廉潔度、基礎(chǔ)設(shè)施投資與中國經(jīng)濟包容性增長

潘雅茹 羅良文

(1. 武漢科技大學(xué) 文法與經(jīng)濟學(xué)院，湖北 武漢430065；2.中南財經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，湖北 武漢 430073)

一、引言

隨著中國經(jīng)濟進入由高速發(fā)展轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展的新時代，經(jīng)濟穩(wěn)定增長和收入差距持續(xù)擴大，成為我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期間存在的兩個特征事實。根據(jù)國家統(tǒng)計局的統(tǒng)計，2017年中國居民收入的基尼系數(shù)為0.467，超過世界基尼系數(shù)0.4的警戒線①；城鄉(xiāng)、區(qū)域以及不同群體之間收入差距的持續(xù)擴大，嚴重制約了中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，阻礙了人民公平而充分地分享發(fā)展成果。如何在保持經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長的同時改善居民收入分配狀況，已經(jīng)成為中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展亟待解決的重要問題。而“包容性增長”作為一種新型經(jīng)濟增長模式，為解決這一難題提供了新的路徑。

在投資驅(qū)動的經(jīng)濟增長模式中，基礎(chǔ)設(shè)施投資一直是中國經(jīng)濟增長的主要推動力之一。通過增加基礎(chǔ)設(shè)施投資刺激國內(nèi)需求，更是中國政府進行反周期調(diào)控的重要手段之一。這一手段成功緩解了經(jīng)濟下行帶來的增長壓力，穩(wěn)定了中國經(jīng)濟增長。但作為一種準公共產(chǎn)品，基礎(chǔ)設(shè)施的外部性本身就擔負著改善收入分配的責任。如果基礎(chǔ)設(shè)施對分配不均等現(xiàn)象未有改善，就失去了公共產(chǎn)品的性質(zhì)[1]?，F(xiàn)有文獻大多關(guān)注基礎(chǔ)設(shè)施投資的經(jīng)濟增長效應(yīng)，對其收入分配效應(yīng)的研究不足。因此，在追求經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，促進包容性增長的背景下，還應(yīng)綜合考慮基礎(chǔ)設(shè)施投資的經(jīng)濟增長效應(yīng)和收入分配效應(yīng)。

與此同時，我國官員的廉潔度情況不容樂觀，自2012年11月到2017年6月，全國共立案審查廳局級干部8600多人、縣處級干部6.6萬人，處置問題線索236.2萬件，立案141.8萬件，處分140.9萬人②。根據(jù)透明國際組織歷年發(fā)布的“全球清廉指數(shù)排行榜”顯示，近幾年中國的清廉指數(shù)排名有所提升，但在180個參評國家(地區(qū))中，廉潔指數(shù)提升速度較慢，還存在較大提升空間③。

在推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的大背景下，面對我國較嚴峻的反腐敗形勢、迅猛增長的基礎(chǔ)設(shè)施投資和追求效率兼具公平的包容性增長，我們需要探討這三者之間是否存在內(nèi)在聯(lián)系。若存在聯(lián)系，廉潔度和基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長分別具有何種影響，廉潔度在三者之間扮演何種角色。盡管已有研究指出基礎(chǔ)設(shè)施投資效率在很大程度上受到官員廉潔度的影響，廉潔度低于一定水平會對基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量產(chǎn)生負向影響[2]，但尚未有研究把廉潔度、基礎(chǔ)設(shè)施投資和包容性增長聯(lián)系起來，缺乏對廉潔度、基礎(chǔ)設(shè)施投資與包容性增長關(guān)系的深入探究和實證檢驗?；诖?，本文嘗試分析廉潔度、基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的影響及其作用機制，探討基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長是否具有廉潔度門檻效應(yīng)。本文可能的貢獻主要表現(xiàn)在以下幾個方面：第一，已有研究大多從理論上分析包容性增長，鮮有研究從經(jīng)濟學(xué)的角度分析廉潔度在包容性增長中所扮演的角色。本文將廉潔度和基礎(chǔ)設(shè)施投資納入包容性增長的分析框架，豐富了包容性增長方面的研究。第二，本文嘗試利用動態(tài)面板和門限面板模型，實證檢驗廉潔度、基礎(chǔ)設(shè)施投資在我國包容性增長中的具體表現(xiàn)，并確定基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的廉潔度門檻。第三，考慮到區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平和基礎(chǔ)設(shè)施投資存在不均衡現(xiàn)象，本文以東部、中部和西部三大地區(qū)為研究對象，進一步檢驗區(qū)域異質(zhì)性對廉潔度、基礎(chǔ)設(shè)施投資與經(jīng)濟包容性增長的影響。

二、文獻綜述

本文側(cè)重研究廉潔度、基礎(chǔ)設(shè)施投資在中國包容性增長過程中的具體表現(xiàn)，并探討三者之間的內(nèi)在關(guān)系，相關(guān)文獻從以下幾方面進行簡述：

1.包容性增長。當前，學(xué)術(shù)界對于包容性增長的概念沒有形成統(tǒng)一界定，但大多都從縮小收入差距、均衡發(fā)展機會及實現(xiàn)減少貧困等角度進行分析。Rauniyar和Kanbur認為包容性增長是一種減少不平等現(xiàn)象的增長，并指出這里的不平等是一種更廣泛意義上的不平等[3]。王雪冬將包容性增長定義為社會全體成員能夠平等參與經(jīng)濟增長過程且分享經(jīng)濟增長成果的協(xié)調(diào)可持續(xù)增長[4]。王洪川和胡鞍鋼指出，包容性增長中增長是首位、是基礎(chǔ)，包容性是其次、是目的，而中國的包容性增長是一種共享發(fā)展，目標是在更大范圍內(nèi)帶動全體人民包容性增長，促進世界可持續(xù)發(fā)展[5]。

2.基礎(chǔ)設(shè)施投資與包容性增長。Josie研究了基礎(chǔ)設(shè)施投資對金磚國家包容性可持續(xù)發(fā)展的影響，認為公共基礎(chǔ)設(shè)施是人民生活水平提高、社會政治經(jīng)濟長期可持續(xù)發(fā)展的重要影響因素[6]。樊勝根等通過研究發(fā)現(xiàn)，中國農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施能夠有效促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提高、減少農(nóng)民貧困、縮小城鄉(xiāng)收入差距[7]。張勛和萬廣華通過研究中國農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的影響發(fā)現(xiàn)，中國農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，提高農(nóng)村居民收入水平，從而對包容性增長具有積極作用[1]。

3.廉潔度與包容性增長。目前，只有少量研究涉及廉潔度與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，且大多從腐敗的角度分析廉潔度對全要素生產(chǎn)率的影響。Breen和Gillanders認為腐敗會扭曲資源配置效率，從而阻礙社會生產(chǎn)率提高[8]。聶輝華指出腐敗與全要素生產(chǎn)率之間不是簡單的線性關(guān)系，腐敗對不同性質(zhì)的企業(yè)影響效果存在差異[9]。

4.廉潔度與基礎(chǔ)設(shè)施投資的關(guān)系。Rose-Ackerman的研究表明基礎(chǔ)設(shè)施投資過程伴隨著腐敗行為的泛濫[10]。Bose等發(fā)現(xiàn)，腐敗對基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量具有負向影響[11]。Gillanders研究了腐敗對交通、電力及電信基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的影響后發(fā)現(xiàn)，腐敗行為降低了基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量[12]。范子英指出中國的基礎(chǔ)設(shè)施投資與腐敗存在正相關(guān)關(guān)系，大規(guī)模的基礎(chǔ)設(shè)施投資伴隨著更多腐敗的可能性[13]。

縱觀已有文獻，雖有少量研究涉及廉潔度、基礎(chǔ)設(shè)施投資或包容性增長，但尚未有研究把三者聯(lián)系起來，缺乏深入分析廉潔度、基礎(chǔ)設(shè)施投資在包容性增長中所起作用的研究。鑒于此，本文利用2008～2017年全國30個省(直轄市、自治區(qū))的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過對30個省(直轄市、自治區(qū))包容性全要素生產(chǎn)率的測算來衡量經(jīng)濟包容性增長水平，在此基礎(chǔ)上，利用動態(tài)面板模型和門限面板模型，實證檢驗廉潔度、基礎(chǔ)設(shè)施投資在我國經(jīng)濟包容性增長過程中的具體表現(xiàn)，探究基礎(chǔ)設(shè)施投資對我國包容性增長的廉潔度門檻，明確我國基礎(chǔ)設(shè)施投資結(jié)構(gòu)改革方向。本文研究結(jié)論對提升我國包容性增長、緩和收入差距矛盾、推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有一定的參考價值。

三、理論分析與研究假設(shè)

(一)基本傳導(dǎo)機制及研究假設(shè)

根據(jù)廉潔度的特征，本文認為廉潔度對包容性增長的影響主要基于兩種途徑：

途徑一為直接傳導(dǎo)機制，主要表現(xiàn)為廉潔度對社會分配的有效性和競爭公平性的直接影響，而社會分配的有效性和競爭公平性是包容性增長的主要內(nèi)容。具體表現(xiàn)在：我國公權(quán)力基本集中在城鎮(zhèn)政府，良好的廉潔度環(huán)境能夠有效制約政府人員手中的權(quán)力，提高社會分配的有效性和競爭的公平性，實現(xiàn)效率兼具公平的政策效果，提升包容性增長；反之，在較差的廉潔度環(huán)境中，公權(quán)力的擁有者更易利用手里的權(quán)力進行“尋租”，將擁有的權(quán)力作為資本參與競爭與分配，導(dǎo)致這部分群體收入迅速增加，侵占了其他群體利益，扭曲了資源配置效率，擴大了居民收入差距，阻礙包容性增長的提升。

途徑二為間接傳導(dǎo)機制，主要表現(xiàn)為廉潔度通過影響基礎(chǔ)設(shè)施投資效率，進而間接影響包容性增長。在由政府主導(dǎo)的基礎(chǔ)設(shè)施投融資體制下，地方政府是基礎(chǔ)設(shè)施投資行為的主體，政府權(quán)力可以主導(dǎo)基礎(chǔ)設(shè)施投資金額、類型及投資區(qū)域，因而官員的廉潔度水平會對基礎(chǔ)設(shè)施投資的配置效率產(chǎn)生影響。具體表現(xiàn)在：較高的廉潔度通過提高基礎(chǔ)設(shè)施投資效率間接促進包容性增長提升。良好的廉潔度環(huán)境能夠有效減少基礎(chǔ)設(shè)施投資過程中的“尋租行為”，為基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)提供良好的制度環(huán)境保障，提高基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量和投資效率，通過基礎(chǔ)設(shè)施的規(guī)模效應(yīng)和輻射效應(yīng)，帶動農(nóng)村地區(qū)勞動力的轉(zhuǎn)移和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，間接促進包容性增長提升。反之，較低的廉潔度通過降低基礎(chǔ)設(shè)施投資效率間接阻礙包容性增長提升。當廉潔度水平較低時，基礎(chǔ)設(shè)施投資過程中更容易出現(xiàn)腐敗行為。由于腐敗的存在，一些資源可能被浪費，政府對基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投入可能減少或被侵占，導(dǎo)致地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施配套不完善，在一定程度上抑制了收入分配的均衡和生產(chǎn)效率的提高，進而對包容性增長產(chǎn)生間接的負向影響?；诖耍岢霰疚牡难芯考僭O(shè)1：

假設(shè)1：廉潔度不僅能直接影響包容性增長，而且能通過影響基礎(chǔ)設(shè)施投資效率而間接影響包容性增長。

(二)非線性傳導(dǎo)機制及研究假設(shè)

廉潔度對基礎(chǔ)設(shè)施投資效率存在“促進”和“抑制”兩種效應(yīng)，而這兩種效應(yīng)又會間接作用于基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的影響。因此，基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的影響可能具有一定的廉潔度門檻特征，主要表現(xiàn)如下：首先，較好的廉潔度環(huán)境能夠有效減少官員在基礎(chǔ)設(shè)施投資過程中的“尋租”，為基礎(chǔ)設(shè)施投資提供良好的制度環(huán)境保障。隨著廉潔度水平的提高，基礎(chǔ)設(shè)施投資質(zhì)量和效率得到持續(xù)提升，基礎(chǔ)設(shè)施產(chǎn)生的規(guī)模效應(yīng)和輻射效應(yīng)持續(xù)增加，從而降低了城鄉(xiāng)勞動力轉(zhuǎn)移成本，提高了資源要素的配置效率，促使基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長產(chǎn)生更多的溢出效應(yīng)。反之，在較差的廉潔度環(huán)境中，對基礎(chǔ)設(shè)施投資的監(jiān)管難度增加，負責基礎(chǔ)設(shè)施投資的相關(guān)部門更易成為腐敗的重災(zāi)區(qū)[14]。腐敗通過扭曲投資結(jié)構(gòu)、增加投資成本等途徑制約基礎(chǔ)設(shè)施投資發(fā)揮積極作用，降低基礎(chǔ)設(shè)施投資效率，進而抑制了基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的溢出效應(yīng)。因此，在不考慮其他影響因素的條件下，基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的溢出效應(yīng)可能受到廉潔度的限制，只有廉潔度水平跨越一定的門檻值后，基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長才會產(chǎn)生積極作用。據(jù)此，提出本文的研究假設(shè)2：

假設(shè)2：基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的影響存在顯著的廉潔度門檻。

(三)異質(zhì)性傳導(dǎo)機制及研究假設(shè)

由于存在資源稟賦和經(jīng)濟發(fā)展水平的區(qū)域差異，我國各地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施投資規(guī)模和結(jié)構(gòu)也不盡相同，從而使得基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的溢出效應(yīng)存在區(qū)域差異。除此之外，廉潔度水平、經(jīng)濟發(fā)展導(dǎo)向等因素的區(qū)域差異，也會影響基礎(chǔ)設(shè)施投資對區(qū)域包容性增長的溢出效應(yīng)。一直以來，東部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施投資無論在總量還是人均投入量上都顯著高于中部和西部地區(qū)，東部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)已經(jīng)進入“基本適應(yīng)型”，基礎(chǔ)設(shè)施投資方向從交通、水利和電力等一般性基礎(chǔ)設(shè)施轉(zhuǎn)向科技型基礎(chǔ)設(shè)施投資。而在經(jīng)濟發(fā)展水平相對較低的中部和西部地區(qū)，雖然交通、電力和水利等一般性基礎(chǔ)設(shè)施投資的增長率有所提高，但與東部地區(qū)相比差距仍然較大，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)還處于“隨后—追趕型”的狀態(tài)。考慮到廉潔度環(huán)境的區(qū)域差異和基礎(chǔ)設(shè)施投資分布的區(qū)域不均衡性，提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)3：廉潔度、基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的影響存在一定的區(qū)域異質(zhì)性。

四、經(jīng)濟包容性增長的測算

對于經(jīng)濟包容性增長的測算，學(xué)者們主要采用兩種方法：一種是從不同角度構(gòu)建評價指標體系，采用主觀賦權(quán)和因子分析賦權(quán)等方法對包容性指數(shù)進行測算[15][16]；另一種是從全要素生產(chǎn)率的角度對包容性增長進行度量。如陳紅蕾和覃偉芳在傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率的基礎(chǔ)上，將城鄉(xiāng)收入差距作為經(jīng)濟增長中的一種非期望產(chǎn)出引入測算框架，提出包容性全要素生產(chǎn)率的概念[17]。為了科學(xué)合理地測算中國經(jīng)濟包容性增長水平，本文采用后一種方法，即使用Malmquist-Luenberger指數(shù)法對中國包容性全要素生產(chǎn)率進行測算。

(一)包容性全要素生產(chǎn)率指數(shù)的構(gòu)建

P(x)={(y,z):x可以生產(chǎn)(y,z)}

(1)

依據(jù)Fare等的觀點，需要對期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出之間的關(guān)系進行假定[19]。由于本文研究的包容性增長主要目標是既實現(xiàn)經(jīng)濟增長(獲得期望產(chǎn)出)，同時又縮小收入差距(減少非期望產(chǎn)出)。因此，本文假定在投入水平給定的前提下，期望產(chǎn)出減少時，非期望產(chǎn)出也同比例減少，即非期望產(chǎn)出的減少需要付出成本。這個假定表明，在經(jīng)濟增長的過程中，預(yù)期縮小收入差距便會使經(jīng)濟效率受到損失，從而可以將收入差距納入生產(chǎn)率的研究框架中。為了測算納入收入差距的包容性全要素生產(chǎn)率，本文借助基于產(chǎn)出的方向性距離函數(shù)來調(diào)整期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出：

(2)

式(2)中，g=(y,z)表示一個方向向量，在考慮非期望產(chǎn)出時，定義方向變量為g=(y,-z)，β代表期望產(chǎn)出增長、非期望產(chǎn)出和投入減少的最大可能數(shù)量。根據(jù)產(chǎn)出導(dǎo)向的Malmquist-Luenberger指數(shù)構(gòu)建如下模型：

(3)

假設(shè)在每個時間t，對應(yīng)的K個決策單元的投入產(chǎn)出觀測值為(xt,k,yt,k,zt,k)，其中k=1,2，…，k；t=1,2，…t，則由這些觀測值組成的產(chǎn)出集合P(x)必須滿足兩個條件：第一，規(guī)模收益的不變性，即p(λx)=λp(x)，且λ>0；第二，投入具有強處置性，即xt≥x，P(xt)?P(x)[20]。

(4)

(5)

(6)

(二)數(shù)據(jù)來源

本文測算的是中國30個省(直轄市、自治區(qū))(不含西藏自治區(qū)和港澳臺地區(qū))2008～2017年的包容性全要素生產(chǎn)率，需要投入要素、期望產(chǎn)出及非期望產(chǎn)出等基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，相關(guān)數(shù)據(jù)主要來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國固定資產(chǎn)投資年鑒》以及各省份歷年統(tǒng)計年鑒。

1.投入變量。勞動投入采用歷年各省份年末從業(yè)人員數(shù)表示，資本投入采用固定資產(chǎn)投資存量表示。由于國內(nèi)直接公開的統(tǒng)計數(shù)據(jù)中沒有相關(guān)存量數(shù)據(jù)，因此，本文采用永續(xù)盤存法進行固定資產(chǎn)存量計算，具體計算公式為：Kt=Kt-1(1-δ)+It，其中，Kt為第t年的實際資本存量，δ為資本折舊率，It為第t年的固定資產(chǎn)投資額。參考張軍等年的研究，將資本折舊率設(shè)定為9.6%[21]，并根據(jù)各省份固定資產(chǎn)投資流量數(shù)據(jù)和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，以2008年為基期通過永續(xù)盤存法來估算各省份固定資產(chǎn)投資存量。

2.產(chǎn)出變量。期望產(chǎn)出變量指經(jīng)濟產(chǎn)出變量，采用不變價格GDP指數(shù)與當年價格GDP計算出各省份實際GDP。非期望產(chǎn)出指城鄉(xiāng)居民收入差距，采用農(nóng)村居民人均凈收入與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的百分比來表示，百分比擴大意味著收入差距縮小，反之則說明收入差距擴大。

本文采用MaxDEA軟件對Malmquist-Luenberger指數(shù)進行測算，得到2008～2017年全國30個省(直轄市、自治區(qū))的包容性全要素生產(chǎn)率(包容性TFP)和傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率(傳統(tǒng)TFP)。由于測算得到的信息結(jié)果較多，僅報告各省(直轄市、自治區(qū))2008～2017年的兩類TFP年均發(fā)展速度及其分解，具體結(jié)果如表1所示。

由表1可知，2008～2017年除廣東省傳統(tǒng)TFP指數(shù)等于1外，其他省份傳統(tǒng)TFP指數(shù)均小于1，表明樣本期內(nèi)大多數(shù)省份全要素生產(chǎn)率沒有得到明顯改善，且不同省份的全要素生產(chǎn)率及其增長率存在較大差異。同時，樣本期間大部分省份的包容性TFP指數(shù)均小于1，且包容性TFP指數(shù)均小于傳統(tǒng)TFP指數(shù)及其分解，僅有山東省的包容性TFP與傳統(tǒng)TFP指數(shù)相同，表明該省份收入分配相對公平，經(jīng)濟發(fā)展的包容性較好。分析其原因可能是加入收入差距變量后，同樣的投入要素不僅要實現(xiàn)經(jīng)濟增長，還要改善收入差距，因而包容性TFP指數(shù)低于傳統(tǒng)TFP指數(shù)，即沒有考慮收入差距的傳統(tǒng)TFP高估了實際生產(chǎn)率。整體來看，較低的傳統(tǒng)TFP與包容性TFP指數(shù)表明我國要實現(xiàn)以全要素生產(chǎn)率推動經(jīng)濟增長的任務(wù)還非常艱巨，建立在收入差距持續(xù)擴大基礎(chǔ)上的經(jīng)濟總量增長，降低了我國包容性TFP的增長速度。

五、廉潔度、基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的影響效應(yīng)檢驗

本部分將對上文提出的3個研究假設(shè)進行實證檢驗，分析基礎(chǔ)設(shè)施投資、廉潔度對中國包容性增長的具體影響，探究基礎(chǔ)設(shè)施投資對中國包容性增長的廉潔度門檻，以明確我國基礎(chǔ)設(shè)施投資的收入分配效應(yīng)。

表1 2008～2017年各省(直轄市、自治區(qū))包容性TFP指數(shù)和傳統(tǒng)TFP指數(shù)及其分解

注：表中的數(shù)值表示各省份TFP指數(shù)在2008～2017年的平均發(fā)展速度。

(一)計量模型的設(shè)定

結(jié)合理論分析，首先檢驗基礎(chǔ)設(shè)施投資、廉潔度對包容性增長的影響程度，具體模型設(shè)定如下：

LnTFPj,t=β0+β1LnTFPj,t-1+β2LnINFj,t+β3LnTECINFj,t+β4LnINTj,t+

β5LnXj,t+μj,t

(7)

式(7)中，TFPj,t、INFj,t、TECINFj,t、INTj,t分別表示第j個省(市、自治區(qū))第t期的包容性TFP、一般基礎(chǔ)設(shè)施投資、科技基礎(chǔ)設(shè)施投資及廉潔度；考慮到包容性TFP作為一種增長指數(shù)，其變化通常是緩慢且具有連續(xù)性的，因此在模型中加入包容性TFP的滯后一期LnTFPj,t-1；Xj,t為影響包容性TFP的其他變量；β表示待估算的參數(shù)；μi,t表示隨機擾動項。

為了檢驗廉潔度是否對基礎(chǔ)設(shè)施投資效率產(chǎn)生影響，將基礎(chǔ)設(shè)施投資與廉潔度的交互項引入模型，式(7)擴展如下:

LnTFPj,t=β0+β1LnTFPj,t-1+β2LnINFj,t+β3LnTECINFj,t+β4LnINTj,t+

β5LnINTj,t×LnINFj,t+β6LnXj,t+μi,t

(8)

LnTFPj,t=β0+β1LnTFPj,t-1+β2LnINFj,t+β3LnTECINFj,t+β4LnINTj,t+

β5LnINTj,t×LnTECINFj,t+β6LnXj,t+μi,t

(9)

式(8)和式(9)中，LnINTj,t×LnINFj,t衡量廉潔度對一般基礎(chǔ)設(shè)施投資效率的影響，LnINTj,t×LnTECINFj,t衡量廉潔度對科技基礎(chǔ)設(shè)施投資效率的影響。若β5>0，則說明我國當前的廉潔度水平能夠促進基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的提升，反之，則廉潔度水平抑制了基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的溢出。

根據(jù)上文分析，廉潔度、基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的影響不是單一的線性關(guān)系，廉潔度能夠通過影響基礎(chǔ)設(shè)施投資效率，進而影響其對包容性增長的作用。因而，在進行基準回歸之后，進一步采用Hansen的研究方法[22]，將廉潔度作為門檻變量引入面板模型，構(gòu)建基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長影響的分段函數(shù)，檢驗基礎(chǔ)設(shè)施投資的廉潔度門檻效應(yīng)，并對門檻值進行估計，具體模型構(gòu)建如下：

LnTFPj,t=β0+β1LnINFj,t*I(INT≤θ)+β2LnINFj,t*I(INT>θ)+

β3LnTECINFj,t+β4LnXj,t+μi,t

(10)

LnTFPj,t=β0+β1LnINFj,t+β2LnTECINFj,t*I(INT≤θ)+

β3LnTECINFj,t*I(INT>θ)+β4LnXj,t+μi,t

(11)

式(10)和式(11)中，θ代表需要估計的門檻值，I(·)代表指示函數(shù)。結(jié)合已有相關(guān)研究，控制變量主要包括：經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放度、受教育水平和城鎮(zhèn)化率。

(二)變量設(shè)定及數(shù)據(jù)說明

基于數(shù)據(jù)的可獲得性和研究的可比性，本文選用2008～2017年中國30個省(直轄市、自治區(qū))(不含西藏自治區(qū)和港澳臺地區(qū))的相關(guān)數(shù)據(jù)進行實證檢驗。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國固定資產(chǎn)投資年鑒》《中國檢查年鑒》以及各省(直轄市、自治區(qū))對應(yīng)年份的統(tǒng)計年鑒。其中，所有以價值形態(tài)表示的數(shù)據(jù)，均使用對應(yīng)的價格指數(shù)調(diào)整成以2008年為基期的不變價值，對外開放度指標中的進出口總額以歷年人民幣對美元的年均匯率折算成人民幣單位?？紤]到使用的面板數(shù)據(jù)可能存在異方差現(xiàn)象，在實證過程中將所有變量都取對數(shù)消除變量異質(zhì)性。

1.被解釋變量。采用上文測算得到的中國包容性全要素生產(chǎn)率(TFP)作為被解釋變量。

2.核心解釋變量。包括一般性基礎(chǔ)設(shè)施投資、科技型基礎(chǔ)設(shè)施投資和廉潔度3個變量。

(1)一般性基礎(chǔ)設(shè)施投資(INF)參考童健等的研究，選用《中國固定資產(chǎn)投資年鑒》中“交通運輸、倉儲和郵政業(yè)”的地區(qū)年度數(shù)據(jù)。

(2)科技型基礎(chǔ)設(shè)施投資(TECINF)選用《中國固定資產(chǎn)投資年鑒》中“信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)”和“科學(xué)研究技術(shù)服務(wù)業(yè)”的地區(qū)年度投資數(shù)據(jù)總和[23]。Agenor和Moreno-Dodson指出基礎(chǔ)設(shè)施投資的增長效應(yīng)主要來源于投資存量而不是投資流量[24]，本文利用以2008年為基期進行平減的基礎(chǔ)設(shè)施投資流量，通過永續(xù)盤存法對各省份基礎(chǔ)設(shè)施投資存量進行估算。

(3)廉潔度(INT)采用“每萬人公職人員職務(wù)犯罪立案數(shù)”作為衡量指標，利用職務(wù)犯罪立案數(shù)(件)與當?shù)厝丝跀?shù)(萬人)的比例來表示。其中，公職人員貪污受賄、挪用公款的數(shù)據(jù)來源于歷年《中國檢查年鑒》以及各省份《人民檢察院年度工作報告》，公職人員數(shù)據(jù)來自《中國勞動統(tǒng)計年鑒》中各省份公共管理和社會組織就業(yè)人數(shù)。

3.控制變量?？刂谱兞恐饕ń?jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放度、受教育水平及城鎮(zhèn)化率。

(1)經(jīng)濟發(fā)展水平(GDP)選取各地區(qū)人均GDP來衡量，并以2008年為基期的GDP平減指數(shù)剔除物價波動對GDP的影響。

(2)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(STR)選用各省份第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)增加值總和占當年GDP的比重來衡量。通常情況下，一個國家第一產(chǎn)業(yè)在國民收入中所占比重越高，居民收入差距越大，經(jīng)濟發(fā)展水平也越低，即認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與居民收入差距存在相關(guān)關(guān)系。

(3)對外開放度(OPEN)選用各省份進出口總額占當?shù)谿DP的比重來衡量。包群和邵敏的研究發(fā)現(xiàn)，一國或地區(qū)對外貿(mào)易開放程度越高，能夠分享全球化紅利的機會越大，從而更有利于推動當?shù)鼐用窆べY福利水平上漲[25]。

(4)受教育水平(EDU)選用各地區(qū)大學(xué)生數(shù)占當?shù)乜側(cè)藬?shù)的比重表示。通常認為一國或地區(qū)居民的平均受教育程度越高，其勞動力的技術(shù)水平和熟練度越高，進而地區(qū)生產(chǎn)效率和勞動者收入水平也會隨之提高。

(5)城鎮(zhèn)化率(URB)選擇城鎮(zhèn)人口比例來衡量?；趧⒁姿沟亩?jīng)濟理論，城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的影響主要通過農(nóng)業(yè)剩余勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移來實現(xiàn)，區(qū)域城鎮(zhèn)化進程反映了人口紅利的區(qū)域配置和使用效率，對縮小城鄉(xiāng)收入差距和提高地區(qū)生產(chǎn)效率具有促進作用。模型中各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

表2 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

(三)實證結(jié)果分析

本文的實證研究分為以下三步進行：首先進行基準檢驗，驗證基礎(chǔ)設(shè)施投資、廉潔度對中國經(jīng)濟包容性增長的具體影響；其次使用面板門限模型，驗證基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的影響是否存在廉潔度的門檻效應(yīng)，并分析其門限值大?。蛔詈筮M行異質(zhì)性與穩(wěn)健性檢驗，考察廉潔度、基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的影響是否存在區(qū)域異質(zhì)性。

1.基本結(jié)果。在基準回歸模型中加入了被解釋變量的滯后項，雖能夠更好地分析模型的動態(tài)變化趨勢，但可能會產(chǎn)生內(nèi)生性問題，導(dǎo)致估計結(jié)果出現(xiàn)偏差。因此，為解決可能存在的內(nèi)生性問題，本文采用系統(tǒng)廣義矩(GMM)估計法進行分析。在進行了Sargan檢驗和殘差序列的相關(guān)性檢驗后，得到的檢驗結(jié)果均通過了系統(tǒng)GMM估計方法的基本要求，因而采用系統(tǒng)GMM方法進行估計是可行的。

表3基礎(chǔ)設(shè)施投資、廉潔度與包容性TFP回歸結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著，()括號內(nèi)為回歸系數(shù)的z值，[]括號內(nèi)為對應(yīng)統(tǒng)計量的P值，下表同。

表3報告了基準檢驗的結(jié)果，依據(jù)表3的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn):(1)在未加入基礎(chǔ)設(shè)施投資與廉潔度交互項時，兩類基礎(chǔ)設(shè)施投資對中國經(jīng)濟包容性增長均具有顯著正向影響，表明基礎(chǔ)設(shè)施投資的增長不僅具有經(jīng)濟增長效應(yīng)還具有收入分配效應(yīng)，且一般性基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的影響系數(shù)大于科技型基礎(chǔ)設(shè)施投資。廉潔度與包容性增長之間呈顯著正相關(guān)，表明樣本期內(nèi)中國的廉潔度水平對包容性增長具有促進作用。(2)在模型中分別加入兩類基礎(chǔ)設(shè)施投資與廉潔度的交互項后，基礎(chǔ)設(shè)施投資、廉潔度對包容性增長的回歸均通過顯著性檢驗，且回歸系數(shù)符號未變僅數(shù)值變小。兩類交互項系數(shù)均顯著為負，且一般性基礎(chǔ)設(shè)施投資與廉潔度的交互項影響系數(shù)的絕對值大于科技型基礎(chǔ)設(shè)施投資與廉潔度交互項的系數(shù)絕對值，表明較低的廉潔度更多地阻礙了一般性基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的促進作用。(3)控制變量在3個回歸模型中均通過顯著性檢驗，且系數(shù)符號和數(shù)值均呈現(xiàn)穩(wěn)定性。其中，對外開放度與包容性增長之間呈顯著負相關(guān)，表明隨著地區(qū)對外開放度的提高反而抑制了包容性增長。其原因可能是我國作為發(fā)展中國家，在國際貿(mào)易中承接的大多是能源消耗較大、產(chǎn)品附加值較低的產(chǎn)品，不利于我國經(jīng)濟包容性增長。而其余控制變量對包容性增長均具有顯著正向影響，表明地區(qū)經(jīng)濟水平提高、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、受教育水平和城鎮(zhèn)化率的提高都能夠促進包容性增長。其中，城鎮(zhèn)化率對包容性增長的正向促進作用最大。以上實證結(jié)果驗證了本文假設(shè)1。

2.關(guān)于內(nèi)生性問題的探討。雖然本文在基準回歸中運用了系統(tǒng)GMM方法能夠在一定程度上解決可能存在的內(nèi)生性問題，但廉潔度水平和基礎(chǔ)設(shè)施投資的分布不是完全隨機的，通常在包容性全要素生產(chǎn)率高的地區(qū)，廉潔度水平較高，基礎(chǔ)設(shè)施投資相對較多，而這種反向因果關(guān)系造成的內(nèi)生性可能會影響基準回歸結(jié)果。為此，本文采用工具變量法對基本研究結(jié)論進行驗證，并選取各省份地級市數(shù)量(CN)及各省份年末總?cè)丝?PN)作為工具變量，其原因為：第一，選擇各省份地級市的數(shù)量作為工具變量，是因為在晉升職位既定的情況下，相對于擁有較少地級市的省份而言，擁有地級市數(shù)量越多的省份，其內(nèi)部的競爭越激烈，官員之間相互監(jiān)督的幾率也就越大，越有可能產(chǎn)生較高的廉潔度水平。同時，各省份地級市的數(shù)量在樣本期內(nèi)基本不變，且地級市的劃分取決于中央政府，不受各省份經(jīng)濟水平的影響。第二，選擇各省份年末人口數(shù)量作為工具變量，是因為各省份基礎(chǔ)設(shè)施投資的政策可能與地區(qū)人口數(shù)量有關(guān)，人口數(shù)量越多、居住密度越高的地區(qū)，對基礎(chǔ)設(shè)施的需求越大，政府基礎(chǔ)設(shè)施投資的偏好越強，且各省份年末人口數(shù)量代表的是人口的稠密程度，對地區(qū)經(jīng)濟增長并沒有直接影響，具有外生性條件。

本文將包容性TFP對廉潔度、基礎(chǔ)設(shè)施投資和兩個工具變量同時進行回歸，結(jié)果顯示兩個工具變量對包容性全要素生產(chǎn)率的影響不顯著，而廉潔度和基礎(chǔ)設(shè)施投資的回歸結(jié)果仍然顯著為正。同時，當包容性全要素生產(chǎn)率對兩個工具變量進行回歸時，兩個工具變量的回歸結(jié)果均顯著。這說明本文選取的工具變量并不直接影響包容性增長，而僅僅通過廉潔度和基礎(chǔ)設(shè)施投資影響包容性增長。

表4工具變量法回歸結(jié)果

此外，本文利用LM統(tǒng)計量進行不可識別檢驗，結(jié)果在1%的水平上顯著拒絕了“工具變量不可識別”的原假設(shè)。表4報告了工具變量法的回歸結(jié)果，由表4可知，Cragg-Donald Wald F檢驗的統(tǒng)計值均大于經(jīng)驗值10，通過了弱工具變量檢驗，這表明本文選擇各省份地級市數(shù)量和各省份人口數(shù)量作為工具變量是合理的。在2SLS的第一階段估計中，兩個工具變量的系數(shù)均通過顯著性檢驗，表明工具變量的選擇具有相關(guān)性約束。在2SLS第二階段的估計中，廉潔度和基礎(chǔ)設(shè)施投資的系數(shù)仍通過顯著性檢驗且為正，這進一步證明了基準回歸結(jié)論的穩(wěn)健性，即在全國層面，較高的廉潔度水平和合理的基礎(chǔ)設(shè)施投資能夠提高包容性增長水平。

3.門檻效應(yīng)檢驗。通過對基礎(chǔ)設(shè)施投資與廉潔度交互項的檢驗可知，基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的影響在一定程度上依賴于較高的廉潔度水平。為了進一步檢驗廉潔度對基礎(chǔ)設(shè)施投資的門檻效應(yīng)，本文構(gòu)建基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性TFP影響的分段函數(shù)，對門檻效應(yīng)和門檻值進行檢驗和估計，具體檢驗結(jié)果如表5所示。

表5門檻檢驗的顯著性及置信區(qū)間估計結(jié)果

注: 表中的 F 值和 10% 、5% 、1% 的臨界值為采用“自抽樣”50 次得到的結(jié)果; ***、**和*分別表示在 1% 、5% 和 10% 的水平上顯著。

根據(jù)表5門檻檢驗的結(jié)果可知：(1)一般性和科技型基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性TFP的影響均存在顯著的廉潔度門檻效應(yīng)。基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的影響會因廉潔度不同而出現(xiàn)差異，廉潔度較高時，基礎(chǔ)設(shè)施投資有助于提高包容性增長水平，而廉潔度較低時，基礎(chǔ)設(shè)施投資阻礙了包容性增長的提升，這一實證結(jié)果與研究假設(shè)2相符。(2)兩類基礎(chǔ)設(shè)施投資的廉潔度門檻效應(yīng)均存在單一門檻，且一般性基礎(chǔ)設(shè)施投資的廉潔度門檻值大于科技型基礎(chǔ)設(shè)施投資的門檻值，表明相對于科技型基礎(chǔ)設(shè)施投資而言，一般性基礎(chǔ)設(shè)施投資對廉潔度的要求更高。分析其原因可能是我國一般性基礎(chǔ)設(shè)施的投資相較于科技型投資，投資范圍更廣、投資金額更大，因而獲得傭金機會更多，更難以監(jiān)管，需要更高的廉潔度水平。(3)一般性和科技型基礎(chǔ)設(shè)施投資的廉潔度門檻值分別為3.558、3.464，表明廉潔度水平大于3.558時，一般性基礎(chǔ)設(shè)施投資才能發(fā)揮對包容性增長的促進作用，反之，其對包容性增長的影響為負；當廉潔度水平大于3.464時，科技型基礎(chǔ)設(shè)施投資能夠提升包容性增長，反之，其阻礙了包容性增長。

4.異質(zhì)性與穩(wěn)健性檢驗。上文給出了全國層面基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的綜合影響，然而，我國各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展和基礎(chǔ)設(shè)施投資存在不均衡現(xiàn)象，為了檢驗廉潔度、基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的影響是否存在區(qū)域異質(zhì)性，本文依據(jù)三大經(jīng)濟帶的劃分標準將30個省(直轄市、自治區(qū))分為東部、中部和西部三個區(qū)域，對各地區(qū)樣本分別進行回歸，具體結(jié)果如表6所示。

表6分地區(qū)樣本回歸結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著，()括號內(nèi)為回歸系數(shù)的z值，[]括號內(nèi)為對應(yīng)統(tǒng)計量的P值。

由表6的結(jié)果可知，模型的AR(2)和Sargan檢驗結(jié)果均通過檢驗，表明模型不存在序列自相關(guān)和過度識別問題，即系統(tǒng)GMM的檢驗結(jié)果是有效的?；貧w結(jié)果依次反映了東部、中部和西部三大地區(qū)廉潔度、基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的影響，可以發(fā)現(xiàn)二者在三大地區(qū)對包容性增長的影響存在顯著差異。其中，東部地區(qū)的廉潔度水平對包容性TFP沒有顯著影響，而其一般性和科技型基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性TFP的影響均顯著為正，表明東部地區(qū)兩類基礎(chǔ)設(shè)施投資均能有效促進包容性增長。分析其原因可能是東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較高，一般性和科技型基礎(chǔ)設(shè)施投資相對均衡，基礎(chǔ)設(shè)施投資的增加能夠在降低生產(chǎn)成本和交易費用的同時，縮小居民收入差距，促進包容性增長。中部和西部地區(qū)廉潔度水平均對包容性TFP存在顯著正向作用，一般性基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性TFP的影響均顯著為正，而科技型基礎(chǔ)設(shè)施投資均未通過顯著性檢驗，即中部和西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的促進作用主要依賴于一般性基礎(chǔ)設(shè)施投資，科技型基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長沒有發(fā)揮改善效應(yīng)。產(chǎn)生這一結(jié)果的原因可能是中部和西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展主要依靠科技水平較低的制造業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，對科技型基礎(chǔ)設(shè)施投資的力度和利用效率不高，從而沒有發(fā)揮其對包容性增長的促進效應(yīng)。上述實證結(jié)果驗證了研究假設(shè)3。

為了檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，本文采用傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量，對基準回歸結(jié)果再次進行檢驗。廉潔度和兩類基礎(chǔ)設(shè)施投資的估計系數(shù)仍然顯著為正，表明本文的檢驗結(jié)果是穩(wěn)健的。

六、結(jié)論與政策建議

針對經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型時期中國收入差距擴大這一現(xiàn)象，如何改善居民收入差距、實現(xiàn)經(jīng)濟包容性增長是當前不得不面對的重要問題。在經(jīng)濟高速發(fā)展時期，基礎(chǔ)設(shè)施投資有力地推動了經(jīng)濟增長，創(chuàng)造了舉世矚目的發(fā)展成就。在當前廉潔度環(huán)境下，基礎(chǔ)設(shè)施投資在創(chuàng)造經(jīng)濟增長奇跡的同時能否發(fā)揮收入分配效應(yīng)，是值得研究的問題?；诖?，本文利用2008～2017年我國省際面板數(shù)據(jù)，采用Max-DEA軟件測算各省份包容性全要素生產(chǎn)率，并采用動態(tài)面板和門限面板模型對廉潔度、基礎(chǔ)設(shè)施投資與包容性全要素生產(chǎn)率的關(guān)系進行實證分析，得到如下結(jié)論：

第一，在樣本期內(nèi)，除廣東省和山東省外，其余省份的包容性TFP指數(shù)均小于傳統(tǒng)TFP指數(shù)，即沒有考慮收入差距的傳統(tǒng)TFP高估了實際生產(chǎn)率，且大部分省份的包容性TFP指數(shù)小于1，表明在收入差距約束下的包容性TFP仍處于較低水平，我國包容性全要素生產(chǎn)率還存在較大提升空間。

第二，廉潔度和基礎(chǔ)設(shè)施投資均對包容性增長具有顯著正向影響，表明二者均能有效促進經(jīng)濟包容性增長。同時，二者的交互項對包容性增長呈現(xiàn)負向影響，且相對于科技型基礎(chǔ)設(shè)施投資而言，一般性基礎(chǔ)設(shè)施投資對廉潔度的要求更高。

第三，門限面板模型檢驗結(jié)果顯示，基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的影響存在顯著的廉潔度門檻，廉潔度較高時基礎(chǔ)設(shè)施投資有助于提升包容性增長水平，而廉潔度較低時基礎(chǔ)設(shè)施投資抑制了包容性增長。

第四，區(qū)域樣本檢驗結(jié)果顯示，廉潔度、基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容增長的影響存在顯著區(qū)域異質(zhì)性。在東部地區(qū)，廉潔度對包容性增長沒有顯著影響，兩類基礎(chǔ)設(shè)施投資均能有效促進包容性增長；而在中部和西部地區(qū)，廉潔度對包容性增長存在明顯正向作用，一般性基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長具有促進作用，而科技型基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長促進效果不顯著。

本文的實證結(jié)果表明，廉潔度和基礎(chǔ)設(shè)施投資在促進經(jīng)濟包容性增長的過程中發(fā)揮著不可或缺的作用。根據(jù)上述研究結(jié)論，可以得到如下政策啟示：第一，政府需要轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，注重經(jīng)濟增長速度和增長質(zhì)量的統(tǒng)一，加快實現(xiàn)中國經(jīng)濟的包容性增長。改革開放以來我國政府實行“效率優(yōu)先、兼顧公平”的政策，實現(xiàn)了經(jīng)濟騰飛。但伴隨著我國經(jīng)濟的快速增長，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡，居民收入差距擴大，要素投入產(chǎn)出效率較低，這些問題使得我國包容性TFP增長較低下，經(jīng)濟發(fā)展成果偏離了惠及最廣大的普通大眾的預(yù)期，在未來的經(jīng)濟社會發(fā)展中必須努力解決這類偏差，以實現(xiàn)協(xié)調(diào)發(fā)展和共同富裕的目標。第二，科學(xué)合理地安排基礎(chǔ)設(shè)施投資，縮小基礎(chǔ)設(shè)施投資區(qū)域差異，從政策上保障區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施均等化，降低基礎(chǔ)設(shè)施投資的區(qū)域不均衡現(xiàn)象。第三，反腐敗一直是我們黨始終堅持的鮮明政治立場，是黨心民心所向，努力構(gòu)建廉潔型政府，穩(wěn)步提高廉潔度。深化“放管服”改革，營造公平透明高效便利的營商環(huán)境。地方政府應(yīng)充分發(fā)揮導(dǎo)向功能，正確認清廉潔度環(huán)境對經(jīng)濟包容性增長的作用，增強基礎(chǔ)設(shè)施投資過程中的制度約束力，建立健全預(yù)防和懲治腐敗的監(jiān)督體系，強化對基礎(chǔ)設(shè)施投資的監(jiān)督，為基礎(chǔ)設(shè)施投資提供良好的廉潔度環(huán)境。第四，根據(jù)地區(qū)經(jīng)濟水平和基礎(chǔ)設(shè)施投資存量，因地制宜地調(diào)整地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施投資結(jié)構(gòu)。東部地區(qū)在兼顧一般性基礎(chǔ)設(shè)施投資的同時，應(yīng)加大對科技型基礎(chǔ)設(shè)施的投資力度，提升科技型基礎(chǔ)設(shè)施投資對包容性增長的溢出效應(yīng)；中部和西部地區(qū)的科技型基礎(chǔ)設(shè)施投資規(guī)模相對較小，應(yīng)采取有效措施提高一般性基礎(chǔ)設(shè)施投資溢出效應(yīng)，并激發(fā)科技型基礎(chǔ)設(shè)施對包容性增長的改善效應(yīng)。

注釋：

①寧吉喆. 貫徹新發(fā)展理念 推動高質(zhì)量發(fā)展[EB/OL](2018-01-31)[2019-05-21].http://www.qstheory.cn/dukan/qs/2018-01/31/c_1122337619.htm.

②溫紅彥, 盛若蔚 ,姜潔, 孟祥夫.堅決打贏反腐敗這場正義之戰(zhàn)——黨的十八大以來反腐敗斗爭成就述評[N]. 人民日報, 2017-09-18(01).

③人民網(wǎng)：2017“全球清廉指數(shù)”中國排名上升 新西蘭最清廉[EB/OL](2018-02-23)[2019-06-11].http://world.people.com.cn/n1/2018/0223/c1002-29829463.html.