陳怡安

一、引 言

在世界各國都把爭奪人才置于重要戰(zhàn)略高度的今天，如何吸引海外人才回流與其作為經(jīng)濟(jì)增長源泉之一的技術(shù)進(jìn)步問題成為了各國政府關(guān)注的重要問題。

對目前既有的文獻(xiàn)來看，與其他轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)國家或發(fā)展中國家相比，中國從海外人才回流中獲得了顯著的正效應(yīng)(陳怡安，2016)。然而此判斷可能高估了海歸回流對中國技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)，因為東道國是否獲益于海歸回流的知識溢出效應(yīng)與東道國的吸收能力有關(guān)(陳怡安和楊河清，2013)，而東道國的吸收能力又取決于一系列制度因素。在這些制度因素中，法治水平非常重要(朱敏和高越，2012；陳怡安，2013)。這是由于腐敗在一定程度上影響海歸企業(yè)家才能的分配，當(dāng)腐敗現(xiàn)象比較普遍并且被制度化時，非生產(chǎn)性活動的機(jī)會多于生產(chǎn)性活動，且經(jīng)濟(jì)利益更高，有才能和高學(xué)歷的海歸企業(yè)家更愿意進(jìn)行尋租活動而非生產(chǎn)性工作(徐靜和盧現(xiàn)祥，2010；Fisman和Vig，2012；陳怡安，2017)。

理論方面，一個良好的法律體制環(huán)境不但有利于吸引海歸回流，而且能通過降低海歸創(chuàng)業(yè)的成本，為國內(nèi)企業(yè)向海歸企業(yè)學(xué)習(xí)新知識和技術(shù)提供了良好的法律制度支持，從而促進(jìn)本土企業(yè)獲得正向的海歸知識溢出效應(yīng)(Hermes和Lensink，2003)。同時陳怡安(2017)認(rèn)為回流國的腐敗水平對海歸創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)釋放的知識溢出效應(yīng)能產(chǎn)生很大影響，且腐敗水平是影響海歸回流知識溢出效應(yīng)的重要因素之一。并且對經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期國家來說，法治環(huán)境方面的欠缺會在很大程度上影響一國對海歸知識溢出效應(yīng)的吸收，同時也制約其對海歸釋放知識溢出的有效利用(Meyer和Dan，2001)。

在腐敗領(lǐng)域，回流國腐敗對海歸回流知識溢出的影響是不確定的。多數(shù)學(xué)者認(rèn)為腐敗會對海歸企業(yè)家投資在一定程度上產(chǎn)生影響，是海歸創(chuàng)業(yè)的“絆腳石”(Mauro，1995；Tanzi，2000；Mo，2001；Knack，2007)。同時也有學(xué)者認(rèn)為腐敗在某種程度上促進(jìn)了投資，充當(dāng)了“潤滑劑”的功能(Dreher和 Gassebner，2012)，即“潤滑效應(yīng)”。從現(xiàn)有文獻(xiàn)看，目前回流國腐敗水平對海歸回流知識溢出的影響均未得到較為一致的結(jié)論，而在一定程度上顯示出回流國腐敗對海歸回流知識溢出的影響存在差異，且這種差異可能因制度約束而呈現(xiàn)出一定的非線性“門檻”特征(鄧富華和胡兵，2013)。同時值得注意的是，一些文獻(xiàn)提出腐敗對經(jīng)濟(jì)增長的影響會依賴于一定的制度環(huán)境(Aidt，2009；鄧富華和胡兵，2013)，既存在正效應(yīng)也存在負(fù)效應(yīng)，且總體效應(yīng)取決于正效應(yīng)和負(fù)效應(yīng)在一定制度環(huán)境下平衡的結(jié)果(Dong和Torgler，2011)，即兩者之間存在著一定的非線性關(guān)系(Mendez和 Sepulveda，2006)。然而目前尚未發(fā)現(xiàn)相關(guān)文獻(xiàn)從實證角度探討制度約束下回流國腐敗對海歸回流知識溢出效應(yīng)影響的非線性特征，且以中國海歸回流為研究對象進(jìn)行相關(guān)研究的文獻(xiàn)尤其鮮見。那么海歸回流作為最新的知識溢出渠道，其知識溢出效應(yīng)是否受回流國腐敗程度的影響，即腐敗對于各區(qū)域海歸回流知識溢出效應(yīng)的影響是“潤滑效應(yīng)”還是“摩擦效應(yīng)”？目前還沒有相關(guān)文獻(xiàn)對此進(jìn)行研究。因此，本文試圖就此問題展開深入探討。

本文可能在以下兩個方面做出了貢獻(xiàn)。一方面，本文可能是首篇評估腐敗對海歸回流知識溢出效應(yīng)影響的文獻(xiàn)，豐富了對人才跨國流動領(lǐng)域的研究?，F(xiàn)有研究中國海歸人才回流的文獻(xiàn)，重點討論了海歸回流的現(xiàn)狀(魏華穎，2014；陳怡安，2014；王輝耀和苗綠，2013)、海歸回流的適應(yīng)性(王輝耀，2015；王蓉蓉，2012)、海歸回流動因(楊河清和陳怡安，2013；許琦，2012)、海歸回流對中國技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的影響(李平和許家云，2013；楊河清和陳怡安，2013；朱敏和高越，2012；朱敏和許家云，2013)。據(jù)我們掌握的資料，目前還未有文獻(xiàn)評估腐敗對海歸回流知識溢出的影響。但正如前文所述，海歸人才回國創(chuàng)業(yè)已成為中國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展新動力，同時對經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期國家來說，法治環(huán)境方面的欠缺會在很大程度上影響一國對海歸知識溢出效應(yīng)的吸收，同時也制約其對海歸釋放的知識溢出的有效利用。因此，理清制度環(huán)境中腐敗對于海歸回流知識溢出效應(yīng)的影響毫無疑問是理解海歸回流對中國經(jīng)濟(jì)長期增長的重大問題。另一方面，本文在前期文獻(xiàn)基礎(chǔ)上(張林等，2014；陳怡安，2016)，引入腐敗水平的“雙刃”性，驗證了海歸回流對中國技術(shù)進(jìn)步影響效應(yīng)的非線性關(guān)系，通過強(qiáng)調(diào)腐敗在海歸回流知識溢出效應(yīng)中的重要影響而擴(kuò)展了以往的研究。同時在方法上，現(xiàn)有大多數(shù)文獻(xiàn)檢驗門檻效應(yīng)時都采用了交叉項模型法，雖然該方法可以檢驗單門檻效應(yīng)，但無法檢驗多門檻效應(yīng)，也無法檢驗門檻效應(yīng)的顯著性與門檻值的準(zhǔn)確性，為克服交叉模型法的缺陷，本文借助非線性回歸技術(shù)的門檻回歸方法，以區(qū)域腐敗水平為門檻變量建立面板門檻模型，實證分析腐敗水平對海歸回流知識溢出效應(yīng)的影響，并對門檻效應(yīng)的顯著性及相應(yīng)門檻值的準(zhǔn)確性進(jìn)行檢驗。

二、理論分析

理論上，腐敗對經(jīng)濟(jì)效率和經(jīng)濟(jì)增長存在兩種相反的效應(yīng)：“潤滑效應(yīng)”和“摩擦效應(yīng)”。而多數(shù)學(xué)者認(rèn)為腐敗對海歸企業(yè)家投資在一定程度上會產(chǎn)生影響，是海歸創(chuàng)業(yè)的“絆腳石”(Mauro，1995；Tanzi和 Davood，2000；Mo，2001；Knack 和 Keefe，1995；陳怡安，2017)。同時，認(rèn)為腐敗妨礙經(jīng)濟(jì)增長、技術(shù)進(jìn)步的多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)，腐敗行為本身并沒有產(chǎn)生很大的社會成本，但它從多種途徑抑制了私人投資，由此帶來的社會損失是一國經(jīng)濟(jì)陷入泥沼的主要原因之一(陳剛，2009；徐靜和盧現(xiàn)祥，2010)。其影響機(jī)制主要來自以下幾個方面。

首先，海歸企業(yè)家將部分資本用來賄賂官員，海歸企業(yè)的利潤或者潛在利潤被腐敗所剝奪，海歸企業(yè)家可能會控制生產(chǎn)規(guī)模(Mo，2001；陳怡安，2017)，同時將剩余的儲蓄轉(zhuǎn)向地下投資，并且雖然這種方式可能效率較低，甚至在極端情況下，海歸企業(yè)不堪腐敗帶來的重負(fù)，會選擇退出(徐靜和盧現(xiàn)祥，2010；陳怡安，2017)。

其次，腐敗在一定程度上影響海歸企業(yè)家才能的分配。當(dāng)腐敗現(xiàn)象比較普遍并且被制度化時，非生產(chǎn)性活動的機(jī)會多于生產(chǎn)性活動，且經(jīng)濟(jì)利益更高，有才能和高學(xué)歷的海歸企業(yè)家更愿意進(jìn)行尋租活動而非生產(chǎn)性工作，他們甚至?xí)x開私人部門而成為一名腐敗官員(Fisman和Vig，2012)。邵傳林和張存剛(2016)的研究表明，高效的法治制度有助于保障海歸企業(yè)家獲取其創(chuàng)業(yè)行為和創(chuàng)新行為所帶來的全部收益，法治的重要作用在于保障合同的順利實施，使交易雙方均能形成穩(wěn)定預(yù)期，而無效的法治環(huán)境不僅會抑制海歸企業(yè)家精神發(fā)揮，還會誘使海歸企業(yè)家行為從創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)等生產(chǎn)性活動轉(zhuǎn)向?qū)ぷ庥握f政府等非生產(chǎn)性活動。

最后，腐敗還會抑制海歸企業(yè)創(chuàng)新活動，延緩將新技術(shù)運(yùn)用于新設(shè)備、新生產(chǎn)工藝的進(jìn)程(Fisman和Vig，2002)。由于海歸引進(jìn)回國的新技術(shù)、新工藝的運(yùn)用需要政府批準(zhǔn)，所以比起正在使用的舊技術(shù)、舊工藝更容易受到腐敗官員的要挾，海歸企業(yè)為了規(guī)避腐敗的影響，索性按部就班而不思創(chuàng)新(陳剛，2015)，另外，追求創(chuàng)新的海歸企業(yè)往往面臨著不確定性和信息不對稱問題，這是因為海歸創(chuàng)新型企業(yè)的技術(shù)、產(chǎn)品應(yīng)用和服務(wù)模式具有前沿性和超前性，市場不易理解，因此海歸投資者往往較難把握(Anokhin和Schulze，2009)。由于絕大多數(shù)海歸投資者的價值鏈在某個階段都必須涉及到官方授權(quán)，因此，腐敗必然會增加海歸企業(yè)家所承擔(dān)的不確定性和模糊性水平(李后建，2013)。

上述文獻(xiàn)可以看出，腐敗在一定程度上可看作是對海歸創(chuàng)業(yè)征收的稅收，腐敗程度越高，海歸回流創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)承擔(dān)的投資成本越高(徐靜和盧現(xiàn)祥，2010)。因此，投資者往往選擇腐敗程度較低的省份，換言之，回流國的腐敗在一定程度上阻礙了海歸回流的動機(jī)。那么技術(shù)人員的跨國界流動作為最新的知識溢出渠道，中國海歸回流的知識溢出效應(yīng)是否受國內(nèi)腐敗程度的影響？其影響程度如何？這方面的研究則鮮有探討。

更進(jìn)一步的，也有學(xué)者認(rèn)為腐敗在某種程度上促進(jìn)了投資，充當(dāng)了“潤滑劑”的功能(Dreher和Gassebner，2012)。尤其是發(fā)展中國家和轉(zhuǎn)型國家，由于制度缺陷導(dǎo)致政府機(jī)構(gòu)的低效、無能和管理不當(dāng)，如果不向官員行賄的話，一些經(jīng)濟(jì)活動根本難以進(jìn)行或者成本極高，腐敗反而為這些活動的進(jìn)行提供了可能性(徐靜和盧現(xiàn)祥，2010)。因此，腐敗在一定程度上是僵化管理所必需的潤滑劑，能起到減少制度磨擦、提高制度運(yùn)行效率的作用。同時當(dāng)存在一系列不可避免的、由政府干預(yù)導(dǎo)致的扭曲時，雖然腐敗并不能從根本上消除這些扭曲，但它可能使個人避開這種干預(yù)，進(jìn)而提高資源配置的效率。

從前期文獻(xiàn)可以看出，關(guān)于腐敗與海歸知識溢出關(guān)系的研究主要存在“正向”、“負(fù)向”的影響關(guān)系，那么海歸回流作為最新的知識溢出渠道，其知識溢出效應(yīng)是否受回流國腐敗程度的影響，即腐敗對于各區(qū)域海歸回流知識溢出效應(yīng)的影響是“潤滑效應(yīng)”還是“摩擦效應(yīng)”？由于前期文獻(xiàn)沒有獲得較為一致的結(jié)論，同時顯示回流國腐敗對海歸回流知識溢出的影響存在一定的差異(Zurawicki和Habib 2010)，因此，本文將對此問題展開深入研究，建立基于中國各省市腐敗水平對海歸回流知識溢出效應(yīng)影響的門檻面板模型，利用 1995—2015年中國各省市面板數(shù)據(jù)實證檢驗各省市腐敗水平與海歸回流知識溢出效應(yīng)關(guān)系。

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)

（一）基本事實

本文利用 2013年《中國檢察年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》中“每千名公職人員的貪污賄賂立案數(shù)”來衡量各省市的腐敗程度①本文借鑒了陳剛(2008)、李后建(2013)、李宏彬(2009)的思路。。利用《聯(lián)合國教科文組織數(shù)據(jù)庫》、《中國留學(xué)基金委》中各省市2013年每萬人海歸回流人數(shù)數(shù)據(jù)，描繪了2013年腐敗程度與海歸回流的關(guān)系圖，如圖1所示。

圖1 腐敗程度與海歸回流

從圖1可以發(fā)現(xiàn)，以2013年為例，中國腐敗程度與海歸回流人數(shù)之間并沒有明顯的相關(guān)性。腐敗水平較低的北京、上海等城市，其海歸回流人數(shù)的確較多，這是由于理論上，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)，其產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度和合同履行程度好，腐敗的空間就會相應(yīng)變少，那么海歸回流人數(shù)也應(yīng)較多。但一些經(jīng)濟(jì)水平中等偏上的省份，如江蘇、湖北、山東、河南等，由于制度落后于經(jīng)濟(jì)增長，尚沒有建立有效的約束機(jī)制，存在市場化提供的腐敗機(jī)會，因此，腐敗水平相對較高，但這些省份的海歸回流人數(shù)也同樣較高。上述情況或許可以說明腐敗與海歸回流之間存在非線性的關(guān)系，當(dāng)然2012年后，反腐力度的加強(qiáng)可能對此結(jié)果有一定影響，對于腐敗與海歸回流知識溢出效應(yīng)是否真的存在非線性的關(guān)系還需要計量檢驗做出判斷，因此，本文將進(jìn)一步設(shè)定計量模型進(jìn)行深入探討。

（二）模型設(shè)定

本文借鑒 Coe和 Helpman(1995)的知識溢出計量模型，對于一個開放經(jīng)濟(jì)體來說，全要素生產(chǎn)率會隨著本國知識資本的增加和國外知識溢出的增加而提高。因此，區(qū)域全要素生產(chǎn)率應(yīng)是這些因素的一個函數(shù)，即基本模型為：

其中 TFPit是地區(qū)i第t年的全要素生產(chǎn)率；與分別為地區(qū)i第t年的國內(nèi)研發(fā)存量與國外的研發(fā)存量，國外研發(fā)存量主要通過國際技術(shù)擴(kuò)散三大路徑——進(jìn)出口貿(mào)易、FDI以及國外的專利申請進(jìn)行知識溢出(Grossman和 Helpman，1995)。故在此模型的基礎(chǔ)上，本文引入海歸的知識溢出項，假定包括海歸在內(nèi)的各個渠道的研發(fā)存量，且本文重點關(guān)注海歸這一渠道的知識溢出效應(yīng)與腐敗的關(guān)系，所以將其他三大渠道的知識溢出效應(yīng)以及國內(nèi)研發(fā)溢出存量納入控制變量Xit中，得到：

更進(jìn)一步的，通過前文分析發(fā)現(xiàn)理論上腐敗對海歸回流知識溢出效應(yīng)具有重要影響。因此，本文構(gòu)建的基礎(chǔ)模型為：

其中與Corruptionit分別為地區(qū)i第t年的海歸回流知識溢出效應(yīng)與腐敗水平。由于本文主要考察我國腐敗水平對海歸知識溢出的影響，因此，將其他影響海歸回流知識溢出效應(yīng)的因素納入控制變量Xit中。另外，各地區(qū)人力資本的吸收能力也在一定程度上影響海歸回流的知識溢出效應(yīng)，知識與先進(jìn)技術(shù)的擴(kuò)散依賴于地區(qū)的“吸收能力”(Savvides和Zachariadis，2005)，同時研發(fā)投入是科技創(chuàng)新的前提和基礎(chǔ)，研發(fā)資本存量在很大程度上可以代表一個國家和地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的能力(李平和許家云，2011)，因此，將吸收能力Absorbit以及中國國內(nèi)各地區(qū)研發(fā)資本存量納入控制變量Xit中，并且王永齊(2006)的研究表明國內(nèi)投資Investit、政府支出Govit在一定程度上也會影響知識溢出與經(jīng)濟(jì)增長，因此將上述兩變量也納入控制變量Xit中。

同時為考察腐敗是否對我國海歸回流的知識溢出效應(yīng)產(chǎn)生影響，本文用腐敗指標(biāo)與海歸知識溢出效應(yīng)變量的交叉項表示，則式(3)擴(kuò)展為：

將式(4)轉(zhuǎn)化為對數(shù)線性函數(shù)形式得到：

其中，解釋變量Corruptionit衡量i省第t年的腐敗水平指標(biāo)，μi為各省市的固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差項。方程(5)認(rèn)為海歸回流知識溢出對技術(shù)進(jìn)步的影響效應(yīng)是不確定的，還受到人力資本水平、腐敗水平、政府支出和國內(nèi)投資等方面的影響(Eaton和Kortum，1996)。同時前期文獻(xiàn)認(rèn)為回流國腐敗對海歸回流知識溢出的影響存在一定的差異(Zurawicki和Habib，2010)，而事實上這種差異會因制度約束而表現(xiàn)出非線性的“門檻”特征。同時Borenztein(1998)認(rèn)為只有當(dāng)回流國本身的制度水平發(fā)展達(dá)到一定水平之后，才可能對海歸回流所帶來的先進(jìn)技術(shù)進(jìn)行有效的學(xué)習(xí)、吸納和模仿，并將這種情況稱為海歸回流技術(shù)進(jìn)步的“門檻效應(yīng)”，即只有當(dāng)某個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展達(dá)到或超過一定的“門檻”水平時，海歸回流才會帶來正的知識外溢效應(yīng)。

因此，在此基礎(chǔ)上本文更進(jìn)一步地利用Hansen(1999)門檻面板模型驗證腐敗海歸回流知識溢出效應(yīng)是否存在非線性關(guān)系，即區(qū)域腐敗水平是否為影響海歸知識溢出效應(yīng)差異的門檻因素。在模型(5)基礎(chǔ)上，首先假設(shè)存在單門檻效應(yīng)進(jìn)而建立單門檻模型(6)，然后將其擴(kuò)展到雙門檻模型(7)甚至多門檻模型。具體模型如下：

其中，腐敗水平Fit為門檻變量，γ1、γ2為待估計門檻值，且γ1＜γ2，I(?)為示性函數(shù)。lnXit表示顯著影響被解釋變量的其他控制變量。當(dāng)Fit≤γ1、γ1≤Fit≤γ2、Fit＞γ2時，門檻變量α1、β1、α2、β2以及α3、β3等為對被解釋變量的影響系數(shù)或彈性關(guān)系。μi為表示不隨時間變化的各省截面的個體差異，即模型為個體固定效應(yīng)模型。εit為隨機(jī)擾動項。

（三）變量選取

1.TFP增長率(TFPit)。由于單豪杰(2008)估算了 1952—2006年中國各省的實際資本數(shù)據(jù)，并隨后將其更新至2013年，本文基于該數(shù)據(jù)計算人均實際資本增長率指標(biāo)值，然后再利用公式“TFP增長率＝人均實際 GDP增長率-1/3×人均實際資本增長率”(阿齊茲，2002)計算了TFP增長率的指標(biāo)值。

2.腐敗水平(Corruptionit)。前期學(xué)者 Fisman和 Gatt(2002)以及 陳剛等(2008)采用被判罰濫用職權(quán)的公務(wù)員數(shù)量作為度量美國各州的腐敗程度并獲得了令人滿意的結(jié)果，指出公務(wù)員濫用職權(quán)的犯罪率是度量真實腐敗水平的一個合理指標(biāo)。因此，本文借鑒Fisman和Gatt(2002)的方式，以人民檢察院每年立案偵察貪污賄賂、瀆職案件數(shù)與公職人員數(shù)之比(CASES，件/千人)指標(biāo)來度量中國的腐敗程度，其原始數(shù)據(jù)來源于《中國檢查年鑒》中各地區(qū)人民檢察院的年度工作報告①由于一些省份人民檢察院年度工作報告在個別年份中只公布了貪污受賄瀆職案立案數(shù)或涉案人數(shù)中的一個，因此，本文借鑒陳剛等(2008)的思路，假定該省市案均涉案人數(shù)在樣本區(qū)內(nèi)是固定的，并以此推算出這些缺省數(shù)據(jù)。。

3.吸收能力(Absorbit)。本文用HKit表示地區(qū)i第t年的人力資本存量，采用中國國內(nèi)各學(xué)歷層次的人力資本存量來構(gòu)造中國總體的人力資本存量指標(biāo)，計算公式為：其中Hit為地區(qū)i第t年各種教育層次的人口數(shù)，wi為受教育年限，我們采用馬為超(2009)的方法，設(shè)w1＝6、w2＝3、w3＝3、w4＝4、w5＝3，分別代表小學(xué)、初中和中專、高中、大學(xué)本科、研究生及以上教育類型。因此，吸收能力可表示為：

4.中國國內(nèi)各地區(qū)研發(fā)資本存量()。的測算根據(jù)各地區(qū)歷年研發(fā)存量以及過去的研發(fā)投入流量測算得到：其中，表示地區(qū)i第t年的R&D資本存量，R Dit為地區(qū)i第t年的研發(fā)投入，δ為折舊率。

另外各地區(qū)投資支出變量 Invest以及各地區(qū)政府支出變量 Gov來自《中國統(tǒng)計年鑒》。同時海歸回流知識溢出變量的數(shù)據(jù)來自陳怡安和楊河清(2013)①要直接查找各省市每年回國的海歸人數(shù)很困難，目前《中國教育統(tǒng)計年鑒》上只能查找到每年回流中國的留學(xué)生人數(shù)，但由于統(tǒng)計口徑的不一致，使我們無法獲取各省市每年的回流海歸人數(shù)，而教育部國家留學(xué)基金委與聯(lián)合國教科文組織相關(guān)數(shù)據(jù)更適合本研究的需要，針對這一問題，本文根據(jù)教育部國家留學(xué)基金委和聯(lián)合國教科文組織相關(guān)數(shù)據(jù)的相關(guān)統(tǒng)計，中國海外留學(xué)生較集中的國家分別是：美國、日本、英國、德國、法國、加拿大、澳大利亞、意大利八個國家，本文通過計算中國留學(xué)生較集中的這八個國家每年回流中國的留學(xué)生數(shù)來近似每年回國的海歸人數(shù)。。

并且對于模型(4)、(5)、(6)中所有指標(biāo)變量的數(shù)據(jù)獲取均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》、《中國科技年鑒》、《聯(lián)合國教科文組織數(shù)據(jù)庫》、《OECD統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》、《中國教育統(tǒng)計年鑒》、《中國留學(xué)基金委》以及《中國檢察年鑒》中各地區(qū)人民檢察院的年度工作報告、《中宏統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》等整理得來，具體變量的描述統(tǒng)計結(jié)果見表1。

表1 變量的描述統(tǒng)計

四、實證過程與結(jié)果分析

（一）門檻效應(yīng)檢驗

根據(jù)上文所設(shè)定的門檻面板模型(6)、(7)以及借鑒 Hansen(1999)的檢驗方法，本文利用 Stata13.0進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。首先進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗，具體的檢驗結(jié)果如表2所示。從表 2可以看出，以區(qū)域腐敗程度為門檻變量來檢驗，無論是全國范圍還是分東、中、西部地區(qū)，單門檻和雙門檻效應(yīng)都通過了顯著性檢驗，而三門檻效應(yīng)則沒有通過顯著性檢驗②因三門檻效應(yīng)沒有通過顯著性水平檢驗，限于篇幅，故其結(jié)果未列出，感興趣的讀者可向作者索要。，這充分說明海歸回流知識溢出對技術(shù)進(jìn)步的影響存在基于區(qū)域腐敗程度的雙門檻效應(yīng)。

表2 門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果

（二）門檻值估計

門檻效應(yīng)檢驗之后，需要對門檻值進(jìn)行估計和檢驗，表3列出了全國范圍、東部、中部和西部地區(qū)以腐敗水平為門檻變量的門檻值估計結(jié)果及其95%,的置信區(qū)間。以全國為例，根據(jù)表3中所示結(jié)果可知，門檻1和門檻2的估計值分別為21.284和23.889，似然比值 LR均小于 5%,顯著性水平下的臨界值，處于原假設(shè)接受域內(nèi)，表明模型(7)的兩個門檻值與實際門檻值相等。同理，分別以東部、中部和西部省份為研究對象時，仍然可以得出門檻值與實際估計值相等的結(jié)論，各自最終的門檻值均可估計出來。

表3 門檻值估計結(jié)果及置信區(qū)間

（三）全國樣本的參數(shù)估計結(jié)果

估計出門檻值后則需要對模型(7)進(jìn)行參數(shù)估計?？紤]到門檻效應(yīng)對控制變量的敏感性，本文以全國樣本為例，將控制變量逐步納入估計模型(7)中，并利用軟件Stata13.0的xthreg命令獲得估計結(jié)果(見表4)。從表4中第(1)列～第(5)列的估計結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)，兩個門檻變量的估計系數(shù)顯著性水平進(jìn)一步提高，且海歸回流的知識溢出效應(yīng)與腐敗水平交乘項的估計系數(shù)均為負(fù)，說明我國腐敗水平在一定程度上對海歸回流釋放的知識溢出效應(yīng)具有抑制作用。

在此基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步對全國樣本內(nèi)腐敗水平的兩個門檻值的參數(shù)進(jìn)行估計，從表4中第(5)列可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)腐敗水平低于最低門檻值 21.284時(corruptionit＜21.284)所對應(yīng)的估計系數(shù)符號為正，估計系數(shù)為0.064，且通過了1%,的顯著性水平檢驗；當(dāng)腐敗水平s_flowit?I(21.284≤corruptionit≤23.889)處于21.284和23.889之間時，其所對應(yīng)的估計系數(shù)符號為負(fù)，海歸知識溢出的回歸系數(shù)為-0.014，通過了1%,的顯著性水平檢驗；當(dāng)腐敗水平s_flowit?I(corruptionit＞23.889)跨越第二個門檻值23.889以后，海歸知識溢出的回歸系數(shù)下降為-0.032，且通過了1%,的顯著性水平檢驗。上述結(jié)果說明，從全國范圍來看，當(dāng)腐敗水平跨過第一門檻值時，腐敗對海歸回流知識溢出效應(yīng)具有“摩擦效應(yīng)”；而低于第一門檻后，腐敗程度對中國海歸知識溢出具有明顯的“潤滑效應(yīng)”，這與回流國較低的法治水平會在一定程度上強(qiáng)化中國海歸企業(yè)家參與腐敗行為的動機(jī)有關(guān)(Méndez和Sepúlveda，2006)。

表4 全國范圍的雙門檻模型參數(shù)估計結(jié)果

由于在大多數(shù)情況下，如果地區(qū)腐敗程度較低，腐敗是海歸企業(yè)家可能繞過繁瑣的行政程序、避開過多管制和不當(dāng)法律體制的有效手段，此時腐敗對海歸回流知識溢出效應(yīng)有一定的促進(jìn)作用。這在一定程度上印證了Liu(1985)的觀點，即當(dāng)腐敗程度較低時，腐敗相當(dāng)于“高速貨幣”，能夠加速運(yùn)轉(zhuǎn)官僚程序，縮短文件在行政辦公室滯留的時間，進(jìn)而提高公共產(chǎn)品和服務(wù)供給的效率。但是，當(dāng)一地區(qū)的腐敗程度上升到一定程度(跨越第一門檻)后，腐敗對海歸回流知識溢出效應(yīng)具有“摩擦效應(yīng)”，原因主要是由于較高腐敗租金的存在將激勵海歸企業(yè)家更多地脫離生產(chǎn)性活動而從事腐敗活動從而抑制其知識溢出效應(yīng)的釋放(Murphy 等，1993)。

再考察其他控制變量的表現(xiàn)，腐敗水平corruptionit變量的估計系數(shù)均顯著為負(fù)，說明腐敗對我國技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)具有顯著阻礙作用，而本文認(rèn)為這正是腐敗改革進(jìn)程大大滯后于整個經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程的真實反映，同時也支持了姚耀軍和史文婧(2013)的觀點。另外本文發(fā)現(xiàn)，吸收能力(absorb)、各地區(qū)投資支出(invest)、國內(nèi)各地區(qū)歷年研發(fā)存量(s_demestic)以及各地區(qū)政府支出(gov)皆對我國技術(shù)進(jìn)步有顯著的正向促進(jìn)作用，這些結(jié)論完全符合經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的預(yù)期。

（四）東、中和西部地區(qū)的參數(shù)估計結(jié)果

在對全國樣本的雙門檻模型參數(shù)進(jìn)行估計后，本文進(jìn)一步分東部、中部和西部三個區(qū)域分別進(jìn)行估計，門檻變量均為區(qū)域腐敗水平。具體估計結(jié)果分別見表5—表7。從表5東部為樣本的參數(shù)估計結(jié)果可以看出，在東部地區(qū)，當(dāng)腐敗水平低于第一個門檻值時，海歸回流知識溢出對該區(qū)域技術(shù)進(jìn)步的影響效應(yīng)顯著為正，估計系數(shù)約為0.05。當(dāng)腐敗水平位于兩個門檻值之間時，海歸知識溢出對該區(qū)域技術(shù)進(jìn)步的影響在5%,的顯著性水平下顯著為正，但估計系數(shù)僅為 0.0241，說明此時腐敗水平對于海歸釋放的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的促進(jìn)作用還比較有限。但當(dāng)腐敗水平變量跨越第二個門檻值時，海歸知識溢出對區(qū)域技術(shù)進(jìn)步的影響效應(yīng)存在急劇“下降”態(tài)勢，其估計系數(shù)降至0.0112。這主要是由于當(dāng)腐敗程度較高時，法律的不健全和對政府的弱約束導(dǎo)致了政府權(quán)力過大，對市場干預(yù)度過強(qiáng)，營商管制復(fù)雜性更高(李雪靈等，2012；陳怡安，2017)。在這樣的法律環(huán)境下，海歸企業(yè)家經(jīng)營風(fēng)險更高，不確定性更大，海歸企業(yè)家不僅得不到有效的產(chǎn)權(quán)保護(hù)和公正的社會待遇，反而會時常遭受來自政府及其相關(guān)部門的“歧視”和“掠奪”，從而在一定程度上抑制了海歸回流釋放的知識溢出效應(yīng)(Fisman和Vig，2012)。

表5 東部地區(qū)的雙門檻模型參數(shù)估計結(jié)果

表6是對中部地區(qū)的估計結(jié)果，發(fā)現(xiàn)當(dāng)腐敗水平低于第一門檻值20.432時，腐敗水平對海歸回流的知識溢出效應(yīng)具有正效應(yīng)，其估計系數(shù)為 0.0732，這和東部地區(qū)比較來看，影響程度相對大一些。這主要是由于中部地區(qū)制度落后于增長，中部多數(shù)省份尚沒有建立起有效的約束機(jī)制，而腐敗是海歸企業(yè)家繞過繁瑣的行政程序、避開過多管制和不當(dāng)法律體制的有效手段，因此可以看出，中部地區(qū)較低的腐敗同樣對海歸回流知識溢出效應(yīng)具有“潤滑效應(yīng)”。而當(dāng)腐敗水平處于第一門檻值與第二門檻值[20.432，21.912]之間，此時腐敗對海歸回流的知識溢出的“潤滑”效應(yīng)逐漸減弱，其估計系數(shù)為 0.0125。當(dāng)該地區(qū)腐敗水平跨越第二個門檻值 21.912時，腐敗對于海歸知識溢出效應(yīng)出現(xiàn)明顯的“摩擦效應(yīng)”，其估計系數(shù)下降至-0.021，在 1%,的顯著性水平上顯著為負(fù)。

同樣，從表7西部地區(qū)的估計結(jié)果來看，只有當(dāng)該區(qū)域的腐敗水平值低于第一門檻值 21.243時，該地區(qū)的海歸回流知識溢出對該區(qū)域的技術(shù)進(jìn)步影響效應(yīng)才為正，其估計系數(shù)為0.876，而當(dāng)腐敗水平處于第一門檻值與第二門檻值[21.243，23.873]以及跨越第二門檻值 23.873時，海歸回流的知識溢出對該區(qū)域的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)均為負(fù)。這是由于在腐敗較為嚴(yán)重的地區(qū)，海歸企業(yè)家在一定程度上會將部分資本用來賄賂官員，企業(yè)的利潤或者潛在利潤被腐敗所剝奪，海歸企業(yè)家可能會控制生產(chǎn)規(guī)模(Mo，2001)，同時將剩余的儲蓄轉(zhuǎn)向地下投資，甚至在極端情況下，企業(yè)會因不堪腐敗帶來的重負(fù)而選擇退出(徐靜和盧現(xiàn)祥，2010)。但隨著西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不斷提高，制度日趨完善，市場體系日趨有效，腐敗程度的進(jìn)一步降低有望進(jìn)一步帶動當(dāng)?shù)睾w企業(yè)家創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)釋放更大空間的知識溢出效應(yīng)。

表7 西部地區(qū)的雙門檻模型參數(shù)估計結(jié)果

綜合表5—表7，可以看出無論東部地區(qū)、中部地區(qū)還是西部地區(qū)，當(dāng)腐敗水平較低(低于其第一個門檻值)時，海歸回流知識溢出對各區(qū)域技術(shù)進(jìn)步的影響為正，尤其是中部地區(qū)和西部地區(qū)，海歸回流知識溢出對各區(qū)域技術(shù)進(jìn)步的影響非常大，而當(dāng)腐敗程度逐漸提高，腐敗水平位于兩個門檻值之間時，東部、中部海歸知識溢出對各區(qū)域技術(shù)進(jìn)步的影響都為正，但是此時西部地區(qū)海歸回流知識溢出效應(yīng)對該地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的影響已為負(fù)。而當(dāng)腐敗水平跨越第二個門檻值時，中、西部地區(qū)的海歸回流對技術(shù)進(jìn)步的影響效應(yīng)均為負(fù)。其原因主要歸結(jié)于，一方面，中西部地區(qū)腐敗現(xiàn)象可能較為普遍，當(dāng)這些地區(qū)腐敗被制度化時，非生產(chǎn)性活動的機(jī)會多于生產(chǎn)性活動，且經(jīng)濟(jì)利益更高，有才能和高學(xué)歷的海歸企業(yè)家更愿意進(jìn)行尋租活動而非生產(chǎn)性工作；另一方面，由于海歸企業(yè)家引進(jìn)回國的新技術(shù)、新工藝的運(yùn)用需要政府批準(zhǔn)，所以比起正在使用的舊技術(shù)、舊工藝，更容易受到腐敗官員的要挾，海歸企業(yè)為了規(guī)避腐敗的影響，索性按部就班而不思創(chuàng)新(陳剛，2015)。以上分析表明，在其他因素不變的條件下，中國海歸回流知識溢出效應(yīng)的大小和方向均存在基于區(qū)域腐敗水平的門檻效應(yīng)，同時腐敗制約海歸回流知識溢出效應(yīng)的現(xiàn)象在我國大部分地區(qū)普遍存在。

五、各省腐敗水平與門檻值比較

本文進(jìn)一步計算出各時間段內(nèi)東、中和西部地區(qū)的腐敗水平均值以及各省市腐敗程度值，并與三個地區(qū)的門檻區(qū)間進(jìn)行對照(見表8)。就東、中和西部三大區(qū)域來看，東部地區(qū)總體腐敗水平均值從2005開始已降低至第一門檻與第二門檻值內(nèi)，并且從2010

年開始，東部地區(qū)的腐敗水平已降至第一臨界值內(nèi)，說明東部地區(qū)從2010年開始海歸回流的知識溢出效應(yīng)開始整體呈現(xiàn)明顯的“躍升”態(tài)勢。具體到東部每個省份而言，發(fā)現(xiàn)從2005年開始，北京、天津、上海等一線發(fā)達(dá)城市的腐敗水平已降低至第一門檻值，同時發(fā)現(xiàn)海南省的腐敗程度一直徘徊在第二臨界值右側(cè)，并且福建、河北、浙江三省從2005年起其腐敗水平出現(xiàn)了惡化，這主要是由于該地區(qū)尚沒有建立起有效的約束機(jī)制，有市場化提供的腐敗機(jī)會。

表8 腐敗程度均值及其與門檻值的比較

對中部地區(qū)而言，其腐敗水平從 2005年開始已降低至海歸知識溢出效應(yīng)由負(fù)轉(zhuǎn)正的第二門檻值內(nèi)。同時中部各省市整體上看是每隔五年其腐敗程度在一定程度上有所遏制。同時發(fā)現(xiàn)湖北省 2005年其腐敗水平便已降低至第二門檻值內(nèi)，時隔 5年，2010年湖北的腐敗水平已低于其他中部省份。究其原因主要是由于一地區(qū)制度環(huán)境對海歸創(chuàng)業(yè)釋放的知識溢出效應(yīng)能產(chǎn)生很大影響，且金融發(fā)展是影響海歸回流知識溢出效應(yīng)的重要因素之一(陳怡安，2014)。而湖北省武漢市作為湖北省經(jīng)濟(jì)金融中心和中部地區(qū)最大的城市，科技實力雄厚，自然資源富集，產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)良好，在政策支持上，湖北省和武漢市都對引進(jìn)金融機(jī)構(gòu)和后臺中心給予大企業(yè)直通車的便利和保姆式的全程服務(wù)①中國金融網(wǎng)“增強(qiáng)武漢在區(qū)域金融中心建設(shè)中的競爭力”(http：//active.zgjrw)。。例如，武漢市成立了服務(wù)專班，并在金融機(jī)構(gòu)注冊入住、購房、租房、稅收等方面制定了一系列優(yōu)惠政策，并為金融機(jī)構(gòu)辦理登記入駐等各種事項提供“一站式”和“保姆式”服務(wù)。因此，其良好的金融發(fā)展環(huán)境使得大批海外高層次人才落戶武漢創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，同時便利的創(chuàng)業(yè)企業(yè)手續(xù)在一定程度上降低了政府管制的強(qiáng)度，而政府管制可能是一種創(chuàng)造租金和抽取租金的機(jī)制，政府管制會造成資源配置的低效率，損害社會福利(DeSoto，1989；Shleifer和 Vishny，1993；陳剛，2015)，從而較低的政府管制強(qiáng)度促進(jìn)了海歸企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)活力。同時黑龍江、吉林省的腐敗水平從1995年至今變化不大，其主要是由于上述兩省市場較缺乏活力，政府管得太死，產(chǎn)業(yè)單一，過度依賴投資，官商作風(fēng)較普遍，同時這也與目前東北經(jīng)濟(jì)發(fā)展明顯落后有一定關(guān)系。此外，安徽、江西、河南三省的腐敗水平從2010年開始降低至第二門檻值內(nèi)。

西部地區(qū)來看，西部各省市腐敗水平比中部、東部各省高，其原因主要是由于西部多數(shù)省份經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展大大落后于中東部，即使是西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施以來，這種差距仍然在繼續(xù)擴(kuò)大(李凱，2008；尚衡，2012)。例如，制度缺失、計劃經(jīng)濟(jì)體制約束、制度環(huán)境約束等，同時政府部門對該地區(qū)市場的過度管制，均可能抑制潛在海歸企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)活動，進(jìn)而對該地區(qū)經(jīng)濟(jì)造成諸多負(fù)面影響(陳剛，2015；陳怡安，2017)。對于大多數(shù)國家來說，新開辦一家企業(yè)的成本都非常高，而在管制更為嚴(yán)格的國家，當(dāng)?shù)卣母瘮〕潭纫哺鼑?yán)重，非正規(guī)經(jīng)濟(jì)部門的規(guī)模也更龐大，但當(dāng)?shù)氐漠a(chǎn)品質(zhì)量卻并不會比管制程度更低的國家要好。隨后的一系列文獻(xiàn)研究也都證實，嚴(yán)格的政府管制不能避免和修正市場失靈(Djankov，2009；陳剛，2015)，說明西部地區(qū)的政府管制可能阻礙潛在海歸企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)活動。另外西部地區(qū)的腐敗水平距今二十年間一直高于第一門檻值，海歸回流的知識溢出影響效應(yīng)為負(fù)，這在一定程度上也說明西部海歸回流的知識溢出效應(yīng)提升還有很大空間。

六、總結(jié)與討論

理論上，腐敗與知識溢出關(guān)系的研究主要存在“正向”和“負(fù)向”的影響關(guān)系。那么海歸回流作為最新的知識溢出渠道，其知識溢出效應(yīng)是否受回流國腐敗程度的影響，即腐敗對于各區(qū)域海歸回流知識溢出效應(yīng)的影響是“潤滑效應(yīng)”還是“摩擦效應(yīng)”？基于中國大陸 1995—2015年省級面板數(shù)據(jù)，本文深入考察了區(qū)域腐敗水平與海歸回流知識溢出效應(yīng)影響的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)腐敗水平與海歸回流知識溢出效應(yīng)之間存在明顯的非線性關(guān)系和階段性特征。具體表現(xiàn)為：第一，從全國范圍來看，當(dāng)腐敗水平低于第一門檻值時，腐敗對中國海歸知識溢出具有“潤滑效應(yīng)”，而當(dāng)腐敗水平跨過第一門檻值后，腐敗會對中國海歸回流知識溢出具有明顯的“摩擦效應(yīng)”，這說明回流國較低的法治水平會在一定程度上強(qiáng)化中國海歸企業(yè)家參與腐敗行為的動機(jī)。第二，分地區(qū)估計結(jié)果顯示，我國海歸回流知識溢出效應(yīng)在很大程度上取決于各地區(qū)腐敗程度，并且具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。當(dāng)腐敗水平高于第一門檻值時，東、中部地區(qū)的海歸回流知識溢出效應(yīng)依然為正，但是西部地區(qū)海歸回流的知識溢出效應(yīng)已經(jīng)為負(fù)。第三，受腐敗水平門檻的限制，我國腐敗程度相對較高的省份尚不能為釋放更多的海歸知識溢出效應(yīng)提供必要的制度環(huán)境支持。

本文的研究結(jié)論具有一定的理論啟示。在研究海外高層次人才回流的知識溢出效應(yīng)時，我們不能單純地探討其對中國技術(shù)進(jìn)步的積極影響，而也應(yīng)該審視其相應(yīng)的制度環(huán)境，如與法治環(huán)境有關(guān)的回流國腐敗水平。本文研究發(fā)現(xiàn)海歸回流知識溢出效應(yīng)對中國技術(shù)進(jìn)步的影響程度依賴于其所處地區(qū)的腐敗水平。在腐敗程度較低的地區(qū)，腐敗對海歸回流知識溢出效應(yīng)釋放有一定的促進(jìn)作用。在腐敗程度較高的地區(qū)，海歸企業(yè)家的尋租需求和政府官員的主動創(chuàng)租動機(jī)會在一定程度上產(chǎn)生相互強(qiáng)化的作用，進(jìn)而使得海歸企業(yè)家參與腐敗行為的概率大大提高，而較高腐敗租金的存在將激勵海歸企業(yè)家更多地脫離生產(chǎn)性活動，而從事腐敗活動，從而抑制其知識溢出效應(yīng)的釋放。因此，回流國改善其法治環(huán)境，進(jìn)一步加強(qiáng)反腐力度，會有利于弱化海歸企業(yè)家參與腐敗行為的動機(jī)，壓縮海歸企業(yè)家的尋租空間，進(jìn)而使得海歸投資者通過市場選擇而不是通過“非生產(chǎn)性”的腐敗行為來優(yōu)化配置資源，從而使海歸回流知識溢出效應(yīng)有更大程度的釋放。

同時，本文的研究結(jié)論也有一定的實踐意義。一方面，通過估計腐敗對中國海歸知識溢出的門檻效應(yīng)，我們發(fā)現(xiàn)受到腐敗水平門檻的限制，我國腐敗程度相對較高的省份尚不能為釋放更多的海歸知識溢出效應(yīng)提供必要的制度環(huán)境支持。同時也說明回流國低劣的法治水平會在一定程度上強(qiáng)化中國海歸企業(yè)家參與腐敗行為的動機(jī)，尤其由于海歸企業(yè)家經(jīng)驗不足且缺乏一定的資源性優(yōu)勢，容易將腐敗作為一種次優(yōu)選擇，以便盡快地繞過回流所在地區(qū)的投資障礙，減少制度摩擦，從而較為便捷地進(jìn)入其所在的投資領(lǐng)域。本文的研究結(jié)論同時也表明，當(dāng)腐敗水平跨過一定門檻后，腐敗會對中國海歸回流知識溢出產(chǎn)生明顯的抑制效應(yīng)，從目前的情況看，大多數(shù)省份的腐敗水平足以弱化中國海歸回流的知識溢出效應(yīng)。因此，從長遠(yuǎn)發(fā)展來看，只有加強(qiáng)制度建設(shè)，進(jìn)一步完善法治環(huán)境，腐敗對海歸回流知識溢出的“潤滑效應(yīng)”才能長期持續(xù)下去。

目前中國正處于“人口紅利”向“人才紅利”、“中國制造”向“中國創(chuàng)造”轉(zhuǎn)型期，為廣大留學(xué)人員回國創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)提供了廣闊的舞臺。截至 2015年年底，中國已引進(jìn)“千人計劃”專家五千余人，加上地方政府的“千人計劃”，歸國工作的“千人計劃”人才已超過萬人，海歸人才回國創(chuàng)業(yè)已成為中國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展新動力。而本文是首篇評估腐敗對海歸回流知識溢出效應(yīng)影響的文獻(xiàn)，對理清制度環(huán)境中腐敗對于海歸回流知識溢出效應(yīng)的影響是極有益的完善補(bǔ)充，能夠為政府引才政策提供重要的理論與實踐依據(jù)。

［1］陳 剛.管制與創(chuàng)業(yè)——來自中國的微觀證據(jù)[J].管理世界，2015(5)：89-99.

［2］陳 剛，李 樹，尹希果.腐敗與中國經(jīng)濟(jì)增長——實證主義的視角[J].經(jīng)濟(jì)社會體制比較，2008(3)：59-68.

［3］陳怡安，楊河清.海歸回流對中國技術(shù)進(jìn)步的影響效應(yīng)實證[J].經(jīng)濟(jì)管理，2013(4)：82-93.

［4］陳怡安.國際智力回流的知識溢出效應(yīng)：一個文獻(xiàn)評述與展望[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)評論，2014(4)：44-60.

［5］陳怡安.金融發(fā)展與海歸回流的知識溢出效應(yīng)關(guān)系實證[J].科研管理，2016，37(6)：168-176.

［6］陳怡安.制度環(huán)境如何影響海外高層次人才回流的國際知識溢出效應(yīng)：一個文獻(xiàn)評述[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)評論，2017(1)：78-89.

［7］陳怡安.中國海歸回流企業(yè)家精神的空間溢出效應(yīng)研究[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯，2017(3)：102-120.

［8］鄧富華，胡 兵.制度約束下東道國腐敗對中國對外直接投資的影響——基于跨國面板數(shù)據(jù)的門檻效應(yīng)檢驗[J].中國經(jīng)濟(jì)問題，2013(4)：99-108.

［9］李 平，許家云.國際智力回流的技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)研究——基于中國地區(qū)差異及門檻回歸的實證分析[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2011，10(2)：935-964.

［10］李后建.市場化、腐敗與企業(yè)家精神[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2013(1)：99-111.

［11］李雪靈，張 惺，劉 釗等.制度環(huán)境與尋租活動：源于世界銀行數(shù)據(jù)的實證研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2012，4(11)：84-96.

［12］王輝耀，苗 綠.中國海歸發(fā)展報告(2013)No.2[M].北京：社會科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2013.

［13］王輝耀.中國國際移民報告(2015)[M].北京：社會科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2015.

［14］王蓉蓉.海外人才回流與社會適應(yīng)研究[D].上海：華東師范大學(xué)，2012.

［15］魏華穎，曾湘泉.海外留學(xué)歸國人員就業(yè)的微觀影響因素的實證研究[J].中國行政管理，2014(10)：84-116.

［16］徐 靜，盧現(xiàn)祥.腐敗的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)：潤滑劑抑或絆腳石?[J].國外社會科學(xué)，2010(1)：30-37.

［17］許 琦.中國海外留學(xué)人才回流趨勢及其原因研究(1978—2010)[D].上海：復(fù)旦大學(xué)，2012.

［18］楊河清，陳怡安.海歸回流：知識溢出及門檻效應(yīng)——基于中國的實證檢驗[J].人口研究，2013，37(5)：91-102.

［19］張 林，冉光和，陳 丘.區(qū)域金融實力、FDI溢出與實體經(jīng)濟(jì)增長——基于面板門檻模型的研究[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2014，36(6)：76-89.

［20］朱 敏，高 越.智力外流對中國技術(shù)創(chuàng)新的影響——基于地區(qū)差異的實證研究[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2012，33(10)：147-154.

［21］朱 敏，許家云.海外人才回流與 FDI技術(shù)溢出——地區(qū)差異及影響因素的實證分析[J].科學(xué)學(xué)研究，2013，31(11)：1663-1670.

［22］Aidt T.S.Corruption，Institutions and Economic Development[J].Oxford Review of Economic Policy，2009，25(2)：271-91.

［23］Dong B.，Torgler B.Corruption and Social Interaction：Evidence from China[J].School of Economics &Finance Discussion Papers，2011，34(6)：932-47.

［24］Dreher A.，Gassebner M.Greasing the Wheels? The Impact of Regulations and Corruption on Firm Entry[J].Public Choice，2013，155(3)：413-32.

［25］Eaton J.，Kortum S.Measuring Technology Diffusion and the International Sources[J].Eastern Economic Journal，1996，22(4)：401-10.

［26］Fisman R.，Vig V.Private Returns to Public Office[J].Journal of Political Economy，2012，122(4)：806-62.

［27］Grossman G.M.，Helpman E.Quality Ladders in the Theory of Growth[J].Review of Economic Studies，1991，58(1)：43-61.

［28］Habib M.，Zurawicki L.Corruption and Foreign Direct Investment[J].Journal of International Business Studies，2002，33(2)：291-307.

［29］Hansen B.E.Threshold Effects in Non-dynamic Panels：Estimation，Testing，and Inference[J].Journal of Econometrics，1999，93(2)：345-68.

［30］Knack S.Measuring Corruption：A Critique of Indicators in Eastern Europe and Central Asia[J].Journal of Public Policy，2007，27(3)：255-91.

［31］Liu A.P.L.The Politics of Corruption in the People's Republic of China[J].American Political Science Review，1985，77(3)：602-23.

［32］Méndez F.，Sepúlveda F.Corruption，Growth and Political Regimes：Cross Country Evidence[J].European Journal of Political Economy，2006，22(1)：82-98.

［33］Meyer B.D.，Dan T.R.Welfare，the Earned Income Tax Credit，and the Labor Supply of Single Mothers[J].The Quarterly Journal of Economics，2001，116(3)：1063-114.

［34］Mo P.H.Corruption and Economic Growth[J].Journal of Comparative Economics，2001，29(1)：66-79.

［35］Niels Hermes，Robert Lensink.Foreign Direct Investment，F(xiàn)inancial Development and Economic Growth[J].Journal of Development Studies，2003，40(1)：142-63.