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        腐敗與大眾創(chuàng)業(yè)的非線性關(guān)系研究

        2018-11-02 09:58:32賀建風(fēng)陳茜儒
        關(guān)鍵詞:大眾創(chuàng)業(yè)金融發(fā)展腐敗

        賀建風(fēng) 陳茜儒

        摘要:本文基于我國1999—2011年的省級面板數(shù)據(jù),以金融發(fā)展為門限變量,構(gòu)建Hansen門限模型,探討腐敗與大眾創(chuàng)業(yè)之間的非線性關(guān)系。研究表明:腐敗程度提高對創(chuàng)業(yè)活動會產(chǎn)生顯著的抑制作用,且存在金融發(fā)展的雙重門限效應(yīng)。在低水平金融發(fā)展區(qū)制中,腐敗對創(chuàng)業(yè)的負(fù)效應(yīng)十分顯著,但隨著金融發(fā)展水平的提升,這種負(fù)效應(yīng)顯著減小甚至不明顯。在不同的創(chuàng)業(yè)形式中,公司制比個體戶需要更高的金融發(fā)展門限值才能弱化腐敗對創(chuàng)業(yè)的負(fù)效應(yīng)。進一步的區(qū)域分析結(jié)果顯示,相比東部地區(qū),中西部地區(qū)的金融發(fā)展門限值更高。根據(jù)金融發(fā)展有利于弱化腐敗對創(chuàng)業(yè)負(fù)向效應(yīng)的結(jié)論,為推動大眾創(chuàng)業(yè),政府堅持做好反腐工作的同時,還應(yīng)加強區(qū)域金融發(fā)展水平的協(xié)同共進。

        關(guān)鍵詞:腐??;大眾創(chuàng)業(yè);金融發(fā)展;門限模型;非線性關(guān)系

        文獻標(biāo)識碼:A文章編號:1002-2848-2018(03)-0075-11

        一、 引 言

        創(chuàng)業(yè)活動對于增加就業(yè)、促進經(jīng)濟發(fā)展和社會進步均能產(chǎn)生積極的作用。近年來,中國經(jīng)濟進入轉(zhuǎn)型發(fā)展期,在“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”①的新時代背景下,創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動受到廣泛關(guān)注,大眾創(chuàng)業(yè)的熱情不斷高漲,創(chuàng)業(yè)活躍度大幅提升。清華大學(xué)發(fā)布的《全球創(chuàng)業(yè)觀察2015/2016中國報告》顯示,目前中國的早期創(chuàng)業(yè)活動指數(shù)②為12.84%,比大多數(shù)創(chuàng)新驅(qū)動國家③更為活躍。2018年中國政府再次強調(diào)創(chuàng)業(yè)發(fā)展,致力于打造“雙創(chuàng)升級版”④。為推動民間的創(chuàng)業(yè)活動發(fā)展,中央和地方政府部門多管齊下采取了全方位的激勵措施,成效顯著。針對創(chuàng)業(yè)的具體影響因素,學(xué)術(shù)界也在不斷進行研究。現(xiàn)有研究通常分別從微觀方面的個人基本特征、教育狀況、婚姻和家庭背景、房產(chǎn)擁有情況等以及宏觀方面的經(jīng)濟發(fā)展水平、市場化進程、行業(yè)壟斷等視角進行探索,對于腐敗因素如何影響創(chuàng)業(yè)的研究還不夠深入。

        腐敗是人類社會歷史過程中普遍存在的現(xiàn)象。對于處在經(jīng)濟社會從計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟逐漸過渡的中國來說,腐敗問題在很長一段時間內(nèi)都比較突出。據(jù)透明國際最新公布的《2016年全球清廉指數(shù)排名》可知,中國清廉指數(shù)得分僅為40分,低于全球平均水平,排在第80位,反映出目前中國的腐敗程度依然很嚴(yán)重。黨的十八大以來,中央政府加大了對腐敗的打擊力度,很多政府高官和國企高管因腐敗問題被查處。據(jù)統(tǒng)計,2003—2012年平均每年被查處的副廳級以上干部僅有30人,但2013年猛增至186人,2014年甚至高達380人之多。高壓反腐持續(xù)開展的新環(huán)境下,創(chuàng)業(yè)活動的發(fā)展將可能受到正反兩方面的影響,一方面反腐敗為市場機制的公開、透明和規(guī)范運行提供了保證,有利于提供良好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境和公平的競爭機會;另一方面官員利用為創(chuàng)業(yè)提供便利而獲取權(quán)力租金變得困難,很多官員傾向于不作為,部分違規(guī)企業(yè)難以借助政治優(yōu)勢規(guī)避政府管制,一定程度上打擊了這些企業(yè)家創(chuàng)業(yè)的積極性。腐敗與創(chuàng)業(yè)的關(guān)系到底是怎樣的,是值得我們深入探究的。

        在過去的二十多年里,腐敗與創(chuàng)業(yè)之間的關(guān)系受到越來越多國內(nèi)外學(xué)者的重視。已有的研究常基于理論層面開展論述,實證研究為數(shù)并不多,而且多基于兩者之間簡單的線性關(guān)系進行檢驗,由于所選數(shù)據(jù)或使用方法的差異,實證所得出的結(jié)論并未達成一致的看法。針對外在體制差異如何影響腐敗與創(chuàng)業(yè)的關(guān)系,學(xué)者們分別從企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、市場化進程、制度環(huán)境、政府官員協(xié)調(diào)度等角度開展研究[1-3]。除了以上提及的因素之外,金融發(fā)展水平也是造成這種差異的重要因素之一。金融發(fā)展水平的提高不僅能夠推動制度進步和市場交易透明化,弱化政府對資源的配置能力,進而減少政府官員在創(chuàng)業(yè)過程中的暗箱操作,還可以為初始資金受約束的企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)活動提供外部融資。

        鑒于此,本文試圖從金融發(fā)展的視角,運用門限模型檢驗我國腐敗與創(chuàng)業(yè)之間的非線性關(guān)系。文章可能的貢獻主要有三個方面:第一,在發(fā)展中國家,腐敗對創(chuàng)業(yè)活動產(chǎn)生極其重要的影響,然而在已有的眾多研究創(chuàng)業(yè)影響因素的文獻中,從腐敗這一角度進行實證分析的并不多見,本文將彌補國內(nèi)在這方面研究的不足。第二,以往的研究從理論角度設(shè)定腐敗對創(chuàng)業(yè)的影響效應(yīng),常常提出“非正即負(fù)”的結(jié)論,未能考慮不同體制下可能出現(xiàn)的影響差異,本文從非線性關(guān)系視角來研究腐敗與創(chuàng)業(yè)的關(guān)系,首次考察了二者之間存在的金融發(fā)展門限效應(yīng)。第三,與以往對創(chuàng)業(yè)活動影響因素的研究相比,本文的研究更為細化和全面,在創(chuàng)業(yè)概念上,將創(chuàng)業(yè)者進一步界定為新進入市場的企業(yè)主或個體戶;在實證分析中,在全國樣本實證的基礎(chǔ)上,還按照東、中、西三個區(qū)域進行深入比較分析。

        二、 文獻綜述

        針對腐敗與創(chuàng)業(yè)及經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系,理論界大致存在三種看法。首先是“腐敗有效論”,認(rèn)為腐敗是創(chuàng)業(yè)的“潤滑劑”和“保護費”。一方面,在規(guī)章制度較為煩瑣的發(fā)展中國家,行賄等腐敗行為有助于企業(yè)家在創(chuàng)業(yè)過程中避開無效率的政府行政管制,并且得到優(yōu)先獲取資源或是降低市場準(zhǔn)入條件的資格,這樣腐敗就發(fā)揮著“潤滑劑”的作用,為企業(yè)家創(chuàng)業(yè)提供便利進而促進經(jīng)濟增長[4-7]。另一方面,市場機制尚不完善的經(jīng)濟體往往伴隨著體制的頻繁更改和政策的非連貫性,處于這種環(huán)境的企業(yè)通過賄賂的方式可以降低政府行為帶來的潛在風(fēng)險,以確保在未來致力于創(chuàng)新和發(fā)展,腐敗就變相地成為創(chuàng)業(yè)的“保護費”。但目前關(guān)于“腐敗有效論”的研究大多僅限于理論層面,極少通過實證進行檢驗。

        與“腐敗有效論”對立的觀點是“腐敗有害論”。早期的尋租理論認(rèn)為貪污、腐敗、賄賂等形式的尋租行為不僅導(dǎo)致社會資源的大量浪費,而且降低了經(jīng)濟的運行效率和社會福利水平[8-9]。此外,由于尋租活動比從事生產(chǎn)活動更容易獲得資源并提高收益,因此許多從事生產(chǎn)活動的人才會放棄生產(chǎn)活動而選擇尋租[10],這樣腐敗現(xiàn)象必然打擊企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)活動。20世紀(jì)90年代以后,“腐敗有害論”在實證方面得到進一步證實,發(fā)現(xiàn)腐敗會扭曲資源配置,阻礙有能力卻無政治關(guān)系的企業(yè)進入市場[11-12]。Baumol[13]的理論研究表明,普遍存在的腐敗會扭曲資源配置從而減少創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動,主要是因為相比較創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動而言,腐敗降低了生產(chǎn)性收入?yún)s增加了非生產(chǎn)性尋租活動的回報。Mauro[11]發(fā)現(xiàn)腐敗造成了大量的資源浪費,不利于企業(yè)投資和經(jīng)濟增長,阻礙了資本的流入,而這些影響都會阻礙企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)活動。腐敗不僅對創(chuàng)業(yè)活動所需的各種資源配置產(chǎn)生了負(fù)效應(yīng),也對企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)傾向和動機產(chǎn)生了不利影響。Acemoglu[4]的研究表明腐敗會影響企業(yè)家的才能配置,如果賄賂官員能夠帶來大量的經(jīng)濟利益,將誘使企業(yè)家放棄創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動而選擇尋租等非生產(chǎn)性活動。以上實證研究在分析腐敗與創(chuàng)業(yè)關(guān)系的基礎(chǔ)上,進一步說明了腐敗影響創(chuàng)業(yè)的內(nèi)在機制,如腐敗對資源配置、企業(yè)融資、企業(yè)家才能配置等的影響。

        還有觀點認(rèn)為腐敗對創(chuàng)業(yè)活動的影響是否有利,取決于特定的外部環(huán)境。這種觀點認(rèn)為腐敗與創(chuàng)業(yè)之間具有復(fù)雜的非線性關(guān)系。Méndez等[14]研究發(fā)現(xiàn),腐敗的發(fā)生率會影響腐敗與創(chuàng)業(yè)之間的關(guān)系。在腐敗發(fā)生率較高時,腐敗會損害企業(yè)家精神;腐敗發(fā)生率較低時,腐敗則會促進企業(yè)家精神發(fā)展。Faccio[15]發(fā)現(xiàn)企業(yè)家是否借助政治關(guān)系進行創(chuàng)業(yè),往往會隨著法律體系完善程度、司法獨立程度、外資進入難易程度等因素的變化而發(fā)生改變。Dong等[16]利用中國的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),腐敗對創(chuàng)業(yè)活動的影響存在不確定性,在特定的制度環(huán)境下,腐敗對創(chuàng)業(yè)的影響可能是正負(fù)雙面效應(yīng)平衡的結(jié)果。Aidt[17]的研究表明,僅在體制存在缺陷的國家里腐敗才有益于創(chuàng)業(yè)活動。此外,也有一些研究深入探究腐敗與創(chuàng)業(yè)之間非線性關(guān)系的根源。杜巨瀾[18]采用國際透明度指數(shù)和各國分散持股比例研究了腐敗對企業(yè)融資模式造成的影響,結(jié)果表明腐敗會影響企業(yè)融資模式,導(dǎo)致公司治理惡化,外部融資縮減。余明桂[1]證實了“政治關(guān)系的貸款效應(yīng)”的存在,發(fā)現(xiàn)政治關(guān)系為企業(yè)貸款提供了便利,提高了企業(yè)貸款額度并延長了貸款期限。李后建[2]通過構(gòu)建腐敗與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)精神之間的非線性關(guān)系模型,發(fā)現(xiàn)二者之間存在市場化進程的門檻效應(yīng)。

        已有文獻大多討論了腐敗對以創(chuàng)業(yè)活動為代表的經(jīng)濟發(fā)展的可能作用結(jié)果,也有一些研究在腐敗對創(chuàng)業(yè)的具體影響路徑上進行探索,如前文提到的規(guī)避無效率管制,增加尋租成本等,并提出了腐敗對創(chuàng)業(yè)影響的外部環(huán)境決定論。具體而言還存在以下幾個問題需要進一步完善:一是多數(shù)學(xué)者的研究重點在于腐敗對企業(yè)家精神或企業(yè)家才能的影響,或者將研究對象轉(zhuǎn)向已成立企業(yè)的融資行為,少有研究專門分析腐敗對市場中新創(chuàng)企業(yè)的影響。本文將關(guān)注腐敗對新創(chuàng)企業(yè)的影響。二是雖然部分學(xué)者談及腐敗對企業(yè)的市場準(zhǔn)入影響,但僅基于理論層面的分析,本文將從實證研究的視角加以補充。三是學(xué)者們提到了腐敗程度本身、法律體系、制度環(huán)境等會導(dǎo)致腐敗對創(chuàng)業(yè)的影響差異,還沒有學(xué)者考慮到金融發(fā)展水平對腐敗與創(chuàng)業(yè)關(guān)系的影響。本文將選取金融發(fā)展為門限變量,深入探討腐敗與創(chuàng)業(yè)之間的金融發(fā)展門限問題,對以上提到的腐敗影響創(chuàng)業(yè)的第三種觀點加以完善。

        三、 變量選擇與模型設(shè)定

        (一)變量與數(shù)據(jù)

        本文主要的研究問題是腐敗對創(chuàng)業(yè)活動的影響效應(yīng),結(jié)合門限回歸理論模型的設(shè)定結(jié)構(gòu),變量包括被解釋變量、重要解釋變量、門限變量和控制變量幾個方面。

        (1)被解釋變量:創(chuàng)業(yè)活躍度。在以往的實證研究中,國內(nèi)外學(xué)者多采用私營企業(yè)就業(yè)人數(shù)比總就業(yè)人數(shù)來衡量地區(qū)的創(chuàng)業(yè)精神或創(chuàng)業(yè)水平。但由于本文考察的是腐敗對企業(yè)(或個體戶)能否進入市場的影響,對創(chuàng)業(yè)的衡量主要采用新增的企業(yè)或創(chuàng)業(yè)人數(shù)。私營企業(yè)數(shù)、私營企業(yè)就業(yè)人數(shù)、個體戶數(shù)和個體戶就業(yè)人數(shù)等四個指標(biāo)取自《中國統(tǒng)計年鑒》,利用當(dāng)年私營企業(yè)數(shù)與上年私營企業(yè)數(shù)的差值得到當(dāng)年新增私營企業(yè)數(shù),其余三個指標(biāo)做同樣處理得到新增私營企業(yè)就業(yè)人數(shù)、新增個體戶數(shù)和新增個體戶就業(yè)人數(shù)。據(jù)此,我們構(gòu)造了寬口徑創(chuàng)業(yè)變量,定義為“新增企業(yè)數(shù)(ent)”“新增企業(yè)就業(yè)人數(shù)(ent_p)”,分別是新增私營企業(yè)數(shù)和新增個體戶數(shù)之和、新增私營企業(yè)就業(yè)人數(shù)和新增個體戶就業(yè)人數(shù)之和。為進一步分析腐敗對不同創(chuàng)業(yè)類型的影響,我們細分為窄口徑的公司制和個體戶兩種類型的創(chuàng)業(yè)變量,分別定義為“新增私營企業(yè)數(shù)(pte)”“新增私營企業(yè)就業(yè)人數(shù)(pte_p)”“新增個體戶數(shù)(ind)”和“新增個體戶就業(yè)人數(shù)(ind_p)”。

        (2)重要解釋變量:腐敗程度(corr)。腐敗的一般解釋是“利用政府權(quán)力或資源以獲得私人收益”[17]。中國法律對腐敗沒有明確界定,但對貪污和受賄分別定義如下:“國家工作人員利用職務(wù)上的便利,侵吞、竊取、騙取或者以其他手段非法占有公共財物的,是貪污罪”“國家工作人員利用職務(wù)上的便利,索取他人財物的,或者非法收受他人財物,為他人謀取利益的,是受賄罪”。本文采用貪腐瀆職立案數(shù)來界定腐敗程度,利用每萬公職人員涉案數(shù)(貪腐瀆職立案數(shù)/當(dāng)?shù)毓毴藛T數(shù))來衡量各地區(qū)的腐敗程度。其中貪腐瀆職立案數(shù)來自相應(yīng)年份《中國檢察年鑒》中各地區(qū)人民檢察院的年度工作報告,當(dāng)?shù)毓毴藛T數(shù)來自相應(yīng)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》。

        (3)門限變量:金融發(fā)展(fd)。關(guān)于衡量金融發(fā)展的指標(biāo),學(xué)者們有不同的看法,國外大部分研究者采用戈氏指標(biāo)(全部金融資產(chǎn)/GDP)和麥?zhǔn)现笜?biāo)(M2/GDP)衡量金融發(fā)展水平,但由于中國缺乏各地區(qū)金融資產(chǎn)和M2的統(tǒng)計數(shù)據(jù),只能利用人民幣存貸款余額與GDP之比來衡量金融發(fā)展水平。人民幣存貸款余額數(shù)據(jù)來自《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》和《中國城市統(tǒng)計年鑒》,GDP數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。

        (4)控制變量:由于影響創(chuàng)業(yè)的因素比較多,為避免因控制變量過多而產(chǎn)生多重共線性的問題,本文選擇彼此間相關(guān)系數(shù)不高的貿(mào)易開放程度(open)、教育年限(edu)、交通基礎(chǔ)設(shè)施(traffic)和城市化水平(urban)作為主要控制變量。貿(mào)易開放程度是衡量一個國家或地區(qū)市場對外開放程度的基本指標(biāo),由于Dahlander等[19]指出經(jīng)濟體中的貿(mào)易開放程度對創(chuàng)業(yè)活動具有關(guān)鍵性影響,本文將貿(mào)易開放程度(open)作為控制變量,納入回歸模型,利用進出口貿(mào)易額與名義GDP的比值來衡量,相關(guān)數(shù)據(jù)來源于相應(yīng)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》。教育年限(edu)是指全國6歲以上人口平均受教育年限,它根據(jù)傳統(tǒng)計算方法加權(quán)平均計算得到,相關(guān)數(shù)據(jù)來源于相應(yīng)年份全國人口變動情況抽樣調(diào)查樣本數(shù)據(jù),其中2000年和2010年的數(shù)據(jù)分別為第五次和第六次全國人口普查匯總的當(dāng)年11月1日零時數(shù)。交通基礎(chǔ)設(shè)施(traffic)采用鐵路和公路運輸總里程之和比年末總?cè)丝跀?shù)來衡量。城市化水平(urban)采用地區(qū)城鎮(zhèn)人口數(shù)比常住總?cè)丝跀?shù)來衡量。原始數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。

        由于1998年我國大刀闊斧進行國企改革,大量政府官員和國企高管的權(quán)力配置出現(xiàn)控制權(quán)和行政權(quán)縮小的現(xiàn)象,因此在1998年之后,國家工作人員腐敗現(xiàn)象在很大程度上得以減少;2012年中央開始加大反腐力度,此后年份國家工作人員腐敗立案數(shù)激增,這并不能說明此后幾年腐敗程度更加突出,腐敗的數(shù)據(jù)與2012年之前不具有可比性。考慮到與1998年之前和2012年之后的腐敗數(shù)據(jù)相比,1999—2011年這13年的數(shù)據(jù)更具穩(wěn)定性,本文主要采用1999—2011年的省級面板數(shù)據(jù)進行實證分析,數(shù)據(jù)主要來源于相應(yīng)年份《中國統(tǒng)計年鑒》《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》《中國城市統(tǒng)計年鑒》和《中國檢察年鑒》。表1給出了各個變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

        (二)模型設(shè)定

        借鑒Hansen[20]提出的門限回歸模型,為了考察腐敗和創(chuàng)業(yè)之間的關(guān)系是否存在金融發(fā)展的門限效應(yīng),這里以金融發(fā)展水平作為門限變量,設(shè)定腐敗與創(chuàng)業(yè)的單門限面板模型為:

        首先,對門限回歸進行參數(shù)估計。在給定某一門限值的情況下,采用個體固定效應(yīng)模型對式(2)進行估計。根據(jù)Chan[21]的研究,本文從所有可能的金融發(fā)展門限值γ中選擇使得回歸模型的殘差平方和Sn(γ)最小的[AKγ^]作為估計值,并采用格柵搜索法(Grid Search)對門限值進行估計。

        接下來,對金融發(fā)展門限效應(yīng)的顯著性進行檢驗,原假設(shè)為H0:β1=β2,對應(yīng)備擇假設(shè)為H1:β1≠β2。當(dāng)門限效應(yīng)不存在時,在原假設(shè)的條件下門限參數(shù)無法識別。Hansen[22]提出采用自抽樣法(Bootstrap)來構(gòu)造漸進分布進而得到相應(yīng)概率P值可以解決這一問題。因此本文采用Hansen[22]的LM檢驗考察腐敗與創(chuàng)業(yè)之間的金融發(fā)展門限效應(yīng)是否顯著存在,檢驗統(tǒng)計量為:

        在原假設(shè)成立的條件下,表明腐敗與創(chuàng)業(yè)之間不存在金融發(fā)展門限效應(yīng),二者為線性關(guān)系。如果拒絕則認(rèn)為存在金融發(fā)展門限效應(yīng),接下來進一步檢驗門限估計值的真實性,確定金融發(fā)展門限值的置信區(qū)間,即檢驗[AKγ^]=γ0,似然比檢驗統(tǒng)計量為:

        對式(5)的估計是在確定單一門限條件下再估計金融發(fā)展的第二個門限,其估計和檢驗過程與單門限相同,門限值的估計值為使式(5)的殘差平方和最小的門限值γ2。雙門限效應(yīng)檢驗的原假設(shè)為H3:存在唯一門限;備擇假設(shè)為H4:存在兩個門限。如果檢驗結(jié)果存在雙門限效應(yīng),則可重復(fù)上述的門限估計和檢驗過程,直至對應(yīng)的門限效應(yīng)不再顯著,可確定金融發(fā)展門限值的個數(shù)。

        基于上述門限效應(yīng)檢驗方法,采用我國1999—2011年的面板數(shù)據(jù)對金融發(fā)展門限效應(yīng)進行檢驗,結(jié)果見表2。不同被解釋變量模型的單一門限效應(yīng)均在1%的顯著性水平下存在,因此金融發(fā)展水平的門限效應(yīng)不容忽視。進一步的雙重門限檢驗結(jié)果反映,分別以新增企業(yè)就業(yè)人數(shù)和新增企業(yè)數(shù)為被解釋變量的模型,雙重門限在1%顯著性水平下存在;新增企業(yè)數(shù)、新增個體戶數(shù)和新增個體戶就業(yè)人數(shù)三個模型的雙重門限顯著性水平為5%;新增私營企業(yè)就業(yè)人數(shù)模型的雙重門限效應(yīng)也在10%的顯著性水平下顯著;除新增私營企業(yè)數(shù)模型外,其余模型的三重門限效應(yīng)都不顯著。綜合以上門限效應(yīng)檢驗結(jié)果,本文擬采用雙重門限模型進行面板數(shù)據(jù)回歸分析。

        四、 實證結(jié)果分析

        (一)全樣本回歸結(jié)果分析

        為了能夠更全面地分析腐敗對各類型創(chuàng)業(yè)活動的影響,本文將創(chuàng)業(yè)變量分為寬口徑和窄口徑兩個維度,其中寬口徑泛指所有的創(chuàng)業(yè)活動,包括私營企業(yè)和個體戶;窄口徑則是將兩者分開來討論。此外,在討論新建企業(yè)數(shù)量的同時,也將新增就業(yè)人數(shù)納入被解釋變量進行回歸分析,具體的結(jié)果見表3。

        全樣本門限估計結(jié)果表明:腐敗對創(chuàng)業(yè)活動呈顯著的負(fù)向影響的情況居多,兩者之間的關(guān)系存在非線性的金融發(fā)展門限效應(yīng)。從寬口徑創(chuàng)業(yè)的回歸結(jié)果來看,兩個門限估計值([AKγ^])分別為1.6071和2.1628,將樣本劃分為低水平金融發(fā)展區(qū)制(fd≤[AKγ^]1)、中等水平金融發(fā)展區(qū)制([AKγ^]1[AKγ^]2)三部分,各部分的樣本數(shù)分別為26、134和243。在金融發(fā)展水平低于1.6071時,腐敗對新增企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)為-1.2157,在1%的顯著性水平下顯著;當(dāng)金融發(fā)展水平位于1.6071和2.1628之間時,腐敗對新增企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)為-0.6360,系數(shù)的絕對值下降了將近一半,且在1%的顯著性水平下顯著;當(dāng)金融發(fā)展水平高于2.1628時,腐敗對新增企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)為-0.4026,在5%的顯著性水平下顯著。隨著金融發(fā)展水平的提高,腐敗對新增企業(yè)數(shù)的負(fù)向影響程度不斷減弱,這種負(fù)效應(yīng)的顯著性也明顯降低。類似的,在金融發(fā)展水平低于1.6071時,腐敗對新增企業(yè)就業(yè)人數(shù)的影響系數(shù)為-3.0367,在1%的顯著性水平下顯著;當(dāng)金融發(fā)展水平位于1.6071和1.9812之間時,腐敗對新增企業(yè)就業(yè)人數(shù)的影響系數(shù)為-1.5402,系數(shù)絕對值同樣下降近一半;當(dāng)金融發(fā)展水平高于1.9812時,腐敗對新增企業(yè)就業(yè)人數(shù)的影響不再顯著。這表明當(dāng)金融發(fā)展水平較高時,腐敗對新增企業(yè)就業(yè)人數(shù)的負(fù)效應(yīng)并不明顯。

        據(jù)窄口徑公司制創(chuàng)業(yè)的回歸結(jié)果可知,新增私營企業(yè)模型的門限值([AKγ^])分別為1.9344和3.7814,樣本數(shù)分別為104、227和22。在金融發(fā)展水平低于1.9344時,腐敗對新增私營企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)為-0.0602,在10%的顯著性水平下顯著;當(dāng)金融發(fā)展水平位于1.9344和3.7814之間時,負(fù)向影響效應(yīng)下降近一半,僅為-0.0348,金融發(fā)展水平高于3.7814之后,腐敗對新增私營企業(yè)數(shù)的影響并不顯著。就新增私營企業(yè)就業(yè)人數(shù)而言,門限值([AKγ^])的數(shù)值分別為1.5837和1.911,樣本數(shù)分別為19、75和309。在金融發(fā)展水平低于1.5837時,腐敗對新增企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)為-0.6255,在1%的顯著性水平下顯著;當(dāng)金融發(fā)展水平高于1.5837時,腐敗對新增私營企業(yè)就業(yè)人數(shù)的影響不再顯著。就窄口徑個體戶創(chuàng)業(yè)的回歸結(jié)果來看,新增個體戶模型的門限值([AKγ^])分別為1.6071和2.1682,樣本數(shù)分別為26、134和243。在金融發(fā)展水平低于1.6071時,腐敗對新增個體戶數(shù)量的影響系數(shù)為-1.156,在1%的顯著性水平下顯著;當(dāng)金融發(fā)展水平位于1.6071和2.1682之間時,腐敗對新增個體戶數(shù)量的影響系數(shù)為-0.5957;當(dāng)金融發(fā)展水平高于2.1682時,腐敗對新增個體戶數(shù)量的影響系數(shù)為-0.3756,在5%的顯著性水平下顯著。相比低水平金融發(fā)展區(qū)制,高水平金融發(fā)展區(qū)制中的新增個體戶數(shù)量受到腐敗的負(fù)向影響大幅減弱,顯著性水平也有所下降。從新增個體戶就業(yè)人數(shù)來看,門限值([AKγ^])分別為1.6071和2.215,樣本數(shù)分別為26、143和234。在金融發(fā)展水平低于1.6071時,腐敗對新增個體戶就業(yè)人數(shù)的影響系數(shù)為-3.0453;當(dāng)金融發(fā)展水平位于1.6071和2.215之間時,腐敗對新增個體戶就業(yè)人數(shù)的影響系數(shù)為-1.5415;當(dāng)金融發(fā)展水平高于2.215時,腐敗對新增個體戶就業(yè)人數(shù)的影響系數(shù)為-0.9528,不僅顯著性逐級降低,腐敗對新增私營企業(yè)就業(yè)人數(shù)負(fù)向效應(yīng)也呈現(xiàn)很大幅度的削弱。

        就控制變量的回歸系數(shù)而言,對外開放程度、受教育水平、交通基礎(chǔ)設(shè)施和城市化率對創(chuàng)業(yè)都發(fā)揮著正向推動作用,大多數(shù)結(jié)果均顯著,這些結(jié)論與已有文獻的發(fā)現(xiàn)基本一致。最后需要指出的是,腐敗對寬口徑創(chuàng)業(yè)的新增企業(yè)數(shù)以及窄口徑中的新增個體戶數(shù)影響的金融發(fā)展第一門限值都為1.6071,第二門限值分別為2.1682和2.215,而對新增私營企業(yè)數(shù)的硬性的金融發(fā)展第一門限值為1.9344,第二門限值為3.7814。這反映出相比個體戶形式的創(chuàng)業(yè)而言,私營企業(yè)面臨更復(fù)雜的市場機制和更煩瑣的準(zhǔn)入流程,需要更加寬松自由的創(chuàng)業(yè)環(huán)境和更高水平的金融發(fā)展。

        以上全樣本的回歸結(jié)果表明:第一,腐敗對創(chuàng)業(yè)有顯著的負(fù)面影響,腐敗的存在會阻礙包括私營以及個體等不同形式的創(chuàng)業(yè)。第二,隨著金融發(fā)展水平的提高,腐敗對創(chuàng)業(yè)的負(fù)向影響效應(yīng)會大幅減弱,甚至出現(xiàn)影響不顯著的情況??赡艿脑蚴?,金融發(fā)展落后會導(dǎo)致產(chǎn)品和信用市場更加不發(fā)達,支配市場發(fā)展的制度欠缺,政府對經(jīng)濟資源有更強的支配力,所以在金融發(fā)展水平較低時,腐敗對創(chuàng)業(yè)的影響更大也更為顯著;而當(dāng)金融發(fā)展到一定水平時,政府對經(jīng)濟資源的支配力受到更加完善的市場機制的約束,此時金融發(fā)展會弱化腐敗對創(chuàng)業(yè)的負(fù)效應(yīng),為企業(yè)家創(chuàng)業(yè)提供更加合理公平的市場環(huán)境。

        (二)分區(qū)域樣本回歸結(jié)果分析

        我國幅員遼闊,區(qū)域發(fā)展極不平衡,在東、中、西部不同程度的金融發(fā)展水平下,腐敗對創(chuàng)業(yè)的影響也會存在一定的差異。因此,我們根據(jù)中國統(tǒng)計局2017年公布的區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)將全國樣本分為東、中、西三個子樣本。對各自的寬口徑創(chuàng)業(yè)的回歸結(jié)果見表4。

        根據(jù)回歸結(jié)果可知,東、中、西部地區(qū)的創(chuàng)業(yè)影響情況與全國樣本類似,均與該地區(qū)腐敗程度存在非線性的金融發(fā)展門限效應(yīng)。在東部地區(qū),新增企業(yè)數(shù)的模型中金融發(fā)展水平門限值([AKγ^])分別為1.6439和2.0323,在金融發(fā)展水平低于1.6439時,腐敗對新增企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)為-2.2098,在1%的顯著性水平下顯著;當(dāng)金融發(fā)展水平位于1.6439和2.0323之間時,腐敗對新增企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)為-0.9038;當(dāng)金融發(fā)展水平高于-2.0323時,腐敗對新增企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)為-0.5774,且僅在10%的顯著性水平下顯著。當(dāng)金融發(fā)展水平較高時,腐敗對新增企業(yè)數(shù)的影響程度較低水平金融發(fā)展程度時出現(xiàn)大幅減弱,下降了約73.87%,并且顯著性水平也降低。東部地區(qū)的新增企業(yè)就業(yè)人數(shù)受到腐敗因素的影響情況與此類似,以金融發(fā)展水平1.6439和1.9881為界,分為金融發(fā)展水平高、中、低三個區(qū)制。與低水平金融發(fā)展區(qū)制相比,高水平金融發(fā)展區(qū)制中腐敗對新增企業(yè)就業(yè)人數(shù)的影響下降了84.29%,顯著性水平也由極為顯著變?yōu)椴伙@著。

        在中部地區(qū),新增企業(yè)數(shù)的模型中金融發(fā)展水平的門限值([AKγ^])分別為1.7786和2.4046,在金融發(fā)展水平低于1.7786時,腐敗對新增企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)為-0.9078,在1%的顯著性水平下顯著;當(dāng)金融發(fā)展水平位于1.7786和2.4046之間時,腐敗對新增企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)為-0.6998,在1%的顯著性水平下顯著;當(dāng)金融發(fā)展水平在2.4046之上時,腐敗對新增企業(yè)數(shù)的影響下降了約47.95%,并且顯著性水平也有所降低。同樣,腐敗對新增企業(yè)就業(yè)人數(shù)影響系數(shù)也因金融發(fā)展水平的不同存在較大差異,在高水平金融發(fā)展區(qū)制中,腐敗對新增創(chuàng)業(yè)人數(shù)的影響系數(shù)比在低水平金融發(fā)展區(qū)制中下降了約65.76%,顯著性水平也由極為顯著變?yōu)椴伙@著。

        在西部地區(qū),新增企業(yè)數(shù)的模型中金融發(fā)展水平的門限值([AKγ^])分別為2.1848和2.6206,在金融發(fā)展水平低于2.1848時,腐敗對新增企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)為-0.6247,在1%的顯著性水平下顯著;當(dāng)金融發(fā)展水平位于2.1848和2.6206之間時,腐敗對新增企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)為-0.0910,在10%的顯著性水平下顯著;當(dāng)金融發(fā)展水平在2.1848之上時,腐敗對新增企業(yè)數(shù)的影響系數(shù)降低62.7%,并且顯著性水平也由極為顯著變?yōu)椴伙@著。類似的,在西部地區(qū),金融發(fā)展水平較高時,腐敗對新增企業(yè)就業(yè)人數(shù)的影響系數(shù)比在金融發(fā)展水平較低時的影響系數(shù)的絕對值下降了99.03%,顯著性水平也由極為顯著變?yōu)椴伙@著。

        通過以上分析,東、中、西部地區(qū)的腐敗程度對該地區(qū)的創(chuàng)業(yè)均存在金融發(fā)展雙重門限效應(yīng),其中西部地區(qū)的門限值最大,中部地區(qū)次之,東部地區(qū)最小。我國東部地區(qū)由于對外開放程度高,教育資源豐富,交通更加便利,創(chuàng)業(yè)環(huán)境更加優(yōu)越,在金融發(fā)展水平達到2.0323時,腐敗對創(chuàng)業(yè)的負(fù)效應(yīng)已經(jīng)顯著降低。相比之下,我國中西部地區(qū),金融發(fā)展水平分別要達到2.4046和2.6206時,腐敗對創(chuàng)業(yè)的負(fù)效應(yīng)才會消失。這說明在政務(wù)透明度較低、市場開放不足的中西部地區(qū),需要更高的金融發(fā)展水平才能弱化腐敗對創(chuàng)業(yè)的負(fù)向效應(yīng)。

        (三)穩(wěn)健性檢驗

        為保證回歸估計結(jié)果的穩(wěn)健性,本文嘗試從以下兩個方面進行穩(wěn)健性檢驗來印證以上回歸結(jié)果的可靠性:第一,將腐敗指標(biāo)替換為貪污瀆職立案數(shù);第二,在回歸中加入市場化指數(shù),以控制各地區(qū)之間存在的市場化程度差異。

        (1)采用不同指標(biāo)衡量腐敗的穩(wěn)健性分析。以貪污瀆職立案數(shù)作為解釋變量的回歸結(jié)果見表5。我們發(fā)現(xiàn):第一,金融發(fā)展水平較低時,腐敗對創(chuàng)業(yè)的負(fù)向影響顯著,而當(dāng)金融發(fā)展水平較高時,腐敗對創(chuàng)業(yè)的負(fù)效應(yīng)降低甚至不再顯著,這與前文的回歸結(jié)論基本一致;第二,各組回歸結(jié)果的門限值與表4的全樣本回歸結(jié)果極為相似,均表明創(chuàng)立私營企業(yè)比個體戶創(chuàng)業(yè)的市場準(zhǔn)入門檻更高,需要更高的金融發(fā)展水平才能充分刺激公司制創(chuàng)業(yè)。

        (2)加入市場化指數(shù)的穩(wěn)健性分析。在模型中加入市場化指數(shù)的回歸結(jié)果見表6?;貧w結(jié)果顯示:第一,腐敗對創(chuàng)業(yè)的影響仍然是非線性的,并且隨著金融發(fā)展水平的提高腐敗對創(chuàng)業(yè)的負(fù)效應(yīng)減弱甚至消失;第二,各組回歸中的門限值與全樣本回歸結(jié)果有所不同,但腐敗對新增私營企業(yè)影響的金融發(fā)展門限值仍然高于對新增個體戶影響的金融發(fā)展門限值。

        綜合上述采用不同指標(biāo)衡量腐敗和加入市場化指數(shù)的穩(wěn)健性分析結(jié)果,腐敗對創(chuàng)業(yè)的金融發(fā)展門限效應(yīng)基本是穩(wěn)健的。

        五、 結(jié)論與政策建議

        本文基于我國1999—2011年的省級面板數(shù)據(jù),以金融發(fā)展為門限變量,運用雙重門限模型考察腐敗對創(chuàng)業(yè)影響的金融發(fā)展門限效應(yīng),得到以下主要結(jié)論:

        (1)我國腐敗程度對大眾創(chuàng)業(yè)的影響存在金融發(fā)展門限效應(yīng)。在低水平金融發(fā)展區(qū)制,腐敗對創(chuàng)業(yè)的負(fù)向影響極為顯著,而在高水平金融發(fā)展區(qū)制里,腐敗對創(chuàng)業(yè)的負(fù)向影響變得極小并且顯著性降低甚至不顯著。這意味著我國腐敗對創(chuàng)業(yè)始終存在負(fù)面影響,而金融發(fā)展水平的提高能夠弱化腐敗對創(chuàng)業(yè)的負(fù)效應(yīng)。

        (2)相比個體戶形式的創(chuàng)業(yè),腐敗對我國公司制創(chuàng)業(yè)影響的金融發(fā)展門限值更高。這說明我國私營企業(yè)面臨更為煩瑣和嚴(yán)格的準(zhǔn)入規(guī)則,受到的準(zhǔn)入限制更大,只有當(dāng)金融發(fā)展到更高水平時,私營企業(yè)形式的創(chuàng)業(yè)受到腐敗的負(fù)向影響才會顯著減弱。

        (3)我國東、中、西部地區(qū)的腐敗程度對大眾創(chuàng)業(yè)影響的金融發(fā)展門限效應(yīng)存在差異。東部地區(qū)金融發(fā)展水平達到1.6439時,對腐敗影響創(chuàng)業(yè)的負(fù)效應(yīng)的弱化已經(jīng)非常顯著,而中西部地區(qū)需要更高的金融發(fā)展水平才能弱化這種負(fù)效應(yīng)。這反映了我國區(qū)域間的經(jīng)濟發(fā)展不平衡,我國中西部地區(qū)的創(chuàng)業(yè)受到來自體制機制、經(jīng)濟環(huán)境等多方面的制約。

        根據(jù)文章的研究結(jié)論,為了更好地推動我國大眾創(chuàng)業(yè)的活躍發(fā)展,提出以下幾點政策建議供相關(guān)部門決策參考。

        第一,我國各級政府要堅定不移地開展反腐敗工作,為打造“雙創(chuàng)升級版”提供良好的創(chuàng)業(yè)制度性生態(tài)環(huán)境。在開展反腐工作的同時,也要通過加快金融發(fā)展來遏制腐敗對創(chuàng)業(yè)的負(fù)面影響。一方面,金融規(guī)模較大、金融效率較高的地區(qū)由于資金來源廣泛、資金流動速率高效,會在一定程度上緩解創(chuàng)業(yè)者融資約束問題。另一方面,金融體系的不發(fā)達會降低銀行等金融機構(gòu)融資貸款的透明度,這會滋生因監(jiān)督不嚴(yán)而產(chǎn)生的“潛規(guī)則下的貸款尋租”問題。因此我國政府要加快金融改革創(chuàng)新,提升金融市場功能,促進資金在各市場之間有序流動,增強配置金融資源能力,從而為創(chuàng)業(yè)活動提供更好的制度性融資環(huán)境。

        第二,應(yīng)適當(dāng)降低公司制創(chuàng)業(yè)的準(zhǔn)入門檻。相比個體戶創(chuàng)業(yè)而言,我國公司制創(chuàng)業(yè)更多表現(xiàn)為機會型創(chuàng)業(yè),大多以創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)為主,符合十九大報告中提出的“創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略”的要求。同時這類創(chuàng)業(yè)活動也能夠解決更多的社會就業(yè)問題,真正實現(xiàn)以創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)。但由于公司制創(chuàng)業(yè)往往投入資金多、登記注冊程序煩瑣、納稅高且流程冗長,更易受腐敗行為左右,有時甚至不得不被迫退出市場。因此,政府應(yīng)該適當(dāng)簡化公司的注冊登記手續(xù),在合理范圍內(nèi)降低最低注冊資本要求,并進一步擴大眾多小微企業(yè)的稅收優(yōu)惠范圍。

        第三,要為中西部地區(qū)的創(chuàng)業(yè)提供更多優(yōu)惠政策,加快中西部地區(qū)的金融發(fā)展,并且在反腐過程中著重關(guān)注中西部省區(qū)市的腐敗行為。我國經(jīng)濟發(fā)展水平不均導(dǎo)致了各地區(qū)的人民幣購買力差異較大,而東部地區(qū)的發(fā)展水平遠超中西部,相同的腐敗金額在東部地區(qū)代表的財富和購買力低于中西部地區(qū)。一定范圍內(nèi),同樣的腐敗金額在中西部地區(qū)帶來的社會危害性可能相對高于東部地區(qū)。因此,為推動中西部地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平的提高,政府要在創(chuàng)業(yè)優(yōu)惠政策、金融發(fā)展和打擊腐敗等方面給予更多關(guān)注和支持。

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