繁文缛节与企业腐败

李后建 刘培森

一、引 言

“如果规则可以制造腐败，那么规则也会被源源不断地创造出来。”

——Tanzi (1998)

“繁文缛节”在中国有深厚的历史渊源和特异性。从远古商周的“卜”和“礼”，到后来历朝历代的官僚主义和儒家礼法，以至如今盛行的酒桌文化，都乃“礼仪上邦”中国独有的繁文缛节之缩影。

作为公共管理领域中一个非常重要的概念，繁文缛节是对组织绩效有害且不必要的行政规则、制度和程序的统称(马亮和孙晓燕，2012)，其本质是效率低下(沙亮，2008)，会导致组织成员和交流对象循规蹈矩或流于形式，使组织目标偏离期望的轨道。繁文缛节在不同的标准下可分为不同的类别，本文论述的繁文缛节主要是指企业与政府交流时所面临的一种非货币成本，体现为进入规制、时间占用和精神损耗等。

繁文缛节已经成为诸多地区商业交流和经济发展的重大障碍之一。在某些非经合组织成员国，繁文缛节甚至比融资约束产生的负面影响更为严重(Johnson et al.，2000)。具体而言，繁文缛节会负面影响公务员对工作的投入程度和公共服务动机，不利于组织成员发挥应有的能力(Moynihan和Pandey，2007)；阻碍政府与民众之间的信息交流和反馈(Moynihan，2010)，在某种程度上会降低政府绩效( 珒陈敦源和简钰 ，2012)。更重要的是，由于上下级官员的代理问题以及政府部门与企业之间的信息不对称问题，繁文缛节可能会导致权力寻租和一系列腐败问题(Banerjee，1997；Guriev，2004；Dinissa，2014)。

腐败和繁文缛节是官僚体系中最古老、最广泛的行为特质之一，几乎出现在所有社会、所有阶层中。它们之间的关系密切而深刻，难以区分对待。尽管繁文缛节并不像腐败那样受到广泛关注，但其危害同样严重。一份来自乌克兰的调查发现，当地有64%,的公司承认曾为了减少繁文缛节而实施贿赂，而 96%,的公司则认为贿赂已经成为获得官方许可的必要手段之一(Kaufman，1997)。繁文缛节会导致腐败的发生，而潜在的寻租行为也会使繁文缛节成为常态(Banerjee，1997；Guriev，2004；Blackburn和Sarmah，2006)。实际上，腐败与繁文缛节是相生相伴的，正如 Tanzi(1998)所言：“如果规则可以制造腐败，那么规则也会被源源不断地创造出来。”

现代社会最基本的行政组织形式是科层制，它在很大程度上保证了中国现行行政组织的稳定性和高效率，但其本身也存在着一些问题(如管理流程复杂化、反功能和刚性增强等)，繁文缛节便是其表现之一(沙亮，2008)。长期以来，中国面临着腐败的严峻形势，政体中存在的种种繁文缛节也被广为诟病，“三公”经费极度膨胀，诸如文山会海、流程繁琐、审批拖延等现象层出不穷。一份来自人民日报的数据显示①陈清泰、张永伟，行政审批何其多!人民日报(017).http：//finance.people.com.cn/n/2013/0617/c1004-21857311.html。，接受调查的 1539 家企业平均每家每年向政府申报审批项目达 17.67 个，其中最长审批时间的平均值为 171.35 天，某些项目甚至长达1500天；企业的成立须通过7个以上的审批部门和 12个以上的审批流程，而建设项目从申请到运行更是要经过 27个部门和 50个环节，其中仅办理立项、规划许可证就需6～10个月；上市公司平均每年需要接受政府检查评比19.06次，公司主要领导出席参加政府主导的会议24.5次，平均占用30.76个工作日，而此类情况在非上市公司中表现得更为严重。各种政府的审批、会议、评比给企业的发展带上了沉重的镣铐，而如何解决这些问题乃当务之急。

繁文缛节不仅耗费了企业巨大的精力，更拖累了经济发展的速度(Mauro，1995)。以李克强总理为代表的新一届中央政府成立以来，曾多次在重要会议上强调繁文缛节的危害，致力于简政放权并取得了一定成效。中国政府这一行动被视为开启新一轮改革的“先手棋”和“当头炮”，不仅是市场化进程推进和政府职能转变的信号，而且在“全面反腐”的背景下有着更深层次的意义。在此背景下，探究繁文缛节与企业腐败之间的关系对于有效治理当前的腐败问题具有重要的理论和现实意义。

与现有的研究相比，本文研究可能的主要贡献在于：首先，据我们掌握的资料来看，虽然现有大量文献从不同视角考察了企业腐败的影响因素(Berg et al.，2012；Dinissa，2014)，但尚未有关于中国繁文缛节是否具有腐败效应的经验研究文献，本文的研究不仅拓展了企业腐败影响因素的研究，而且还弥补了这方面经验研究的不足；其次，本文不仅提供了关于繁文缛节与企业腐败之间关系的经验证据，更重要的是本文进一步确定了繁文缛节与企业腐败之间关系的边界条件，这为有效治理企业腐败提供了可操作的经验，为进一步理解转型国家各类腐败与无效制度并存的特征(Slinko et al.，2005)提供了有效的证据；最后，我们选择1919年基督教会初级小学注册人数和鸦片战争以来被迫开放的城市作为工具变量，并采用内生处理条件下的剂量响应模型有效地识别出了繁文缛节与企业腐败的因果效应，进一步弥补了现有经验研究中的缺陷。

二、文献回顾

繁文缛节和腐败出现在整个人类历史发展的各个阶段。作为一对公共管理问题的双生子，它们似乎如影随形，总是同时涌现。无论从经济层面还是从政治角度，对它们的研究无疑都有着极为重要的意义。迄今为止，学界已经建立起相对完整的腐败理论体系，在繁文缛节的问题上也有了一定的认识，但关于它们之间内在联系、相互影响的机制依然众说纷纭。

关于繁文缛节的讨论自古有之，而由于人们对其含义的理解不尽相同，对其范围的界定也始终存在分歧，直到近几十年才取得一些理论上的进展。因为繁文缛节具有很强的主观性，所以它也难以被确切的量化。Buchanan(1975)首次以25道关于政府行政规则的题目来测试个人对政府繁文缛节的印象，但他并未给出明确的定义。Rosenfeld(1984)认为，繁文缛节是政府规范过度、造成不便或与决策制定无关的规则、程序、行为等，应针对个人的感知进行分析，并通过当时社区发展辅助计划不同年份的实施情况加以测量。Baldwin(1990)则根据繁文缛节的来源将繁文缛节分为正式的繁文缛节(法规引致的繁文缛节)和非正式的繁文缛节(组织外部的繁文缛节)，并用五点量表对其进行测量。Bretschneider(1990)开始关注繁文缛节中程序拖延的问题，提出以完成特定的某件事所花费的时间为指标来量化繁文缛节的方法。繁文缛节被广泛认可的定义出自 Bozeman(1993)的总结：“仍在发挥作用而对组织实现预期目标毫无贡献的规则和程序。”Rainey等人(1995)则采用了类似的定义：成为组织负担的、不能达到预期目标或功能的、持续发挥效应的某种规则或程序；并进一步指出繁文缛节可分为人事繁文缛节和一般性的繁文缛节。Pandey和 Bretschneider(1997)将组织流程中的程序拖延与繁文缛节区分开来，把其中一般程序性因素无法解释的残差都归为繁文缛节；并以 Bretschneider(1990)的研究为基础，运用回归方法对程序拖延指数进行残差分析和精准量化。Scott和 Pandey(2000)把繁文缛节定义为因规定和程序而产生的限制，并依据基层官员接受外部意见的程度将其分为低度的繁文缛节和高度的繁文缛节。由于 Bretschneider(1990)提出的繁文缛节概念更具操作性，因此，本研究采用Bretschneider(1990)的定义，将繁文缛节界定为企业在处理规制制度时所花的时间。

关于繁文缛节和腐败之间关系的讨论起源于“速办金(speed money)”假说：在面临过多的繁文缛节时，特定的企业会向腐败官员贿赂以降低时间成本，即贿赂会在某种程度上提高行贿者的收益。这一假说的支持者，如Bozeman(1993)发现，过多的税费和行政规制在廉洁的政府机构中难以规避，所以贿赂在某种程度上可以视为个体削减繁文缛节的一种被动行为。Lui(1985)则通过对排队论模型的分析指出，经济个体行贿数额的不同实际上反映了他们机会成本的差异，更优质的企业愿意支付更多的速办金来更大幅度地削减繁文缛节，并获得更高的效率。此时，腐败实际上是对市场机制的一种补充，某些资源甚至可以在这种分配机制下实现帕累托次优。此类观点在早期获得了部分学者的赞同。他们认同腐败对经济增长是有益的，而这并不符合人们的经济直觉。在后来的研究中，这类观点也备受质疑：大量实证分析结果都表明，腐败对经济增长的影响是消极的，腐败集中的地区繁文缛节也通常会更加严重(Mauro，1995)。这些研究指出，“速办金”假说的问题在于将繁文缛节视为外生变量来处理，而由于自由裁量权等问题的存在，在现实世界中它明显是内生的(Bardhan，1997；Shleifer和 Vishny，1993)；这种情况下，长期贿赂的企业反而会获取更少的收益，某些有腐败动机的官员甚至会根据企业的支付能力制定不同程度的繁文缛节(Kaufmann和Wei，1999)。Blackburn和Sarmah(2006)也认为，企业对官员的贿赂行为非但不能减轻繁文缛节，反而会使官员制定更为严苛的冗余规定和索取更多的租金。事实上，正是腐败导致了繁文缛节的泛滥，而非相反。Blackburn和 Sarmah(2006)将经济活动中的繁文缛节定义为创业者在创业时所受到的各种制度规制，并建立了一个有关职业选择、进入规制和不完善资本市场模型来支持自己的观点。模型的结果表明腐败会扩大企业的经营风险，导致企业有破产的可能，以致资本市场摩擦和不确定性增加，而繁文缛节只是在官僚制中的一种体现。尽管它们都会对社会的创业行为造成阻碍从而影响经济发展，但只有腐败影响了资本市场的真实产出，即繁文缛节的危害主要通过腐败进行传导。

Banerjee(1997)针对繁文缛节与腐败之间的关系做了开创性的研究。他构想了一个福利导向型的政府，其重要职责是在市场失灵时发挥作用。作为经济团体，政府服务于国家利益，不会利用其特殊地位从事垄断等经营活动并为个人或企业提供教育机会、生产许可、配额等种种资源。但与此相对，作为经济个体，政府中的某些官员则更注重自身私利。政府机构无法对官员行为实施完美监督，只能通过罚金予以威慑。因为资本市场的不完善，在政府主导福利与资源的分配时，符合配给要求(高水平)与不符合配给要求(低水平)的经济个体都可能提交申请。为满足公平、公正的需要，政府会设立一系列审批程序以甄别出有效的申请人，并由官员执行。繁文缛节在此被设定为申请获批所需的时间。官员为达到资源分配和私人获利的双重目标，选择价格与繁文缛节相混合的筛选机制，使低水平的申请人获得进入机会。假使政府同官员一样贪婪，或同时具有积极的服务意向，繁文缛节与腐败就都无从发生。因此，Banerjee(1997)认为繁文缛节和腐败问题的根源在于市场失灵和政府与官员之间的代理问题：繁文缛节作为政府的分配手段被官员利用，只有接受繁文缛节的代价(繁琐的审批程序等)或愿意为此付出较高价格(速办金等)的申请人才被认可，腐败由此发生。所以他提出了这样的观点：“好”的政府也不可避免地会存在繁文缛节和腐败问题，只是在贫困地区和发展中国家此类问题尤为严重。

腐败与繁文缛节都与国家的经济管制息息相关，市场进入规制宽松的地区一般都有更加精简的政府，而进入规制严格的地区恰好是贪腐丛生之地(Dinissa，2014)。繁文缛节在某些方面表现为规制成本，其引致的损失被称为企业的非市场交易费用(胡凯和周鹏，2011)。Djankov等(2002)对来自85个国家的截面数据分析也证实，企业的进入规制越严苛，其所在国家的腐败问题就越严重，企业的市场交易效率越低。Stamer(2006)指出，大多数非市场交易成本来源于政府强加的冗余规则，而贿赂成本则是非市场交易成本的重要组成部分(Antunesa和Cavalcalcanti，2007)。

然而，有些学者指出繁文缛节也并非一无是处。正如腐败于企业自身利益而言是把双刃剑，尽管繁文缛节对组织效率有一定负面影响，但其对公平性的作用可能是正向的(Brewer，2010)。Wilson(1989)认为，适度的繁文缛节有助于在某种程度上克服市场失灵，并减少组织程序中的偏袒和自由裁量“空间”，从而降低腐败发生的可能。Dinissa(2014)表达了不同的观点，认为正是自由裁量权的滥用才导致了繁文缛节的蔓延。他通过对来自 25个经济体的数据进行分析后发现，当非正式管理制度发挥作用时，正式管理制度会逐渐失去效率。与正式管理制度相比，非正式管理制度是企业和个人面临的主要制度压迫。部分企业和个人会选择贿赂来减轻这种压迫。有些官员并不满足单纯的正式管理制度所带来的正常收益与腐败收益。为此，当拥有较高的自由裁量权时，他们会创造大量的繁文缛节来获得更多的受贿机会。

三、数 据

本文研究的数据主要来源于2012年世界银行关于中国营商环境调查。这项调查的内容涉及到有关企业的一系列特征。此次调查采用企业的注册域名进行分层随机抽样来选取受试企业。在剔除“缺失值”之后，有效样本数量为1140个。为了缓解极端值对回归结果造成的干扰，本研究按照上下 1%,的比例对研究中所有的连续变量进行了缩尾处理。在我们的有效样本中，26.05%,的企业为小企业(员工人数介于5到19之间)，42.28%,的企业为中型企业(员工人数介于20到99之间)，31.67%,的企业为大型企业(员工人数大于100)。需要说明的是，在这些有效样本中，所有的企业均来自于制造业。

（一）因变量：腐败

因变量腐败的构建是基于问卷中这一问题的答案：“公司有时需要向公务员赠送礼品或非正式支付来把事情办好”。这些事情涉及到海关、税收、许可证、规章条例以及相关服务等。“平均而言，像你们这样的公司向公务员赠送礼品或非正式支付占年度销售额的百分比是多少？”事实上，Berg等(2012)以及Diaby和Sylwester(2015)也用类似的问题来界定腐败。由于贪腐问题的敏感性(少量受访者可能会承认个人参与了腐败交易)，因此问卷中要求受访者评价“像你们这样的公司”之经验，而不是报告他们事实上遇到的腐败官员。尽管 Clarke(2011)认为当受试者以百分比的形式报告腐败时通常会高估腐败水平，然而并没有足够的理由相信这种不实陈述的强度会在企业之间产生系统变异。

（二）自变量：繁文缛节

Duvanova(2014)指出，正式规制负担反映的是国家针对商业的政策办法，而繁文缛节则是特定企业在处理规则制度时的真实体验。Guriev(2004)认为繁文缛节是企业和家庭在处理规则制度上面需要花大量时间和资源。由此，在本研究中，繁文缛节通常指企业在处理规则制度时所花的时间。在具体度量繁文缛节时，我们基于问卷中这一问题的答案：“在一周内，高层管理者处理政府各项规制所花的时间比例？”在这个问题中，高层管理者通常指经理、董事和生产或销售主管以上的管理者。政府规制则涉及到税收、海关、劳动力制度、许可证和注册等。

（三）控制变量

毋庸置疑，不同企业和行业的特征也会使得某些企业更易遭受腐败的困扰。由此，控制住所有制类型、企业规模、企业年龄、企业市场势力、企业融资约束和产品销售范围等特征变量显得非常重要。在所有制类型中，外资所有权表示外国资本在公司股份中所占比例，而国家所有权则表示国有资本在公司股份中所占比例。所有制类型变量的引入是为了捕捉所有制效应。企业规模按照员工人数划分为大、中和小企业，其中大型企业员工人数为大于或等于 100人，赋值为 3；中型企业的员工人数为大于或等于20人，并且小于或等于99人，赋值为2；小型企业的员工人数为大于或等于5人，并且小于或等于 19人，赋值为 1。企业年龄则定义为 2012年减去企业开始运营的年份并取自然对数。市场势力较强的企业通常会拥有较多的垄断收益，这显然提高了企业的行贿能力。在本研究中，市场势力被界定为单个企业在特定行业中所占的市场份额。当然，融资约束也会对企业腐败造成一定的影响，这是因为此类企业更容易遭受现金流困扰，从而降低它们的行贿能力(Clarke 和 Xu，2004)。在本研究中，我们使用银行授信来体现企业的融资约束程度，若企业拥有银行授信则赋值为1，否则为0；此外，产品销售范围也是企业腐败的影响因素之一，这是因为产品销售范围体现了企业面临的市场竞争激烈程度，若产品销售范围越广，则企业面临的竞争对手越多，市场竞争将会越激烈。激烈的市场竞争通常会促使企业利润趋近于零，由此腐败的地方官员只能从这些企业中抽取更低的租金(Diaby 和 Sylwester，2015)。在本研究中，产品销售范围被界定为虚拟变量，若企业产品主要在当地市场上销售则赋值为 1，否则为 0；若企业产品主要在国内市场上销售则赋值为1，否则为 0；若企业产品主要在国际市场上销售则赋值为 1，否则为 0，其中企业产品主要在国际市场上销售被设定为参照组。进一步，我们还控制了“特定”城市的众多属性，包括人均GDP的自然对数和人口数量的自然对数以及高等教育机构数的自然对数。控制这些变量有助于捕捉宏观经济和制度环境对腐败造成的影响。再有，考虑到不同行业和城市特定商业环境的差异，模型中也纳入了行业和城市的固定效应。各主要变量的描述性统计分析汇报在表1中。

表1 各主要变量描述性统计分析

四、实证检验

（一）基准回归

为了考察繁文缛节及其他因素对腐败的影响，我们遵照相关文献的经验做法(Duvanova，2014)，将本文的基准实证模型设定如下：

在模型(1)中，Briberyi表示第 i个企业的贿赂行为，即支付的贿赂额度比例。Regulationi表示第i个企业高层管理者在一周内用于处理政府各项规制的时间比例。Zi表示控制变量集，包括所有制类型、企业规模、企业年龄、企业市场势力、企业融资约束和产品销售范围等特征变量。Industry effectsj和Regional effectsk分别表示行业和城市固定效应。εi表示随机扰动项。由于众多企业的反馈是其并未支付任何贿赂，且企业支付贿赂额度比例的最大值为 35%,，故因变量是一个左截尾为 0且右截尾为 0.35的截尾变量。为此，我们在回归分析中主要使用 Tobit模型。我们进一步估计了聚合在行业性质层面的稳健性标准误，并允许误差在行业内部相关①部分学者认为当聚类个数较少时，聚类的稳健性标准误将是有偏的，而对聚类个数的界定，现有研究并没有统一的标准。。

表2 基准回归结果：企业腐败的决定因素

表 2中的列(1)是在没有控制城市众多属性以及行业和城市固定效应的情况下的Tobit回归结果。其结果显示，繁文缛节(Regulation)的系数在 1%,的水平上显著为正，这意味着繁文缛节增加了官僚机构的寻租机会，导致腐败愈演愈烈(Duvanova，2014)。正如Tanzi(1998)所言，当规则可以用于抽取贿赂时，那么更多的规则便接踵而至。因此，砍掉用于换取贿赂的繁文缛节将会有效降低交易成本，使市场交换达到帕累托改善的效果并有益于企业。表 2中的列(2)是在控制住城市众多属性以及行业和城市固定效应情况下的Tobit回归结果。其结果显示繁文缛节的系数在1%,的水平上仍显著为正，由此说明本文研究结果具有较强的稳健性。

为了进一步阐明繁文缛节对企业腐败影响效果的大小，我们以表 2中列(2)的系数估计值为基础，计算出了繁文缛节对企业腐败所产生的边际效应。表 3呈现的是各变量对企业腐败的平均边际效应。为了使得边际效应具有可比性，我们汇报了基于自变量单位标准差变化的边际效应。估计结果显示，每增加一个单位标准差的繁文缛节，将会导致企业支付的贿赂额度比例增加0.03%,，具体如图1所示。在表2和表3中控制变量的回归系数与预期相符(限于篇幅，在此不做阐述)。

图1 繁文缛节对企业腐败影响的平均边际效应图

表3 各变量对企业腐败的平均边际效应

繁文缛节对企业腐败的影响在较大程度上独立于我们对繁文缛节的度量选择。在表2的列(3)和列(4)中，我们使用了另一种指标来度量繁文缛节，即在过去一年里，企业被税务官员检查或要求会面的次数来度量繁文缛节。在征税程序中，企业需要与税务官员会面的次数越多，或被税务官员检查的次数越多，这体现出官僚机构越可能故意设置额外的官僚障碍或繁文缛节来抽取贿赂(Bertrand et al.，2007)。利用这一指标回归的结果显示，在 5%,的水平下，繁文缛节对腐败具有显著的正向影响，即企业需要与税务官员会面或者被税务检查的次数每增加一个单位标准差，那么企业贿赂额度支付比例将会提高 0.02%,。这一结果表明测量误差对繁文缛节和企业腐败之间关系的有偏影响趋近于零。

（二）繁文缛节与企业腐败之间关系的边界条件

1. 法治质量

法律制度在本质上是一种特定的游戏规则(Harper，2003)，它是人类互动的约束机制(North，1990)。良好的法治质量能够为经济健康平稳运行提供一个良好的制度性框架。只有在良好的制度性框架内，市场优化资源配置的功能才能有效实现，政府官员利用繁文缛节抽取租金的自由裁量空间才有可能被压缩。表 4中的列(1)汇报了繁文缛节和法治质量①对于法治质量的度量，我们根据 2012年世界银行关于中国企业营运的制度质量调查问卷设置的问题：“法院系统是公正、公平和廉洁的”，将其作为法制环境的度量指标。同时，企业管理层可以选择的答案为“非常不同意”、“倾向于不同意”、“倾向于同意”和“非常同意”。根据这些答案，我们依次赋值为 1、2、3、4。考虑到同一城市不同企业可能对法律环境的评价有明显偏差，故将同一城市同一行业不同企业对法制环境评价的平均值作为该法制环境的度量指标。对企业腐败的交互影响。回归结果表明，繁文缛节与法治质量的交互项(Regulation×Court)系数在 5%,的水平上显著为负，这意味着良好的法治质量会弱化繁文缛节对企业腐败的正向影响，即法治质量从 1提高到 4时，繁文缛节对企业腐败的边际效应则由0.05%,下降至0.01%,(具体如图2所示)。

图2 法治质量的调节效应图(平均边际效应)

2. 产品质量

产品质量通常是企业声誉的象征。以高质量产品为信号显示的企业声誉可以有效规避繁文缛节，弱化企业腐败动机。这是因为在市场机制不完善的经济体中，严重的信息不对称问题会引发强烈的机会主义行为动机。政策制定者为了减少产品市场交易过程中的机会主义行为会制定出大量的规则制度，即繁文缛节。然而，以高质量产品为信号显示的声誉机制会强化政府相关部门对企业的信任，削减繁文缛节对它们市场交易行为的监管和限制，这显然降低了企业的市场交易成本，也弱化了企业的腐败动机。表4中的列(2)汇报了繁文缛节和产品质量①对于产品质量的衡量，我们根据 2012年世界银行关于中国企业营运的制度质量调查问卷设置的问题：“企业是否有国际公认的质量认证(例如ISO9000或14000或HACCP)”，将其作为产品质量的度量指标。若企业管理层的回答为“是”，则赋值为 1，否则赋值为 0。此外，我们将正在申请国际公认的质量认证企业或回答“不知道”的企业设定为无效样本。对腐败的交互影响。回归结果表明，繁文缛节与产品质量的交互项(Regulation×ISO)系数在 10%,的水平上显著为负，这意味着良好的产品质量会弱化繁文缛节对企业腐败的正向影响，即有国际质量标准认证的企业，繁文缛节对其腐败影响的边际效应为 0.03%,，而无国际公认质量认证的企业，繁文缛节对其腐败影响的边际效应为 0.06%,。由此可见，国际质量标准认证可以将繁文缛节对企业腐败影响的边际效应降低0.03个百分点(具体如图3所示)。

图3 产品质量的调节效应图(平均边际效应)

3. 政企关系

在产权保护不力、执法力度孱弱和行政效率低下的制度环境中，政府官员通常掌握着经济资源的配置权和行政审批的自由裁量权(Chen，at al.，2011)。对于政府官员而言，他们有强烈的动机利用具有政治关系的企业为他们的政治仕途增加筹码。对于企业而言，它们有强烈的动机建立政治关联来获得政治庇护和规避繁文缛节并优先获得各种资源(Faccio，2006)。由此可见，在市场机制并不完善的经济体中，政企“双赢”的合谋局面很容易达成。在政企合谋的过程中，具有政治关联的企业只要为地方官员的政治晋升做出贡献，它们就会享受各种优惠政策，并优先享有各种权利，这显然弱化了企业的贿赂动机。由此可见，政企关系可以在某种程度上弱化繁文缛节对企业腐败的影响。表 4中的列(3)汇报了以及繁文缛节和政企关系①对于政企关系的衡量，我们根据 2012年世界银行关于中国企业营运的制度质量调查问卷设置的问题：“企业是否获得政府订单”，将其作为政企关系的度量指标。若企业管理层的回答为“是”，则赋值为 1，否则赋值为0。我们将回答“不知道”的企业设定为无效样本。对腐败的交互影响。回归结果显示，繁文缛节和政企关系的交互项(Regulation×Contract)系数虽然为负，但在10%,水平上并不显著。这意味着政企关系并不能显著弱化繁文缛节对企业腐败的积极影响。可能的原因是政府官员基于不同的动机去控制具有政治关联的企业，具有强烈寻租动机的政府官员会制造出更多的繁文缛节而向具有政治关联的企业抽取更多的贿赂。由此可见，政治关联也可能会强化繁文缛节对企业腐败的积极影响。

4. 政局不稳

在中国，政局的不稳通常是由于政府官员的轮替和交接导致的(曹春方，2013)。在中国政治晋升锦标赛的官员考核机制下，政府官员轮替和交接又会增加繁文缛节。这是因为，来自中央政府的相对绩效考核机制会促使新上任的政府官员有执行差异化策略的强烈动机，从而突出表现与前任非一致的施政方针，以便中央政府有效地区分现任地方官员与前任地方官员之间的政绩差异(王贤彬等，2011)。这些施政方针的叠加不仅带来了政策层面的不确定性，而且还增加了繁文缛节。在这种情境下，企业有更加强烈的动机通过贿赂地方官员来应对政策层面的不确定性并减少繁文缛节。表 4中的列(4)汇报了繁文缛节和政局不稳②对于政局不稳的衡量，我们根据 2012年世界银行关于中国企业营运的制度质量调查问卷设置的问题：“政局不稳对企业营运的障碍有多大”，将其作为政局不稳的度量指标。同时，企业管理层可以选择的答案为“没有障碍”、“较小障碍”、“一般障碍”、“较大障碍”和“非常强烈的障碍”。根据这些答案，我们依次赋值为 0、1、2、3、4。考虑到同一城市不同企业可能对政局不稳的评价有明显偏差，故将同一城市同一行业不同企业对政局不稳评价的平均值作为该政局不稳的度量指标。对腐败的交互影响。回归结果表明，繁文缛节与政局不稳的交互项(Regulation×Instability)系数在 5%,的水平上显著为正，这意味着，在政局不稳的情境下，繁文缛节对企业腐败的积极影响会更加强烈。即政局不稳定性从 0提高到 4时，繁文缛节对企业腐败的边际效应则由 0.02%,提高至 0.07%,(如图4所示)。

图4 政局不稳的调节效应图(平均边际效应)

5. 社会失序

社会失序是指社会秩序的整合与控制功能弱化以致整个社会表现出不同程度的社会失范、社会冲突和社会解体。在本研究中，社会失序主要表现为犯罪、盗窃和混乱等。现有研究表明社会失序中的受害者倾向于支持更加严厉的监管政策(Bateson，2012)。更重要的是社会失序也会破坏社会信任，以致个体之间只能选择制定更加繁琐的规则和制度来约束彼此，这显然会增加繁文缛节并导致更高的市场交易成本。Malone(2010)认为对犯罪、盗窃和混乱等社会失序的恐惧会降低个体对司法系统的信任。Blanco和 Ruiz(2013)也认为，社会失序中的受害者会降低对政府部门的信任，并增加市场交易成本。在彼此互不信任的经济体中，政府部门只能通过制定更多繁文缛节来约束市场交易。由此可见，社会失序会带来更多的繁文缛节，这将有助于政府官员利用这些繁文缛节抽取更多的租金。表 4中的列(5)汇报了繁文缛节和社会失序①对于社会失序的衡量，我们将 2012年世界银行关于中国企业营运的制度质量调查问卷设置的问题“犯罪、盗窃和混乱对企业营运的障碍有多大”作为社会失序的度量指标。同时，企业管理层可以选择的答案为“没有障碍”、“较小障碍”、“一般障碍”、“较大障碍”和“非常强烈的障碍”。根据这些答案，我们依次赋值为0、1、2、3、4。考虑到同一城市不同企业可能对社会失序的评价有明显偏差，故将同一城市同一行业不同企业对社会失序评价的平均值作为该社会失序的度量指标。对腐败的交互影响。回归结果表明，繁文缛节与社会失序的交互项(Regulation×Disorder)系数在 10%,的水平上并不显著。这意味着，社会失序并不能显著强化繁文缛节对企业腐败的积极影响。可能的原因是尽管中国正处在经济转轨的关键时期，但中国企业所遭遇的社会失序并不严重。在本研究中，犯罪、盗窃和混乱对企业营运没有影响的样本占据有效样本的 76.8%,，由此可见社会失序并非企业运营发展的重要制约因素。

表4 繁文缛节与企业腐败之间关系的边界条件回归结果

续表4

（三）内生性讨论

到目前为止，本文的研究结果仍然显示繁文缛节对企业腐败具有显著的正向影响。然而，腐败对繁文缛节的影响也依然存在，以至于一些学者认为繁文缛节其实只是腐败的副产品(Kaufmann & Wei，1999；Blackburn and Sarmah，2006)。对于本研究而言，仍有可能存在两种反馈机制导致腐败影响繁文缛节。其一是来自政府层面的反馈机制：当贪腐官员拥有较高的自由裁量权时，他们会尽可能地利用手中的权力牟取私利，而创造有利于他们的各种繁文缛节无疑是重要手段。繁文缛节经常在项目审批时出现，审批程序的严密与否通常决定了其筛选功能及获得信息能力的强弱。腐败会对资源配置造成扭曲，加剧分配的不公平，如果繁文缛节是“蕴含信息”的(即审批严密)，那么它就会被官员利用，以弥补这种扭曲所造成的社会损失；其二是来自企业层面的反馈机制：面对繁文缛节带来的低效率压力，企业可以通过贿赂来减少繁文缛节，以达到提高政府办事效率之目的。由此可见，企业的贿赂等腐败活动也会对繁文缛节产生影响。为此，我们将企业层面的繁文缛节替换为城市-行业层面的繁文缛节重新对企业腐败进行回归。这种做法的可取之处在于：首先，它有助于减少测量误差。这是因为在一周内，高层管理者用于处理政府各项规制的时间比例是被试者的估算，这种估算带有一定的主观性。倘若调查期间企业的高层领导(经理、董事和高管)刚好集中处理政府的各项规制时，被试者有可能会高估这一时间比例。反之，则可能会低估这一时间比例。为此，我们可以将这一主观估算的偏差视为白噪音。与从企业层面测量繁文缛节相比，通过计算聚合在城市-行业层面的繁文缛节平均值有助于消除白噪音，减少测量误差；其次，它有助于缓解双向因果导致的内生性问题，这是因为，从单个企业的角度而言，它的腐败行为通常很难撼动城市-行业层面的规则制度。表 5中的列(1)汇报了城市-行业层面的繁文缛节对企业腐败的影响。其回归结果显示，Regulation的系数在1%,的水平上显著为正，这意味着繁文缛节对企业腐败具有显著的正向影响，即每增加一个单位标准差的繁文缛节，将会导致企业支付的贿赂额度比例增加 0.037%,。这一研究结果与基准回归结果并无显著的差异，这意味着本文的主要研究结果并未蕴含严重的内生性偏误。

尽管上述研究结果具有较强的稳健性，但我们仍然担心另一种反馈机制，即高水平的企业腐败也可能会给不断制造繁文缛节的当局带来较大的政治压力(Beck et al.，2006)，迫使这些官僚机构重新调整繁文缛节的强度①过度的繁文缛节所导致的高水平腐败会引起公众的问责(甚至愤怒)。因此，高水平的腐败也会迫使当局砍掉某些抽取贿赂的繁文缛节来应对公众的问责，平息公众的愤怒。。为此，我们使用工具变量估计来缓解内生性问题。特别地，我们使用的工具变量包括 1919年基督教会初级小学注册人数②由于唐山、南通和洛阳的教会初级小学注册人数缺失，我们使用与它们邻近城市的数据，即分别利用天津、苏州和郑州的数据替代。和鸦片战争以来被迫开放的城市③若被访的城市为鸦片战争以来被迫开放的城市则赋值为1，否则为0。。使用 1919年基督教会初级小学注册人数作为工具变量是基于方颖和赵扬(2011)的研究观点，他们认为中国各地实施的制度差异源自各个地区关于市场经济和西方影响的不同历史经验所形成的历史沉淀。因此，19世纪以来中国各地受西方影响的程度可以作为当前中国各地制度和规则的实施程度的一个工具变量。1919年基督教会初级小学注册人数是衡量中国受西方影响程度的重要指标。这是因为：首先，基督教是西方文化的重要精神根基，中国受西方文化影响的程度越大，则很可能入读基督教会初级小学的人口比例就越大；其次，这个变量与各个企业的腐败程度并不直接相关，符合工具变量的要求。

使用鸦片战争以来被迫开放的城市作为工具变量是因为殖民侵略会对殖民地制度和政策体系产生深刻影响，正如Beck等(2003)所言，殖民者为了掠夺当地的自然资源会制定一系列的管理制度，而这些管理制度则逐渐演化为该地区制度和政策体系的重要部分。在中国，鸦片战争后被迫开放的城市实际上成为殖民者打开中国市场以及对中国进行侵略和掠夺的经济输送带和桥梁。同时这些被迫开放的城市也成为了西方现代文化、思想、观念在中国传播的重要渠道。这些西方现代文化、思想和观念通过人际和代际的传播和潜移默化，逐渐内化为这个城市深层的文化和社会风尚，从而影响当地制度的实施。

表 5中的列(2)汇报了 IV-Tobit的回归结果。弱工具变量检验结果拒绝了工具变量是弱工具变量的假设(AR＝10.31，P＜0.01)，而过度识别检验的 Amemiya-Lee-Newey最小卡方统计量却拒绝了过度识别检验的原假设，即工具变量存在过度识别约束。这可能是由于两个工具变量之间高度相关导致的。为此，我们使用因子分析法将两个工具变量聚合成一个因子，将该因子作为繁文缛节的工具变量。表 5中列(3)的IV-Tobit(两步法)回归结果表明，工具变量并非弱工具变量，同时 Wald外生检验表明繁文缛节是内生变量，由此可见 IV-Tobit回归结果是有效的。繁文缛节的回归系数在1%,的水平上显著为正，这意味着随着繁文缛节的增加，企业的腐败行为就会越猖獗。即每增加一个单位标准差的繁文缛节，企业的贿赂额度比例将平均提高 1.37%,。与Tobit估计结果相比，工具变量估计系数提高较多，这意味着繁文缛节的内生性使得Tobit估计结果向下偏倚。

表5 繁文缛节对企业腐败影响的工具变量回归

此外，为了减少测量误差，弱化双向因果等带来的内生性问题，我们使用工具变量估计了城市-行业层面的繁文缛节对企业腐败的影响。表 5中列(4)的 IV-Tobit(两步法)回归结果表明，城市-行业层面的繁文缛节是内生的，且工具变量并非弱工具变量，由此表明IV-Tobit回归结果是有效的。在回归结果中，Regulation的系数在 1%,的水平上显著为正，这意味着某地方行业的繁文缛节越多，企业的腐败行为就会越严重。也即地方行业的繁文缛节每增加一个单位标准差，那么企业的贿赂比例将平均提高2.65%,。

（四）双向因果和样本选择偏误共同纠正

诚然，繁文缛节可能会带来严重的企业腐败问题，同时，企业也会选择性地处理某些规则。举例而言，企业可以自由选择出口来决定是否申请出口许可证，若企业不愿出口，那么企业管理层便不必处理申请出口许可证的规则和制度。由此可见，企业对规则和制度的处理有一定的选择性。因此，繁文缛节这一变量的内生性表现为“自选择”(self selection)问题，这可能会影响实证结果的可靠性。基于此，本研究使用内生处理条件下的剂量响应模型同时纠正双向因果和样本选择偏误问题(Cerulli，2014)①具体可以参见stata中的ctreatreg命令，具体的估计步骤可以参见Cerulli(2014)的文献，限于篇幅，本文未列出。。内生处理条件下剂量响应模型的优点在于可以同时解决以下问题：(1)处理变量是连续的；(2)对于可观测的混淆因素，个体可能有不同的反映；(3)处理变量可能是内生的且存在“自选择”问题。因此，在估计程序中，本研究采用内生性选择下的工具变量估计，具体的估计结果如图5和图6所示。图5显示的是企业层面的繁文缛节对企业腐败影响的剂量响应图，结果表明随着繁文缛节的增多，繁文缛节对企业腐败的正向平均处理效应始终为正，且逐步攀升，但当繁文缛节达到较高的程度时，繁文缛节对企业腐败的正向平均处理效应有所弱化。同样，图 6显示了城市-行业的繁文缛节对企业腐败影响的剂量响应趋势，结果也表明城市-行业的繁文缛节对企业腐败的正向平均处理效应会随着繁文缛节的增加而逐渐强化，但当繁文缛节达到较高的程度时，繁文缛节对企业腐败的正向平均处理效应逐渐回落，并趋近于零。总而言之，在控制住双向因果、测量误差以及样本选择偏误的情况下，繁文缛节对企业腐败始终具有显著的正向影响。下面，进一步说明本文的研究结果具有较强的稳健性①当然，本研究还考虑了其他方面的稳健性回归，包括增加控制变量以及剔除掉直辖市的样本和分群组回归等，我们发现所有的稳健性检验并没有接受关键解释变量的系数发生了实质性的改变，但限于篇幅，详细的回归结果并未列出。。

图5 内生处理条件下企业层面的繁文缛节对企业腐败影响的剂量响应

图6 内生处理条件下城市-行业的繁文缛节对企业腐败影响的剂量响应

（五）稳健性检验

为了进一步检验本文研究结果的稳健性，我们将繁文缛节的指标分别替换为海关和贸易层面的繁文缛节、税收层面的繁文缛节、业务授权和许可层面的繁文缛节、劳动力规则制度方面的繁文缛节以及土地制度层面的繁文缛节②对于海关和贸易层面的繁文缛节，我们使用 2012年世界银行关于中国企业营运的制度质量调查问卷设置的问题“海关和贸易管制对企业当前运营的障碍有多大”进行度量。同时，企业管理层可以选择的答案为“没有障碍”、“较小障碍”、“一般障碍”、“较大障碍”和“非常强烈的障碍”。根据这些答案，我们依次赋值为0、1、2、3、4；同样，对于税收层面的繁文缛节，我们使用2012年世界银行关于中国企业营运的制度质量调查问卷设置的问题“税收行政管理对企业当前运营的障碍有多大”进行度量，同时，企业管理层可以选择的答案为“没有障碍”、“较小障碍”、“一般障碍”、“较大障碍”和“非常强烈的障碍”。根据这些答案，我们依次赋值为0、1、2、3、4。其他指标的度量与此类似，不再赘列。，回归结果显示，在 1%,的水平上，所有的替代指标对企业腐败皆具有显著的正向影响。

考虑到同一城市同一行业不同企业可能对繁文缛节的主观评价有明显偏差，故将同一城市同一行业不同企业对繁文缛节的平均值作为繁文缛节的度量指标，以减少测量误差。回归结果显示，在 1%,的水平上，所有城市-行业层面的替代指标对企业腐败皆具有显著的正向影响。进一步，考虑到所有城市-行业层面的替代指标与企业腐败之间的双向因果导致的内生性问题，本研究使用工具变量进行回归，回归结果显示关键解释变量的系数的方向和显著性并未有实质性改变，只不过，工具变量回归使得关键解释变量的系数提高较多，这也进一步说明双向因果关系导致的内生性使得普通的Tobit回归系数向下偏倚(稳健性回归结果未列示，备索)。

五、结论与政策内涵

在中国经济步入“新常态”的攻坚期，反腐倡廉既是当前和今后摆在党和政府面前的一项重大战略任务，也是扫清中国经济平稳可持续发展的障碍和实现“中国梦”的重要前提。因此，如何科学有效地治理腐败已经成为学术界和政府各部门重点关注和思考的重大问题之一。基于此，本研究以第三方“世界银行”提供的关于中国制造业运营环境的权威调查数据，运用工具变量回归方法和内生处理条件下的剂量响应模型检验了繁文缛节对企业腐败的影响效应。主要的研究结论表明，过量的繁文缛节是腐败官员抽取贿赂的重要工具。进一步研究表明，繁文缛节对企业腐败的影响存在明显的边界条件，即随着法治质量的逐步改善，腐败官员利用繁文缛节抽取贿赂的能力会逐渐弱化；对于企业而言，随着企业产品质量的改善，由此产生的声誉是一种信号，它能有效地弱化腐败官员向企业抽取贿赂的能力。对于政府部门而言，政局不稳(例如官员更替、政治调动等带来的政策不确定性)会破坏企业原有的政治资本而强化腐败官员向企业抽取贿赂的能力。不过，政企关系和社会失序并非繁文缛节与企业腐败之间关系的边界条件。此外，本文还验证了不同部门的繁文缛节对企业腐败的影响，其结果表明，海关和贸易部门的繁文缛节、税收部门的繁文缛节、业务授权和许可行政部门的繁文缛节、劳动力部门的繁文缛节以及土地资源管理部门的繁文缛节都有助于腐败官员向企业抽取贿赂。通过使用内生处理条件下的剂量响应模型检验后发现，腐败官员利用繁文缛节向企业抽取贿赂的能力会随着繁文缛节的变化而产生动态变化，即随着繁文缛节的增多，繁文缛节对企业腐败的正向平均处理效应始终为正，且逐步攀升，但当繁文缛节达到较高的程度时，繁文缛节对企业腐败的正向平均处理效应有所弱化。这也从侧面表明政府部门制定和实施繁多而又复杂的规则和制度的主观目的是为了减少偏袒和压缩自由裁量空间来遏制腐败，而本文的研究结论亦表明当繁文缛节达到较高的程度时，繁文缛节对企业腐败的正向平均处理效应的确减弱了。但我们反思，制造出繁多而又复杂的规则和制度虽然在某种程度上弱化了腐败官员向企业抽取贿赂的能力，但是过量的繁文缛节又会带来行政效率的低下，负面影响企业的生产效率，由此，过量的繁文缛节并未给企业带来帕累托改进。

基于上述结论，为了有效地降低企业腐败，本研究认为政府各部门在反腐内容上应推动以治理结构为中心的“合规治理”向以治理机制为中心的“有效治理”转变。其具体的政策内涵有以下几方面。

(1) 本文研究发现，繁文缛节会增大腐败官员向企业抽取贿赂的能力。这意味着，在当前的制度环境下，繁文缛节是腐败官员向企业抽取贿赂的重要工具。有效地治理腐败必须有效地减少繁文缛节。对此，本文建议：政府各部门要做到简政放权，简政在于精简政府政务和削减繁文缛节；放权在于改变权力结构，抑制自由裁量权。即打破政府的行政控制与干预，将市场能够管好的事情交给市场管理，政府不应插手。在这一过程中，政府各部门要加快全面清理行政审批事项，深化注册资本登记制度改革并降低企业准入门槛，让企业市场主体地位得到充分发挥。

(2) 本文发现，法治质量改善有助于弱化腐败官员利用繁文缛节向企业抽取贿赂的能力。这可能是由于法治质量的改善会强化法律的威慑作用，弱化腐败官员利用繁文缛节“设租”和“抽租”的动机。为此，本文建议：法院系统要做到公正、公平和廉洁，即通过严惩设租的腐败官员和寻租的企业来强化司法的权威性和法律的威慑力，并且保证执行威慑机制运行的廉洁、公正、高效和规范，做到秉公执法、廉洁自律和公正严明。合理地保护企业的合法利益，减少腐败官员的设租空间，弱化企业的寻租动机。

(3) 由产品质量改进获得的企业声誉可以发挥向市场传递信号的作用，这种作用有助于弱化腐败官员利用繁文缛节向企业抽取贿赂的能力。这一发现表明，对于企业而言，企业必须不断地推进产品质量改进，从而改善企业的声誉，并通过声誉向市场传递积极的信号，从而降低市场交易成本，减少行政审批程序(产品质量免检)，弱化腐败官员利用繁文缛节向企业设租的能力。

(4) 政局不稳会增强腐败官员利用繁文缛节向企业抽取贿赂的能力。这一发现意味着，要弱化腐败官员利用繁文缛节设租和抽租的能力就必须保持政局的稳定性，即在官员轮换和政治调任的过程中应避免相关政策的不确定性，对前任制定的发展规划和政策措施要进行严密论证，对其科学合理的部分要继续支持并有效执行，而对其已经实施却不合理的发展规划和政策措施要给予适当的过渡期和缓冲期来进行终止、停止和摒弃。总之，在政治权力转移的过程中，要保持施政的连续性，减少政治官员为增加晋升筹码而制定和实施不符实际的标新立异政策。

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