动力参与率则是通过就业人数与失业人数之和除以总人口数计算得到。固定资产投资、教育经费的数据来自中国统计年鉴，就业和失业人数的数据来自中国劳动统计年鉴。（三）数据的描述性统计为了对本文选用的数据以及腐败与经济增长的关系有一个直观的了解，表一给出了本文研究样本的描述性统计结果，表二给出了各变量间的相关系数矩阵。表一：样本特征变量的描述性统计经济增长腐败劳动参与率固定资产投资教育经费均值10.920961.0441021.81127720.182116.66715中位数10.446980.9861681.35575518.6951916.28498最大值42.462096.59041226.9003780.4160559.75579最小值-9.75394-4.265709-13.14077-27.73161-55.031标准差5.2383541.3413183.51258412.74189.066114偏度0.6832970.3843841.2724110.474504-1.47212峰度6.5534755.67180713.041854.43935216.05159表二：各变量相关系数矩阵经济增长腐败劳动参与率固定资产投资教育经费经济增长10.5363780.2312110.3922570.124082腐败0.5363781-0.02870.1607160.098321劳动参与率0.231211-0.02870310.158646-0.0142固定资产投资0.3922570.1607160.15864610.206549教育经费0.1240820.098321-0.01420.2065491由表二可知解释变量之间不存在严重的多重共线性问题。四、经验分析本文采用线性OLS回归对实证模型进行估计。表三给出了实证模型回归的结果。表三：OLS回归结果逐步回归表模型(1)模型(2)模型(3)yyy人均腐败增长1.936*（-0.153）1.941*（-0.153）劳动力参与率增长0.301*（-0.0584）0.300*（-0.0583）0.262*（-0.0693）固定资产投资增长0.114*（-0.0166）0.115*（-0.0163）0.145*（-0.0195）人力资本增长0.0122 （-0.0229）0.031 （-0.0271）常数项5.859*（-0.504）6.024*（-0.398）6.998*（-0.588）N392392392 0.4240.4230.186AIC2203.82202.12337.11.5822151.5878051.539088说明:(1)括号内数字为t检验值;(2)*、*和*分别表示变量在10%、5 %和1%的显著性水平下通过t检验。通过包含交叉项的异方差检验发现，辅助回归方程F显著性检验的P值为0.0037668，即在5%的显著性水平下不能拒绝同方差假设，原回归模型不存在异方差问题。通过序列相关LM检验发现原模型存在一阶自相关。在Eviews软件上通过迭代估计出自相关系数= 0.249091。估计出自相关系数后在运用广义差分法估计出具有线性无偏有效参数估计量的估计方程为：4.714113+ 1.829504+0.0931269+ 0.027938+0.2218651 （11.27） （12.55） （5.30） （1.15） （3.74）由此可以看出，在本文的模型和数据的基础上，政府腐败与经济增长之间显著地呈正相关关系。人均腐败增长率每上升一个百分点则人均实际将大约上升1.8个百分点，结果是惊人的！而人力资本的增长与经济增长之间关系不是非常显著的原因可能是以教育经费作为人力资本的代理变量并不是很合适，人力资本的测算问题本来就是经济学中的一大难题。腐败对经济增长有正向影响，但是经济增长会不会对腐败有某种刺激作用呢？经济增长产生了更多的产品和服务，经济总量的膨胀或许有某种可能为政府的腐败提供了更多的机会。但另一方面，经济增长也可能会抑制腐败的增加。林毅夫（2003）提出随着经济增长使资源禀赋结构不断提高，微观主体的经济力量得到快速提升，随着微观主体相对经济力量的提升，依法治来界定政府和各经济主体的权利和义务的需求就会越来越强，从而实现制度的提升。看来经济长期增长对政府腐败或许有着一定的压制作用。为了揭示腐败与经济增长之间是否存在双向因果关系，本文采用因果检验对其进行分析。以指标值最小原则确定选择滞后期数为1，得出如下结果：表四：Granger因果检验原假设F值P值 does not Granger Cause 6.953440.0087 does not Granger Cause 4.62130.3219由表四可知，经济增长对腐败的影响并没有通过Granger因果检验，即没有充分的信息能够表明经济增长与腐败之间具有双向因果关系，只能说腐败对经济增长具有正向影响。五、结论与启示通过本文的实证分析，我们得出经济增长与腐败之间不具有双向因果关系，但是腐败对经济增长却具有正向影响。这一结果说明，在经济转型的中国，腐败可能在一定程度上弥补转型过程中一国经济政治体制发展不完善的缺陷，贿赂的发生能促使政府各项政策比较有效率地制定及执行，能够使企业避免负担应对官僚制度的成本。分析腐败与经济增长的众多文献中往往会产生不一致的结论，其原因主要是因为测度腐败的指标变量的选取存在较大差异，并且不同学者的数据类型和计量方法也有所不同。参考文献：1 Mo，P.H.，2001，“Corruption and economic growth”，Journal of Comparative Economics, Vol.29.2 Barreto,R.A.,2000,“Endogenous corruption in a neoclassical growth model,”European Economic Review, Vol.44.3 宋艳伟，2009，“民营经济发展与腐败有效论的检验”，经济问题06期。4 阚大学、罗良文，2010，“腐败与经济增长的关系实证研究基于多国面板数据的分析”，经济管理01期。5 李国璋、陈宏伟、郭鹏，2010，“中国经济增长与腐败的库兹涅茨曲线效应实证视角的检验”，财贸研究01期。6 徐静、