腐敗治理對(duì)房?jī)r(jià)的抑制效應(yīng)研究

1、<p>　　腐敗治理對(duì)房?jī)r(jià)的抑制效應(yīng)研究</p><p>　　摘 要：抑制過(guò)快的房?jī)r(jià)上漲是中國(guó)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?jī)r(jià)的灰色收入效應(yīng)和市場(chǎng)勢(shì)力效應(yīng)，而且對(duì)房?jī)r(jià)有直接抑制效應(yīng)。構(gòu)建房地產(chǎn)價(jià)格計(jì)算模型，利用2002—2011年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，在全國(guó)和區(qū)域?qū)用娣謩e進(jìn)行計(jì)算分析結(jié)果表明，腐敗治理對(duì)房?jī)r(jià)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?jī)r(jià)；抑制效應(yīng) </p><p>　　中圖分類(lèi)號(hào)：F062.9 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-3890（2014）01-0071-07 </p><p><b>　　一、引言 </b></p><p>　　從1998年對(duì)傳統(tǒng)的福利分房進(jìn)行改革以來(lái)，中國(guó)的房?jī)r(jià)持續(xù)攀升，特別是近幾年又有了一個(gè)大幅度的跳躍式增長(zhǎng)

3、，積聚了大量?jī)r(jià)格泡沫（劉民權(quán)、孫波，2009）[1]。居高不下的房?jī)r(jià)，不僅會(huì)導(dǎo)致財(cái)政風(fēng)險(xiǎn)和金融風(fēng)險(xiǎn)的加劇（昌忠澤，2007）[2]，而且使住房難成為普遍的民生問(wèn)題，已然成為構(gòu)建社會(huì)主義和諧社會(huì)的主要障礙之一。可以說(shuō)，有效抑制房?jī)r(jià)的過(guò)快增長(zhǎng)是中國(guó)經(jīng)濟(jì)當(dāng)前面臨的最緊迫的任務(wù)。 </p><p>　　在不斷上漲的房?jī)r(jià)面前，中國(guó)政府在抑制房?jī)r(jià)上漲方面付出了很多努力，包括限購(gòu)、提高貸款利率、提高首付比例、建設(shè)保障房和試點(diǎn)征

4、收房地產(chǎn)稅。盡管有人調(diào)侃似地聲稱(chēng)房?jī)r(jià)“越調(diào)越高”，然而僅僅簡(jiǎn)單地通過(guò)觀察政策出臺(tái)后房?jī)r(jià)的反應(yīng)來(lái)判斷一項(xiàng)政策的好壞并不科學(xué)。無(wú)論從實(shí)際中觀察還是從理論中出發(fā)都可以得出，房?jī)r(jià)的動(dòng)態(tài)變化會(huì)受到諸多因素的影響。目前，學(xué)術(shù)界關(guān)于我國(guó)房?jī)r(jià)決定因素的研究層出不窮，主要可梳理為兩條主線(xiàn)：（1）供給層面分析，例如況偉大（2005）認(rèn)為長(zhǎng)期來(lái)看地價(jià)是房?jī)r(jià)的格蘭杰（Granger）原因[3]，王成成和王曉輝（2011）實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)竣工面積能顯著抑制房?jī)r(jià)

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?jī)r(jià)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(gè)層面，分別考察了貨幣政策、金融制度、地方政府土地財(cái)政需求等因素對(duì)房?jī)r(jià)的影響[6，1]。 </p><p>　　然而，作為一個(gè)典型的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)大國(guó)，在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌的情境下，中國(guó)地方官員占有大量個(gè)人、企業(yè)所需的行政和經(jīng)濟(jì)資源，權(quán)力租金的存在孕育

6、了腐敗機(jī)會(huì)，誘發(fā)了腐敗現(xiàn)象的蔓延（Krueger，1974）[7]。在房地產(chǎn)市場(chǎng)中，房產(chǎn)開(kāi)發(fā)從立項(xiàng)、貸款、工程招標(biāo)、監(jiān)理驗(yàn)收等各個(gè)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(biāo)投標(biāo)等環(huán)節(jié)的職務(wù)犯罪案件就達(dá)6 451件[8]。公婷、吳木鑾（2012）則基于2000—2009年中央法制報(bào)刊（《檢察日?qǐng)?bào)》）腐敗案件報(bào)道的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)腐敗規(guī)模處于上升趨勢(shì)，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(chēng)，腐敗可

7、能惡化了房地產(chǎn)市場(chǎng)的健康供求系統(tǒng)，那么，對(duì)房?jī)r(jià)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(duì)房?jī)r(jià)的影響。目前國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)腐敗的房?jī)r(jià)效應(yīng)進(jìn)行了有益的探討，李琳（2007）、俞憲忠（2008）認(rèn)為尋租的腐敗費(fèi)用抬高了建房成本，成為了高房?jī)r(jià)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(jìn)房?jī)r(jià)的合理回歸[10-11]；而潘向研和曾國(guó)亮（2013）等研究表明腐敗產(chǎn)生的灰色隱性收入是中國(guó)房?jī)r(jià)過(guò)快</p>

8、;<p>　　同時(shí)，國(guó)外學(xué)者有關(guān)腐敗經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的研究具有重要的啟示作用。Leff（1964）、Liu（1985）、Barreto（2001）等人認(rèn)為腐敗并非總是對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不利，它有利于規(guī)避無(wú)效的政策和蹩腳的管制，降低市場(chǎng)上的信息不對(duì)稱(chēng)程度，激活可能擱置的有效資源配置方案，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[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(duì)腐敗經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的理性評(píng)價(jià)。腐敗對(duì)資源配置效率可能并不是一無(wú)是處，或許它本身就是對(duì)政策失靈的一種理性反應(yīng)。那么，具體到一個(gè)特定又特殊的房地產(chǎn)市場(chǎng)，腐敗對(duì)房產(chǎn)資源的配置信號(hào)（房?jī)r(jià)）具體的作用機(jī)理如何就有待于進(jìn)一步細(xì)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(gè)房地產(chǎn)市場(chǎng)的尋租模型，以分析腐敗以及腐敗治理對(duì)

10、房?jī)r(jià)的影響，并進(jìn)一步采用了2002—2011年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)對(duì)腐敗治理的房?jī)r(jià)抑制效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。本文主要從三個(gè)方面深化了已有研究：（1）模型分析表明，盡管腐敗可能對(duì)尋租方和設(shè)租方都是有利的，但其對(duì)消費(fèi)者卻無(wú)利，即使會(huì)增加房地產(chǎn)的供應(yīng)數(shù)量，可以一定程度上降低房?jī)r(jià)，但尋租方最終會(huì)將腐敗成本轉(zhuǎn)嫁給消費(fèi)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?jī)r(jià)

11、”機(jī)制，同時(shí)還從理論上挖掘了腐敗治理對(duì)房?jī)r(jià)的直接抑制效應(yīng)，更為系統(tǒng)地分析了腐敗、腐敗治理對(duì)房?jī)r(jià)的影響機(jī)理；（3）實(shí)證研究表明腐敗治理對(duì)房?jī)r(jià)抑制效應(yīng)顯著存在，并且在省域經(jīng)濟(jì)、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?jī)r(jià)的一個(gè)制度建設(shè)方案提供了實(shí)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(lèi)群體：高收入居民和開(kāi)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(jì)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>　?。ㄒ唬ぷ馐袌?chǎng) </b></p><p>　　1. 尋租方——居民和代表性開(kāi)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(lái)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(xiǎn)，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(dá)式（1）： 　　在（1）式中，q是行賄未被發(fā)現(xiàn)的概率，同時(shí)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(jì)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(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影

15、響，本文建立以下的房地產(chǎn)價(jià)格計(jì)量模型： </p><p>　　（17）式中，下標(biāo)i和t分別是第i個(gè)省份的第t年；v是不可觀測(cè)的地區(qū)固定效應(yīng)，可以控制不隨時(shí)間變化的地區(qū)差異因素，？著為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。方程中被解釋變量price是衡量房?jī)r(jià)的指標(biāo)，我們采用經(jīng)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)平減的商品房?jī)r(jià)格來(lái)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(guó)內(nèi)學(xué)者張軍等人（2007）認(rèn)為各省貪污賄賂立案數(shù)可用來(lái)度量我國(guó)腐敗治理的力度[25]，這是因?yàn)閷?duì)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(jìn)一步檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的質(zhì)量，我們將1996—2011年的全國(guó)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(xiàng)指標(biāo)②——中國(guó)腐敗控制指數(shù)（CCI）進(jìn)行比較，CCI是反映政府清廉程度的重要指標(biāo)，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(qiáng)的正相關(guān)，在樣本區(qū)間內(nèi)CCI指數(shù)波動(dòng)較大，且呈下降趨勢(shì)?？紤]到公職人員規(guī)模的影響，本文在使用我國(guó)職務(wù)犯罪立案數(shù)來(lái)度量腐敗治理力度的同時(shí)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(shí)際GDP（pgdp）

18、，用以刻畫(huà)人均收入變動(dòng)對(duì)房地產(chǎn)需求的拉動(dòng)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(lái)表示，并以此探討該地區(qū)金融環(huán)境改善對(duì)房地產(chǎn)價(jià)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(gòu)置費(fèi)用與土地購(gòu)置面積的比率來(lái)度量，意在考察房地產(chǎn)市場(chǎng)上成本推動(dòng)效應(yīng)；（5）時(shí)間虛擬變量（year），用以反映政策變化對(duì)房?jī)r(jià)的影響。以上數(shù)據(jù)主要來(lái)自歷年《中國(guó)檢察年鑒》、各地區(qū)

19、統(tǒng)計(jì)年鑒以及中經(jīng)網(wǎng)。由于土地購(gòu)置費(fèi)用數(shù)據(jù)只能追蹤到2002年，本文樣本時(shí)間跨度為2002年到2011年。考慮到數(shù)據(jù)可得性，本文面板樣本包括除西藏之外的30個(gè)省、自治區(qū)、直轄市。 </p><p><b>　?。ǘ┟枋鲂越y(tǒng)計(jì) </b></p><p>　　為更方便說(shuō)明房?jī)r(jià)影響因子的作用，本文對(duì)除金融發(fā)展（finan）之外所有的變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。表1列示了本文模型變量

20、的統(tǒng)計(jì)特征。 </p><p><b>　　四、實(shí)證分析 </b></p><p>　?。ㄒ唬┟姘鍐挝桓c協(xié)整檢驗(yàn) </p><p>　　為避免偽回歸，本文對(duì)模型中的變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。通常，單位根檢驗(yàn)包括同質(zhì)截面和異質(zhì)截面檢驗(yàn)兩類(lèi)，前者有LLC檢驗(yàn)（Levin et al，2002）[26]，后者包括IPS檢驗(yàn)（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(yàn)方法，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。從表2的結(jié)果可以看出，在控制趨勢(shì)項(xiàng)和截距項(xiàng)時(shí)，變量均表現(xiàn)出零階單整。 </p><p>　　我們采用Kao檢驗(yàn)方法對(duì)模型變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果表明存在長(zhǎng)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(guó)層面的計(jì)量分析。表4分別報(bào)告了判斷模型是采用混合OLS、固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)的三種檢驗(yàn)結(jié)果。Wald檢驗(yàn)結(jié)果表明固定效應(yīng)優(yōu)于混合OLS，同時(shí)B-P檢驗(yàn)表明隨機(jī)效應(yīng)優(yōu)于混合OLS，根據(jù)Hausman檢驗(yàn)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(guó)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(bào)告了沒(méi)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(fù)，且

23、在5%水平顯著，這說(shuō)明樣本區(qū)間內(nèi)腐敗治理力度越大，房?jī)r(jià)下降的程度也會(huì)越大，即腐敗治理對(duì)房?jī)r(jià)抑制效應(yīng)得到了經(jīng)驗(yàn)支持。另外，人均GDP、金融發(fā)展水平與房?jī)r(jià)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?jī)r(jià)負(fù)相關(guān)，表明供給量的增多可以抑制房?jī)r(jià)的上漲。最后，從地價(jià)的系數(shù)來(lái)看，房地產(chǎn)市場(chǎng)上成本—價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)顯著。 </p><p>　　由于腐敗治理對(duì)房?jī)r(jià)的影響可能存在時(shí)滯，本文進(jìn)一步對(duì)corru滯后一期進(jìn)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(duì)房地產(chǎn)價(jià)格彈性系數(shù)略有上升，再次證實(shí)腐敗治理對(duì)房?jī)r(jià)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(wèn)題對(duì)統(tǒng)計(jì)推斷的影響，使檢驗(yàn)結(jié)果更為穩(wěn)健，表5列（4）報(bào)告了采用Driscoll-Kraay標(biāo)準(zhǔn)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?jì)量分析。我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(guó)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(duì)房?jī)r(jià)的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)將具有區(qū)域特征。其次，無(wú)論從經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、發(fā)達(dá)程度和微觀經(jīng)濟(jì)主體偏好，還是從房地產(chǎn)的金融支持和供給能力差異來(lái)看，房地產(chǎn)市場(chǎng)都具有明顯的區(qū)域異質(zhì)性，這會(huì)強(qiáng)化腐敗治理在房地產(chǎn)市場(chǎng)的區(qū)域效應(yīng)。因而，我們將全國(guó)樣本分為東、中、西三個(gè)

26、區(qū)域樣本，繼續(xù)使用Driscoll-Kraay標(biāo)準(zhǔn)誤差進(jìn)行計(jì)量分析，結(jié)果見(jiàn)表6。 </p><p>　　從表6可以看出，無(wú)論是對(duì)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(duì)房?jī)r(jià)的抑制效應(yīng)最大；中部的抑制作用稍弱；西部腐敗治理對(duì)房?jī)r(jià)的抑制作用不再顯著。一個(gè)可能的原因是，腐敗影響房?jī)r(jià)的灰色收入效應(yīng)和市場(chǎng)勢(shì)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(duì)集聚，相伴生的房地產(chǎn)市場(chǎng)區(qū)位優(yōu)勢(shì)也更為

27、明顯，這促使該地區(qū)灰色收入和市場(chǎng)勢(shì)力的房?jī)r(jià)傳導(dǎo)介質(zhì)更為敏感，作用彈性相對(duì)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(jià)格對(duì)房?jī)r(jià)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(méi)有促進(jìn)房地產(chǎn)的繁榮，但房產(chǎn)供應(yīng)量的改善能對(duì)房?jī)r(jià)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(jià)格上；在東部，整體而言，需求層次因素對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)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(gè)反映腐敗治理與房?jī)r(jià)關(guān)系的數(shù)理模型，細(xì)致地梳理了腐敗治理對(duì)房?jī)r(jià)的直接與間接抑制效應(yīng)，其中間接效應(yīng)表現(xiàn)為對(duì)腐敗推高房?jī)r(jià)的灰色收入效應(yīng)和市場(chǎng)勢(shì)力效應(yīng)的抑制?；?002—2011年中國(guó)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(duì)房地產(chǎn)價(jià)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(duì)房?jī)r(jià)的抑制強(qiáng)度依次遞減。 </

29、p><p>　　本文的研究對(duì)中國(guó)當(dāng)前和今后房?jī)r(jià)調(diào)控具有豐富的政策性信息，具體體現(xiàn)在：（1）加強(qiáng)腐敗治理有助于抑制全國(guó)、特別是東部和中部地區(qū)的房?jī)r(jià)過(guò)快上升，反腐敗力度上升1%將使房?jī)r(jià)下降4.8%～9.6%。（2）有效治理腐敗可以促進(jìn)居民收入分配更加平等合理，減少灰色收入對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的沖擊；同時(shí)有助于減弱開(kāi)發(fā)商的壟斷市場(chǎng)勢(shì)力，降低房產(chǎn)市場(chǎng)上的價(jià)格扭曲程度，對(duì)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(wú)法成立，這樣腐敗推高房?jī)r(jià)的效應(yīng)就能從根本上得到消除。而這就進(jìn)一步要求我們繼續(xù)推進(jìn)政治體制改革，完善政治體制制約、監(jiān)督機(jī)制以消散過(guò)高的權(quán)力租金，減少相關(guān)人員的腐敗動(dòng)機(jī)和腐敗機(jī)會(huì)，從而優(yōu)化房地產(chǎn)等微觀市場(chǎng)發(fā)展的政治環(huán)境。（4）在考慮腐敗治理對(duì)房?jī)r(jià)的影響時(shí)，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(jìn)房?jī)r(jià)回歸合理的過(guò)程中，對(duì)東部和中部地區(qū)的腐敗治理可能會(huì)帶來(lái)更好的效果。但不能斷章

31、取義，以偏概全，否認(rèn)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(duì)房?jī)r(jià)的影響機(jī)制。（5）需要強(qiáng)調(diào)的是，雖然模型中腐敗可以通過(guò)同時(shí)提高房地產(chǎn)供給數(shù)量和價(jià)</p><p><b>　　注釋?zhuān)?</b></p><p>　?、俑鶕?jù)公共選擇學(xué)派的理論，尋租是指經(jīng)濟(jì)人通過(guò)各種政治、經(jīng)濟(jì)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(rùn)的活動(dòng)，而腐敗是運(yùn)用公共權(quán)力謀

32、取私利的行為。嚴(yán)格來(lái)講，尋租和腐敗是兩個(gè)不同的概念，但從經(jīng)濟(jì)學(xué)視角研究腐敗問(wèn)題時(shí)最有力的分析工具是尋租理論（陽(yáng)穆哲，2001）[21]，同時(shí)尋租活動(dòng)往往會(huì)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(lái)源：世界銀行，http：//info.worldbank.org/governacewgi/index.aspx#home。 </p>

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