如何降低科技行政審批腐敗發(fā)生率
——模型、機(jī)理與實(shí)現(xiàn)路徑

潘燕杰，鄭飛鴻

(1.安徽大學(xué) 法學(xué)院；2.安徽大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽 合肥 230601)

0 引言

習(xí)近平總書記在黨的十九大報(bào)告中指出，要“奪取反腐敗斗爭(zhēng)壓倒性勝利”。腐敗的產(chǎn)生源于權(quán)力膨脹，腐敗行為具體表現(xiàn)為以權(quán)謀私、揮霍公款及合謀交易等多種形式，在不同國(guó)家、不同時(shí)代，腐敗手段和結(jié)果呈現(xiàn)出多樣化特征?？萍夹姓徟鳛樾姓鞴懿块T依法對(duì)相對(duì)人從事某種活動(dòng)的法律資格或?qū)嵤┠撤N行為的法律權(quán)利進(jìn)行準(zhǔn)予與否的一種具體行政行為，在缺乏有效制度約束下，極易引致腐敗行為的發(fā)生，增加一系列非法交易成本和尋租成本。由于掌握科技行政審批權(quán)的政府官員擁有較大的自由裁量權(quán)，而審批相對(duì)人缺乏對(duì)審批環(huán)節(jié)、依據(jù)、條件、時(shí)限、標(biāo)準(zhǔn)及權(quán)限的了解，這種扭曲化信息不對(duì)稱導(dǎo)致審批監(jiān)管出現(xiàn)盲區(qū)，從而為某些政府官員利用公權(quán)攫取尋租收益創(chuàng)造了灰色空間地帶。本文通過研究科技行政審批與腐敗發(fā)生率關(guān)聯(lián)機(jī)理，揭示影響腐敗發(fā)生的關(guān)鍵因素，推進(jìn)科技行政審批制度化、標(biāo)準(zhǔn)化建設(shè)，進(jìn)一步規(guī)范科技行政審批行為，預(yù)防和減少腐敗案件發(fā)生，對(duì)于科學(xué)進(jìn)行反腐斗爭(zhēng)，深化科技行政審批改革具有重要意義。

1 理論模型構(gòu)建

1.1 理論分析與研究假設(shè)

Wu[1]認(rèn)為，政治關(guān)聯(lián)容易誘發(fā)腐敗，特別是國(guó)有企業(yè)憑借政治關(guān)聯(lián)的易獲取性，其在市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批中的投機(jī)行為表現(xiàn)得更加明顯；Bai&Hsieh[2]研究發(fā)現(xiàn)，政治市場(chǎng)交易費(fèi)用生成機(jī)制比一般商品市場(chǎng)更為復(fù)雜，企業(yè)向政府讓渡部分利益或者機(jī)會(huì)成本將會(huì)增加其收益，這種腐敗機(jī)制一旦形成將導(dǎo)致不完全競(jìng)爭(zhēng)或者壟斷；王紅梅[3]將市場(chǎng)激勵(lì)型政府規(guī)制分為正向補(bǔ)貼性和負(fù)向懲罰性兩種手段，并且首次運(yùn)用貝葉斯模型平均(BMA)測(cè)算了不同規(guī)制手段對(duì)于我國(guó)環(huán)境治理的貢獻(xiàn)程度。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)激勵(lì)型政府規(guī)制對(duì)于環(huán)境治理的貢獻(xiàn)度不如命令控制型政府規(guī)制，這可能是由于我國(guó)市場(chǎng)激勵(lì)型政府規(guī)制工具尚不完善，在環(huán)保執(zhí)法和排污收費(fèi)過程中可能存在腐敗因素；夏杰長(zhǎng)和劉誠(chéng)[4]使用科技行政審批效率度量腐敗程度時(shí)發(fā)現(xiàn)，科技行政審批滋生腐敗在一定程度上不可避免，但是企業(yè)交易費(fèi)用隨著科技行政審批腐敗程度加深而增加，若控制在一定程度內(nèi)，腐敗將適度刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。由此，本文提出如下假設(shè)：

H1a：市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批對(duì)腐敗發(fā)生率具有顯著正向影響效應(yīng)。

Alberto Rafael[5]對(duì)159個(gè)國(guó)家政府市場(chǎng)監(jiān)管效率及其影響因素進(jìn)行測(cè)算發(fā)現(xiàn)，美國(guó)、薩爾瓦多、芬蘭及捷克市場(chǎng)監(jiān)管效率較高，其認(rèn)為市場(chǎng)監(jiān)管效率影響公共服務(wù)動(dòng)機(jī)、行政技術(shù)及政府管理水平；Bo Rothstein[6]指出，攫取性制度環(huán)境作用下的行政正義可能有失偏頗，官員的“攫取意識(shí)”和“掠奪之手”導(dǎo)致公共服務(wù)動(dòng)機(jī)不純，在缺乏有效監(jiān)管情況下官員容易在科技行政審批活動(dòng)中牟利；王浦劬和楊曉曦[7]對(duì)中國(guó)黨政干部公共服務(wù)動(dòng)機(jī)狀況進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，黨政干部公共服務(wù)動(dòng)機(jī)受到薪酬制度、晉升機(jī)會(huì)及績(jī)效考核等多維度公平感的影響，而市場(chǎng)開放度提高容易造成不平衡的心理認(rèn)知；楊干生和黃少安[8]指出，市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批是將政府“利己主義”作為假設(shè)前提的一種行為實(shí)踐，而公共服務(wù)動(dòng)機(jī)體現(xiàn)的則是純粹的政府責(zé)任、奉獻(xiàn)及犧牲精神，二者具有重疊之處但更多體現(xiàn)為背離。由此，本文提出如下假設(shè)：

H1b：市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批對(duì)于公共服務(wù)動(dòng)機(jī)具有顯著負(fù)向影響效應(yīng)。

李樹和翁衛(wèi)國(guó)[9]將地方環(huán)境管制劃分為地方性環(huán)境法規(guī)管制和地方性環(huán)境行政規(guī)章管制兩個(gè)層面，發(fā)現(xiàn)地方性環(huán)境行政規(guī)章管制執(zhí)行效率遠(yuǎn)低于地方性環(huán)境法規(guī)管制執(zhí)行效率，這主要是由于“選擇性執(zhí)法”等不良公共服務(wù)動(dòng)機(jī)制約了地方性環(huán)境法規(guī)管制執(zhí)行效率；王書斌和徐盈之[10]在研究環(huán)境規(guī)制對(duì)霧霾的脫鉤效應(yīng)時(shí)，進(jìn)一步將命令控制型科技行政審批分解為環(huán)境科技行政審批和環(huán)境監(jiān)督管理兩種。其中，環(huán)境監(jiān)督管理反映了政府環(huán)境治理偏好及意愿，環(huán)境科技行政審批則通過作用于科技行政審批人員公共服務(wù)動(dòng)機(jī)影響環(huán)境治理效果；楊朝均等[11]研究省級(jí)層面命令控制型科技行政審批與市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批對(duì)于工業(yè)綠色創(chuàng)新影響效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，命令控制型科技行政審批相比市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批對(duì)工業(yè)綠色創(chuàng)新的作用效果更為顯著，這主要是因?yàn)槊羁刂菩涂萍夹姓徟鷮?duì)公共服務(wù)動(dòng)機(jī)具有更強(qiáng)的固化效果。由此，本文提出如下假設(shè)：

H2：命令控制型科技行政審批對(duì)公共服務(wù)動(dòng)機(jī)具有顯著負(fù)向影響效應(yīng)。

Francis[12]認(rèn)為，市場(chǎng)化進(jìn)程在一定程度上促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)且降低了社會(huì)交易成本，即便在市場(chǎng)準(zhǔn)入篩選過程中出現(xiàn)了非正式制度或特惠制度，其正向影響作用也比較顯著，但這也極易滋生腐敗并進(jìn)而導(dǎo)致假冒偽劣產(chǎn)品、安全隱患及污染超標(biāo)等負(fù)面影響加劇；Krammer(2013)利用30個(gè)新興市場(chǎng)國(guó)家7 000家公司調(diào)查數(shù)據(jù)研究市場(chǎng)化程度與腐敗關(guān)系發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)化程度對(duì)于腐敗發(fā)生率在短期內(nèi)具有加速作用，但從長(zhǎng)期看卻具有抑制作用，其發(fā)揮作用的微觀機(jī)制在于腐敗能夠?qū)⒏?jìng)爭(zhēng)、網(wǎng)絡(luò)或人力資本優(yōu)勢(shì)引入市場(chǎng)，而單個(gè)企業(yè)賄賂在部門、區(qū)域及城市單位中的分散，將加劇企業(yè)在當(dāng)?shù)丨h(huán)境中面臨的財(cái)務(wù)負(fù)擔(dān)和信息不對(duì)稱，從而對(duì)腐敗機(jī)會(huì)成本產(chǎn)生負(fù)向影響；Zhu & Zhang[13]認(rèn)為，市場(chǎng)化程度提升能夠促進(jìn)地方競(jìng)爭(zhēng)，這種競(jìng)爭(zhēng)包括企業(yè)間競(jìng)爭(zhēng)、政府間競(jìng)爭(zhēng)以及政府與企業(yè)間競(jìng)爭(zhēng)，而競(jìng)爭(zhēng)手段又會(huì)引起設(shè)租或者尋租方式多樣化，從而在一定程度上提升腐敗發(fā)生率。由此，本文提出如下假設(shè)：

H3：市場(chǎng)化程度對(duì)腐敗發(fā)生率具有顯著正向影響效應(yīng)。

Kim等[14]認(rèn)為，公共服務(wù)動(dòng)機(jī)與自我犧牲、利他動(dòng)機(jī)及公民同情心等內(nèi)在理念不完全等同，他更傾向于將其理解為公共利益承諾、政府社會(huì)責(zé)任和公共政策吸引力，這一觀點(diǎn)將公共服務(wù)動(dòng)機(jī)由意識(shí)層面拓展至實(shí)踐維度，由此解釋了公共服務(wù)動(dòng)機(jī)影響腐敗發(fā)生率的作用機(jī)理；Nicola[15]對(duì)意大利公職人員公共服務(wù)動(dòng)機(jī)與工作績(jī)效進(jìn)行實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組分析發(fā)現(xiàn)，具有強(qiáng)烈社會(huì)責(zé)任感、組織認(rèn)同及非功利主義等公共服務(wù)動(dòng)機(jī)的公職人員工作績(jī)效表現(xiàn)越突出，其工作失誤、懶政怠政、貪污腐敗動(dòng)機(jī)和行為則越少；方振邦和唐健[16]系統(tǒng)分析影響公共服務(wù)動(dòng)機(jī)的前因變量、中介變量、調(diào)節(jié)變量及結(jié)果變量發(fā)現(xiàn)，工作投入、組織公民行為及員工雙元績(jī)效均可作為公共服務(wù)動(dòng)機(jī)的結(jié)果變量，強(qiáng)化公共服務(wù)動(dòng)機(jī)能夠增加員工工作投入、豐富其情感、提升其績(jī)效，并對(duì)腐敗發(fā)生率產(chǎn)生抑制作用。由此，本文提出如下假設(shè)：

H4：公共服務(wù)動(dòng)機(jī)對(duì)腐敗發(fā)生率具有顯著負(fù)向影響效應(yīng)。

1.2 科技行政審批與腐敗發(fā)生率關(guān)聯(lián)機(jī)理模型構(gòu)建

以上理論分析和研究假設(shè)僅反映了科技行政審批與腐敗發(fā)生率間的局部關(guān)系，并不能從一般均衡角度解釋科技行政審批與腐敗關(guān)聯(lián)的微觀機(jī)理。著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家蔡洪濱聯(lián)手耶魯大學(xué)方漢民教授以及世界銀行首席經(jīng)濟(jì)學(xué)家L·Colin Xu[17]在頂級(jí)期刊《Journal of Law and Economics》上發(fā)表的《Eat，Drink，F(xiàn)irms and Government: An Investigation of Corruption from Entertainment and Travel Costs of Chinese Firms》一文，以全新視角研究了科技行政審批與腐敗關(guān)聯(lián)機(jī)制，包括構(gòu)建中國(guó)情景下的ETC模型、使用長(zhǎng)期大樣本企業(yè)微觀數(shù)據(jù)跟蹤調(diào)查并分析復(fù)雜環(huán)境下腐敗程度與企業(yè)績(jī)效的非線性關(guān)系等。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，政府行政服務(wù)質(zhì)量越高、市場(chǎng)化管理水平越高的城市，所屬企業(yè)發(fā)生權(quán)力尋租或者其它腐敗形式的幾率越小，企業(yè)績(jī)效也比其它城市同類條件企業(yè)更好。然而，其論述也存在一定的局限性：①并未對(duì)科技行政審批類型進(jìn)行更細(xì)致的劃分。科技行政審批作為一種具體行政行為，在不同情境下對(duì)腐敗的影響具有異質(zhì)性，因此需要考察不同類型科技行政審批對(duì)腐敗的影響效應(yīng)；②并未對(duì)市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批與市場(chǎng)化制度特征加以區(qū)分，其默認(rèn)市場(chǎng)化管理水平越高，發(fā)生腐敗的幾率越小，但在缺乏有效制度約束條件下，市場(chǎng)化進(jìn)程加劇反而會(huì)造成腐敗發(fā)生率偏高，只有在市場(chǎng)化制度不斷完善過程中才能真正降低腐敗發(fā)生率；③并未對(duì)科技行政審批引致腐敗的傳導(dǎo)機(jī)理進(jìn)行深入剖析。因此，需要發(fā)現(xiàn)其中的傳導(dǎo)機(jī)理，提煉出科技行政審批引致腐敗的微觀機(jī)制，從“表征”研究不斷走向“實(shí)質(zhì)”探索，從而更有針對(duì)性地提出優(yōu)化科技行政審批、預(yù)防和治理腐敗的根本路徑。

1.2.1 結(jié)構(gòu)方程模型

為便于研究科技行政審批與腐敗發(fā)生率傳導(dǎo)路徑和微觀機(jī)理，本文通過構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型(Structural Equation Modeling)解決這一問題。結(jié)構(gòu)方程模型可用于分析各潛變量間、各觀測(cè)變量間以及潛變量與觀測(cè)變量間的路徑關(guān)系，測(cè)量科技行政審批對(duì)腐敗的貢獻(xiàn)度水平及因子載荷。市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批、命令控制型科技行政審批和市場(chǎng)化程度分別被定義為外衍潛變量ξ1、ξ2和ξ3，公共服務(wù)動(dòng)機(jī)和腐敗發(fā)生率分別被定義為內(nèi)衍潛變量η1、η2，公共服務(wù)動(dòng)機(jī)和腐敗發(fā)生率無法被外衍潛變量解釋的殘差分別為e1、e2。

η1=β1ξ1+β2ξ2+e1

(1)

η2=λ1ξ1+η2+λ2ξ3+e2

(2)

此外，還需滿足以下條件：

η2=λ3η1+e2

(3)

由于預(yù)期構(gòu)建的理論模型路徑分析中可能存在的因果關(guān)系并非只是單項(xiàng)關(guān)系，因此，需要構(gòu)建非遞歸模型才能使得模型具有最小估計(jì)和測(cè)量誤差。

1.2.2 動(dòng)態(tài)演化過程

本文借鑒Fisman(2014)和Landry(2017)等構(gòu)建的公共選擇與官員晉升錦標(biāo)賽模型進(jìn)行演化博弈并求解均衡條件，推導(dǎo)科技行政審批中降低腐敗發(fā)生率的最優(yōu)路徑。假設(shè)現(xiàn)有一名科技行政審批人員和一名科技行政審批相對(duì)人進(jìn)行博弈，任職期限規(guī)定最長(zhǎng)不超過兩期，科技行政審批人員作為“經(jīng)濟(jì)人”具有腐敗傾向，且科技行政審批人員是否繼續(xù)任職受到科技行政審批相對(duì)人投票結(jié)果的影響。

uit(mt)=mt+bi+u-c(mt)

(4)

科技行政審批人員第2個(gè)任期的腐敗收益取決于α，根據(jù)科技行政審批人員第1個(gè)任期的表現(xiàn)，科技行政審批人員可能繼續(xù)任職(J=1)，也可能不繼續(xù)任職(J=0)。如果科技行政審批人員不繼續(xù)任職，則將其效用在第2個(gè)任期內(nèi)作歸零處理?？萍夹姓徟藛T第1個(gè)任期的效用最大化問題為：

(5)

(3)動(dòng)態(tài)均衡條件?？萍夹姓徟藛T在第1個(gè)任期內(nèi)獲得的腐敗收益包括由其在任期內(nèi)的腐敗動(dòng)機(jī)和第1個(gè)任期末或第2個(gè)任期可能出現(xiàn)的腐敗行為構(gòu)成，即ri1=m1+bi?？萍夹姓徟鄬?duì)人根據(jù)民意調(diào)查結(jié)果或科技行政審批人員腐敗證據(jù)對(duì)科技行政審批人員進(jìn)行投票，決定其是否繼續(xù)任職。倘若科技行政審批人員能夠繼續(xù)任職，則其腐敗收益在第2個(gè)任期內(nèi)為ri2=m2+bi；如果其不能繼續(xù)任職，則bi將發(fā)生改變。

根據(jù)完美貝葉斯均衡解，式(1)在科技行政審批人員第2個(gè)任期的最大化一階條件為：

(6)

因此，可給出科技行政審批人員第2個(gè)任期的腐敗收益ri2=γ+bi

科技行政審批相對(duì)人需要最大化因科技行政審批人員任職而產(chǎn)生的效用，這其中包括其兩個(gè)投票依據(jù)。因此，科技行政審批相對(duì)人支持科技行政審批人員繼續(xù)任職的可能性為：

(ξ≥0)

(7)

科技行政審批人員第2個(gè)任期的期望效用以其第1個(gè)任期的腐敗動(dòng)機(jī)作為條件，那么：

(8)

因此，科技行政審批人員第1個(gè)任期效用最大化問題(2)的解由一階條件給出。

(9)

進(jìn)一步，本文將科技行政審批類型劃分為命令控制型科技行政審批與市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批兩種類型，將公共服務(wù)動(dòng)機(jī)提升看作是科技行政審批引致腐敗傳導(dǎo)過程中的關(guān)鍵因素，并且是科技行政審批人員強(qiáng)化自律意識(shí)的體現(xiàn)。此外，將市場(chǎng)化制度不斷完善過程抽象成法律體系不斷健全從而形成有效制度約束的過程。據(jù)此，本文構(gòu)建科技行政審批與腐敗發(fā)生率關(guān)聯(lián)機(jī)理模型，見圖1。

1.3 變量選取與數(shù)據(jù)收集

本文參照OECD對(duì)政府規(guī)制類型的劃分標(biāo)準(zhǔn)以及國(guó)內(nèi)外學(xué)者在研究政府規(guī)制問題時(shí)選取變量的普遍做法，將科技行政審批劃分為市場(chǎng)激勵(lì)型和命令控制型兩種類型，分別用每萬人市場(chǎng)激勵(lì)型和命令控制型科技行政審批事項(xiàng)數(shù)量予以度量。由于我國(guó)科技行政審批包括行政許可、行政確認(rèn)及非行政許可審批等范疇，因此選取地方政府受理最為頻繁的行政許可事項(xiàng)反映科技行政審批。根據(jù)Barry & Su[18]在Christensen等[19]基礎(chǔ)上改進(jìn)的公共服務(wù)動(dòng)機(jī)測(cè)量量表，本文設(shè)置5個(gè)題項(xiàng)，分別從公民機(jī)會(huì)、行政倫理、行政正義、公共利益及情感流露5個(gè)方面考察科技行政審批人員公共服務(wù)動(dòng)機(jī)，量表測(cè)度采用Likert5點(diǎn)計(jì)分法，公共服務(wù)動(dòng)機(jī)消極性隨著分值提高而依次增加。市場(chǎng)化程度借鑒樊綱和王小魯?shù)取吨袊?guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告》發(fā)布的各省分年度市場(chǎng)化指數(shù)予以度量，本文僅使用各省分年度市場(chǎng)化總指數(shù)，不對(duì)要素市場(chǎng)發(fā)育程度、產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)育程度及市場(chǎng)中介組織發(fā)育程度進(jìn)行細(xì)致區(qū)分。按照《中國(guó)檢察年鑒》對(duì)于腐敗行為及犯罪的分類界定，將檢察機(jī)關(guān)依法立案查處的腐敗侵權(quán)立案、貪污賄賂立案、瀆職與挪用公款案件等進(jìn)行加總得到貪污腐敗案立案件數(shù)，腐敗發(fā)生率則根據(jù)每萬人公職人員中腐敗案立案件數(shù)進(jìn)行衡量。

本文選取2017年中國(guó)內(nèi)地31個(gè)省份(自治區(qū)、直轄市)省級(jí)數(shù)據(jù)作為研究樣本。其中，科技行政審批事項(xiàng)量來源于全國(guó)275個(gè)城市科技行政審批中心提供的登記信息，公共服務(wù)動(dòng)機(jī)通過對(duì)科技行政審批人員發(fā)放問卷和進(jìn)行訪談獲取信息，具體包括現(xiàn)場(chǎng)發(fā)放問卷和訪談、微信、微博及QQ等多種形式。本文調(diào)研對(duì)象覆蓋基層、中層和高層科技行政審批工作人員，問卷發(fā)放安排專人進(jìn)行現(xiàn)場(chǎng)或遠(yuǎn)程指導(dǎo)，共發(fā)放問卷304份，有效回收275份，問卷回收率為90.46%，回收問卷經(jīng)Harman單因素法進(jìn)行同源方差檢驗(yàn)，剔除同源誤差項(xiàng)。此外，其它數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告》、《中國(guó)檢察年鑒》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及相關(guān)地方政府文件。另外，還對(duì)人均GDP、城鎮(zhèn)化率、社會(huì)固定資產(chǎn)投資及人口密度進(jìn)行控制變量處理，并對(duì)可能出現(xiàn)的異方差、序列相關(guān)性及多重共線性進(jìn)行修正。對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)(見表1)，市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批最小值、最大值分別為1.609和3.571，偏度與峰度臨界比分別為7.872和-0.089；命令控制型科技行政審批最小值、最大值分別為1.213和4.760，偏度與峰度臨界比分別為0.012和-2.705；公共服務(wù)動(dòng)機(jī)最小值、最大值分別為1.000和5.000，偏度與峰度臨界比分別為2.358和-4.559；市場(chǎng)化程度最小值、最大值分別為0.169和0.865，偏度與峰度臨界比分別為2.416和-5.478；腐敗發(fā)生率最小值、最大值分別為1.382和41.591，偏度與峰度臨界比分別為3.185和-5.048。

圖1 科技行政審批與腐敗發(fā)生率關(guān)聯(lián)機(jī)理模型

表1 變量釋義與描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

根據(jù)變量間的Pearson相關(guān)系數(shù)(見表2)，發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批均值、標(biāo)準(zhǔn)差分別為2.720和0.305，市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批與命令控制型科技行政審批存在顯著正相關(guān)關(guān)系(r=0.536，p<0.010)、與公共服務(wù)動(dòng)機(jī)存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系(r=-0.593，p<0.010)、與市場(chǎng)化程度存在顯著正相關(guān)關(guān)系(r=0.616，p<0.010)、與腐敗發(fā)生率存在顯著正相關(guān)關(guān)系(r=0.582，p<0.010)。因此，市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批與命令控制型科技行政審批、公共服務(wù)動(dòng)機(jī)、市場(chǎng)化程度及腐敗發(fā)生率等變量顯著相關(guān)。命令控制型科技行政審批均值、標(biāo)準(zhǔn)差分別為3.615和0.498，命令控制型科技行政審批與公共服務(wù)動(dòng)機(jī)顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.461，p<0.010)、與市場(chǎng)化程度呈顯著正相關(guān)關(guān)系(r=0.519，p<0.010)、與腐敗發(fā)生率呈顯著正相關(guān)關(guān)系(r=0.630，p<0.010)。因此，命令控制型科技行政審批與公共服務(wù)動(dòng)機(jī)、市場(chǎng)化程度及腐敗發(fā)生率等變量顯著相關(guān)。公共服務(wù)動(dòng)機(jī)均值、標(biāo)準(zhǔn)差分別為3.800和0.680，公共服務(wù)動(dòng)機(jī)與市場(chǎng)化程度正相關(guān)(r=0.241，p=0.091)，但未達(dá)到統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的顯著性水平，其與腐敗發(fā)生率顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.783，p<0.010)。因此，公共服務(wù)動(dòng)機(jī)與市場(chǎng)化程度及腐敗發(fā)生率顯著相關(guān)。此外，腐敗發(fā)生率均值、標(biāo)準(zhǔn)差分別為12.612和8.117，市場(chǎng)化程度與腐敗發(fā)生率存在顯著正相關(guān)關(guān)系(r=0.564，p<0.010)。

表2 變量間相關(guān)性分析結(jié)果

注：**表示在0.01顯著性水平上顯著

2 模型擬合效果分析

2.1 內(nèi)在一致性與EFA檢驗(yàn)

由于研究對(duì)象變量類型及計(jì)量方法不同，因此，需要對(duì)各變量的內(nèi)在一致性及結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行檢驗(yàn)。首先，引入Cronbach's Alpha信度系數(shù)分析變量?jī)?nèi)在一致性。如表3所示，市場(chǎng)激勵(lì)型、公共服務(wù)動(dòng)機(jī)及腐敗發(fā)生率項(xiàng)已刪除的Cronbach's Alpha值均高于0.800，表明量表具有較好的信度。行政命令型和市場(chǎng)化程度信度系數(shù)雖然未達(dá)到0.800，但在可接受范圍內(nèi)。此外，各維度變量校正項(xiàng)總計(jì)相關(guān)性CITC均超過0.700，說明量表具有較好的內(nèi)在一致性。就整體信度而言，市場(chǎng)激勵(lì)型、行政命令型、公共服務(wù)動(dòng)機(jī)、市場(chǎng)化程度及腐敗發(fā)生率5個(gè)變量的Cronbach's Alpha信度系數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)化Cronbach's Alpha信度系數(shù)分別為0.868和0.845，因此認(rèn)為變量整體內(nèi)在一致性程度較高。

表3 量表信度檢驗(yàn)結(jié)果

一般情況下，當(dāng)KMO值大于0.9時(shí)表示非常適合進(jìn)行因子分析，KMO值大于0.7時(shí)表示比較適合進(jìn)行因子分析。經(jīng)檢驗(yàn)，研究變量的KMO值為0.741，表明比較適合進(jìn)行因子分析。Bartlett球型度(Bartlett Test of Sphericity)主要用于檢驗(yàn)相關(guān)矩陣是否為單位矩陣，當(dāng)顯著性水平Sig.<0.01時(shí)，就可以否定相關(guān)矩陣是單位矩陣的零假設(shè)，也即表明適合進(jìn)行因子分析。根據(jù)Bartlett球型度檢驗(yàn)結(jié)果，顯著性水平Sig.<0.01，說明比較適合進(jìn)行探索性因子分析(Exploratory Factor Analysis),結(jié)果見表4。

表4 KMO與Bartlett檢驗(yàn)結(jié)果

公共因子個(gè)數(shù)提取的一般原則為主因子對(duì)應(yīng)特征值大于1的特征根，利用主成分分析法提取公因子，考慮到在初始主成分載荷分析中，其結(jié)果與評(píng)價(jià)指標(biāo)結(jié)構(gòu)間關(guān)系并不明確，而使用旋轉(zhuǎn)成分矩陣則可以更加清晰地表示每個(gè)公共因子的載荷分配情況，因此需要使用旋轉(zhuǎn)法進(jìn)行分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，第五個(gè)因子累積方差貢獻(xiàn)率高于第四個(gè)因子累積方差貢獻(xiàn)率6.037%，第四個(gè)因子累積方差貢獻(xiàn)率高于第三個(gè)因子累積方差貢獻(xiàn)率13.096%，第三個(gè)因子累積方差貢獻(xiàn)率高于第二個(gè)因子累積方差貢獻(xiàn)率14.690%，第二個(gè)因子累積方差貢獻(xiàn)率高于第一個(gè)因子累積方差貢獻(xiàn)率16.760%。因此，提取出5個(gè)公因子Y1、Y2、Y3、Y4和Y5。根據(jù)Kaiser標(biāo)準(zhǔn)化最大方差法旋轉(zhuǎn)結(jié)果，公共因子Y1對(duì)應(yīng)的各維度因子載荷位于0.419～0.663之間，公共因子Y2對(duì)應(yīng)的各維度因子載荷位于0.518～0.680之間，公共因子Y3對(duì)應(yīng)的各維度因子載荷位于0.546～0.620之間，公共因子Y4對(duì)應(yīng)的各維度因子載荷位于0.567～0.747之間，公共因子Y5對(duì)應(yīng)的各維度因子載荷位于0.550～0.623之間，且解釋總方差達(dá)到82.254%。因此，經(jīng)過探索性因子分析可以判定研究對(duì)象變量選取具有較好的區(qū)別效度和結(jié)構(gòu)效度。

2.2 整體模型適配度檢驗(yàn)

在對(duì)研究對(duì)象變量間因素結(jié)構(gòu)進(jìn)行內(nèi)在一致性與結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)等探索性因子分析后，還需對(duì)模型整體擬合效果進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析(Confirmatory Factor Analysis)，采取二階驗(yàn)證性因素分析方法進(jìn)行整體模型適配度檢驗(yàn),結(jié)果見表5。模型統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)量主要包括絕對(duì)適配度指標(biāo)、增值適配度指標(biāo)及簡(jiǎn)約適配度指標(biāo)3類。首先，模型絕對(duì)適配度指標(biāo)可反映模型觀察數(shù)據(jù)與結(jié)構(gòu)路徑間的匹配程度，當(dāng)χ2值所能實(shí)現(xiàn)的顯著性概率值大于0.05、RMR值小于0.05、RMSEA值小于0.08、GFI值大于0.90及AGFI值大于0.90時(shí)，可以判定模型使用樣本數(shù)據(jù)與理想狀態(tài)間能夠完美契合。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，χ2值與RMSEA值分別為48.019(P=0.562>0.05)和0.002，RMR值、GFI值及AGFI值分別為0.082、0.975、0.924，因此模型適配度較好；其次，模型增值適配度指標(biāo)是基于基準(zhǔn)線比較(Baseline Comparisons)的衍生適配標(biāo)準(zhǔn)臨界指標(biāo)，其同樣可反映觀察數(shù)據(jù)與理論模型間的整體適配情況。當(dāng)NFI值、RFI值、IFI值、TLI值及CFI值均大于0.90時(shí)，表明模型整體適配度較高。由于IFI值、TLI值及CFI值均為1，因此，可判定這3項(xiàng)指標(biāo)反映的模型適配度很好。另外，NFI值、RFI值分別為0.953和0.942，表明這兩項(xiàng)指標(biāo)反映的模型適配度也較好；再次，簡(jiǎn)約適配度指標(biāo)主要用于判斷模型簡(jiǎn)約程度，整體模型結(jié)構(gòu)越簡(jiǎn)約，需要修正和重新調(diào)試的空間則越小，當(dāng)理論模型AIC值小于獨(dú)立模型值并同時(shí)小于飽和模型值且滿足PGFI值大于0.5、PNFI值大于0.5、PCFI值大于0.5、CN值大于200及/自由度小于3等條件時(shí)，整體模型簡(jiǎn)約適配度能夠達(dá)到理想效果。根據(jù)擬合結(jié)果，模型AIC值為121.159，分別小于獨(dú)立模型值A(chǔ)IC值157.000和飽和模型AIC值1 418.281，因此模型整體配適度結(jié)果良好，模型擬合后的PGFI值、PNFI值、PCFI值分別為0.715、0.794、0.862，且CN值與χ2/自由度分別為297和1，表明在大樣本數(shù)據(jù)情境下，變量與建構(gòu)模型具有較好的關(guān)聯(lián)性和匹配性，模型能夠達(dá)到精煉簡(jiǎn)約效果。

3 機(jī)理與傳導(dǎo)路徑

根據(jù)Amos Graphics生成的模型路徑系數(shù)(見圖2)，市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批、命令控制型科技行政審批及市場(chǎng)化程度間的關(guān)系表現(xiàn)為反映變量間雙向影響關(guān)系的協(xié)方差。其中，市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批與命令控制型科技行政審批協(xié)方差為89.63，市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批與市場(chǎng)化程度協(xié)方差為127.61，命令控制型科技行政審批與市場(chǎng)化程度協(xié)方差為107.82。市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批對(duì)于公共服務(wù)動(dòng)機(jī)的非標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì)路徑系數(shù)(直接效果值)為-0.29，而命令控制型科技行政審批對(duì)于公共服務(wù)動(dòng)機(jī)的非標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為-0.21，表明科技行政審批人員在辦理市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批時(shí)更容易產(chǎn)生尋租動(dòng)機(jī)或腐敗念頭。公共服務(wù)動(dòng)機(jī)對(duì)于腐敗發(fā)生率的非標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為-0.74，表明市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批與命令控制型科技行政審批通過影響公共服務(wù)動(dòng)機(jī)從而傳導(dǎo)到腐敗發(fā)生率上，尋租和腐敗等公共服務(wù)動(dòng)機(jī)的出現(xiàn)將會(huì)提升腐敗發(fā)生率，公共服務(wù)動(dòng)機(jī)在科技行政審批影響腐敗發(fā)生率間充當(dāng)中介。市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批對(duì)于腐敗發(fā)生率的非標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.39，表明市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批直接影響腐敗發(fā)生率，這主要是由于市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批涉及稅費(fèi)、財(cái)政補(bǔ)貼及信貸等交易關(guān)聯(lián)，具備因金錢問題而產(chǎn)生的權(quán)力尋租空間；命令控制型科技行政審批則表現(xiàn)為法律、行政法規(guī)、地方性法規(guī)及政策等“硬約束”及法規(guī)執(zhí)行范疇，因此不容易直接產(chǎn)生權(quán)力尋租，它主要是通過科技行政審批人員滋生消極腐敗的公共服務(wù)動(dòng)機(jī)進(jìn)而產(chǎn)生腐敗行為。Walker等[20]提出一種基于結(jié)構(gòu)方程模型的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，這種方法突破了傳統(tǒng)構(gòu)建中介效應(yīng)層回歸模型驗(yàn)證中介變量的傳導(dǎo)效應(yīng)，不需要依次對(duì)前因變量、中介變量及結(jié)果變量進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，同時(shí)還增強(qiáng)了模型穩(wěn)健性且克服了內(nèi)生性問題。根據(jù)模型估計(jì)結(jié)果，可以判定公共服務(wù)動(dòng)機(jī)在命令控制型科技行政審批對(duì)腐敗發(fā)生率影響路徑中發(fā)揮完全中介作用，公共服務(wù)動(dòng)機(jī)在市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批腐敗發(fā)生率影響路徑中發(fā)揮部分中介效應(yīng)。市場(chǎng)化程度對(duì)腐敗發(fā)生率的非標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.36，表明市場(chǎng)化程度對(duì)于腐敗發(fā)生率的影響高于市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批和命令控制型科技行政審批兩種類型，其主要體現(xiàn)為外在法律漏洞及體制機(jī)制缺陷等直接效應(yīng)；科技行政審批對(duì)于腐敗發(fā)生率的影響則表現(xiàn)為由科技行政審批人員公共服務(wù)動(dòng)機(jī)扭曲而造成的內(nèi)在直接效應(yīng)或間接效應(yīng)。因此，市場(chǎng)化程度提升帶來的外在影響相對(duì)于內(nèi)在公共服務(wù)動(dòng)機(jī)變異對(duì)于腐敗發(fā)生率提升的影響更加顯著。

進(jìn)一步，本文采用極大似然估計(jì)法(Maximum Likelihood Estimate)再次對(duì)結(jié)構(gòu)方程模型路徑系數(shù)進(jìn)行回歸估計(jì)，得出標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)。根據(jù)回歸結(jié)果(見表6)，市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批對(duì)腐敗發(fā)生率的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.463，且在0.01顯著性水平上顯著，市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批對(duì)公共服務(wù)動(dòng)機(jī)同樣具有顯著負(fù)向影響效應(yīng)(B=-0.308，p<0.01)。因此，假設(shè)H1a和H1b得到驗(yàn)證。命令控制型科技行政審批對(duì)公共服務(wù)動(dòng)機(jī)的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)在0.01顯著性水平上為-0.165，市場(chǎng)化程度對(duì)于腐敗發(fā)生率的回歸系數(shù)顯著為正(B=0.275，p<0.01)。因此，假設(shè)H2和H3得到驗(yàn)證。此外，公共服務(wù)動(dòng)機(jī)對(duì)腐敗發(fā)生率的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為-0.698，且在0.01顯著性水平上顯著。因此，假設(shè)H4得到驗(yàn)證。

4 實(shí)現(xiàn)路徑

4.1 研究結(jié)論

根據(jù)科技行政審批與腐敗發(fā)生率關(guān)聯(lián)機(jī)理模型理論推導(dǎo)和實(shí)證分析，本文認(rèn)為科技行政審批在缺乏有效制度約束下，極易引致腐敗行為的發(fā)生。市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批影響腐敗發(fā)生率具有兩種路徑：一是對(duì)腐敗發(fā)生率產(chǎn)生直接影響；二是通過科技行政審批人員滋生消極腐敗的公共服務(wù)動(dòng)機(jī)進(jìn)而產(chǎn)生腐敗行為，而命令控制型科技行政審批影響腐敗發(fā)生率則必須借助公共服務(wù)動(dòng)機(jī)的完全中介傳導(dǎo)作用。此外，市場(chǎng)化程度對(duì)腐敗發(fā)生率的影響同樣是直接效應(yīng)，且市場(chǎng)化程度引致腐敗的顯著性程度比市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批和命令控制型科技行政審批更高。

表5 二階驗(yàn)證性因素分析整體模型適配度檢驗(yàn)結(jié)果

圖2 科技行政審批與腐敗發(fā)生率關(guān)聯(lián)機(jī)理模型路徑系數(shù)

表6 結(jié)構(gòu)方程模型標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)

注：標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)除以估計(jì)值的標(biāo)準(zhǔn)誤即為臨界比值

4.2 實(shí)現(xiàn)路徑

(1)針對(duì)不同類型科技行政審批，實(shí)施差異化腐敗發(fā)生預(yù)防控制機(jī)制。市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批應(yīng)促成對(duì)于支付結(jié)算、稅收征管及國(guó)庫(kù)集中收付法律制度落實(shí)的合規(guī)控制，確保稅費(fèi)、財(cái)政補(bǔ)貼及信貸收支符合法律規(guī)范。同時(shí)，還應(yīng)加強(qiáng)財(cái)政、稅務(wù)及金融監(jiān)管部門聯(lián)合執(zhí)法，加強(qiáng)不同部門、不同區(qū)域間協(xié)同與配合，預(yù)防和控制市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批腐敗的發(fā)生。命令控制型科技行政審批應(yīng)積極引進(jìn)大數(shù)據(jù)技術(shù)，打造信息化、智能化科技行政審批網(wǎng)上辦理平臺(tái)，實(shí)現(xiàn)科技行政審批全事項(xiàng)、全流程網(wǎng)上執(zhí)行，盡量減少人為可操作空間，運(yùn)用科技手段對(duì)權(quán)力尋租空間進(jìn)行制約，預(yù)防和控制命令控制型科技行政審批腐敗的發(fā)生。

(2)把準(zhǔn)科技行政審批影響腐敗發(fā)生率的關(guān)鍵介導(dǎo)，轉(zhuǎn)變審批人員公共服務(wù)動(dòng)機(jī)，阻斷腐敗發(fā)生的中介。公共服務(wù)動(dòng)機(jī)扭曲是市場(chǎng)激勵(lì)型科技行政審批和命令控制型科技行政審批影響腐敗發(fā)生率的共同關(guān)鍵介導(dǎo)，應(yīng)加強(qiáng)科技行政審批人員職業(yè)倫理和價(jià)值觀教育，通過對(duì)科技行政審批人員開展多種形式的教育培訓(xùn)活動(dòng)，不斷提高其“以人民為中心”的思想覺悟和職業(yè)素養(yǎng)，選派政治素養(yǎng)高、業(yè)務(wù)能力強(qiáng)、服務(wù)態(tài)度好的業(yè)務(wù)骨干或職能部門負(fù)責(zé)人承擔(dān)窗口或大廳服務(wù)工作，優(yōu)化科技行政審批人員素質(zhì)結(jié)構(gòu)，將公共服務(wù)動(dòng)機(jī)納入年度績(jī)效考核目標(biāo)，采取主管部門考評(píng)、服務(wù)對(duì)象評(píng)價(jià)和自我評(píng)價(jià)相結(jié)合的監(jiān)督評(píng)價(jià)方式，并將考核結(jié)果與薪酬水平、晉升機(jī)會(huì)相結(jié)合，倒逼公共服務(wù)動(dòng)機(jī)提升，減少和抑制腐敗行為發(fā)生。

(3)深化科技行政審批制度改革，推進(jìn)審批制度化、標(biāo)準(zhǔn)化、規(guī)范化建設(shè)，促進(jìn)審批權(quán)力規(guī)范運(yùn)行。科技行政審批應(yīng)完善包括法律、法規(guī)及政策在內(nèi)的制度體系建設(shè)，破除阻礙制度改革的體制機(jī)制束縛，使制度更新跟得上市場(chǎng)化步伐，全面消除制度漏洞和可能發(fā)生腐敗的縫隙。使相關(guān)法律法規(guī)修改完善與市場(chǎng)化進(jìn)程相適應(yīng)，消除其與新事物出現(xiàn)矛盾或者相背離的地方，杜絕出現(xiàn)“無法可依”或者即便“有法可依”卻因腐敗漏洞無法監(jiān)管而帶來的尷尬。此外，還應(yīng)深化科技行政審批體制機(jī)制改革，推進(jìn)科技行政審批制度化、標(biāo)準(zhǔn)化、規(guī)范化建設(shè)，以標(biāo)準(zhǔn)化促進(jìn)科技行政審批行為規(guī)范化，降低制度性交易成本，加強(qiáng)科技行政審批事前事中事后監(jiān)管，及時(shí)發(fā)現(xiàn)和有效防范可能存在的風(fēng)險(xiǎn)，從制度建設(shè)層面降低腐敗發(fā)生率。

(4)精簡(jiǎn)優(yōu)化科技行政審批流程，提高審批集約化效率，以效能提升倒逼腐敗發(fā)生率下降。科技行政審批應(yīng)對(duì)行政審批和服務(wù)事項(xiàng)目錄清單進(jìn)行動(dòng)態(tài)調(diào)整，協(xié)同、配套簡(jiǎn)化辦事環(huán)節(jié)，縮短審批時(shí)限，形成審批流程動(dòng)態(tài)優(yōu)化機(jī)制。同時(shí)，還應(yīng)通過歸并審批職能、整合部門資源、調(diào)整機(jī)構(gòu)人員，將審批職能、審批事項(xiàng)、審批權(quán)限相對(duì)集中起來，變“分散式”服務(wù)為“一個(gè)窗口受理、一次性告知、一條龍服務(wù)”。探索實(shí)行辦理時(shí)限承諾制，推進(jìn)并聯(lián)審批，建立審批時(shí)限預(yù)警制，針對(duì)審批事項(xiàng)辦理進(jìn)度實(shí)行分級(jí)預(yù)警提醒，促進(jìn)行政審批權(quán)力規(guī)范運(yùn)行和服務(wù)效能提升，從而降低科技行政審批腐敗發(fā)生率。