腐敗治理對房價的抑制效應(yīng)研究

1、<p>　　腐敗治理對房價的抑制效應(yīng)研究</p><p>　　摘 要：抑制過快的房價上漲是中國當(dāng)前面臨的緊迫任務(wù)之一。腐敗治理不僅可以抑制腐敗推高房價的灰色收入效應(yīng)和市場勢力效應(yīng)，而且對房價有直接抑制效應(yīng)。構(gòu)建房地產(chǎn)價格計算模型，利用2002—2011年省級面板數(shù)據(jù)，在全國和區(qū)域?qū)用娣謩e進行計算分析結(jié)果表明，腐敗治理對房價的抑制效果顯著，其中東部、中部地區(qū)效果更為顯著。 </p><

2、p>　　關(guān)鍵詞：腐敗治理；房價；抑制效應(yīng) </p><p>　　中圖分類號：F062.9 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2014）01-0071-07 </p><p><b>　　一、引言 </b></p><p>　　從1998年對傳統(tǒng)的福利分房進行改革以來，中國的房價持續(xù)攀升，特別是近幾年又有了一個大幅度的跳躍式增長

3、，積聚了大量價格泡沫（劉民權(quán)、孫波，2009）[1]。居高不下的房價，不僅會導(dǎo)致財政風(fēng)險和金融風(fēng)險的加?。ú覞?，2007）[2]，而且使住房難成為普遍的民生問題，已然成為構(gòu)建社會主義和諧社會的主要障礙之一。可以說，有效抑制房價的過快增長是中國經(jīng)濟當(dāng)前面臨的最緊迫的任務(wù)。 </p><p>　　在不斷上漲的房價面前，中國政府在抑制房價上漲方面付出了很多努力，包括限購、提高貸款利率、提高首付比例、建設(shè)保障房和試點征

4、收房地產(chǎn)稅。盡管有人調(diào)侃似地聲稱房價“越調(diào)越高”，然而僅僅簡單地通過觀察政策出臺后房價的反應(yīng)來判斷一項政策的好壞并不科學(xué)。無論從實際中觀察還是從理論中出發(fā)都可以得出，房價的動態(tài)變化會受到諸多因素的影響。目前，學(xué)術(shù)界關(guān)于我國房價決定因素的研究層出不窮，主要可梳理為兩條主線：（1）供給層面分析，例如況偉大（2005）認為長期來看地價是房價的格蘭杰（Granger）原因[3]，王成成和王曉輝（2011）實證研究發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)竣工面積能顯著抑制房價

5、上漲[4]；（2）需求層面分析，如楊永華（2006）提出居民收入是影響房價的重要因素[5]，阮加和劉延平（2009）、劉民權(quán)和孫波（2009）等研究則結(jié)合供給和需求兩個層面，分別考察了貨幣政策、金融制度、地方政府土地財政需求等因素對房價的影響[6，1]。 </p><p>　　然而，作為一個典型的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟大國，在計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌的情境下，中國地方官員占有大量個人、企業(yè)所需的行政和經(jīng)濟資源，權(quán)力租金的存在孕育

6、了腐敗機會，誘發(fā)了腐敗現(xiàn)象的蔓延（Krueger，1974）[7]。在房地產(chǎn)市場中，房產(chǎn)開發(fā)從立項、貸款、工程招標、監(jiān)理驗收等各個環(huán)節(jié)都可以看到權(quán)力的影子，僅2009年土地出讓、規(guī)劃審批、招標投標等環(huán)節(jié)的職務(wù)犯罪案件就達6 451件[8]。公婷、吳木鑾（2012）則基于2000—2009年中央法制報刊（《檢察日報》）腐敗案件報道的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)我國腐敗規(guī)模處于上升趨勢，其中土地房產(chǎn)腐敗案件尤為突出[9]?；蛟S，我們可以毫不忌諱地宣稱，腐敗可

7、能惡化了房地產(chǎn)市場的健康供求系統(tǒng)，那么，對房價的研究除了要考慮上文中提到的重要因素外，仍需要從制度架構(gòu)著手分析腐敗對房價的影響。目前國內(nèi)學(xué)者對腐敗的房價效應(yīng)進行了有益的探討，李琳（2007）、俞憲忠（2008）認為尋租的腐敗費用抬高了建房成本，成為了高房價背后重要的供給推手之一，建議采取各種措施防治土地交易腐敗以促進房價的合理回歸[10-11]；而潘向研和曾國亮（2013）等研究表明腐敗產(chǎn)生的灰色隱性收入是中國房價過快</p>

8、;<p>　　同時，國外學(xué)者有關(guān)腐敗經(jīng)濟效應(yīng)的研究具有重要的啟示作用。Leff（1964）、Liu（1985）、Barreto（2001）等人認為腐敗并非總是對經(jīng)濟增長不利，它有利于規(guī)避無效的政策和蹩腳的管制，降低市場上的信息不對稱程度，激活可能擱置的有效資源配置方案，從而促進經(jīng)濟增長[13-15]。雖然理論層面上相關(guān)的研究分歧還在繼續(xù)（Rock&Bonett，2004；Méon & Weiil，

9、2010）[16-17]，但結(jié)論不盡相同甚至相反的研究有助于深化人們對腐敗經(jīng)濟效應(yīng)的理性評價。腐敗對資源配置效率可能并不是一無是處，或許它本身就是對政策失靈的一種理性反應(yīng)。那么，具體到一個特定又特殊的房地產(chǎn)市場，腐敗對房產(chǎn)資源的配置信號（房價）具體的作用機理如何就有待于進一步細致的梳理。 </p><p>　　基于以上分析，本文將借鑒公共選擇學(xué)派的“尋租理論”構(gòu)建一個房地產(chǎn)市場的尋租模型，以分析腐敗以及腐敗治理對

10、房價的影響，并進一步采用了2002—2011年的省級面板數(shù)據(jù)對腐敗治理的房價抑制效應(yīng)進行實證檢驗。本文主要從三個方面深化了已有研究：（1）模型分析表明，盡管腐敗可能對尋租方和設(shè)租方都是有利的，但其對消費者卻無利，即使會增加房地產(chǎn)的供應(yīng)數(shù)量，可以一定程度上降低房價，但尋租方最終會將腐敗成本轉(zhuǎn)嫁給消費者，從而深化了李琳（2007）的研究[10]；（2）模型結(jié)合王小魯（2007、2010）的研究[18-19]，融入了“腐敗——灰色收入——房價

11、”機制，同時還從理論上挖掘了腐敗治理對房價的直接抑制效應(yīng)，更為系統(tǒng)地分析了腐敗、腐敗治理對房價的影響機理；（3）實證研究表明腐敗治理對房價抑制效應(yīng)顯著存在，并且在省域經(jīng)濟、文化、環(huán)境多元化差異的客觀條件下，這種效應(yīng)在東中西部存在顯著差異。這為有效調(diào)控房價的一個制度建設(shè)方案提供了實證支持。 </p><p><b>　　二、理論模型 </b></p><p>　　受Bl

12、ackburn & Forgues-puccio（2007）的啟發(fā)[20]，我們將尋租方①抽象為兩類群體：高收入居民和開發(fā)商，前者為避稅而尋租，后者為了建立政治關(guān)聯(lián)獲取政府經(jīng)濟資源（如土地）和行政資源（如規(guī)劃方案和審批便利）而尋租。 </p><p><b>　　（一）尋租市場 </b></p><p>　　1. 尋租方——居民和代表性開發(fā)商。我們將居民和政府

13、官員的人口單位設(shè)為1，按收入水平將居民分為低收入居民和高收入居民，低收入居民占比為ul，高收入居民占比為uh，政府官員數(shù)量占比為ug=1-ul-uh。假設(shè)低收入居民收入的唯一來源為工資性收入wl，高收入居民工資性收入為wh（wh>wl），其中要繳納一定的比例稅？子1wh。高收入居民可以選擇不行賄和行賄，行賄群體占高收入居民的比例為hc，行賄成功可以免交稅收，行賄支出為？漬，但行賄有風(fēng)險，假設(shè)其被發(fā)現(xiàn)的概率為1-q。居民的可支配收入

14、si（i=l，h）可以概括為表達式（1）： 　　在（1）式中，q是行賄未被發(fā)現(xiàn)的概率，同時我們定義？啄（q）為腐敗治理的力度，？啄（q）>0，？鄣？啄/？鄣P<0，即腐敗治理力度越大，行賄被發(fā)現(xiàn)的概率越大。 </p><p>　　三、計量模型與數(shù)據(jù)描述 </p><p>　?。ㄒ唬┠Ｐ团c變量選取 </p><p>　　為定量考察腐敗治理對房地產(chǎn)價格的影

15、響，本文建立以下的房地產(chǎn)價格計量模型： </p><p>　　（17）式中，下標i和t分別是第i個省份的第t年；v是不可觀測的地區(qū)固定效應(yīng)，可以控制不隨時間變化的地區(qū)差異因素，？著為隨機擾動項。方程中被解釋變量price是衡量房價的指標，我們采用經(jīng)消費者價格指數(shù)平減的商品房價格來度量。 </p><p>　　1. 核心變量corru為腐敗治理力度。一般地，度量腐敗治理力度的數(shù)據(jù)可以是檢察院

16、審理或立案懲處的腐敗案件、人數(shù)或金額（Fisman & Gatti，2002；Dincer & Gunalp，2012）[23-25]。國內(nèi)學(xué)者張軍等人（2007）認為各省貪污賄賂立案數(shù)可用來度量我國腐敗治理的力度[25]，這是因為對腐敗行為的懲治（立案）提高了官員腐敗的成本，立案數(shù)越多，腐敗治理力度越大。 </p><p>　　為進一步檢驗數(shù)據(jù)的質(zhì)量，我們將1996—2011年的全國職務(wù)犯罪立案

17、數(shù)與世界政府治理指數(shù)（WGI）中的單項指標②——中國腐敗控制指數(shù)（CCI）進行比較，CCI是反映政府清廉程度的重要指標，其值越高表明腐敗治理力度越大。由圖1可以發(fā)現(xiàn)，兩者表現(xiàn)出較強的正相關(guān)，在樣本區(qū)間內(nèi)CCI指數(shù)波動較大，且呈下降趨勢。考慮到公職人員規(guī)模的影響，本文在使用我國職務(wù)犯罪立案數(shù)來度量腐敗治理力度的同時將其除以該地區(qū)公職人數(shù)。 </p><p>　　2. 控制變量，包括：（1）人均實際GDP（pgdp）

18、，用以刻畫人均收入變動對房地產(chǎn)需求的拉動效應(yīng)；（2）金融發(fā)展（finan），用各地區(qū)存貸款之和占GDP比重來表示，并以此探討該地區(qū)金融環(huán)境改善對房地產(chǎn)價格的效應(yīng)；（3）房產(chǎn)供給量（supply），用各地區(qū)房產(chǎn)竣工面積作為代理變量；（4）土地成本（cost），以土地購置費用與土地購置面積的比率來度量，意在考察房地產(chǎn)市場上成本推動效應(yīng)；（5）時間虛擬變量（year），用以反映政策變化對房價的影響。以上數(shù)據(jù)主要來自歷年《中國檢察年鑒》、各地區(qū)

19、統(tǒng)計年鑒以及中經(jīng)網(wǎng)。由于土地購置費用數(shù)據(jù)只能追蹤到2002年，本文樣本時間跨度為2002年到2011年?？紤]到數(shù)據(jù)可得性，本文面板樣本包括除西藏之外的30個省、自治區(qū)、直轄市。 </p><p><b>　?。ǘ┟枋鲂越y(tǒng)計 </b></p><p>　　為更方便說明房價影響因子的作用，本文對除金融發(fā)展（finan）之外所有的變量進行對數(shù)化處理。表1列示了本文模型變量

20、的統(tǒng)計特征。 </p><p><b>　　四、實證分析 </b></p><p>　?。ㄒ唬┟姘鍐挝桓c協(xié)整檢驗 </p><p>　　為避免偽回歸，本文對模型中的變量進行單位根檢驗。通常，單位根檢驗包括同質(zhì)截面和異質(zhì)截面檢驗兩類，前者有LLC檢驗（Levin et al，2002）[26]，后者包括IPS檢驗（Im et al，2003）[

21、27]和FADF（Maddala & Wu，1999）[28]。本文采用以上三種單位根檢驗方法，檢驗結(jié)果如表2所示。從表2的結(jié)果可以看出，在控制趨勢項和截距項時，變量均表現(xiàn)出零階單整。 </p><p>　　我們采用Kao檢驗方法對模型變量進行協(xié)整檢驗，結(jié)果表明存在長期均衡關(guān)系（如表3）。 </p><p>　?。ǘ┗貧w結(jié)果分析 </p><p>　　1.

22、 全國層面的計量分析。表4分別報告了判斷模型是采用混合OLS、固定效應(yīng)還是隨機效應(yīng)的三種檢驗結(jié)果。Wald檢驗結(jié)果表明固定效應(yīng)優(yōu)于混合OLS，同時B-P檢驗表明隨機效應(yīng)優(yōu)于混合OLS，根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果，可以確定本文采用固定效應(yīng)的回歸方法更合適，全國層面的回歸結(jié)果如表5所示。 </p><p>　　表5的列（1）和列（2）分別報告了沒有控制和控制了年度變量的回歸結(jié)果。從結(jié)果看，corru的回歸系數(shù)為負，且

23、在5%水平顯著，這說明樣本區(qū)間內(nèi)腐敗治理力度越大，房價下降的程度也會越大，即腐敗治理對房價抑制效應(yīng)得到了經(jīng)驗支持。另外，人均GDP、金融發(fā)展水平與房價顯著正相關(guān)，且彈性系數(shù)分別為0.67和0.16。房產(chǎn)供給量與房價負相關(guān)，表明供給量的增多可以抑制房價的上漲。最后，從地價的系數(shù)來看，房地產(chǎn)市場上成本—價格傳導(dǎo)效應(yīng)顯著。 </p><p>　　由于腐敗治理對房價的影響可能存在時滯，本文進一步對corru滯后一期進行了

24、回歸分析，回歸結(jié)果如表5列（3）所示。滯后一期的腐敗治理對房地產(chǎn)價格彈性系數(shù)略有上升，再次證實腐敗治理對房價上漲的抑制效應(yīng)存在。為克服殘差可能存在的序列相關(guān)和異方差問題對統(tǒng)計推斷的影響，使檢驗結(jié)果更為穩(wěn)健，表5列（4）報告了采用Driscoll-Kraay標準誤差（Driscoll & Kraay，1998）的固定效應(yīng)回歸模型結(jié)果[29]。結(jié)果顯示，腐敗治理的回歸系數(shù)顯著性水平提高到1%。 </p><p&g

25、t;　　2. 區(qū)域?qū)用娴挠嬃糠治?。我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展存在顯著的異質(zhì)性決定了腐敗治理存在區(qū)域效應(yīng)。首先，我國各地方政府在打擊地區(qū)腐敗的力度上存在較大差異（吳一平、朱江南，2012）[30]，腐敗治理對房價的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)將具有區(qū)域特征。其次，無論從經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、發(fā)達程度和微觀經(jīng)濟主體偏好，還是從房地產(chǎn)的金融支持和供給能力差異來看，房地產(chǎn)市場都具有明顯的區(qū)域異質(zhì)性，這會強化腐敗治理在房地產(chǎn)市場的區(qū)域效應(yīng)。因而，我們將全國樣本分為東、中、西三個

26、區(qū)域樣本，繼續(xù)使用Driscoll-Kraay標準誤差進行計量分析，結(jié)果見表6。 </p><p>　　從表6可以看出，無論是對當(dāng)期還是滯后一期的腐敗治理回歸結(jié)果而言，東部的腐敗治理對房價的抑制效應(yīng)最大；中部的抑制作用稍弱；西部腐敗治理對房價的抑制作用不再顯著。一個可能的原因是，腐敗影響房價的灰色收入效應(yīng)和市場勢力效應(yīng)在東部、中部和西部間遞減。三大區(qū)域間東部省域軟硬件資源相對集聚，相伴生的房地產(chǎn)市場區(qū)位優(yōu)勢也更為

27、明顯，這促使該地區(qū)灰色收入和市場勢力的房價傳導(dǎo)介質(zhì)更為敏感，作用彈性相對更高?；貧w中還值得注意的是，金融信貸、房產(chǎn)供給量和土地價格對房價的影響也存在顯著的區(qū)域特征。在西部地區(qū)，金融的滯后發(fā)展并沒有促進房地產(chǎn)的繁榮，但房產(chǎn)供應(yīng)量的改善能對房價起到積極作用；在中部地區(qū)，土地成本提高較為顯著地傳導(dǎo)到房地產(chǎn)價格上；在東部，整體而言，需求層次因素對房地產(chǎn)市場發(fā)展起主導(dǎo)作用。 　　五、結(jié)論 </p><p>　　本文根據(jù)尋

28、租理論的基本思想，構(gòu)建了一個反映腐敗治理與房價關(guān)系的數(shù)理模型，細致地梳理了腐敗治理對房價的直接與間接抑制效應(yīng)，其中間接效應(yīng)表現(xiàn)為對腐敗推高房價的灰色收入效應(yīng)和市場勢力效應(yīng)的抑制。基于2002—2011年中國省際面板數(shù)據(jù)的分析結(jié)果表明，在控制了包含人均收入、金融發(fā)展等需求面因素和包括土地供給量、土地成本等供給面因素后，腐敗治理對房地產(chǎn)價格水平有顯著的抑制效應(yīng)。在區(qū)域樣本層面，東部、中部和西部的腐敗治理對房價的抑制強度依次遞減。 </

29、p><p>　　本文的研究對中國當(dāng)前和今后房價調(diào)控具有豐富的政策性信息，具體體現(xiàn)在：（1）加強腐敗治理有助于抑制全國、特別是東部和中部地區(qū)的房價過快上升，反腐敗力度上升1%將使房價下降4.8%～9.6%。（2）有效治理腐敗可以促進居民收入分配更加平等合理，減少灰色收入對房地產(chǎn)市場的沖擊；同時有助于減弱開發(fā)商的壟斷市場勢力，降低房產(chǎn)市場上的價格扭曲程度，對還原合理健康的房地產(chǎn)供求系統(tǒng)具有一定的積極意義。（3）更為重要的

30、是要從源頭上遏制腐敗的發(fā)生，也就是使尋租模型中的參與條件無法成立，這樣腐敗推高房價的效應(yīng)就能從根本上得到消除。而這就進一步要求我們繼續(xù)推進政治體制改革，完善政治體制制約、監(jiān)督機制以消散過高的權(quán)力租金，減少相關(guān)人員的腐敗動機和腐敗機會，從而優(yōu)化房地產(chǎn)等微觀市場發(fā)展的政治環(huán)境。（4）在考慮腐敗治理對房價的影響時，還應(yīng)考慮區(qū)域間的差異。區(qū)域效應(yīng)回歸結(jié)果表明，在促進房價回歸合理的過程中，對東部和中部地區(qū)的腐敗治理可能會帶來更好的效果。但不能斷章

31、取義，以偏概全，否認西部地區(qū)腐敗治理的重要性，本文主要考慮的是腐敗治理對房價的影響機制。（5）需要強調(diào)的是，雖然模型中腐敗可以通過同時提高房地產(chǎn)供給數(shù)量和價</p><p><b>　　注釋： </b></p><p>　　①根據(jù)公共選擇學(xué)派的理論，尋租是指經(jīng)濟人通過各種政治、經(jīng)濟等手段從政府官員處獲取某種壟斷特權(quán)而取得直接的非生產(chǎn)性利潤的活動，而腐敗是運用公共權(quán)力謀

32、取私利的行為。嚴格來講，尋租和腐敗是兩個不同的概念，但從經(jīng)濟學(xué)視角研究腐敗問題時最有力的分析工具是尋租理論（陽穆哲，2001）[21]，同時尋租活動往往會誘發(fā)腐敗的產(chǎn)生，為了更好地利用尋租理論和闡述的方便，本文的尋租等同于腐敗的概念。 </p><p>　　②數(shù)據(jù)來源：世界銀行，http：//info.worldbank.org/governacewgi/index.aspx#home。 </p>

33、<p><b>　　參考文獻： </b></p><p>　　[1]劉民權(quán)，孫波.商業(yè)地價形成機制、房地產(chǎn)泡沫及其治理[J].金融研究，2009，（10）：22-37. </p><p>　　[2]昌忠澤.房地產(chǎn)泡沫、金融危機與中國宏觀經(jīng)濟政策的調(diào)整[J].經(jīng)濟學(xué)家，2007，（7）：69-76. </p><p>　　[3]況偉大.

34、房價與地價關(guān)系研究：模型及中國數(shù)據(jù)檢驗[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2005，（11）：56-63. </p><p>　　[4]王成成，王曉輝.宏觀經(jīng)濟對房地產(chǎn)價格的影響——基于中國省際的動態(tài)面板數(shù)據(jù)[J].經(jīng)濟管理，2011，（9）：153-159. </p><p>　　[5]楊永華.論房價和房價收入比[J].經(jīng)濟學(xué)家，2006，（2）：64-9. </p><p>　　

35、[6]阮加，劉延平.次貸危機的成因與房地產(chǎn)金融風(fēng)險防范[J].管理世界，2009，（5）：116-117. </p><p>　　[8]Krueger A O. The Political Economy of the Rent-seeking society[J].The American Economic Review，1974，64（3）：291-303. </p><p>　　[8

36、]最高人民檢察院工作報告（2010年）[EB/OL].中央政府站戶網(wǎng)站，（2012-11-01），http：//ww.gov.cn/test/2012-11/13/content_2264164.htm. </p><p>　　[9]公婷，吳木鑾.我國2000-2009年腐敗案例研究報告——基于2800余個報道案例的分析[J].社會學(xué)研究，2012，（4）：204-220. </p><p&g

37、t;　　[10]李琳.透視高房價背后的腐敗成本[J].廉政瞭望，2007，（4）：32-33. </p><p>　　[11]俞憲忠.對中國房價變化趨勢的理性解讀[J].東岳論叢，2008，（6）：60-65. </p><p>　　[12]潘向研，曾國亮.基于灰色收入的中國房價過快上漲因素及對策[J].韶關(guān)學(xué)院學(xué)報，2013，（1）：86-89. </p><p>

38、;　　[13]Leff N H. Economic Development through Bureaucratic Corruption[J]. American Behavioral Scientist，1964，8（3）：8-14. </p><p>　　[14]Lui F T. An Equilibrium Queuing Model of Bribery[J]. The Journal of Polit

39、ical Economy，1985，93（4）：760-781. </p><p>　　[15]Barreto R A. Endogenous Corruption，Inequality and Growth：Econometric Evidence[J].School of Economics，Adelaide University，Working Paper ，2001，No.01-2. </p>

40、<p>　　[16]Rock M T，Bonnett H. The Comparative Politics of Corruption：Accounting for the East Asian Paradox in Empirical Studies of Corruption，Growth and Investment[J].World Development，2004，32（6）：999-1017. 　　[17]

41、Méon P G，Weill L. Is Corruption an Efficient Grease？[J].World Development，2010，38（3）：244-259. </p><p>　　[18]王小魯.灰色收入與居民收入差距[J].中國稅務(wù)，2007，（10）：48-49. </p><p>　　[19]王小魯.巨額灰色收入不容忽視[J].商周刊，2010

42、，（16）：33-33. </p><p>　　[20]Blackburn K， Forgues-Puccio G F. Distribution and？Development in a Model of Misgovernance[J]. European Economic Review，2007，51（6）：1534-63. </p><p>　　[21]Acemoglu D，T.

43、Verdier. The Choice Between Market Failures and Corruption[J]. American Economic Review，2000，90（1）：194-211. </p><p>　　[22]高波，王斌.中國大中城市房地產(chǎn)需求彈性地區(qū)差異的實證研究[J].當(dāng)代經(jīng)濟科學(xué)，2008，（1）：1-7. </p><p>　　[23]Fisma

44、n R，Gatti R.Decentralization and Corruption：Evidence across Countries[J]. Journal of Public Economics，2002，83（3）：325-345. </p><p>　　[24]Dincer O C，Gunalp B. Corruption and Income Inequality in the United Sta

45、tes[J]. Contemporary Economic Policy，2012，30（2）：283-292. </p><p>　　[25]張軍，高遠，傅勇，張弘.中國為什么擁有了良好的基礎(chǔ)設(shè)施？[J].經(jīng)濟研究，2007，（3）：4-19. </p><p>　　[26]Levin A，Lin C F，James Chu C S. Unit Root Tests in Panel D

46、ata：Asymptotic and Finite-sample Properties[J]. Journal of Econometrics，2002，108（1）：1-24. </p><p>　　[27]Im K S，Pesaran M H，Shin Y. Testing for Unit Roots in Heterogeneous Panels[J]. Journal of Econometrics，2

47、003，115（1）：53-74. </p><p>　　[28]Maddala G S，Wu S. A Comparative Study of Unit Root Tests with Panel Data and a New Simple test[J]. Oxford Bulletin of Economics and Statistics，1999，61（S1）：631-652. </p>

48、<p>　　[29]Driscoll J C，Kraay A C. Consistent Covariance Matrix Estimation with Spatially Dependent Panel Data[J]. Review of Economics and Statistics，1998 ，80（4）：549-560. </p><p>　　[30]吳一平，朱江南.腐敗、反腐敗和中國