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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