Page 178 - 《社会》2022年第4期

市场化改革与腐败治理：基于微观案件数据的实证分析

改制或改革的进度同时通过两种方法进行赋值： 企业改制之前（1994
年及之前赋值为 0）对比改制期间（1995—2002 年赋值为 1）、企业改制
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期间（赋值为 1）对比改制之后（2003 年及之后赋值为 0）。 对于土地市
场改革， 由于在样本所处时期该项改革尚 未 完 成 ， 我 们 用 改革之前
（ 1998 年及之前赋值为 0）对比改革期间（1999 年及之后赋值为 1）对改
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革进度赋值。 !在下文的实证分析中，这些时期的虚拟变量将以交互项
的形式被纳入回归，以探索两种类型职位在改革前后的变化。
（三）控制变量
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控制变量分为个体和宏观两个层面。 !就个体层面来说，我们收集
了其他影响官员腐败的个人特征变量，包括性别、案发时年龄、行政级
别及是否正职。样本中腐败官员 94%为男性，案发时平均年龄为 50 岁，
时任职位级别均值为 3.92（县处级），20%的腐败官员为正职。 就宏观层
面来说，我们收集了案件所在省份的政府规模、经济开放程度、教育水
平、财政分权等可能影响腐败问题的宏观变量。 其中，政府规模用地方
政府人均财政支出测量， 经济开放程度用 FDI 占 GDP 的比重测量，教
育水平用万人大学生数量测量， 财政分权用省本级预算内财政支出占
全国财政预算内支出比重衡量。 20 !表 2 提供了这些变量的统计描述。 21

17. 在实证分析中，我们把 1995—2002 年作为国有企业改制的时间。 考虑到本文实证分
析基于的是案例数据，一个较为理想的赋值方式是分地区区分市场化进度。 在实际操作
中，我们发现系统的搜集分地区企业改制进度非常困难。 主要有以下几个原因：第一，即
使在省市区内部，改制的时间也不一致。 如果采用均值赋值又涉及下一个问题；第二，针
对特定地区无法清晰地定义出年份。 在操作中，我们发现，新闻报道里经常提及“首次”
“ 全面推进”“进一步推进”“深水区”“深化改革”“完成”等 ，前后年 份跨度 很大，且没有
单独指标能够在多地区报告中都系统存在。 本文之后的实证分析发现，基于三类改革获
得的结论均一致，这说明用 2002 年“一刀切”的 方法定义企业改制，在 一定程 度上能够
提取市场化进度的时间差异。
18. 由于和“双轨制”相关的职位都只存在于改革期间，这导致我们无法通过比较改制期
间和改制之后的方法来识别市场化的作用。
19. 所有控制变量的取值对应时间都为腐败行为发生的年份。 对于存在多次腐败行为的
案例来说，腐败对应年份为最早时间。
20. 周黎安、陶靖（2009）讨论了政府规模、经济开放程度及教育水平对腐败产生的影响；
吴一平、芮萌（2010）讨论了分权对腐败行为的影响。
21. 是否为资源配置型岗位的官员之间可能存在系统性差异。 比如，那些具有更高腐败
倾向的官员可能通过游说或行贿等手段谋求资源配置型岗位。 如果这种情况存在的话，
观察到的结果也许不是职位本身的效果，而是个体自选择结果。 我们从两方（转下页）

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