艾昆鵬，陳洞漫

河南師范大學(xué) 政治與公共管理學(xué)院，河南 新鄉(xiāng) 453007

“權(quán)力導(dǎo)致腐敗，絕對(duì)的權(quán)力絕對(duì)導(dǎo)致腐敗?！卑⒖祟D的這句名言揭示了人類政治生活中的腐敗現(xiàn)象總是難以消除的原因。但政治實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)表明，積極有效的腐敗治理還是可以在很大程度上抑制腐敗現(xiàn)象的滋生和發(fā)展的。中共十八大以來，以習(xí)近平同志為核心的黨中央站在新時(shí)代黨和國家事業(yè)發(fā)展全局的高度，把全面從嚴(yán)治黨納入“四個(gè)全面”戰(zhàn)略布局，大力推進(jìn)黨風(fēng)廉政建設(shè)和反腐敗斗爭，在腐敗治理方面取得了顯著成效。但隨著我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展變化，腐敗的成因和具體表現(xiàn)更加復(fù)雜，需要加強(qiáng)常態(tài)化的腐敗治理機(jī)制建設(shè)，以鞏固反腐敗斗爭成果，深化標(biāo)本兼治，而建設(shè)積極高效的腐敗治理機(jī)制離不開對(duì)腐敗治理過程中關(guān)鍵因素及其相互關(guān)系的分析。鑒于此，本文擬基于2007—2019年全國31個(gè)省份的數(shù)據(jù)資料，嘗試運(yùn)用量化分析方法探究地方主政官員特質(zhì)、制度質(zhì)量與腐敗治理的邏輯關(guān)系和作用機(jī)制。

一、研究現(xiàn)狀

在腐敗治理過程中，各級(jí)領(lǐng)導(dǎo)的個(gè)人特質(zhì)能夠發(fā)揮多大的作用，是一個(gè)有待考察的因素。在我國現(xiàn)行體制機(jī)制環(huán)境下，地方主政官員在具體施政過程中主導(dǎo)性作用明顯，擁有較大的自由裁量空間。因此，地方政府官員的施政行為選擇受到領(lǐng)導(dǎo)特質(zhì)理論及相關(guān)研究的關(guān)注。不過，對(duì)我國地方政府官員行為的早期研究較少關(guān)注地方官員的個(gè)人特質(zhì)對(duì)政府行為、治理效果的影響，而是將其視作一個(gè)整體，重點(diǎn)關(guān)注財(cái)政包干制度改革對(duì)其帶來的財(cái)政與經(jīng)濟(jì)激勵(lì)[1]。近年來的研究開始關(guān)注地方官員的個(gè)體性因素及特征，特別是采用多變量分析方法探討領(lǐng)導(dǎo)特質(zhì)對(duì)施政特點(diǎn)及效果的影響成為新的趨勢(shì)[2]。部分學(xué)者率先將注意力集中到地方主政官員個(gè)人特質(zhì)與轄區(qū)經(jīng)濟(jì)的關(guān)系上。比如，基于各省省長交流樣本定量識(shí)別地方官員對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響程度[3]；關(guān)注地方官員來源、去向、任期和轄區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，基于省長、省委書記個(gè)人特質(zhì)因素分析不同省份經(jīng)濟(jì)增長的特點(diǎn)[4]，或考察地方官員的企業(yè)背景經(jīng)歷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響[5]；根據(jù)一定時(shí)間內(nèi)的全國地級(jí)市面板數(shù)據(jù)分析，研究官員更替對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響[6]。此外，近年來一些新的研究開始關(guān)注官員個(gè)人特質(zhì)與其他領(lǐng)域的關(guān)系。例如，官員個(gè)人特質(zhì)對(duì)PPP項(xiàng)目落地快慢的影響[7]，官員特質(zhì)與霧霾治理的關(guān)系[8]，官員任期與酒店行業(yè)發(fā)展的關(guān)系，等等。同時(shí)，一些學(xué)者也將企業(yè)管理領(lǐng)域的高階理論應(yīng)用于官員特質(zhì)與治理效能關(guān)系的研究中。在高階理論中，高層管理團(tuán)隊(duì)的個(gè)人特質(zhì)如性別、年齡、學(xué)歷、工作背景等均被視為影響企業(yè)組織戰(zhàn)略選擇與績效的重要因素[9]。比如，運(yùn)用高階理論分析我國GDP百強(qiáng)市市委書記的個(gè)人特質(zhì)對(duì)GDP績效的影響[10]，以及省級(jí)主政官員個(gè)人特征對(duì)治理績效的影響等[11]。從以上研究可以看出，目前關(guān)于地方領(lǐng)導(dǎo)個(gè)人特質(zhì)的多變量分析大多聚焦在個(gè)人特質(zhì)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系方面，較少涉及腐敗治理力度與成效問題。

制度在政策制定、執(zhí)行與資源配置方面扮演著關(guān)鍵角色，所以良好的制度是國家和地區(qū)的一種比較優(yōu)勢(shì)，不但能夠有效提高資源配置效率和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，也決定著其他領(lǐng)域的治理成效。因此，如果不考慮制度環(huán)境的規(guī)范作用而只分析官員特質(zhì)與治理效能的關(guān)系就不夠全面，地方領(lǐng)導(dǎo)的個(gè)人特質(zhì)所能發(fā)揮的作用需要置于現(xiàn)有的制度環(huán)境條件下進(jìn)行考察。與其他有形資源一樣，制度同樣具有質(zhì)量高低之分，這方面的研究文獻(xiàn)，近年來在經(jīng)濟(jì)學(xué)研究領(lǐng)域出現(xiàn)較多。例如，探討制度質(zhì)量的價(jià)值及衡量制度質(zhì)量的方法[12]，營商環(huán)境中的制度因素在經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展中的作用等[13]。此外，還有不少相關(guān)研究成果似乎已經(jīng)表明，制度質(zhì)量是影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素在經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域已經(jīng)是一個(gè)不爭的事實(shí)[14]。同樣，制度質(zhì)量在腐敗治理研究中也是一個(gè)重要的變量，但相對(duì)于側(cè)重從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度分析制度質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的研究成果，這方面的研究還較為薄弱。因此，基于上述研究狀況，本文將研究重心轉(zhuǎn)移到地方主政官員特質(zhì)、制度質(zhì)量與腐敗治理的邏輯關(guān)系上，對(duì)在制度質(zhì)量的調(diào)整規(guī)范作用下地方主政官員個(gè)人特質(zhì)與該地區(qū)腐敗治理力度的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，以期為推進(jìn)常態(tài)化的腐敗治理機(jī)制建設(shè)提供參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

中共十八大以來，黨中央從思想教育、作風(fēng)建設(shè)、制度規(guī)范、輿論宣傳等方面進(jìn)行綜合布局，合力整治腐敗現(xiàn)象。在此背景下，各地的腐敗治理都取得了明顯成效。但這并不意味著地方主政官員在腐敗治理過程中的影響可以忽略，各地腐敗治理成效的差異在一定程度上可以支持這種判斷?；诖丝紤]，本文擬通過實(shí)證分析揭示地方主政官員的個(gè)人特質(zhì)和制度環(huán)境對(duì)腐敗治理力度的影響機(jī)制，從地方主政官員特質(zhì)對(duì)腐敗治理的影響機(jī)制、制度質(zhì)量對(duì)腐敗行為的約束機(jī)制、制度質(zhì)量調(diào)節(jié)下地方主政官員特質(zhì)對(duì)腐敗治理力度的影響三個(gè)方面進(jìn)行理論分析并提出研究假設(shè)。

1.地方主政官員特質(zhì)對(duì)腐敗治理的影響機(jī)制

地方主政官員在我國國家治理體系中具有舉足輕重的地位，他們的個(gè)人特質(zhì)會(huì)對(duì)其所轄地區(qū)的腐敗治理產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。正如有學(xué)者所指出的那樣，在中國特有的制度環(huán)境下，領(lǐng)導(dǎo)者的注意力和偏好塑造了地方政府的政策執(zhí)行策略[15]。地方官員的個(gè)人特質(zhì)對(duì)其所轄領(lǐng)域產(chǎn)生一定的影響已經(jīng)成為共識(shí)，但這種影響如何發(fā)生以及能夠發(fā)揮多大的作用，是一個(gè)有待深入研究的問題。鑒于資料收集和量化分析的局限，本文主要從任職時(shí)間和升任方式兩個(gè)方面分析地方主政官員特質(zhì)與腐敗治理之間的關(guān)系。

(1)任職時(shí)間對(duì)腐敗治理力度的影響

任期制度是指公職人員的任職時(shí)間有著明確限制，達(dá)到一定期限后不能再次擔(dān)任該職務(wù)的制度。改革開放以來，我國干部人事制度不斷發(fā)展完善，干部任期制也逐漸制度化并全面實(shí)施。目前，省部級(jí)黨政正職領(lǐng)導(dǎo)一般為65周歲退休，在同一個(gè)職位任職不超過兩個(gè)任期即10年，到65周歲時(shí)任期不滿的話可以再延期3年。有研究指出，從長期來看，反腐敗有利于經(jīng)濟(jì)長遠(yuǎn)穩(wěn)健發(fā)展[16]，但在短期內(nèi)會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)面影響[17]。因?yàn)榉锤瘮〔坏豢杀苊獾卣紦?jù)官員個(gè)人精力、政府資源等，而且會(huì)打破存在腐敗現(xiàn)象時(shí)形成的經(jīng)濟(jì)發(fā)展秩序和路徑，對(duì)發(fā)展經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生一定影響。地方主政官員任職期間，一方面年齡增長使晉升壓力逐漸增大，在這種壓力驅(qū)動(dòng)下，其在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中往往會(huì)采取短期、見效快的方式來凸顯政績，因此對(duì)短期內(nèi)影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的其他事務(wù)的關(guān)注有所下降；另一方面，隨著時(shí)間推移，地方主政官員不斷融入當(dāng)?shù)卣紊鷳B(tài)系統(tǒng)，愈加適應(yīng)該地區(qū)的制度環(huán)境，對(duì)反腐敗的注意力會(huì)慢慢降低，對(duì)腐敗的容忍度可能會(huì)提高，腐敗治理力度隨之會(huì)變小。由此，提出如下假設(shè)：

H1：地方主政官員的任職時(shí)間與腐敗治理力度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

(2)升任方式對(duì)腐敗治理力度的影響

官員晉升的路徑包括由本地升任或由異地調(diào)任。本文將異地調(diào)任分為從東南沿海較發(fā)達(dá)省份或國企調(diào)任、從其他省份調(diào)任、從中央或國家部委調(diào)任三種情況。東南沿海地區(qū)工商業(yè)發(fā)達(dá)，制度更為嚴(yán)密完善，經(jīng)濟(jì)社會(huì)總體發(fā)展水平較高，從這些省份調(diào)任過來的地方主政官員更尊重制度，更具有法治意識(shí)與效率意識(shí)，對(duì)于腐敗對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)進(jìn)步造成的危害有著清醒的認(rèn)識(shí)，因而對(duì)腐敗的治理力度會(huì)更大。從其他省份調(diào)任的地方主政官員，由于剛進(jìn)入新的環(huán)境，人際關(guān)系簡單、人情羈絆較弱，在立足未穩(wěn)時(shí)，對(duì)腐敗行為的敏感度會(huì)更高，這些因素會(huì)促使其加大對(duì)腐敗的治理力度。由中央或國家部委調(diào)任的地方主政官員政治站位更高，能更嚴(yán)格徹底地執(zhí)行中央政策，因此由中央或國家部委調(diào)任的地方主政官員對(duì)腐敗行為的容忍度最低，腐敗治理的力度最大。與由異地調(diào)任的地方主政官員相比，直接由本地區(qū)升任的地方主政官員在該地經(jīng)歷的任職時(shí)間較長，熟悉該地區(qū)的政治生態(tài)，已經(jīng)嵌入到當(dāng)?shù)貜?fù)雜的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)之中，對(duì)腐敗的感知力相對(duì)較弱，難以增大對(duì)腐敗的治理力度，更容易選擇維持現(xiàn)狀。由此，提出如下假設(shè)：

H2：與由本地升任的地方主政官員相比，由異地調(diào)任的地方主政官員腐敗治理力度更大。

2.制度質(zhì)量對(duì)腐敗行為的約束機(jī)制

廣義的制度，既包括法律法規(guī)在內(nèi)的正式制度，又包括各種具有實(shí)際約束力的風(fēng)俗習(xí)慣在內(nèi)的非正式制度。制度質(zhì)量是對(duì)整個(gè)廣義上制度的衡量，包括一個(gè)地區(qū)的制度化水平程度與尊崇制度意識(shí)的強(qiáng)弱。一般認(rèn)為，制度質(zhì)量的高低與腐敗程度成反比。這是因?yàn)橹贫荣|(zhì)量高的地區(qū)，法律和制度內(nèi)容完善、體系完備、運(yùn)行良好、執(zhí)行嚴(yán)格，法制的籠子扎得更緊。從政府的角度來說，政府的權(quán)力不但被關(guān)在制度的籠子里，而且還沐浴在陽光下，即政府的權(quán)力受到法律制度的制約和社會(huì)公眾的監(jiān)督，對(duì)腐敗形成了有效的預(yù)防、監(jiān)督和懲戒機(jī)制。在這種情況下，政府的權(quán)力不能濫用，政府對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)管理的自由裁量空間相對(duì)受限，官員進(jìn)行權(quán)力尋租的機(jī)會(huì)較少。從市場(chǎng)角度來看，一方面，有效的預(yù)防機(jī)制、全面的監(jiān)督機(jī)制、嚴(yán)厲的懲戒機(jī)制使行賄成本增加，達(dá)到預(yù)期目標(biāo)的難度上升，而且一旦事發(fā)后果極其嚴(yán)重；另一方面，制度質(zhì)量較高的地區(qū)，契約化水平較高，交易費(fèi)用和生產(chǎn)成本較低，企業(yè)及其他行為主體向政府行賄的動(dòng)機(jī)不強(qiáng)，因而腐敗程度較低。而在制度質(zhì)量較低的地區(qū)，由于法律和制度不夠完善，或者有法不依，政府權(quán)力沒有受到有效監(jiān)督而得以濫用，“看得見的手”對(duì)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)的干預(yù)過多，官員進(jìn)行權(quán)力尋租的機(jī)會(huì)增加。為了在市場(chǎng)競爭中取得優(yōu)勢(shì)地位，在這種違法成本較低、行賄難度不大的環(huán)境下，企業(yè)向政府行賄也成為“潮流”。由此，提出如下假設(shè)：

H3：制度質(zhì)量對(duì)腐敗治理具有正向促進(jìn)作用。

3.制度質(zhì)量調(diào)節(jié)作用下地方主政官員特質(zhì)對(duì)腐敗治理力度的影響

官員處于一定的制度環(huán)境中，制度對(duì)官員的行為有著調(diào)節(jié)和規(guī)范作用。正如有研究指出的那樣，治理結(jié)構(gòu)是治理過程的載體，對(duì)于治理過程有限定作用；治理過程體現(xiàn)治理結(jié)構(gòu)，也在實(shí)際運(yùn)行過程中型塑治理結(jié)構(gòu)[18]。在制度質(zhì)量較高的地區(qū)，各種制度更加健全，政府用權(quán)更加規(guī)范，新上任的地方主政官員能夠更快融入當(dāng)?shù)毓賳T系統(tǒng)，發(fā)揮自己應(yīng)有的影響；同時(shí)，制度質(zhì)量又會(huì)對(duì)地方主政官員的行為發(fā)揮一定的調(diào)節(jié)作用，使其個(gè)人特質(zhì)不會(huì)對(duì)整個(gè)地區(qū)的政策產(chǎn)生強(qiáng)烈的個(gè)人影響。制度質(zhì)量較高的地區(qū)，政策穩(wěn)定而不會(huì)朝令夕改，經(jīng)濟(jì)社會(huì)更加健康發(fā)展，市場(chǎng)不會(huì)因?yàn)檎紊系囊蛩囟a(chǎn)生大的波動(dòng)。較高的制度質(zhì)量會(huì)對(duì)地方主政官員的行為產(chǎn)生正向的影響和調(diào)節(jié)作用，引導(dǎo)地方主政官員重視政府的自身建設(shè)和職能轉(zhuǎn)變，從而更加注重廉潔政府的建設(shè)。由此，提出如下假設(shè)：

H4：制度質(zhì)量對(duì)地方主政官員個(gè)人特質(zhì)及其反腐力度具有正向調(diào)節(jié)作用。

三、實(shí)證分析與結(jié)果解釋

1.模型設(shè)置、變量選取與數(shù)據(jù)來源

(1)模型設(shè)置與變量說明

在制度質(zhì)量及其調(diào)整規(guī)范作用下，地方主政官員個(gè)人特質(zhì)與腐敗治理力度的關(guān)系，根據(jù)前文假設(shè)構(gòu)建模型如下：

fbt=α+β1zdt+β2sjt+β3srt+β4zdsjt+β5zdsrt+β6jjt+β7kft

其中，fb是指腐敗治理力度，t表示年份，α表示常數(shù)，β表示標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)。模型中有地方主政官員任職時(shí)間、升任方式、制度質(zhì)量、腐敗治理力度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、開放程度6個(gè)變量，其中，制度質(zhì)量、地方主政官員任職時(shí)間和升任方式為自變量，腐敗治理力度為因變量，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和開放程度屬于控制變量。各變量的名稱、含義如表1所示。

表1 變量說明

(2)變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2007—2019年我國31個(gè)省份的黨委書記作為樣本，將黨委書記的任職時(shí)間和升任方式作為變量。其中黨委書記任職時(shí)間的確定參考王賢彬等[4]的方法：對(duì)于在某年1—5月份上任的，把該年記為黨委書記任職的第一年；對(duì)于在某年6—12月上任的，把下一年記為其任職的第一年。同時(shí)，對(duì)于在某年1—5月份離任的，將該年的上一年記為任職的最后一年；對(duì)于在某年6—12月份離任的，將該年記為任職的最后一年。這樣可以避開一年中有多位黨委書記任職的情況，便于數(shù)據(jù)處理。將升任方式設(shè)置為黨委書記個(gè)人特質(zhì)中的虛擬變量，從本地升任的黨委書記賦值為“0”；從河北、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆22個(gè)省區(qū)市調(diào)任的賦值為“1”；從山東、天津、江蘇、浙江、福建、上海、廣東、海南8個(gè)省市或國企調(diào)任的賦值為“2”；從中央或國家部委調(diào)任的賦值為“3”。為了便于表述，分別將以上4個(gè)值所代表的升任方式簡稱為“本地”“中西部省份”“東南沿海省份”“中央或國家部委”。以上數(shù)據(jù)來源于各省級(jí)政府網(wǎng)站、百度詞條。

以各省份每萬名公職人員職務(wù)犯罪立案件數(shù)作為腐敗治理力度的代理變量。學(xué)界對(duì)于腐敗及腐敗治理的衡量始終沒有達(dá)成共識(shí)。有觀點(diǎn)認(rèn)為，職務(wù)犯罪立案數(shù)量與腐敗程度呈正比，于是將職務(wù)犯罪立案數(shù)量與當(dāng)?shù)毓毴藛T數(shù)量的比值看作衡量腐敗程度的依據(jù)。筆者認(rèn)為，將腐敗案件與公職人員數(shù)量的比值視為腐敗程度事實(shí)上隱含了一種理想假設(shè)，即反腐敗部門有能力發(fā)現(xiàn)所有的腐敗行為，并且腐敗人員能夠被及時(shí)依法處理。各省份紀(jì)檢監(jiān)察機(jī)構(gòu)調(diào)查、立案審查腐敗人員是黨和政府主動(dòng)反腐的行為，公職人員職務(wù)犯罪立案數(shù)量是黨和政府公布的數(shù)據(jù)，因而腐敗案件與公職人員數(shù)量的比值只能體現(xiàn)被發(fā)現(xiàn)的腐敗情況，除此之外可能還有隱藏的腐敗行為未被發(fā)現(xiàn)，更不用說進(jìn)一步的處理。因此，筆者更加贊同何增科的觀點(diǎn)，他認(rèn)為每萬名公職人員職務(wù)犯罪立案件數(shù)更多體現(xiàn)的是政府反腐敗的努力程度[19]，也就是腐敗治理力度，而非當(dāng)?shù)販?zhǔn)確的腐敗程度。本文數(shù)據(jù)中各省份每年職務(wù)犯罪立案件數(shù)來源于各省級(jí)人民檢察院工作報(bào)告，公職人員數(shù)量來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

關(guān)于制度質(zhì)量的測(cè)評(píng)和數(shù)據(jù)，王小魯?shù)劝l(fā)布的市場(chǎng)化總指數(shù)是一個(gè)比較有參考價(jià)值的依據(jù)。該指數(shù)涵蓋政府與市場(chǎng)的關(guān)系、非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、產(chǎn)品市場(chǎng)的發(fā)育程度、要素市場(chǎng)的發(fā)育程度、市場(chǎng)中介組織發(fā)育和法治環(huán)境等五個(gè)方面的綜合性指標(biāo)[20]，并且對(duì)該指數(shù)的研究已經(jīng)持續(xù)了10多年，能夠比較全面地反映一個(gè)地區(qū)整體的制度質(zhì)量。因此，在相關(guān)研究中學(xué)者們大多將其作為衡量制度質(zhì)量的指標(biāo)。本文關(guān)于制度質(zhì)量的數(shù)據(jù)主要從《中國分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告》(2021版)中直接獲取。

此外，本文遵循大多數(shù)學(xué)者的做法，以該省份的人均GDP表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，以進(jìn)出口貿(mào)易額與該省份GDP的比值表示對(duì)外開放程度。

2.實(shí)證結(jié)果

運(yùn)用SPSS 23.0軟件對(duì)2007—2016年腐敗治理力度、制度質(zhì)量與地方主政官員特質(zhì)進(jìn)行person相關(guān)分析，結(jié)果見表2。從相關(guān)性分析的總體結(jié)果來看，腐敗治理力度與制度質(zhì)量有著顯著的正相關(guān)關(guān)系，與地方主政官員的任職時(shí)間有著顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，與升任方式有著顯著的正相關(guān)關(guān)系。

表2 腐敗治理力度、制度質(zhì)量與地方主政官員特質(zhì)的person相關(guān)分析

借助SPSS 23.0軟件對(duì)制度質(zhì)量、地方主政官員特質(zhì)與腐敗治理力度之間的關(guān)系進(jìn)行分析，結(jié)果見表3。回歸方程中2個(gè)變量的VIF值大于10，說明自變量之間存在嚴(yán)重的多重共線性問題。為了避免變量間多重共線性問題對(duì)分析帶來的不利影響，本文應(yīng)用Ridge回歸分析方法。

將制度質(zhì)量、任職時(shí)間、升任方式、制度質(zhì)量與任職時(shí)間的交互項(xiàng)、制度質(zhì)量與升任方式的交互項(xiàng)作為自變量，將腐敗治理力度作為因變量進(jìn)行Ridge回歸分析，當(dāng)K值為0.25時(shí)，自變量的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)趨于穩(wěn)定，因此K值取0.25。再次進(jìn)行Ridge回歸分析，分析結(jié)果見表4。對(duì)模型進(jìn)行F檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)F=10.051，p=0.000<0.05，即模型通過F檢驗(yàn)。由表4可知，制度質(zhì)量、升任方式、制度質(zhì)量與升任方式的交互項(xiàng)與腐敗治理力度之間有著顯著的正相關(guān)關(guān)系。任職時(shí)間與腐敗治理力度之間并沒有顯著的相關(guān)關(guān)系。

表3 回歸系數(shù)與共線性診斷結(jié)果

表4 2007—2016年數(shù)據(jù)的Ridge回歸分析結(jié)果

分析地方主政官員特質(zhì)應(yīng)考慮到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與開放程度等宏觀因素，將以上5項(xiàng)自變量中加入經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和開放程度兩項(xiàng)宏觀控制變量，進(jìn)行Ridge回歸分析，當(dāng)K值為0.99時(shí)，自變量的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)趨于穩(wěn)定，因此K值取0.99。再次進(jìn)行Ridge回歸分析，分析結(jié)果見表5。對(duì)模型進(jìn)行F檢驗(yàn)時(shí)發(fā)現(xiàn)F=9.743,p=0.000<0.05，即模型通過F檢驗(yàn)。由表5可知，任職時(shí)間與腐敗治理力度之間具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，制度質(zhì)量、升任方式、制度質(zhì)量和升任方式的交互項(xiàng)與腐敗治理力度之間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文選擇2017—2019年的數(shù)據(jù)再次進(jìn)行分析以驗(yàn)證上述結(jié)論的穩(wěn)健性。改變樣本數(shù)據(jù)集的時(shí)間段進(jìn)行分析，主要有客觀和主觀兩方面的考量。

表5 加入控制變量的2007—2016年數(shù)據(jù)的Ridge回歸分析結(jié)果

客觀原因主要有兩點(diǎn)：其一，2017年以后，我國反腐敗斗爭取得了重大進(jìn)展，整體環(huán)境的變化對(duì)不同地方的腐敗治理力度與其成效的關(guān)系會(huì)產(chǎn)生重要影響。中共十八大之后的五年間， 黨中央堅(jiān)持反腐敗無禁區(qū)、全覆蓋、零容忍，堅(jiān)定不移“打虎”“拍蠅”“獵狐”，使腐敗勢(shì)頭得到全面扼制，“不敢腐的目標(biāo)初步實(shí)現(xiàn)，不能腐的籠子越扎越牢，不想腐的堤壩正在構(gòu)筑，反腐敗斗爭壓倒性態(tài)勢(shì)已經(jīng)形成并鞏固發(fā)展”[21]。 也就是說，在2017年之后，不但社會(huì)上的腐敗存量大大降低，腐敗增量也是急劇減少。因此，與之前相比，付出同樣的腐敗治理力度，能夠發(fā)現(xiàn)的職務(wù)犯罪人員越來越少。其二，2017年之后，我國開始在全國各地開展國家監(jiān)察體制改革試點(diǎn)工作，影響到相關(guān)數(shù)據(jù)的來源的一致性。2016年11月，中共中央辦公廳印發(fā)《關(guān)于在北京市、山西省、浙江省開展國家監(jiān)察體制改革試點(diǎn)方案》，在三省市先行設(shè)立各級(jí)監(jiān)察委員會(huì)，為國家監(jiān)察體制改革積累經(jīng)驗(yàn)。2017年11月，十二屆全國人大常委會(huì)第三十次會(huì)議表決通過全國人大常委會(huì)關(guān)于在全國各地推開國家監(jiān)察體制改革試點(diǎn)工作的決定。這次改革“把行政監(jiān)察部門、預(yù)防腐敗機(jī)構(gòu)和檢察機(jī)關(guān)反腐敗相關(guān)職責(zé)進(jìn)行整合，解決了過去監(jiān)察范圍過窄、反腐敗力量分散、紀(jì)法銜接不暢等問題”[22]。改革后，以前由人民檢察院調(diào)查的貪污、賄賂等公職人員違法犯罪行為，原則上由監(jiān)察委進(jìn)行調(diào)查。因此，2017年以后的人民檢察院工作報(bào)告中，很少體現(xiàn)公職人員職務(wù)犯罪的數(shù)據(jù)。不過，如果在這種情況下，通過穩(wěn)健性檢驗(yàn)依然能夠得出與上文相似的結(jié)論，也會(huì)證明理論假設(shè)的正確性。

主觀原因也有兩點(diǎn)：其一，2020年初新冠疫情暴發(fā)并在全球大流行，深刻影響我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展，這導(dǎo)致2020年后的相關(guān)數(shù)據(jù)波動(dòng)很大。其二，《中國分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告》(2021版)中的數(shù)據(jù)并不是連續(xù)的，其中2008—2016年分值的計(jì)算以2008年為基期，2016—2019年分值的計(jì)算以2016年為基期，因此兩套數(shù)據(jù)不可比，只能以2016年為界分成2007—2016年、2017—2019年兩個(gè)時(shí)間段進(jìn)行分析。

用同上文一樣的方法進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)對(duì)2017—2019年的數(shù)據(jù)也應(yīng)采用Ridge回歸分析方法。將制度質(zhì)量、任職時(shí)間、升任方式、制度質(zhì)量與任職時(shí)間的交互項(xiàng)、制度質(zhì)量與升任方式的交互項(xiàng)作為自變量，將經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、開放程度作為控制變量，將腐敗治理力度作為因變量進(jìn)行Ridge回歸分析，當(dāng)K值為0.92時(shí)，自變量的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)趨于穩(wěn)定，因而K值取0.92。2017—2019年的數(shù)據(jù)Ridge回歸分析結(jié)果見表6。由表6可知，對(duì)模型進(jìn)行F檢驗(yàn)時(shí)發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(yàn)(F=2.456,p=0.016<0.05)?？偨Y(jié)分析可知：制度質(zhì)量對(duì)腐敗治理力度產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。由于樣本量太少，實(shí)證結(jié)果顯示地方主政官員特質(zhì)與腐敗治理力度沒有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的影響關(guān)系。但總體來看，對(duì)2017—2019年數(shù)據(jù)進(jìn)行Ridge回歸分析得出的結(jié)論與應(yīng)用2007—2016年數(shù)據(jù)得出的結(jié)論基本是一致的，說明上述的分析結(jié)果是比較可信的。

表6 2017—2019年數(shù)據(jù)的Ridge回歸分析結(jié)果

四、結(jié)論與建議

1.研究結(jié)論

本文基于2007—2019年我國31個(gè)省份的相關(guān)數(shù)據(jù)分析，在地方主政官員的個(gè)人特質(zhì)和制度質(zhì)量對(duì)腐敗治理力度的影響方面得出以下結(jié)論：

其一，地方主政官員的任職時(shí)間與腐敗治理力度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，任職時(shí)間越長，腐敗治理力度越小，這證實(shí)了假設(shè)H1。

其二，地方主政官員的升任方式與腐敗治理力度呈正相關(guān)關(guān)系，這證實(shí)了假設(shè)H2。

其三，在相關(guān)分析與回歸分析中，制度質(zhì)量對(duì)腐敗治理力度產(chǎn)生顯著的正向影響，這證實(shí)了假設(shè)H3。

其四，在制度質(zhì)量的調(diào)節(jié)規(guī)范作用下，地方主政官員的升任方式對(duì)該省份的腐敗治理力度有著顯著的正向影響，這證實(shí)了假設(shè)H4。

2.政策建議

結(jié)合實(shí)證分析結(jié)論，提出如下建議：

其一，繼續(xù)強(qiáng)化理想信念教育和廉政文化建設(shè)。觀念文化領(lǐng)域始終是腐敗治理機(jī)制建設(shè)的一個(gè)重要組成部分，領(lǐng)導(dǎo)干部只有夯實(shí)不想腐的思想基礎(chǔ)才能夠抵御各種腐敗思想的侵蝕，因此務(wù)必要重視對(duì)干部進(jìn)行常態(tài)化制度化的理想信念教育，多措并舉涵養(yǎng)培育領(lǐng)導(dǎo)干部廉潔奉公、為國為民的高尚情懷。同時(shí)，腐敗治理機(jī)制的有效運(yùn)行離不開積極的廉政文化環(huán)境，即使“運(yùn)動(dòng)式”反腐，其取得的顯著成效在很大程度上也得益于特定時(shí)期內(nèi)形成的廉政社會(huì)氛圍。因此，堅(jiān)定不移做好全面從嚴(yán)治黨工作，在社會(huì)上弘揚(yáng)清正廉潔價(jià)值觀，倡導(dǎo)廉潔行為，營造濃厚的倡廉氛圍，不斷增強(qiáng)黨自我凈化的能力，是促進(jìn)常態(tài)化腐敗治理機(jī)制有效運(yùn)行的重要一環(huán)。

其二，加強(qiáng)政府權(quán)力結(jié)構(gòu)的頂層設(shè)計(jì)，構(gòu)建有利于腐敗治理的制度體系。制度質(zhì)量與腐敗治理力度關(guān)系的實(shí)證結(jié)果表明，腐敗治理機(jī)制的有效運(yùn)轉(zhuǎn)依賴于總體制度體系結(jié)構(gòu)的合理與協(xié)調(diào)，如果不同制度與規(guī)范之間銜接不暢或相互沖突，在實(shí)際的腐敗治理過程中就會(huì)形成很多部門間或職能權(quán)限間的“壁壘”。因此，在加強(qiáng)廉潔高效優(yōu)質(zhì)服務(wù)型政府建設(shè)過程中，應(yīng)以深化“放管服”改革為抓手，加強(qiáng)廉潔政府建設(shè)的頂層設(shè)計(jì)，系統(tǒng)理順政府與社會(huì)、政府與市場(chǎng)的關(guān)系，準(zhǔn)確定位政府職能，完善依法行政配套制度和領(lǐng)導(dǎo)機(jī)制；進(jìn)一步推進(jìn)和完善監(jiān)察體制改革，在實(shí)踐中不斷理順國家監(jiān)察機(jī)關(guān)與司法機(jī)關(guān)的關(guān)系，實(shí)現(xiàn)二者之間的有機(jī)銜接；始終堅(jiān)持積極推動(dòng)行政執(zhí)法體制改革，為深化腐敗治理機(jī)制建設(shè)提供科學(xué)合理的制度保障。

其三，完善干部人事制度，不斷優(yōu)化公共部門人力資源管理。實(shí)證結(jié)果顯示，在腐敗治理方面，地方主政官員的任職時(shí)間與腐敗治理力度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即一個(gè)地區(qū)的腐敗治理力度會(huì)隨著地方主政官員任職時(shí)間的增長而逐漸弱化。因此，不可只從經(jīng)濟(jì)是否發(fā)展和政治是否穩(wěn)定等方面考量干部的任職時(shí)間設(shè)置，而應(yīng)從反腐、民生、經(jīng)濟(jì)、政治、文化和生態(tài)環(huán)境等多維視角，科學(xué)、合理、全面地確定不同級(jí)別干部的任職時(shí)間，不斷完善干部任期制度，消除因地方主政官員任職時(shí)間過長而帶來的腐敗治理力度消退的弊端。實(shí)證結(jié)果表明，異地調(diào)任的干部實(shí)際上更有利于當(dāng)?shù)馗瘮≈卫砉ぷ鞯拈_展，但是異地調(diào)任干部會(huì)抑制晉升機(jī)制對(duì)本地干部的激勵(lì)效果。因此，要真正充分發(fā)揮異地調(diào)任的作用，同時(shí)不打擊本地干部的工作積極性，就需要把握尺度，掌握適度原則，建立合理多元的干部調(diào)任晉升制度。

其四，注重制度質(zhì)量建設(shè)，提高制度化水平。在一定的權(quán)力結(jié)構(gòu)和制度體系下，不同地方的制度質(zhì)量高低表現(xiàn)為制度的約束力和塑造性效果。無論何種制度，如果執(zhí)行不力，對(duì)人們的行為將很難起到規(guī)范和約束作用，其社會(huì)塑造功能也無法發(fā)揮。實(shí)證結(jié)果表明，制度質(zhì)量對(duì)于腐敗治理力度具有很強(qiáng)的正向促進(jìn)作用。因此，抓好制度建設(shè)，提高制度執(zhí)行力，是推進(jìn)常態(tài)化腐敗治理機(jī)制建設(shè)的關(guān)鍵。提高制度執(zhí)行力，應(yīng)采取有力措施確保各級(jí)領(lǐng)導(dǎo)干部做好制度執(zhí)行的表率，帶頭維護(hù)制度權(quán)威，在社會(huì)上形成自覺尊崇制度、嚴(yán)格執(zhí)行制度、堅(jiān)決維護(hù)制度的制度文化。