反腐敗、契約與服務(wù)業(yè)發(fā)展

李筱樂

·部門經(jīng)濟·

反腐敗、契約與服務(wù)業(yè)發(fā)展

李筱樂

腐敗通過特殊的資源配置方式對經(jīng)濟活動產(chǎn)生作用，而腐敗會對服務(wù)業(yè)產(chǎn)出產(chǎn)生什么樣的影響等，是經(jīng)濟轉(zhuǎn)型過程中亟需重視的問題。從微觀視角出發(fā)，以契約為橋梁討論腐敗對服務(wù)業(yè)產(chǎn)出的影響，是一個新的嘗試。利用1994-2011年中國省級面板數(shù)據(jù)和2011年各省服務(wù)業(yè)細分行業(yè)數(shù)據(jù)，考察腐敗和服務(wù)業(yè)產(chǎn)出水平之間的關(guān)系，實證結(jié)果表明：在腐敗程度較高的地區(qū)，服務(wù)業(yè)產(chǎn)出水平較低，并且實際服務(wù)產(chǎn)出受到的抑制效應(yīng)更明顯。在分析框架中加入行業(yè)特征后發(fā)現(xiàn)，中國行業(yè)的契約密集度越高，腐敗的機會越多，對服務(wù)產(chǎn)出的負面影響越大。從研究結(jié)論上看，反腐敗、規(guī)范契約執(zhí)行程序，有助于服務(wù)業(yè)發(fā)展。從長期來看，應(yīng)加強制度建設(shè)，營造公平、公開的市場環(huán)境，促進服務(wù)業(yè)健康發(fā)展。

腐??； 契約； 服務(wù)業(yè)

一 引 言

2015年中國服務(wù)業(yè)增加值占國民生產(chǎn)總值(GDP)的比重首次超過50%，較1978年(24.54%)實現(xiàn)了歷史性翻番，但按照不變價計算，同時期服務(wù)業(yè)增加值占GDP比重的增幅約為10個百分點?？梢姡袊?wù)業(yè)的發(fā)展實際上比較滯后(譚洪波和鄭江淮，2012)[1]。相關(guān)研究表明，政策障礙是抑制中國服務(wù)業(yè)發(fā)展的因素之一(江小涓和李輝，2004)[2]，政府規(guī)模過大導(dǎo)致了服務(wù)業(yè)比重偏低(汪德華等，2007)[3]，政府規(guī)模的非理性膨脹會直接或者間接侵蝕服務(wù)業(yè)發(fā)展(江波和李江帆，2013)[4]。由此不禁要問：這是否是因為官員出于一己私利而濫用了公共權(quán)利，腐敗是否成為服務(wù)業(yè)發(fā)展的羈絆？

討論腐敗對經(jīng)濟影響的文獻大體分為兩類：一類是腐敗“有效論”，另一類是腐敗“有害論”。腐敗“有效論”的支持者把腐敗比作經(jīng)濟的“潤滑劑”，認為腐敗不等同于低效率。譬如官員受賄可能會改變官僚作風(fēng)，進而改進效率。對于既有政策的扭曲，腐敗相當(dāng)于為當(dāng)事人調(diào)整了扭曲的成本，通過降低不確定性，反而提高了投資水平。對于存在準(zhǔn)入門檻的領(lǐng)域，腐敗有可能成為新競爭者進入的渠道，這會促進行業(yè)競爭，進而引致創(chuàng)新(Leff，1964)[5]。Shleifer和Vishny(1994)[6]通過建立政府官員和私人部門的委托-代理模型，證明在弱政府的情況下，腐敗是一種成本較低的調(diào)節(jié)機制，可以實現(xiàn)官員和私人部門之間的帕累托改進。如果通過腐敗以外的其它渠道，那么政府官員可能會選擇低效率甚至無效率的方式獲取利益，最終導(dǎo)致社會總產(chǎn)出降低。Méon 和 Weill(2010)[7]認為腐敗不僅可以有效激勵官員改善拖沓低效的官僚作風(fēng)，還可以用來克服以官僚政治為根源的意識形態(tài)障礙和偏見。腐敗“有害論”的支持者將腐敗比作“沙子”，認為腐敗不僅不利于政府制定相關(guān)目標(biāo)，也給政策的成功執(zhí)行增加了障礙(Méon 和 Sekkat，2005)[8]。因為當(dāng)腐敗官員嘗試索賄時，他們的行為會阻礙正常經(jīng)濟活動并且扭曲經(jīng)濟收益(Kurer，1993[9]；Myrdal，1968[10])。Murphy et al.(1993)[11]認為腐敗給投資帶來的扭曲比稅收還要嚴重，因為與稅收相比，腐敗更具有保密性和非法性。譬如從企業(yè)的角度來看，當(dāng)腐敗的報酬大于成本時，企業(yè)家傾向于通過尋租的方式獲取企業(yè)資源。這一定程度上降低了企業(yè)創(chuàng)新的動力、遏制了企業(yè)家才能的發(fā)揮，使物質(zhì)資本、技術(shù)、人力資本的配置遭受扭曲，最終導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)率降低，阻礙經(jīng)濟增長。Claessens和Laeven(2003)[12]認為腐敗意味著更弱的產(chǎn)權(quán)保護，所以相對于專利、商標(biāo)等無形資產(chǎn)，投資固定資產(chǎn)可以避免被侵權(quán)，因此企業(yè)會更愿意投資固定資產(chǎn)，這使得資產(chǎn)配置發(fā)生扭曲。對于無形的服務(wù)來說，更容易受腐敗的影響。譬如，黃玖立和李坤望(2013)[13]研究表明，企業(yè)“舌尖上的腐敗”背后，往往存在諸如權(quán)錢交易、官商勾結(jié)等深層次的腐敗。隨著腐敗對消費服務(wù)需求的不斷增長，最終服務(wù)產(chǎn)出會增加。如果服務(wù)的對象是企業(yè)而非一般消費者，那么服務(wù)為滿足企業(yè)的生產(chǎn)需求，往往會以定制服務(wù)的形式出現(xiàn)。這就意味著服務(wù)供需雙方之間要有一種特定關(guān)系的合同為紐帶，但是這種合同往往帶來“道德風(fēng)險”的問題，所以企業(yè)也面臨事后被“敲竹杠”的不確定性(Grossman和Hart，1986)[14]。Park和Luo(2001)[15]認為，在這種情況下，擁有“關(guān)系”的企業(yè)，往往可以促進銷售增長。但是，對于合同中服務(wù)的供應(yīng)方來說，服務(wù)的產(chǎn)出如何變化是尚待探討的問題。公共服務(wù)方面，Rose-Ackerman(1997)[16]研究表明，高層級的行賄者不清楚誰會中標(biāo)，而且也無法掌控這個結(jié)果，所以往往選擇提供低質(zhì)量的服務(wù)，使得公共基金重新配置，項目運行效率降低(Mauro，1998)[17]。這樣一來，一些人就會放棄公共服務(wù)，愿意支付的服務(wù)費用也會減少，最終導(dǎo)致政府提供優(yōu)質(zhì)服務(wù)的能力下降(Gupta et al.，2002)[18]。

上述文獻為本文研究提供了有益的啟發(fā)：腐敗對服務(wù)業(yè)產(chǎn)出水平的影響是一個新的視角，既是對服務(wù)業(yè)發(fā)展的制度影響因素的細分與深入，又是對腐敗渠道的深層剖析和對反腐敗途徑的探究，為反腐敗研究提供了新的論證空間，有利于考量反腐敗能夠帶來的經(jīng)濟效果。下面嘗試從微觀層面以契約為橋梁進行討論，解釋地區(qū)數(shù)據(jù)和行業(yè)數(shù)據(jù)所反映的宏觀現(xiàn)象。

二 理論模型：腐敗發(fā)生時服務(wù)供應(yīng)方的選擇

多樣化是服務(wù)產(chǎn)品最顯著的特征，服務(wù)的供給方除了要提供基本服務(wù)以外，還要提供個性化的服務(wù)以滿足多樣的需求。在服務(wù)交易的過程中，服務(wù)的供給者必須按照口頭的約定或者書面合同提供個性化服務(wù)，即通過非正式或者正式的契約提供個性化服務(wù)。由于服務(wù)產(chǎn)品通常沒有統(tǒng)一的評價標(biāo)準(zhǔn)和有組織的交易市場(Eswaran和Kotwal，2002)[19]，所以一旦存在腐敗，交易雙方既可以按照契約規(guī)定的內(nèi)容行事，也可以通過“與政府的特殊關(guān)聯(lián)”去解決沒有明確寫入契約的問題，這無疑會影響服務(wù)契約的正常執(zhí)行。所以腐敗可以作為制度環(huán)境的衡量標(biāo)準(zhǔn)之一，腐敗程度增加意味著交易的不確定性提高，即交易費用提高，交易雙方需要重新進行經(jīng)濟決策。根據(jù)上述思路，建立一個簡單的服務(wù)供給決策模型，分析面對紛繁的需求，服務(wù)供應(yīng)方在腐敗發(fā)生時如何進行選擇。

(一)基本假定

假設(shè)服務(wù)產(chǎn)品的生產(chǎn)函數(shù)為Y=F(Q)，其中F(·)為凹函數(shù)，滿足F′(·)>0，F(xiàn)″(·)<0的性質(zhì)。Q為投入的生產(chǎn)要素，可以進一步表示為生產(chǎn)一般性服務(wù)和個性化服務(wù)的生產(chǎn)要素的組合：Q=Q1+Q2，其中Q1用來生產(chǎn)一般性服務(wù)，Q2用來生產(chǎn)個性化服務(wù)。這里，將個性化服務(wù)的產(chǎn)出記為θF(Q)，其中θ∈(0, 1)為服務(wù)交易中個性化服務(wù)產(chǎn)品交易的比重。由于假設(shè)個性化服務(wù)的投入Q2只用來生產(chǎn)個性化服務(wù)產(chǎn)品，所以θ既可以反映服務(wù)產(chǎn)品的個性化程度，也可以用來衡量個性化投入要素Q2的密集程度，即服務(wù)交易契約的密集程度。按照前文分析，個性化服務(wù)為滿足多樣的需求，產(chǎn)品的受眾范圍較小，所以替代性低，一旦服務(wù)契約遭遇違約，個性化投入要素Q2的產(chǎn)出即為0。所以，可將實際服務(wù)的總產(chǎn)出S(Q)表示為：

S(Q)=(1-θ)F(Q)+λθF(Q)

(1)

其中，λ為示性函數(shù)，λ=1表示交易契約正常執(zhí)行，λ=0表示交易遭遇違約。

(二) 服務(wù)供給

假設(shè)服務(wù)生產(chǎn)要素的單位成本為常量C，一般服務(wù)和個性化服務(wù)產(chǎn)品的價格均為1，個性化服務(wù)契約正常執(zhí)行的概率為φ∈(0, 1)，即P(λ=1)=φ。其中φ的大小與地區(qū)的腐敗程度相關(guān)，φ值越高表明腐敗發(fā)生的可能性越低，地區(qū)的制度質(zhì)量越好，契約執(zhí)行效率高，反之亦然。由此可得服務(wù)生產(chǎn)的預(yù)期利潤：

Rs=φF(Q)+(1-φ)(1-θ)F(Q)-CQ

(2)

[1-θ(1-φ)]F′(Q)-C=0

(3)

由式(3)解得最優(yōu)投入要素數(shù)量Q*(θ,φ)。

可見，最優(yōu)要素投入Q*(θ,φ)是交易契約密集度θ和腐敗程度φ的函數(shù)。

分別求Q*(θ,φ)對交易契約密集度θ和腐敗程度φ的偏導(dǎo)可得：

(4)

(5)

對式(5)進一步求Q*(θ,φ)對θ的二階混合偏導(dǎo)：

(6)

因為F(·)為凹函數(shù)，所以F″(Q)2-F?(Q)·F′(Q)>0。

(三)其它影響服務(wù)業(yè)產(chǎn)出的因素

第一，人力資本。面對激烈的市場競爭，企業(yè)可以通過創(chuàng)新活動獲取發(fā)展的動力也可以通過政治關(guān)聯(lián)獲取發(fā)展所需的資源。在創(chuàng)新產(chǎn)生的過程中，很大程度上要依靠企業(yè)對于具有特定技術(shù)的人力資本的投入。此外，人力資本還對勞動分工起到有力的推動作用，20世紀(jì)50年代西方社會女性勞動力的增多就為經(jīng)濟增長和服務(wù)部門擴張做出了貢獻(Becker，1985)[20]。隨著社會的進步，知識成為獲得比較優(yōu)勢的重要來源，尤其在新經(jīng)濟領(lǐng)域(Grant，1996)[21]，人力資本是服務(wù)型企業(yè)增強競爭優(yōu)勢、提升利潤的有力保證(Hittetal.，2001)[22]。如果把企業(yè)與雇員之間看作是一種人力資本使用權(quán)的交易(聶輝華，2003)[23]，那么當(dāng)法制和產(chǎn)權(quán)保護制度較為完善時，則可減弱締約摩擦的影響，增加企業(yè)對服務(wù)技術(shù)人員的需求，促進勞動分工(Acemogluetal.，2005)[24]。如果制度環(huán)境并不完善，對人力資本的投資遠遠高于獲取政治關(guān)聯(lián)的成本，那么企業(yè)將會更多地尋求政治關(guān)聯(lián)(楊其靜，2011)[25]。此時，創(chuàng)新的動力就會減弱，人力資源投資不足，創(chuàng)新面臨低收益和高成本的窘境，喪失活力，對政治關(guān)聯(lián)的依賴性就更強，最終影響企業(yè)的產(chǎn)出。

第二，服務(wù)貿(mào)易。服務(wù)貿(mào)易總協(xié)定將服務(wù)貿(mào)易的形式劃分為四類：跨境提供服務(wù)、境外消費、境外開辦商業(yè)分支機構(gòu)、自然人的跨境流動。長期以來，服務(wù)被視為一種只能面對面進行消費的商品，所以空間移動成本對境外消費和自然人的跨境流動兩種服務(wù)形式影響很大，譬如醫(yī)療、法律等服務(wù)在運輸成本限制下是不可貿(mào)易的。但是，隨著通信傳輸技術(shù)的發(fā)展，這種限制對服務(wù)交易雙方的制約不斷下降，使得原本需要面對面提供的服務(wù)可以通過網(wǎng)絡(luò)通信技術(shù)進行遠程傳輸。所以，更多的服務(wù)通過國際轉(zhuǎn)移的形式完成了跨境流動的服務(wù)外包。近年來，我國服務(wù)貿(mào)易呈現(xiàn)出快速增長的趨勢，2014年以來金融服務(wù)的增速超過50%，通訊服務(wù)、計算機和信息服務(wù)進出口增速都在25%以上。相關(guān)文獻指出服務(wù)業(yè)的外部性不顯著，服務(wù)貿(mào)易的溢出效應(yīng)主要作用于制造業(yè)(Bustos，2011)[26]。所以隨著制造業(yè)生產(chǎn)的全球化，對生產(chǎn)性服務(wù)的需求也隨之全球化，這無疑擴大了服務(wù)產(chǎn)品的市場潛力。當(dāng)服務(wù)外包和制造業(yè)全球化生產(chǎn)不斷推進時，也促使產(chǎn)業(yè)分工細化，進一步促進了服務(wù)業(yè)的發(fā)展。此外，F(xiàn)DI作為一種特殊的服務(wù)貿(mào)易形式，通過技術(shù)外溢和要素流動促進東道國勞動生產(chǎn)率的提高，同樣也會對服務(wù)業(yè)增長產(chǎn)生影響。

第三，物質(zhì)資本。內(nèi)生增長理論將資本積累歸為勞動生產(chǎn)率提高的原因之一，資本積累的過程中包含了技術(shù)進步(趙志耘等，2007)[27]，資本存量增加帶來了有偏性技術(shù)進步，會影響勞動生產(chǎn)率和供給效率，從而作用于產(chǎn)出水平(Boucekkineetal.，2005)[28]。從我國的情況來看，服務(wù)業(yè)資本存量與服務(wù)業(yè)發(fā)展水平呈現(xiàn)出空間分布上的一致性(胡霞和魏作磊，2006[29]；王賢彬和徐現(xiàn)祥，2008[30])，中國服務(wù)業(yè)的增長是資本增強型的(程大中，2003)[31]。雖然我國服務(wù)業(yè)呈現(xiàn)出較快的增長趨勢，但是依然遵循了快速工業(yè)化國家的增長路徑，受到資本驅(qū)動，通過資源要素積聚的粗放式發(fā)展方式帶動增長(劉偉和張輝，2008)[32]。

第四，交通基礎(chǔ)設(shè)施。當(dāng)一個地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施狀況得到改善時，會為生產(chǎn)要素的轉(zhuǎn)移提供便利，也是進行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的重要條件。更多生產(chǎn)要素、更具競爭力的區(qū)位，有利于發(fā)揮產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢、擴大市場范圍、促進分工。所以，產(chǎn)業(yè)會呈現(xiàn)出多樣化發(fā)展的趨勢。產(chǎn)業(yè)多樣化為不同產(chǎn)業(yè)之間相互利用創(chuàng)造了更多的機會，有利于產(chǎn)業(yè)間合作范圍的擴大，進而促使生產(chǎn)效率提高。隨著交通基礎(chǔ)設(shè)施的不斷改善，區(qū)域之間貿(mào)易往來的交易費用會隨著運輸費用的降低而下降。所以，在地區(qū)內(nèi)部，廠商會放棄一部分生產(chǎn)率較低的產(chǎn)品，轉(zhuǎn)而生產(chǎn)具有比較優(yōu)勢、生產(chǎn)率較高的產(chǎn)品，地區(qū)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)開始由多樣化向?qū)I(yè)化方向轉(zhuǎn)變。具體來說，在工業(yè)化的初期，工業(yè)生產(chǎn)往往呈現(xiàn)多樣化的形態(tài)。隨著工業(yè)化進程的推進，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，服務(wù)業(yè)的比重逐步增加，工業(yè)生產(chǎn)也趨向于專業(yè)化態(tài)勢，工業(yè)生產(chǎn)與服務(wù)業(yè)的聯(lián)系也越發(fā)緊密。對于可貿(mào)易的服務(wù)來說，人或物是服務(wù)的載體。交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善會降低運輸成本，即降低人或物的流動費用。這在一定程度上會增加勞動力的流動性，有利于勞動力相互交流、分享信息、激發(fā)創(chuàng)造力、增加生產(chǎn)積極性，提升勞動生產(chǎn)率，促進生產(chǎn)服務(wù)化。如果物的運輸成本降低，則意味著企業(yè)可投入更多的要素進行生產(chǎn)，也相應(yīng)增加了對服務(wù)的需求，從而促進勞動分工，服務(wù)呈現(xiàn)出多樣化和專業(yè)化的趨勢。此時，企業(yè)生產(chǎn)更加依賴技術(shù)服務(wù)，會增加中間服務(wù)的投入數(shù)量，從而進一步促進服務(wù)的生產(chǎn)。

三 實證分析：腐敗對服務(wù)業(yè)產(chǎn)出水平的影響

根據(jù)上文的機制分析，建立計量模型檢驗腐敗對服務(wù)業(yè)產(chǎn)出水平的影響。

(一)計量模型

首先建立一般線性回歸模型，考察腐敗對服務(wù)業(yè)產(chǎn)出水平產(chǎn)生的影響。

SERit=ηi+γ1CORit+γCVit+μit

(7)

其中，ηi代表地區(qū)啞變量，μit為誤差項。被解釋變量SER為服務(wù)業(yè)產(chǎn)出水平，核心解釋變量COR為腐敗程度，CV為控制變量，包括服務(wù)貿(mào)易、交通基礎(chǔ)設(shè)施水平、物質(zhì)資本、人力資本。

此外，以契約為橋梁，通過引入地區(qū)和行業(yè)特征的交互項，考察腐敗對于不同交易密集度的服務(wù)行業(yè)是否產(chǎn)生差異性影響。建立如下計量模型：

(8)

其中，i和z分別表示行業(yè)和地區(qū)。被解釋變量Ssiz為地區(qū)服務(wù)業(yè)細分行業(yè)的產(chǎn)出水平。為了便于區(qū)分，在解釋變量中，地區(qū)特征變量均為大寫，行業(yè)特征變量均為小寫。式(8)中，deni是衡量行業(yè)i契約密集度的變量，CORz是衡量地區(qū)z腐敗程度的變量 ，deni×CORz則表示行業(yè)契約密集度和地區(qū)腐敗程度的交互項，用來衡量地區(qū)腐敗程度和行業(yè)契約密集度的綜合特征，是影響服務(wù)業(yè)產(chǎn)出水平的核心指標(biāo)。Cvn代表其它影響服務(wù)業(yè)產(chǎn)出水平的變量，其中n表示變量具有的地區(qū)特征和行業(yè)特征?？刂谱兞堪ǎ盒袠I(yè)外商投資和地區(qū)進出口總額的交互項(fdii×TRAz)、行業(yè)交通基礎(chǔ)設(shè)施投資和地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施水平的交互項(infi×ROADz)、行業(yè)固定資產(chǎn)投資和地區(qū)物質(zhì)資本存量的交互項(invi×Kz)、行業(yè)人力資本密度與地區(qū)人力資本稟賦的交互項(hri×EDUz)，τi是行業(yè)固定效應(yīng)，τz是地區(qū)固定效應(yīng)，εiz為隨機擾動項。估計系數(shù)β1可以簡單理解為腐敗程度對服務(wù)業(yè)產(chǎn)出水平的偏效應(yīng)，并且這種偏效應(yīng)的大小還與行業(yè)契約密集度的大小有關(guān)，即ΔSs=β1Δden×ΔCOR。其經(jīng)濟含義是：在契約密集度不同的服務(wù)行業(yè)，腐敗對服務(wù)業(yè)產(chǎn)出的影響存在差異，即當(dāng)β1<0時，說明腐敗抑制了服務(wù)產(chǎn)出，并且在行業(yè)契約密集度較高的服務(wù)業(yè)行業(yè)，這種負面影響進一步加深，反之亦然。

(二)變量及定義

1.服務(wù)業(yè)產(chǎn)出水平(SER和Ss)

(1)地區(qū)服務(wù)業(yè)總產(chǎn)出水平(SER)

用服務(wù)業(yè)增加值占地區(qū)GDP的比重來衡量服務(wù)業(yè)產(chǎn)出水平，分別按當(dāng)年不變價計算和以1994年為基期進行計算。其中，以1994年為基期的服務(wù)業(yè)增加值和GDP分別按照第三產(chǎn)業(yè)增加值指數(shù)和地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)進行了調(diào)整。

(2)服務(wù)業(yè)細分行業(yè)產(chǎn)出水平(Ss)

根據(jù)《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》(GB/T4754-2011)中服務(wù)業(yè)大類劃分標(biāo)準(zhǔn)，分別計算各省(市、自治區(qū)) 14個服務(wù)行業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)的比重來衡量服務(wù)業(yè)細分行業(yè)產(chǎn)出水平。

2.腐敗程度(COR)

使用每萬公職人員中，貪污、賄賂、瀆職等職務(wù)犯罪立案數(shù)量來衡量腐敗程度。與直接使用職務(wù)犯罪立案數(shù)作為度量指標(biāo)相比，這種計算方式去除了人口的規(guī)模效應(yīng)，更為合理，也是目前國內(nèi)唯一可得的省級面板數(shù)據(jù)集。需要注意的是，這一指標(biāo)不能解讀為反腐敗程度，因為其與商業(yè)訴訟成本成正相關(guān)關(guān)系，也是契約實施水平的反向指標(biāo)(聶輝華，2014)[33]。

3.服務(wù)行業(yè)契約密集度(den)

4.控制變量

(1)服務(wù)貿(mào)易(TRA、fdi)

采用地區(qū)進出口總額與GDP的比重衡量地區(qū)服務(wù)貿(mào)易水平(TRA)，行業(yè)外商投資總額與行業(yè)增值加值比重衡量服務(wù)業(yè)細分行業(yè)的貿(mào)易情況(fdi)。其中進出口總額和外商直接投資總額根據(jù)當(dāng)年匯率中間價調(diào)整為人民幣計價。

(2)交通基礎(chǔ)設(shè)施水平(ROAD、inf)

交通基礎(chǔ)設(shè)施通常包括一般公路、高速公路、市政道路、軌道交通等，由于公路和鐵路的數(shù)據(jù)與其它交通基礎(chǔ)設(shè)施相比較為完整，所以使用公路和鐵路密度，即公路和鐵路里程與地區(qū)面積的比重來衡量地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施存量水平(ROAD)；行業(yè)交通基礎(chǔ)設(shè)施情況(inf)通過服務(wù)業(yè)細分行業(yè)交通、郵政、倉儲業(yè)的投入占總投入的比重衡量。

(3)物質(zhì)資本(K、inv)

使用地區(qū)固定資本形成總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量地區(qū)物質(zhì)資本存量(K)，服務(wù)業(yè)細分行業(yè)固定資本投資總額與行業(yè)增加值的比重衡量行業(yè)固定資產(chǎn)投資情況(inv)。

(4)人力資本(EDU、hr)

使用地區(qū)人均受教育水平衡量地區(qū)人力資本稟賦情況(EDU)。Barro 和 Lee(2001)[35]將人均受教育水平的指標(biāo)構(gòu)造為小學(xué)和中學(xué)入學(xué)率、教師與學(xué)生比例和成人識字率等。參照陳釗等(2004)[36]的計算方法，首先將不同程度的教育水平按受教育年限進行折算，再乘以擁有相應(yīng)教育水平的人數(shù)，最后除以地區(qū)總?cè)丝诘玫饺司逃健Ｆ渲校髮W(xué)(及以上)、高中、初中、小學(xué)、文盲分別以16年、12年、 9年、6年、0年換算。行業(yè)人力資本密度(hr)通過計算科技人員在行業(yè)從業(yè)人員中的比重衡量。

(三)數(shù)據(jù)說明與樣本選取

本文采用的服務(wù)業(yè)數(shù)據(jù)主要來自1995-2012年31個省(市、自治區(qū))的統(tǒng)計年鑒和《中國統(tǒng)計年鑒》；衡量腐敗程度的數(shù)據(jù)來自1995-2013年《中國檢察年鑒》中，省、自治區(qū)、直轄市人民檢察院工作報告；行業(yè)交通基礎(chǔ)設(shè)施水平數(shù)據(jù)來自《2010年中國投入產(chǎn)出表》。

在具有行業(yè)和地區(qū)交互項的模型中，主要使用了2011年的地區(qū)和行業(yè)數(shù)據(jù)，由于西藏地區(qū)的行業(yè)數(shù)據(jù)缺失較多，所以實證檢驗中不包含西藏地區(qū)的數(shù)據(jù)。

主要變量(包括工具變量)的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

(續(xù)上表)

2011年地區(qū)和行業(yè)數(shù)據(jù)變量解釋說明(單位)樣本量均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值Ss服務(wù)行業(yè)增加值/GDP(%)3283 413 030 2021 10COR職務(wù)犯罪立案數(shù)/公職人員數(shù)(件/萬人)42022 785 969 2440 18den服務(wù)行業(yè)契約密集度4200 500 110 300 74hr科技人員數(shù)/行業(yè)從業(yè)人員數(shù)(%)42030 5621 560 0069 18inv行業(yè)固定資產(chǎn)投資/行業(yè)增加值(%)4207 1412 330 3847 98fdi行業(yè)外商投資總額/行業(yè)增值加值(%)4201 811 940 006 48inf交通、郵政、倉儲投入/行業(yè)總投入(%)4203 933 200 5213 57EDU受教育年限/人口數(shù)(年/人)4208 380 856 9711 10K地區(qū)固定資本形成總額/GDP(%)4203 260 652 185 49TRA地區(qū)貿(mào)易進出口總額/GDP(%)42032 7939 633 57154 82ROAD公路鐵路里程/地區(qū)面積(公里/平方千米)4200 880 480 092 00OPT省會城市開埠通商歷史(年)420115 5725 2761 30164 00COST訴訟成本(%)42021 788 909 0041 80

注：統(tǒng)計年鑒中缺失的數(shù)據(jù)在此顯示為0。

四 實證檢驗：腐敗對不同契約密集度服務(wù)業(yè)的影響差異

首先考察腐敗對服務(wù)業(yè)總產(chǎn)出水平的影響，再通過引入行業(yè)特征變量，從地區(qū)與行業(yè)兩個維度考察腐敗對服務(wù)業(yè)細分行業(yè)產(chǎn)出水平的影響，檢驗在不同契約密集程度的服務(wù)行業(yè)，腐敗對服務(wù)業(yè)產(chǎn)出水平的影響是否存在差異。

(一)腐敗對服務(wù)業(yè)總產(chǎn)出水平的影響

由于2003年以后服務(wù)業(yè)的統(tǒng)計口徑有所調(diào)整，所以將樣本分為1994-2003年和2004-2011年兩個子樣本，分別進行固定效應(yīng)回歸，同時也給出了1994-2011年的總樣本回歸結(jié)果。表2報告了地區(qū)腐敗程度對服務(wù)業(yè)總產(chǎn)出水平影響的估計結(jié)果。其中，服務(wù)業(yè)總產(chǎn)出水平分別按照現(xiàn)價和以1994年為基期計算。

表2 服務(wù)業(yè)總產(chǎn)出水平估計結(jié)果

(續(xù)上表)

變量SER(按現(xiàn)價計算)1994-20032004-20111994-2011SER(以1994年為基期計算)1994-20032004-20111994-2011ROAD7 539???-0 4090 1149 380???-4 296???-2 822???(1 617)(1 115)(0 881)(2 474)(1 135)(1 035)K0 266???0 0300 093???0 194???-0 0510 051??(0 024)(0 038)(0 021)(0 037)(0 038)(0 025)EDU0 659???0 1840 527???0 473?1 430???0 819???(0 164)(0 457)(0 197)(0 251)(0 465)(0 232)常數(shù)項27 710???44 490???35 570???30 100???41 970???35 830???(1 459)(4 442)(1 837)(2 233)(4 521)(2 159)觀測值298248546298248546R20 661 0 5280 506 0 303 0 331 0 233

注：括號內(nèi)為各回歸系數(shù)對應(yīng)的t統(tǒng)計量；*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。

可以看出，無論是按照現(xiàn)價計算還是以不變價計算，或者統(tǒng)計口徑發(fā)生變化，腐敗程度的系數(shù)都為負，并且始終在1%的水平上顯著，這表明腐敗的確對服務(wù)業(yè)產(chǎn)出有阻礙作用。對比現(xiàn)價和不變價情況下的回歸系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)在2004-2011年，腐敗對服務(wù)業(yè)實際產(chǎn)出水平的負面影響更大。同時，控制變量中貿(mào)易的系數(shù)顯著為正，表明在貿(mào)易活躍的地區(qū)，服務(wù)貿(mào)易的溢出作用得到強化，帶動了服務(wù)業(yè)產(chǎn)出水平的提高。交通基礎(chǔ)設(shè)施水平的系數(shù)顯著為正，表明交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善也有助于增加服務(wù)業(yè)產(chǎn)出。此外，人力資本和物質(zhì)資本對服務(wù)業(yè)產(chǎn)出水平的提高也有顯著的促進作用。

(二)腐敗對服務(wù)業(yè)細分行業(yè)產(chǎn)出水平的影響

1.普通最小二乘法估計

根據(jù)式(8)將刻畫行業(yè)特征的變量納入到分析框架中進行檢驗，使用行業(yè)和地區(qū)的交互變量進行回歸。表3給出了OLS回歸結(jié)果。具體來說，首先對行業(yè)契約密集度與腐敗程度的交互項(den×COR)進行估計，估計系數(shù)在10%的水平上顯著為負，腐敗對服務(wù)業(yè)產(chǎn)出水平的負面影響會隨著服務(wù)行業(yè)契約密集度的提高而增加。隨后，通過逐步加入行業(yè)外商直接投資和地區(qū)進出口總額的交互項(fdi×TRA)、行業(yè)交通基礎(chǔ)設(shè)施投資和地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施水平的交互項(inf×ROAD)、行業(yè)固定資產(chǎn)投資和地區(qū)物質(zhì)資本存量的交互項(inv×K)、行業(yè)人力資本密度與地區(qū)人力資本稟賦的交互項(hr×EDU)，考察估計結(jié)果的穩(wěn)健性。可以看出，隨著控制變量的加入，行業(yè)契約密集度與腐敗程度交互項的系數(shù)仍然顯著為負，沒有發(fā)生實質(zhì)性改變，初步說明估計結(jié)果穩(wěn)健。

表3 服務(wù)業(yè)細分行業(yè)產(chǎn)出水平OLS估計結(jié)果

(續(xù)上表)

變量(1)Ss(2)Ss(3)Ss(4)Ss(5)Ssfdi×TRA0 003???0 003???0 003???0 002??(0 001)(0 001)(0 001)(0 001)inf×ROAD-0 083-0 076-0 036(0 051)(0 052)(0 054)inv×K-0 010-0 011(0 001)(0 010)hr×EDU-0 012???(0 005)常數(shù)項12 010???12 700???13 230???13 790???17 420???(1 451)(1 441)(1 475)(1 584)(2 091)觀測值328328328328328R20 773 0 782 0 784 0 786 0 790

注:括號內(nèi)數(shù)值為White t 統(tǒng)計量；***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著；本模型控制了地區(qū)固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)。表4同。

2.工具變量法估計結(jié)果

一個地區(qū)的腐敗程度可以影響服務(wù)業(yè)產(chǎn)出水平，然而服務(wù)業(yè)產(chǎn)出水平的變化也可能會對腐敗產(chǎn)生影響。隨著服務(wù)業(yè)產(chǎn)出水平的提高，其對地區(qū)服務(wù)交易的質(zhì)量要求也越高，而制度環(huán)境的變化會影響腐敗程度。所以，選取工具變量對模型進行估計，避免可能存在的內(nèi)生性問題。

在工具變量的選取方面，參考2008年世界銀行在《中國營商環(huán)境報告》(Doing Business in China)中提供的中國30個省會城市的營商環(huán)境指標(biāo)*營商環(huán)境的各項指標(biāo)是通過假設(shè)開辦或者經(jīng)營一家企業(yè)，需要辦理手續(xù)或者執(zhí)行流程的案例來反映企業(yè)營商活動所面臨的一系列來自制度層面的阻礙。這是一種基于真實經(jīng)濟活動過程進行評價得到的指標(biāo)，而不是對于經(jīng)濟活動的事后評價，因此是現(xiàn)實中經(jīng)濟活動情況的切實反映。在這份報告中，主要通過開辦企業(yè)、登記物權(quán)、獲取信貸(設(shè)立和登記抵押物)和強制執(zhí)行合同這四個關(guān)鍵指標(biāo)衡量中國不同地區(qū)的投資環(huán)境。(實際數(shù)據(jù)為2006年)，選取合同執(zhí)行質(zhì)量指標(biāo)中訴訟成本(法院訴訟費用占標(biāo)的物價值的百分比)一項作為地區(qū)腐敗程度的工具變量。同時，還選取各省會城市開埠通商歷史(OPT)作為地區(qū)腐敗程度的工具變量。一方面，這兩個歷史變量不會對當(dāng)期的服務(wù)業(yè)產(chǎn)出水平產(chǎn)生直接影響；另一方面，在合同執(zhí)行成本低或者開埠較早的地區(qū)， 意味著其制度環(huán)境相對完善，可能會降低腐敗案件發(fā)生的可能，減少腐敗對服務(wù)業(yè)產(chǎn)出的不利影響，滿足工具變量的要求。

在使用工具變量之前，需要對其是否滿足前提條件進行判斷。首先對工具變量的有效性進行檢驗。過度識別檢驗的Hansen’s J檢驗結(jié)果在統(tǒng)計上均不顯著，說明其接受“工具變量外生”的原假設(shè)，工具變量是有效的。其次，對工具變量與內(nèi)生變量的相關(guān)性進行檢驗。DWH檢驗的F值為9.4076，P值為0.0022，在1%的顯著性水平上拒絕“所有解釋變量均為外生”原假設(shè)，即在統(tǒng)計上顯著。因此，可以認為腐敗程度(COR)為內(nèi)生解釋變量，OLS回歸存在內(nèi)生性問題。

表4給出了服務(wù)業(yè)細分行業(yè)產(chǎn)出水平GMM估計結(jié)果?？梢钥闯?，在采用工具變量對腐敗程度內(nèi)生性問題進行處理之后，腐敗程度與契約密集度交互項的估計系數(shù)依然在1%的統(tǒng)計水平上顯著，并且系數(shù)值較OLS估計的結(jié)果明顯提高。說明廣義矩估計法對解決內(nèi)生性問題起到了必要的作用，在一定程度上糾正了最小二乘法估計結(jié)果的有偏性，從而驗證了腐敗是影響服務(wù)業(yè)產(chǎn)出水平的重要因素，并且也驗證了“隨著行業(yè)契約密集度的提高，腐敗對服務(wù)業(yè)產(chǎn)出水平的負面影響會增加”這一結(jié)論的可靠性。

表4 服務(wù)業(yè)細分行業(yè)產(chǎn)出水平GMM估計結(jié)果

3.對估計結(jié)果的進一步解釋

為了更好地理解上述估計結(jié)果中的經(jīng)濟含義，以行業(yè)契約密集度和地區(qū)腐敗程度指標(biāo)中25分位數(shù)和75分位數(shù)對應(yīng)的行業(yè)為例，計算其產(chǎn)出水平。具體來看，位于契約密集度指標(biāo)25分位和75分位的行業(yè)分別是衛(wèi)生、社會保障和社會福利業(yè)(行業(yè)12)和科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘察業(yè)(行業(yè)8)；位于腐敗程度指標(biāo)25分位和75分位的地區(qū)分別為湖南省和河南省。圖1給出了湖南省和河南省在衛(wèi)生、社會保障和社會福利業(yè)和科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘察業(yè)的產(chǎn)出水平。其中，湖南省在衛(wèi)生、社會保障和社會福利業(yè)和科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘察業(yè)的產(chǎn)出水平分別為1.41和0.92，后者占前者的65%；河南省在衛(wèi)生、社會保障和社會福利業(yè)和科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘察業(yè)的產(chǎn)出水平分別為0.98和0.62，后者占前者的62%。顯然，腐敗程度較低的湖南省在衛(wèi)生、社會保障和社會福利業(yè)和科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘察業(yè)的產(chǎn)出水平均高于河南省，在契約密集度較高的科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘察業(yè)的產(chǎn)出水平也相對較高。

圖1 湖南省和河南省在行業(yè)(12)和行業(yè)(8)的服務(wù)產(chǎn)出水平

五 結(jié)論：反腐敗以促進服務(wù)業(yè)健康發(fā)展

反腐敗作為十八大以來備受關(guān)注的政策之一，不僅在政治上產(chǎn)生了巨大影響，對于經(jīng)濟發(fā)展的影響也不容忽視。對于腐敗帶來的經(jīng)濟影響，學(xué)術(shù)界的爭論并沒有停止。本文從微觀視角出發(fā)，以契約為橋梁討論了腐敗對服務(wù)業(yè)產(chǎn)出的影響，利用1994-2011年省級數(shù)據(jù)和2011年服務(wù)業(yè)細分行業(yè)的數(shù)據(jù)，對腐敗程度和服務(wù)業(yè)產(chǎn)出水平之間的關(guān)系進行了實證檢驗。結(jié)果表明：腐敗對服務(wù)業(yè)產(chǎn)出水平有明顯的抑制作用，腐敗增加了服務(wù)業(yè)生產(chǎn)過程中的交易成本，降低了服務(wù)生產(chǎn)的積極性，不利于服務(wù)業(yè)的發(fā)展。進一步討論發(fā)現(xiàn)，在中國，對于不同契約密集度的服務(wù)行業(yè)，腐敗帶來的負面影響存在差異。在契約密集度較高的服務(wù)行業(yè)，腐敗的影響更大。即當(dāng)腐敗發(fā)生，制度環(huán)境惡化時，契約密集度較高的服務(wù)行業(yè)，諸如金融、科研等現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，由于其對制度環(huán)境依賴較大，投資和消費結(jié)構(gòu)都會受到明顯的“扭曲”，從而增長的可持續(xù)性受到抑制，長期表現(xiàn)為落后于經(jīng)濟發(fā)展水平。使用工具變量解決內(nèi)生性問題之后，上述結(jié)論依然成立，說明實證結(jié)果穩(wěn)定可靠。

與以往研究不同，本文不僅為腐敗的作用渠道拓展了一個新角度，也對服務(wù)業(yè)發(fā)展影響因素展開一次新探討。從研究結(jié)論看，反腐敗有助于服務(wù)業(yè)的發(fā)展。通過弱化政府的作用，減少政府對服務(wù)行業(yè)的管控，會對服務(wù)業(yè)產(chǎn)生積極的現(xiàn)實意義。然而，從長期來看，應(yīng)該加強制度建設(shè)，營造公平、公開的市場環(huán)境，建立完善的監(jiān)督約束機制，從根本上遏制腐敗滋生，促進服務(wù)業(yè)的健康發(fā)展。

[1] 譚洪波, 鄭江淮. 中國經(jīng)濟高速增長與服務(wù)業(yè)滯后并存之謎——基于部門全要素生產(chǎn)率的研究[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟, 2012, (9): 5-17.

[2] 江小涓, 李輝. 服務(wù)業(yè)與中國經(jīng)濟: 相關(guān)性和加快增長的潛力[J]. 經(jīng)濟研究, 2004, (1): 4-15.

[3] 汪德華, 張再金, 白重恩. 政府規(guī)模、 法治水平與服務(wù)業(yè)發(fā)展[J]. 經(jīng)濟研究, 2007, (6): 51-64.

[4] 江波, 李江帆. 政府規(guī)模、 勞動-資源密集型產(chǎn)業(yè)與生產(chǎn)服務(wù)業(yè)發(fā)展滯后: 機理與實證研究[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟, 2013, (1): 64-76.

[5] Leff, N. H.. Economic Development Through Bureaucratic Corruption[J].AmericanBehavioralScientist, 1964, 8(3): 8-14.

[6] Shleifer, A., Vishny, R. W.. Politicians and Firms[J].TheQuarterlyJournalofEconomics, 1994, 109(4): 995-1025.

[7] Méon, P. G., Weill, L.. Is Corruption an Efficient Grease?[J].WorldDevelopment, 2010, 38(3): 244-259.

[8] Méon, P. G., Sekkat, K.. Does Corruption Grease or Sand the Wheels of Growth?[J].PublicChoice, 2005, 122(1-2): 69-97.

[9] Kurer, O.. Clientelism, Corruption, and the Allocation of Resources[J].PublicChoice, 1993, 77(2): 259-273.

[10] Myrdal, G.. Corruption: Its Causes and Effects[J].AsianDrama:AnInquiryintothePovertyofNations, 1968, 2: 953-961.

[11] Murphy, K. M., Shleifer, A., Vishny, R. W.. Why is Rent-seeking So Costly to Growth?[J].TheAmericanEconomicReview, 1993, 83(2): 409-414.

[12] Claessens, S., Laeven, L.. Financial Development, Property Rights, and Growth[J].TheJournalofFinance, 2003, 58(6): 2401-2436.

[13] 黃玖立, 李坤望. 吃喝, 腐敗與企業(yè)訂單[J]. 經(jīng)濟研究, 2013, (6): 71-84.

[14] Grossman, S. J., Hart, O. D.. The Costs and Benefits of Ownership: A Theory of Vertical and Lateral Integration[J].TheJournalofPoliticalEconomy, 1986, 94(4): 691-719.

[15] Park, S. H., Luo, Y.. Guanxi and Organizational Dynamics: Organizational Networking in Chinese Firms[J].StrategicManagementJournal, 2001, 22(5): 455-477.

[16] Rose-Ackerman, S.. The Political Economy of Corruption[J].CorruptionandtheGlobalEconomy, 1997, 31: 60.

[17] Mauro, P.. Corruption and the Composition of Government Expenditure[J].JournalofPublicEconomics, 1998, 69(2): 263-279.

[18] Gupta, S., Davoodi, H., Alonso-Terme, R.. Does Corruption Affect Income Inequality and Poverty?[J].EconomicsofGovernance, 2002, 3(1): 23-45.

[19] Eswaran, M., Kotwal, A.. The Role of the Service Sector in the Process of Industrialization[J].JournalofDevelopmentEconomics, 2002, 68(2): 401-420.

[20] Becker, G. S.. Human Capital, Effort, and the Sexual Division of Labor[J].JournalofLaborEconomics, 1985, 3(1): S33-S58.

[21] Grant, R. M.. Toward a Knowledge-based Theory of the Firm[J].StrategicManagementJournal, 1996, 17(S2): 109-122.

[22] Hitt, M. A., Biermant, L., Shimizu, K., et al.. Direct and Moderating Effects of Human Capital on Strategy and Performance in Professional Service Firms: A Resource-based Perspective[J].AcademyofManagementJournal, 2001, 44(1): 13-28.

[23] 聶輝華. 企業(yè): 一種人力資本使用權(quán)交易的粘性組織[J]. 經(jīng)濟研究, 2003, (8): 64-69.

[24] Acemoglu, D., Johnson, S., Robinson, J. A.. Institutions as a Fundamental Cause of Long-run Growth[J].HandbookofEconomicGrowth, 2005, 1: 385-472.

[25] 楊其靜. 企業(yè)成長: 政治關(guān)聯(lián)還是能力建設(shè)?[J]. 經(jīng)濟研究, 2011, (10): 54-66.

[26] Bustos, P.. Trade Liberalization, Exports, and Technology Upgrading: Evidence on the Impact of MERCOSUR on Argentinian Firms[J].TheAmericanEconomicReview, 2011, 101(1): 304-340.

[27] 趙志耘, 呂冰洋, 郭慶旺等. 資本積累與技術(shù)進步的動態(tài)融合: 中國經(jīng)濟增長的一個典型事實[J]. 經(jīng)濟研究, 2007, (11): 18-31.

[28] Boucekkine, R., Licandro, O., Puch, L. A., et al.. Vintage Capital and the Dynamics of the AK Model[J].JournalofEconomicTheory, 2005, 120(1): 39-72.

[29] 胡霞, 魏作磊. 中國城市服務(wù)業(yè)發(fā)展差異的空間經(jīng)濟計量分析[J]. 統(tǒng)計研究, 2006, (9): 54-60.

[30] 王賢彬, 徐現(xiàn)祥. 地方官員來源、 去向、 任期與經(jīng)濟增長——來自中國省長省委書記的證據(jù)[J]. 管理世界, 2008, (3): 16-26.

[31] 程大中. 中國服務(wù)業(yè)的增長與技術(shù)進步[J]. 世界經(jīng)濟, 2003, 26(7): 35-42.

[32] 劉偉, 張輝. 中國經(jīng)濟增長中的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷和技術(shù)進步[J]. 經(jīng)濟研究, 2008, (11): 4-15.

[33] 聶輝華. 腐敗對效率的影響: 一個文獻綜述[J]. 金融評論, 2014, 6(1): 13-23.

[34] Nunn, N.. Relationship-specificity, Incomplete Contracts, and the Pattern of Trade[J].TheQuarterlyJournalofEconomics, 2007, 122(2): 569-600.

[35] Barro, R. J., Lee, J. W.. International Data on Educational Attainment: Updates and Implications[J].OxfordEconomicPapers, 2001, 53(3): 541-563.

[36] 陳釗, 陸銘, 金煜. 中國人力資本和教育發(fā)展的區(qū)域差異: 對于面板數(shù)據(jù)的估算[J]. 世界經(jīng)濟, 2004, 27(12): 25-31.

Anti-corruption，Contract and Growth of Service Industry

LI Xiao-le

Corruption has an impact on economic activity through special resource allocation functions, and the impact of corruption on the output of service industry is urgent to explore. From a micro perspective, it is a new attempt to use the contract as a bridge to discuss the impact of corruption on the output of the service industry. This paper examines the relationship between corruption and the level of service output in the service sector by using China’s provincial panel data form1994 to 2011 and the data from the 2011 provincial service sub-sectors. The results show that the higher the degree of corruption, the lower the level of output of services, and this inhibition effect on the actual output of the service is more obvious. After adding industry characteristics to the analysis framework we found that in industries with higher contract intensity, the more opportunities for corruption, the greater the negative impact on service output. The conclusion shows that anti-corruption contributes to the development of the service industry. In the long run, it is necessary to strengthen the system construction, create a fair and open market environment, and promote the healthy development of the service industry.

corruption; contract; service industry

2017-04-12

國家社會科學(xué)基金項目“生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展與中國全球價值鏈戰(zhàn)略地位提升研究”(項目編號:14BGL012，項目負責(zé)人：楊仁發(fā))。

李筱樂，經(jīng)濟學(xué)博士，上海行政學(xué)院講師，研究方向：服務(wù)經(jīng)濟、產(chǎn)業(yè)組織理論。

F719

A

1674-8298(2017)03-0096-13

[責(zé)任編輯：莫 揚]

10.14007/j.cnki.cjpl.2017.03.008

方式]李筱樂. 反腐敗、 契約與服務(wù)業(yè)發(fā)展[J]. 產(chǎn)經(jīng)評論, 2017, 8(3): 96-108.