腐敗與人力資本遷移研究

周傳豹

(浙江樹人大學(xué) 經(jīng)濟與民生福祉學(xué)院，浙江 杭州 310015)

自十八大以來，中央加大了反腐敗的決心和力度，以進一步降低貪污、受賄、挪用公款和瀆職等職務(wù)犯罪的發(fā)生率。近年來，我國區(qū)域之間對人力資本的需求沖突不斷加劇，各個城市面臨日趨激烈的搶人大戰(zhàn)。中西部地區(qū)的人力資本，尤其是大量受過高等教育的人力資本，在“推力”和“拉力”的作用下紛紛流向經(jīng)濟發(fā)達的沿海地區(qū)，形成了洶涌的“人口流動潮”。如此巨大的移民流量導(dǎo)致了各區(qū)域之間的經(jīng)濟分化，主要人力資本輸出省市面臨人口縮減和經(jīng)濟潛在增速下行的壓力，而對于東部的人口流入省份，人口順差則是其GDP增長的重要驅(qū)動力。

目前國內(nèi)外關(guān)于腐敗與人力資本流動之間關(guān)系的研究近乎空白，本研究將通過建立省際面板數(shù)據(jù)論證兩者之間的經(jīng)驗關(guān)系，以得到更為穩(wěn)健的影響結(jié)果。

一、文獻回顧

國外只有少量的文獻考察了腐敗與人力資本流動之間的關(guān)系，如Dimant等(2013)基于對1985—2000年間111個國家移民數(shù)據(jù)的分析，認(rèn)為腐敗降低了勞動力在當(dāng)?shù)氐慕逃貓舐?，對高技術(shù)人才產(chǎn)生了驅(qū)趕的效應(yīng)，但對一般性移民的影響不大(1)Dimant E, Krieger T, Meierrieks D, The Effect of Corruption on Migration,1985-2000, Applied Economics Letters,2013,No.13, pp.1270-1274.。腐敗指數(shù)越高的國家，人力資本凈遷出率更高，并且呈現(xiàn)流出增多、流入減少的趨勢，尤其是對于高技術(shù)人才移民的影響更大。腐敗導(dǎo)致國家對人才的吸引力減弱，這主要是市場回報不再是基于人力資本的準(zhǔn)則，而是更多地依賴于家族關(guān)系和政治背景(2)Dimant E, Krieger T, Redlin M, On the Effect of Immigration on Destination: Country Corruption, German Economic Review, 2015, No.4, pp.464-489.。國內(nèi)的相關(guān)研究更注重于腐敗對經(jīng)濟增長、公共支出效率以及收入分配等方面的影響，關(guān)于腐敗與人力資本流動之間聯(lián)系的研究近乎空白。

國內(nèi)現(xiàn)有關(guān)于腐敗的度量主要采用腐敗案件立案數(shù)或腐敗案件查處人數(shù)來度量(3)王健忠、高明華：《反腐敗、企業(yè)家能力與企業(yè)創(chuàng)新》，《經(jīng)濟管理》2017年第6期，第36-52頁。，原始數(shù)據(jù)主要來自《中國檢察年鑒》，如黨力等(2015)(4)黨力、楊瑞龍、楊繼東：《反腐敗與企業(yè)創(chuàng)新:基于政治關(guān)聯(lián)的解釋》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》2015年第7期，第146-160頁。、王賢彬等(2016)(5)王賢彬、黃亮雄、徐現(xiàn)祥：《高官落馬遏制腐敗了嗎？——來自震懾效應(yīng)的解釋》，《世界經(jīng)濟文匯》2016年第2期，第1-23頁。、王賢彬等(2016)(6)王賢彬、王露瑤：《反腐敗與經(jīng)濟增長》，《經(jīng)濟社會體制比較》2016年第2期，第61-74頁。、王賢彬等(2017)(7)王賢彬、黃亮雄、董一軍：《反腐敗的投資效應(yīng)——基于地區(qū)與企業(yè)雙重維度的實證分析》，《金融研究》2017年第9期，第67-82頁。采用副省部級以上官員被貪腐調(diào)查的人數(shù)；吳一平等(2012)采用縣審計局的審計人員數(shù)量、審計項目數(shù)及審計查處的違紀(jì)金額(8)吳一平、朱江南：《腐敗、反腐敗和中國縣際收入差距》，《經(jīng)濟社會體制比較》2012年第2期，第29-39頁。；聶輝華等(2014)采用了廳級以上腐敗官員人數(shù)(9)聶輝華、王夢琦：《政治周期對反腐敗的影響——基于2003—2013年中國廳級以上官員腐敗案例的證據(jù)》，《經(jīng)濟社會體制比較》2014年第4期，第127-140頁。；楊其靜等(2016)采用各省黨委的紀(jì)檢監(jiān)察機關(guān)受理的立案數(shù)與舉報數(shù)(10)楊其靜、蔡正喆：《腐敗、反腐敗與經(jīng)濟增長——基于中國省級紀(jì)檢監(jiān)察機關(guān)信訪執(zhí)紀(jì)數(shù)據(jù)的再評估》，《經(jīng)濟社會體制比較》2016年第5期，第84-100頁。。

基于以上數(shù)據(jù)，不少學(xué)者對腐敗的效應(yīng)開展研究。從企業(yè)生產(chǎn)效率和經(jīng)濟增長角度看，大多數(shù)經(jīng)驗研究支持腐敗會影響企業(yè)的經(jīng)濟效率。各地區(qū)之間腐敗程度的差異導(dǎo)致各地的營商環(huán)境存在較大差異，從而影響到吸引外資的力度(11)黃亮雄、孫湘湘、王賢彬：《反腐敗與地區(qū)創(chuàng)業(yè):效應(yīng)與影響機制》，《經(jīng)濟管理》2019年第9期，第5-19頁。。高遠(2010)指出，反腐敗力度的增強優(yōu)化了投資環(huán)境，從而對 FDI 有正面推動作用(12)高遠：《反腐敗與外商直接投資:中國的經(jīng)驗》，《南方經(jīng)濟》2010年第2期，第15-27頁。。黨力等(2015)認(rèn)為，反腐敗政策的實施使具有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)研發(fā)支出增加，從而促進企業(yè)創(chuàng)新。龍小寧等(2016)認(rèn)為，反腐敗抑制了經(jīng)濟和投資增長(13)龍小寧、黃小勇：《公平競爭與投資增長》，《經(jīng)濟研究》2016年第7期，第147-157頁。。王茂斌等(2016)認(rèn)為，增強反腐敗力度強化了高管激勵機制(14)王茂斌、孔東民：《反腐敗與中國公司治理優(yōu)化:一個準(zhǔn)自然實驗》，《金融研究》2016年第8期，第159-174頁。。王賢彬等(2017)發(fā)現(xiàn)，高官落馬促進了高效率的工業(yè)企業(yè)的投資活動，改善了投資資源的配置效率。王健忠等(2017)也發(fā)現(xiàn)，反腐敗增加了企業(yè)家尋租的成本，促進企業(yè)創(chuàng)新投入。賀建風(fēng)等(2018)采用省級面板數(shù)據(jù)，分析腐敗與創(chuàng)業(yè)之間的非線性關(guān)系(15)賀建風(fēng)、陳茜儒：《腐敗與大眾創(chuàng)業(yè)的非線性關(guān)系研究——基于金融發(fā)展門限模型的經(jīng)驗證據(jù)》，《當(dāng)代經(jīng)濟科學(xué)》2018年第3期，第75-85頁。。 余泳澤等(2018)檢驗腐敗監(jiān)管(反腐敗)對創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新的影響(16)余泳澤、楊曉章、張明：《腐敗監(jiān)管與大眾創(chuàng)業(yè)萬眾創(chuàng)新:來自跨國(地區(qū))的經(jīng)驗證據(jù)》，《人文雜志》2018年第1期，第37-50頁。。

從公共服務(wù)供給角度看，腐敗易于誘發(fā)公共服務(wù)性支出下降。吳俊培等(2008)(17)吳俊培、姚蓮芳：《腐敗與公共支出結(jié)構(gòu)偏離》，《中國軟科學(xué)》2008年第5期，第8-14頁。和劉勇政等(2011)(18)劉勇政、馮海波：《腐敗、公共支出效率與長期經(jīng)濟增長》，《經(jīng)濟研究》2011年第9期，第17-28頁。發(fā)現(xiàn)，腐敗在整體上降低了地方政府在文化、教育、公共衛(wèi)生支出的比重，公共支出主要流向有形資本而不是人力資本和社會發(fā)展項目。傅勇(2010)則關(guān)注到反腐敗力度的增強，改善了基礎(chǔ)教育的質(zhì)量(19)傅勇：《財政分權(quán)、政府治理與非經(jīng)濟性公共物品供給》，《經(jīng)濟研究》2010年第8期，第4-15頁。。

從收入分配角度看，陳剛(2011)認(rèn)為，腐敗顯著地擴大了城鎮(zhèn)內(nèi)部和農(nóng)村內(nèi)部居民的收入不平等(20)陳剛：《腐敗與收入不平等——來自中國的經(jīng)驗證據(jù)》，《南開經(jīng)濟研究》2011年第5期，第113-131頁。。吳一平等(2013)發(fā)現(xiàn)，反腐敗力度也是影響地方收入水平的重要因素(21)吳一平、芮萌：《制度差異、地區(qū)腐敗與收入不平等》，《經(jīng)濟社會體制比較》2013年第2期，第165-178頁。。張璇等(2015)發(fā)現(xiàn)，行政腐敗顯著擴大了我國城鄉(xiāng)居民收入差距(22)張璇、楊燦明：《行政腐敗與城鄉(xiāng)居民收入差距——來自中國120個地級市的證據(jù)》，《財貿(mào)經(jīng)濟》2015年第1期，第77-89頁。。

現(xiàn)有對人力資本流動選擇決策的研究，鮮有基于地區(qū)腐敗程度從整體經(jīng)濟和社會生態(tài)環(huán)境差異的角度，分析人力資本區(qū)域間流動的顯著差異。地區(qū)之間腐敗程度的差異會導(dǎo)致整體經(jīng)濟和社會生態(tài)環(huán)境的差異，從而影響人力資本的流動選擇決策，造成人力資本區(qū)域間流動的顯著差異。

二、我國各省腐敗程度與人力資本遷移情況的描述性分析

本研究采用的腐敗定義是國家工作人員利用公共權(quán)力和資源謀取私利的行為，以每百萬人口中貪污賄賂案件立案數(shù)度量中國各省的腐敗程度?！吨袊鴻z察年鑒》發(fā)布的“貪污賄賂案件立案數(shù)量”是指整個社會所查處的腐敗案件，人均腐敗案件數(shù)量越多的省份則腐敗程度越高。1988—2019年間，雖然總立案人數(shù)和各省平均立案人數(shù)分別從2001年的47 661人和1 537.5人，上升到2019年的54 849人和1 769.3人，但總立案件數(shù)和平均立案件數(shù)分別從80 345件、2 678.2件，降到34 887件、1 125.4件。全國每百萬人口立案件數(shù)從71.29件下降到25.14件，每百萬人口立案人數(shù)則從37.34人下降到32.94人。

從每百萬人口立案件數(shù)的變異系數(shù)來看，全國和東、中、西三大區(qū)域的腐敗程度均出現(xiàn)了趨同，地區(qū)之間的差異程度有了較快的下降。從區(qū)域人均立案件數(shù)相對比例看，中部對東部的比值從1.031上升到1.186，西部對東部的比值維持在1.01。從八大經(jīng)濟區(qū)看，各區(qū)域之間的腐敗程度差異較大，東部和南部沿海等勞動力主要輸入地區(qū)的腐敗程度均小于其他經(jīng)濟區(qū)。主要輸入地和輸出地的每百萬人口立案件數(shù)分別從69.86件和60.35件降到了20.33件和23.95件。

從前文的理論分析可以看到，腐敗對受教育程度或者以學(xué)歷和能力為代表的人力資本越高的勞動力影響最大，不利于高人力資本的積累和流入，一方面，會降低大學(xué)畢業(yè)生留在本地區(qū)的意愿并向腐敗程度低的地區(qū)流入，另一方面，留在本地的畢業(yè)生也會更傾向于在黨政機關(guān)、事業(yè)單位以及國有企業(yè)就業(yè)。75所教育部直屬高校的年報顯示，2019屆畢業(yè)生(含本科生、研究生)的就業(yè)首選城市均為學(xué)校所在地，但留在本地的比例差異較大(23)東部高校：復(fù)旦大學(xué)在滬就業(yè)人數(shù)占畢業(yè)生總數(shù)的75.73%；南開大學(xué)在津就業(yè)的本科生占52.24%，研究生占51.77%；北京大學(xué)在京就業(yè)的畢業(yè)生占56.15%，中國人民大學(xué)在京就業(yè)的畢業(yè)生占52.67%。中西部高校：四川大學(xué)在川就業(yè)的畢業(yè)生占該校就業(yè)總?cè)藬?shù)的近一半，中國地質(zhì)大學(xué)(武漢)在鄂就業(yè)的畢業(yè)生占30.47%，合肥工業(yè)大學(xué)在皖就業(yè)的畢業(yè)生占31.11%。(見表1)。除了學(xué)校所在地外，畢業(yè)生簽約率最高的城市依然是北京、上海、廣州和深圳等腐敗程度較低的地區(qū)，并更傾向于留在東部，珠江三角洲、長江三角洲等區(qū)域城市仍為學(xué)校畢業(yè)生就業(yè)首選地。雖然區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡是造成人力資本偏向性流動的主要原因，但各地人力資本的流入偏向與該地的腐敗程度有著密切的關(guān)系。

表1 2019屆畢業(yè)生流入地及就業(yè)單位性質(zhì)/%

人力資本采用各省的總?cè)丝谥衅胀ǜ咝Ｔ谛Ｉ壤约?6歲及以上勞動力人口中大專及以上學(xué)歷人數(shù)的占比作為表征。前者表示各省人力資本尤其是高學(xué)歷人才的本地儲備，比值越大意味著人力資本的積累基數(shù)越高，而后者表示各省當(dāng)年勞動力市場中的實際人力資本擁有量，比值越高則一方面代表著本地勞動力市場對高層次人才具有優(yōu)先的吸引力，另一方面反映本地較高的人力資本基數(shù)(見圖1)。通過兩類指標(biāo)的綜合可以更好地表征各地對人力資本的吸引或者驅(qū)趕效應(yīng)。40多年來，我國區(qū)域間16歲及以上勞動力人口中大專及以上學(xué)歷人數(shù)的占比差異并未與各地總?cè)丝谥衅胀ǜ咝Ｔ谛Ｉ壤町愊嘁恢?，反而日益呈現(xiàn)出“在中西部受教育，在東部就業(yè)”的智力外流格局，兩類指標(biāo)的皮爾遜相關(guān)系數(shù)僅為0.6(24)1978—2019年間，我國總?cè)丝谥衅胀ǜ咝Ｔ谛Ｉ壤龔?.08%增至1.76%，從區(qū)域?qū)用鎭砜?，由東、中、西部依次遞減，東部平均從0.18%上升至2.08%，中部平均從0.08%快速增加到1.84%，西部平均從0.08%增至1.49%；而全國16歲及以上勞動力人口中大專及以上學(xué)歷人數(shù)的占比從1986年的0.99%增至2012年的10.59%，區(qū)域?qū)用娉蕱|、中、西部依次遞減，東部平均從2.23%上升至15.77%，中部平均從0.89%快速增至9.17%，西部平均從1.00%增至8.97%。。

圖1 2019年兩類指標(biāo)比較

三、計量模型的設(shè)定和分析

基于上述的描述性分析，得到腐敗程度和人力資本遷移相關(guān)性的一些典型化事實，而通過文獻回顧可知，腐敗對人力資本流動選擇的作用渠道主要分為三個層面：第一，影響企業(yè)的生產(chǎn)效率從而影響勞動力對就業(yè)機會的預(yù)期；第二，影響政府對公共服務(wù)和社會保障的提供，除了就業(yè)收入，醫(yī)療、教育等社會生活服務(wù)以及社會保障方面的地區(qū)差別使人力資本用腳投票；第三，影響勞動力對收入分配公平的感知度，降低該地區(qū)對人力資本的就業(yè)吸引力。因此，下文將通過建立省際面板數(shù)據(jù)論證兩者之間的關(guān)系，以得到更為穩(wěn)健的影響結(jié)果。

(一)變量描述

人力資本在地區(qū)間的流動是勞動力市場在空間上從不均衡向均衡轉(zhuǎn)變的過程，在這個過程中，本地大學(xué)在校生人數(shù)、收支余額水平、就業(yè)機會和城鎮(zhèn)化率等因素都對本地人力資本的積累起著一定的作用。為了考察腐敗以及其他因素對人力資本遷移的影響，設(shè)定基本計量回歸模型：

DZit=β1Corrit+β2Xit+ηi+λt+μit

(1)

其中，DZit為本地人力資本的積累水平和人力資本驅(qū)趕效應(yīng)的表征，數(shù)值越小表示驅(qū)趕程度越大，反之則越小，這里采用i省t年度的人戶分離比率和16歲及以上勞動力人口中大專及以上學(xué)歷人數(shù)的占比來代替，表示本地勞動力市場對勞動力和高層次人力資本的吸引力。Corrit為i省t年度本地人均案件數(shù)與各省平均人均案件數(shù)之比，表示本地的相對腐敗程度水平，比值大于1則表示腐敗程度越高，小于1則相反，腐敗程度預(yù)期會對人力資本產(chǎn)生驅(qū)趕效應(yīng)，降低人力資本的流入；Xit為影響因變量一組控制變量，本文分別選取i省t年度本地總?cè)丝谥衅胀ǜ咝Ｔ谛Ｉ壤?ZXit)、本地城鎮(zhèn)的相對收支余額水平(ESit)、相對就業(yè)機會水平(Eit)和相對城鎮(zhèn)化率水平(Uit)。ESit為i省t年度本地城鎮(zhèn)人均收支余額水平和全國之比，表示該地區(qū)收支余額水平相對于全國平均水平或其他地區(qū)對人力資本流動的吸引力，比值大于1則吸引力高，小于1則相反；由于我國失業(yè)率數(shù)據(jù)的缺失，這里采用人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒中的城鎮(zhèn)戶籍人口數(shù)與城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)之比作為計量標(biāo)準(zhǔn)，并除以全國相應(yīng)平均比值得到相對就業(yè)機會水平Eit，數(shù)值越大則表明該地就業(yè)的難度上升，不利于吸引人力資本的流入；由各省城鎮(zhèn)常住人口與總?cè)丝诘谋戎党匀珖鄳?yīng)平均比值，得到相對城鎮(zhèn)化率水平Uit，同時也可以表征本地的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，預(yù)期與因變量正相關(guān)。ηi、λt和μit分別表示省際個體效應(yīng)、時間效應(yīng)和隨機干擾項。除了考察腐敗對勞動力市場吸引力的一般影響， 還要進一步識別腐敗對其影響的具體機制。為此，構(gòu)建計量回歸模型(2)，由于腐敗程度并非直接作用于因變量，通過交叉項可以測度其對吸引力所產(chǎn)生的間接影響。

DZit=β1Xit+β2CorritXit+ηi+λt+μit

(2)

(二)數(shù)據(jù)說明

本研究所使用的腐敗程度數(shù)據(jù)是1988—2019 年《中國檢察年鑒》各省(區(qū)、市)檢察機關(guān)立案的政府部門工作人員腐敗案件數(shù)和涉案人數(shù)的省級面板數(shù)據(jù)(25)1989—1996年重慶市的數(shù)據(jù)空缺，已計入同期的四川省中，在全國或分區(qū)域的平均分析中作合并處理，剩余年份分開以保留更多的樣本量；部分省份在個別年份出現(xiàn)“貪污賄賂案件數(shù)”的缺失，本文根據(jù)相應(yīng)的變化趨勢采用移動平均值法進行補充。此外，由于部分?jǐn)?shù)據(jù)未在年鑒中注明而只給出了年增長率，并且有少量年份的報告只顯示了貪污賄賂數(shù)據(jù)增長率而未顯示瀆職數(shù)據(jù)增長率情形，則認(rèn)定兩者同比例增長推算。因統(tǒng)計口徑變動，1997年(含)之前將貪污賄賂數(shù)據(jù)包含于經(jīng)濟犯罪，1998年獨立報告。1997年(含)之前數(shù)據(jù)為經(jīng)濟犯罪加瀆職數(shù)據(jù)，1998年之后均為貪污賄賂加瀆職。關(guān)于職務(wù)犯罪的人數(shù)，由于大部分省份2001年之前工作報告中均未出現(xiàn)大規(guī)模的殘缺，本文基于保留能夠有效反映各地腐敗程度的充分信息，只報告了2001—2018年間各地的職務(wù)犯罪人數(shù)，并對部分省份在個別年份的缺失根據(jù)相應(yīng)的變化趨勢采用移動平均值法進行補充。?？?cè)丝谥衅胀ǜ咝Ｔ谛Ｉ葋碜?988—2019年《中國教育統(tǒng)計年鑒》，大專及以上學(xué)歷人口占比來源于1986—2019年間國家統(tǒng)計局的勞動力抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，1988—1989年、1992年、1995年和2000年的數(shù)據(jù)缺失。人戶分離比數(shù)據(jù)主要來自歷次全國人口普查和歷年全國人口抽樣調(diào)查，其中，1982年的海南以及1982年、1989年、1990年、1995年和1996年的重慶調(diào)查總?cè)藬?shù)和本地戶籍人數(shù)由于空缺只能通過以固定不變的比例估算得到。根據(jù)歷次全國人口普查的項目特點，本研究以調(diào)查項目“戶口登記狀況”為界定流動人口的標(biāo)志，得到人戶分離人數(shù)來表征本地的流動人口規(guī)模。由于歷次人口普查(抽樣調(diào)查)的調(diào)查項目略有不同，得到的流動人口在統(tǒng)計口徑上有一定差異，故參考段成榮等(2009)的方法進行了可比性的檢驗和處理(26)段成榮、楊舸：《我國流動人口的流入地分布變動趨勢研究》，《人口研究》2009年第6期，第1-12頁。。本文研究使用的收支余額數(shù)據(jù)為估計的勞動力工資收入與在工作地消費支出的差額，所估算的收支余額與國家統(tǒng)計局流動人口監(jiān)測報告中收支結(jié)余進行了比較，數(shù)據(jù)準(zhǔn)確性較高，并對收支余額作扣除物價因素處理。考慮數(shù)據(jù)的可得性，重點關(guān)注制造業(yè)和建筑業(yè)兩大行業(yè)的城鎮(zhèn)私企單位平均工資，按各單位的工作人數(shù)進行加權(quán)獲得工資。由于兩大行業(yè)私企工資在各省各年出現(xiàn)了個別不同程度的數(shù)據(jù)殘缺，已按合理方法作出修正，2009年前后的數(shù)據(jù)由于統(tǒng)計口徑的不同出現(xiàn)了波動，但總體在趨勢內(nèi)。數(shù)據(jù)來自1992—2019年的《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》以及中國農(nóng)村住戶調(diào)查統(tǒng)計資料。就業(yè)機會數(shù)據(jù)為1988—2019年的各省面板數(shù)據(jù)，城鎮(zhèn)化率為1988—2019年各省面板數(shù)據(jù)(見表2)。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

(三)實證結(jié)果

本研究主要采取面板雙固定效應(yīng)方法進行回歸，并且所有系數(shù)估計的標(biāo)準(zhǔn)誤是異方差和自相關(guān)穩(wěn)健的。先考察腐敗對人力資本直接驅(qū)趕效應(yīng)，回歸結(jié)果見表3和表4，分別以各地的人戶分離率(RH)和大專及以上人口比(DZ)來表征勞動市場吸引力。關(guān)鍵的解釋變量腐敗程度以及控制變量的符號基本上符合理論預(yù)期，并均通過了顯著性檢驗。

在表3模型1中，只考慮腐敗和人口吸引力之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)腐敗的系數(shù)在 1%的水平上顯著為負，直觀地說，一定程度的腐敗對勞動力市場吸引力有負效應(yīng)，相對腐敗程度每增加1個單位，則人戶分離率下降4.13個單位；在表4的模型1中，腐敗系數(shù)在1%的水平上顯著為負，相對腐敗程度每增加1個單位，則大專及以上人口比下降1.99個單位，因此，在腐敗程度高的地區(qū)，勞動者會用腳投票，對人力資本產(chǎn)生驅(qū)趕效應(yīng)。

表3 基于人戶分離率的實證結(jié)果

表4 基于大專及以上人口比的實證結(jié)果

在表3模型2中，加入相對收支余額水平變量，腐敗的系數(shù)絕對值有所下降，但仍在10%的水平上顯著為負，相對收支余額一次項的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，二次項的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，與預(yù)期和表4模型3的結(jié)果一致。對人力資本流入地來說，相對收支余額呈現(xiàn)先上升再下降的趨勢，而對于人力資本流出地而言，相對收支余額呈現(xiàn)先下降再上升的趨勢，兩地的水平趨于一致以維持人力資本流動的均衡。因此，在初始階段，余額水平的增加對人力資本產(chǎn)生了較強的吸引力，此后這一效應(yīng)則進一步減弱。

在表3模型3中，加入相對就業(yè)機會水平變量，腐敗的系數(shù)絕對值基本不變且在 1%的水平上顯著為負，相對就業(yè)機會的系數(shù)在 1%的水平上顯著為負，與預(yù)期一致，這意味著就業(yè)難度每增加1個單位，則勞動力市場吸引力下降2.79個單位。該結(jié)果與表4模型4一致。表3模型4加入相對城鎮(zhèn)化率變量，腐敗的系數(shù)絕對值也基本不變且在 1%的水平上顯著為負，相對城鎮(zhèn)化率的系數(shù)在 5%的水平上顯著為正，與預(yù)期一致，這意味著非農(nóng)產(chǎn)業(yè)或經(jīng)濟發(fā)展水平每增加1個單位，則勞動力市場吸引力上升1.35個單位。在表4模型5中，腐敗的系數(shù)在 1%的水平上顯著為負，相對城鎮(zhèn)化率與大專及以上人口比為二次方關(guān)系且系數(shù)均顯著，表明城鎮(zhèn)化水平在初始階段對勞動力產(chǎn)生很強的吸引力，隨后趨于減弱。

在表3模型5中， 將所有控制變量加入，發(fā)現(xiàn)腐敗的系數(shù)絕對值下降到2.22，但在 1%的水平上顯著為負，與表4的結(jié)果和預(yù)期一致。這意味著，腐敗程度每增加1個單位，對人戶分離率的總效應(yīng)降低2.22個單位，同時使大專及以上人口比下降0.91個單位。而變量在校大學(xué)生比與預(yù)期一致并在1%上顯著，比例越高則表示大學(xué)生留在本地的比率越大。

除了直接驅(qū)趕效應(yīng)，腐敗還會通過其他特征降低勞動力市場的吸引力。以下分析腐敗通過本地在校大學(xué)生比、收支余額水平、相對就業(yè)機會、城鎮(zhèn)化率對人力資本流動產(chǎn)生的影響(見表5)。

表5 腐敗對人力資本間接驅(qū)趕效應(yīng)

在模型1中，腐敗程度與在校大學(xué)生比的交叉項系數(shù)在 1%的水平上顯著為負，表明腐敗會阻礙本地勞動力對人力資本的投資意愿，從而降低本地人力資本積累水平；在模型2中，腐敗程度與收支余額水平的交叉項系數(shù)在1%的水平上顯著為負，這意味著腐敗程度每增加1個單位將會通過影響該地收支余額水平的積累而使該地勞動力市場的吸引力下降1.65個單位；在模型3中，腐敗與相對就業(yè)機會的交叉項系數(shù)在1%的水平上顯著為負，腐敗會增加就業(yè)的難度從而不利于人力資本的流入，此外就業(yè)水平的系數(shù)為正，與預(yù)期方向不一致，但并未通過顯著性檢驗；在模型4中，腐敗程度與相對城鎮(zhèn)化率的交叉項系數(shù)在1%的水平上顯著為負，這意味著腐敗程度每增加1個單位，將會通過影響該地城鎮(zhèn)化的進程和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展程度，使該地勞動力市場的吸引力下降0.75個單位；在模型5中，除了腐敗程度與余額變量的交叉項系數(shù)，其他變量的系數(shù)均通過顯著性檢驗，且與預(yù)期作用方向一致。

四、結(jié)論與政策建議

本研究利用1988—2019年我國各地腐敗程度的面板數(shù)據(jù)，從理論和實證兩方面考察了區(qū)域間腐敗程度的差異與各地勞動力市場對勞動力吸引力之間的關(guān)系。經(jīng)上述分析，現(xiàn)得出以下結(jié)論，并給出相應(yīng)的政策建議。

(一)結(jié)論

1.腐敗加劇了人力資本的外流。區(qū)域間呈現(xiàn)出相對腐敗程度低、人力資本流入率高與相對腐敗程度高、人力資本流入率低的分化?；谖覈魇〉母瘮〕潭取⒃谛４髮W(xué)生比、大專及以上人口比等典型事實，我國人口以及人力資本流動在區(qū)域間仍存在較大差異，集聚指數(shù)不減反增，與此同時，各地的相對腐敗程度也出現(xiàn)了分化?；诿姘鍞?shù)據(jù)的實證結(jié)果表明，不管是直接作用還是通過初始人力資本儲備水平、收支余額水平、就業(yè)機會和城鎮(zhèn)化率的間接驅(qū)趕效應(yīng)，腐敗使得勞動力用腳投票，加劇了地區(qū)間人口赤字和人口順差并存以及智力外流的現(xiàn)象，不利于區(qū)域間經(jīng)濟均衡發(fā)展。

2.地區(qū)間腐敗程度的差異導(dǎo)致經(jīng)濟和社會環(huán)境的差異，從而影響人力資本的流動選擇決策。腐敗的持續(xù)惡化，一方面，相較于低腐敗程度地區(qū)公平健全的法律和制度環(huán)境，高腐敗程度地區(qū)由于機會不均等、政府效能低下、公共服務(wù)供給不足、尋租活動泛濫，導(dǎo)致營商環(huán)境惡化等，不利于勞動力和人力資本的競爭；另一方面，加劇了“逃回北上廣”現(xiàn)象，呈現(xiàn)以東部地區(qū)、大城市等低腐敗程度地區(qū)為主的勞動力流動傾向，對城市原有的用工制度和福利體制帶來了巨大沖擊。

3.反腐敗不僅是當(dāng)前的重點政策考量，也會影響地區(qū)的長期增長潛力。反腐敗有利于減弱人口赤字對經(jīng)濟增長的不利影響，留住有競爭力和生產(chǎn)力的人才，為下一步的發(fā)展做人力資本的儲備，擺脫由于腐敗造成人口外流從而削弱經(jīng)濟增長潛力的惡性循環(huán)。從結(jié)果來看，雖然某些腐敗活動具有配置資源的作用，但這種正面的作用只是局部的，從總體上看不利于經(jīng)濟增長。

(二)政策建議

1.堅定不移地保持高壓反腐態(tài)勢?！按蚧⑴南壂C狐”，讓高壓反腐成為中國政治的新常態(tài)，對腐敗一票否決并追究到底，從源頭上杜絕腐敗。完善反腐宣傳機制、監(jiān)督機制和法律約束機制建設(shè)，積極推進黨風(fēng)廉政教育、突出反腐宣傳。一方面，提高公職人員自覺性; 另一方面，讓反腐敗深入民心，形成人人有責(zé)的格局。此外，還要加強法律監(jiān)督、行政監(jiān)督及群眾監(jiān)督等，制定監(jiān)督配套措施，強化反腐辦案制度和法律懲處力度。讓震懾效應(yīng)深入各級政府部門的公職人員，使他們時刻警惕自身行為。

2.繼續(xù)深化市場化改革，處理好政府與市場的關(guān)系。進一步提升市場化水平，積極推進法制建設(shè)，健全統(tǒng)一開放、公平競爭的現(xiàn)代市場化體系，加快簡政放權(quán)和政府職能轉(zhuǎn)換，建立權(quán)力負面清單。推動勞動力、資本、 技術(shù)及土地等要素市場發(fā)展，破除要素流動的體制機制障礙，加快要素自由流動及提高要素配置效率，提升要素市場服務(wù)現(xiàn)代化經(jīng)濟建設(shè)的水平。完善要素定價機制，減少要素價格扭曲。此外，要減少地方保護和行政壟斷，促進統(tǒng)一市場的形成，構(gòu)建公平、競爭和有序的市場環(huán)境。

3.政府的最優(yōu)反腐策略應(yīng)基于人力資本外流的實際，對反腐的財政和政策資源加以合理利用。加強對人力資本外流嚴(yán)重地區(qū)以及具體性產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域的針對性反腐，進一步加強對上述地區(qū)企業(yè)設(shè)置和項目審批的審核，部分審批權(quán)可以通過公開招標(biāo)、分開拍賣等手段實行；對其他地區(qū)的企業(yè)采用登記制、注冊制和備案制等方式進行監(jiān)管，反腐的重點應(yīng)更為注重法律體系以及檢察紀(jì)檢系統(tǒng)的建立和完善，在制度層面將腐敗限制在較低的水平上。

4.注重對本地勞動力市場勞動者收入分配公平感的考量，增加城市群體的融合度。加快戶籍制度改革步伐，逐步剝離附加在戶籍制度上的各種利益，實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化、基本公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化。具體而言，應(yīng)當(dāng)盡量放開有條件的二線城市的戶籍，積極有序地放開一線城市的戶籍，敞開小城市、縣城的“城門”，讓農(nóng)民自由進城。