一、 引言

改革开放以来，中国经济持续高速增长，但腐败问题也愈演愈烈。腐败是关乎政治民主、经济发展和社会公正的重大问题(孙刚等，2005)。官僚腐败不仅会严重扭曲社会经济资源的合理配置，也会对行政秩序与政府效率产生巨大负面影响(过勇，2013)。研究表明，腐败阻碍了经济增长(Mo，2001)，拉大了收入差距(Wu and Zhu，2011)，制约了外商投资(Javorcik and Wei，2009)，甚至影响了社会与政治稳定(Anderson and Tverdova，2003)。因此，抑制官员腐败成为我国社会经济体制改革面临的重要任务。

中共十八大后启动的新一轮反腐行动及一批“老虎”、“苍蝇”的应声落马，据统计，自十八大召开以来，共查处副省级以上官员133名，军级以上军官45名(http://www.jcrb.com/)，国企高管“落马”人数高达171名(http://www.ccdi.gov.cn/)。再次表明我国反腐斗争面临严峻形势。国内外学者已从多个视角揭示了官员腐败的影响因素。结果显示，民主政治、媒体自由、经济富裕、贸易开放等都会显著降低腐败程度(Fisman and Gatti，2002; Chowdhury，2004; Treisman，2000; Glaeser and Saks，2006)。国内学者中，盛宇明(2000)将腐败蔓延的根源归结于经济制度中颇多的腐败供给源，过勇、胡鞍钢(2003)则强调不合理的行政垄断是导致腐败泛滥的关键。此外，司法制度建设、地方政府规模、财政分权改革和官员交流机制等因素也影响了我国官员腐败行为(万广华、吴一平，2012；周黎安、陶婧，2009；吴一平，2008；陈刚、李树，2012)。

遗憾的是，这些研究文献几乎都集中于正式制度环境的分析，而忽视了传统文化、社会习俗等非正式制度因素对官员腐败行为可能产生的影响。事实上，除了制度监管与党纪约束，中国传统文化和价值观也对官员行为范式形成重要规制。尤其是转型期的中国，法律制度与市场机制尚不健全，制度性预防腐败体系对权力寻租的约束作用比较脆弱(吴一平、朱江南，2012)。当正式制度及准则无法有效工作时，学术界有必要关注文化、习俗等非正式制度的治理价值(North，1990)。许多研究也表明，作为一种替代机制，非正式制度在法制建设并不完善的新兴市场中可能发挥更重要的作用(Allen et al.，2005; Pistor and Xu，2005)。这意味着，在我国新兴市场情境下考察非正式制度(如：宗教文化)对官员腐败的影响效应将更具理论及现实意义。

基于此，本文重点从非正式制度视角考察我国宗教传统与官员腐败之间的内在联系。之所以选择这一研究切入点，原因如下：其一，佛教和道教作为重要的社会规范，在我国历史传承悠久、影响深远。其二，社会学家普遍认为，宗教教义大都针对人的行为准则而言，致力于诱导“好”的个体行为，因而对维系社会秩序产生了积极作用(North et al.，2013)。然而，迄今为止却鲜有研究对我国佛教和道教等宗教传统的治理价值进行定量考察。本文利用中国1998~2009年省级面板数据为样本，实证考察了宗教传统对地区官员腐败的影响，并探究这一影响效应是否因制度监管和市场力量的不同而存在差异。

本文的贡献在于：(1)虽然腐败是学术界研究的热点问题，但已有文献大都关注经济发展、政治结构、法律监管等对腐败程度的影响(Glaeser and Saks，2006；Treisman，2000；万广华和吴一平，2012)，忽视了文化因素可能产生的独特作用。本文将宗教文化与官员腐败有机联系起来，实证考察宗教传统的反腐败效果。这既深化和拓展了对腐败决定因素的理论认知，也为我国反腐实践提供了更丰富的理论借鉴和思路。(2)本文检验了宗教约束和制度监管两种不同治理机制的反腐败效果，并揭示了二者之间的替代效应。这对非正式制度如何弥补正式制度缺陷的文献(Allen et al.，2005; Pistor and Xu，2005)形成了有益补充。(3)本文也为合理评估我国传统宗教文化的积极价值提供了新的证据。除了优化权力配置、加强法律监管等正式制度外，还有必要发挥优良社会习俗、先进传统文化等非正式制度在规范社会治理、抑制官员腐败中的积极作用。

二、 理论分析与研究假设 (一) 腐败及其决定因素

经济学研究将腐败视为利用公共权力以违反规则的方式追求个人私利的行为(Jain，2001)。广义的腐败包括贪污、受贿、挪用公款、集体私分、巨额财产来源不明等显性犯罪，以及滥用职权、玩忽职守、徇私舞弊等隐性犯罪。Aidt(2003)指出，腐败的产生和持续须具备三个基本条件：第一，政府官员拥有设计和制定管制政策的权威；第二，权力随意性使得“抽取租金”或“寻租”成为可能；第三，政府官员具有运用权力寻租的激励。腐败涉及范围之广，大致分为两种：政府与私人部门的非法交易、政府官员非法使用政府权力。

我国对于权力腐败的监管与打击从未停止，但腐败不仅未得到有效遏制，反而在不断恶化(Wedeman，2012；Carlos，2016)。近年来，我国腐败涉案金额逐年提高，涉案人员也日益广泛(龙小宁、黄小勇，2016)。透明国际(Transparency International)2014年报告显示，中国腐败感知指数(Corruption Perception Index，CPI)得分仅为36分，在全球175个国家中位列第100位，成为最腐败的国家之一。可见，中国面临的腐败形势之严峻，治理腐败势在必行。正因如此，2012 中共十八大后，中央政府启动了新一轮高强度反腐败行动，坚持“老虎苍蝇一起打”，并先后密集出台了“八项规定”等22个反腐倡廉文件。

在中国，政府在经济改革初期推行的价格和资源配置“双轨制”孕育了腐败机会和寻租空间，诱发了腐败现象蔓延(Li，2000)。同时，与西方民主国家不同，中国当前各级政府官员主要由上级领导考察任命，导致官僚系统“唯领导是从”的“权威—服从”机制盛行(谭亚莉等，2011)，使得下属难以对上级官员行为实施有效监督。徐细雄等(2013)指出，若官员自身道德水平低下，无法实现基本的自我约束，则很容易滋生权力寻租与腐败。目前，已有大量研究围绕经济发展与法律监管制度对腐败的决定因素展开讨论(Treisman，2000; Glaeser and Saks，2006；万广华、吴一平，2012；周黎安、陶婧，2009)，然而这些研究都忽视了传统文化与宗教力量对官员腐败行为可能产生的影响。

(二) 我国传统宗教文化

我国的宗教文化历史悠久。佛教和道教是最具影响的两大宗教教派，其中佛教是最古老的外来宗教，道教则是最古老的本土宗教。在我国悠久的历史文化演变中，宗教传统(尤其是佛教与道教)潜移默化地影响了人们的信仰体系、伦理价值、道德感知和行为方式。正如Du et al.(2014)指出的，佛教文化与道教文化相结合，早已融入中国历史文化，对政治、哲学、文学、美学以及社会行为规范等产生了不可忽视的影响。

由于中国共产党倡导无神论，从1949年新中国建立到1976年文化大革命结束，我国宗教活动急剧下降。1979年改革开放以来，中国共产党开始意识到民众具有多样性的宗教需求。因此，20世纪80年代，大量寺庙、道观等传统宗教场所被恢复重建并对外开放。尊重和保护宗教信仰自由成为中国共产党对宗教问题的长期的基本政策。过去30年来，我国宗教活动的繁荣情况超乎想象。World Values Survey(2007)调查表明，中国11%的民众存在宗教信仰。Yang(2010)又指出，这一数据可能被低估。中国综合社会调查(CGSS)显示，2003—2010年间中国信教人数比重增加了120%，年均增长速度达到18%。不少学者指出，“宗教热”正在中国悄然兴起(郑凤田等，2010)。至2011年为止，我国已有1.85亿民众信仰佛教(Jin and Qiu，2011)。

宗教传统和宗教制度对个体经济行为存在不可忽视的影响。Weber(1958)最早强调，个人所处的宗教环境引导了个体行为。一方面，宗教文化塑造了人们内在的道德感知和伦理行为等有意识的人类活动(Conroy and Emerson，2004)。通常，个体的伦理决策由道德感知、道德判断、道德目标和道德行为四个阶段相互作用并共同决定，且每一阶段决策都受到宗教价值的影响(Weaver and Agle，2002)。亚当·斯密在其代表作《道德情操论》中强调，人类的经济活动基于社会习惯和道德之上，早在逻辑推理与哲学理论出现之前，传统的宗教体系已经为人们阐述并提供了道德准则，为促进行为美德提供了强大的驱动力。另一方面，宗教文化作为一种重要的非正式制度安排，通过社会规范力量对人们的行为产生约束。社会规范理论认为，个体行为会与他们所在团体的行为保持一致。因此，在宗教传统发挥更重要作用的群体内，其社会规范受到宗教准则影响的可能性更大。此外，宗教文化也通过人际交流与群体传播成为社会规范体系的重要组成部分，这加速了道德团体的出现，进而约束了个人行为(Parboteeah et al.，2014)。

生活在宗教环境之下，不管个体的宗教信仰如何，其行为都会直接或间接受到宗教价值观的影响(Dana，2009)。而且，大多宗教教义都强调了工作与宗教之间的相互作用(Galbraith and Galbraith，2007)。比如，基督教鼓励人们认真、勤勉工作，努力寻找更好的方法解决问题；佛教则注重精神追求，倡导“无欲无求”，将“减少对无尽的物质欲望的渴求”作为解放自身的途径。由此可见，宗教在引导个体和社会行为中的价值不容忽视。许多学者已注意到这一问题，并强调在我国开展宗教研究的紧迫性(Ashiwa and Wank，2006; Yang，2010)。

(三) 宗教传统与反腐败

如前所述，宗教文化作为一种潜在驱动力，对人们的思想观念、行为准则以及道德伦理等产生巨大影响。Stark and Finke(2000)认为，宗教传统具有两个最基本的属性：文化属性和制度属性。一方面，宗教传统作为一种特殊文化形态直接影响人们内在的道德伦理与价值，进而对官员权力寻租和腐败行为产生影响；另一方面，宗教传统作为一种非正式制度，对官员腐败行为形成重要的隐性约束。

腐败是政府官员为谋求私利而损害社会公正及他人利益的非伦理行为。事实上，道德规范与伦理价值观是影响官员腐败的关键因素之一(Joseph et al.，2013)。宗教教义大都倡导人心向善，潜移默化的强化了信众的道德水平和伦理标准。有研究指出，大多宗教强调人的行为准则，使得宗教社会比非宗教社会呈现更高的道德水平，有利于减少社会群体的不良态度及行为(North et al.，2013；Stack and Kposowa，2006)。首先，公平与诚实等作为多种宗教推崇的伦理价值(Luxmoore，1999)，有利于强化政府官员自身的伦理价值标准，抑制腐败行为的诱发动机。其次，宗教传统为官员腐败等行为塑造了负面定义，并通过祈祷、沉思、悔过等方式减少类似行为的发生，引导人们通过合法手段获取财富(Hackney and Sanders，2003; North et al.，2013)。再次，腐败行为在带来可观收益的同时，也存在着因触犯法律而面临惩处的巨大风险。研究表明，在宗教文化强度较高的地区，人们的风险偏好相对较低(Hilary and Hui，2009)。此外，有宗教信仰的人对政府和他人有着更高的信任度，更不容易触犯法律(Guiso et al.，2003)。基于此，本文提出假设1。

假设1：宗教传统对抑制腐败具有积极作用，在宗教文化强度越发达的地区，官员腐败程度越低。

完善的司法等正式制度能够有效约束腐败行为，并对腐败交易构成威胁。然而，我国经济与社会改革采取非均衡发展战略，从东部沿海地区逐步向中西部推进，导致我国不同地区的市场化进程与制度环境存在很大差异。因此，我国正式制度对腐败的约束存在区域异质性。一方面，与市场化进程滞后的地区相比较，市场化程度发达的地区更加依赖市场机制实现资源配置，政府会将更多行政权力让渡给经济主体，其干预动机和干预行为明显减弱。这有利于减少政府官员的权力寻租空间。另一方面，与东部发达地区相比较，我国中西部地区的法制建设进程相对滞后，法律监管对腐败官员产生的威慑力较弱(Damania and Fredriksson，2004)。吴一平和芮萌(2013)的研究发现，在我国市场化程度比较发达的东部地区，官员腐败程度跟中西部地区有着明显差异。

由于人的行为普遍受到正式制度与非正式制度的双重约束。当正式制度无法有效工作时，可能更加倚重宗教传统、文化习俗等非正式制度的治理作用。North(1990)强调了非正式制度的重要性，并建议更多关注非正式制度的治理后果。Williamson(2000)认为，诸如文化、宗教等非正式制度会对正式制度产生重要影响。Pistor and Xu(2005)明确提出，在正式制度建设并不完善的新兴市场，非正式制度可能发挥更重要的作用。因此，我们预测，作为一种非正式制度因素，宗教传统与制度约束在抑制官员腐败上存在替代效应。基于此，本文提出假设2。

假设2：宗教传统与制度环境在抑制官员腐败上存在替代效应：制度环境越落后的地区，宗教传统抑制腐败的积极效果越突出。

三、 数据说明与计量模型 (一) 模型设定

根据前面提出的研究假设，本文建立的计量模型如下：

$\begin{align} & Corrup{{t}_{it}}={{\beta }_{1}}Reli{{g}_{it}}+{{\beta }_{2}}GD{{P}_{it}}+{{\beta }_{3}}GD{{P}^{2}}_{it}+{{\beta }_{4}}Wag{{e}_{it}}+{{\beta }_{5}}Co{{m}_{it}} \\ & +{{\beta }_{6}}Ope{{n}_{it}}+{{\beta }_{7}}H{{C}_{it}}+{{\beta }_{8}}Incom{{e}_{it}}+{{\alpha }_{i}}+{{\alpha }_{t}}+{{\varepsilon }_{it}} \\ \end{align}$

(1)

模型中，下标it表示第i个省第t年；Corrupt表示各地区官员腐败程度；Relig表示地区宗教文化强度；GDP代表地区经济发展水平；Wage表示公务员相对工资水平；Com表示市场竞争程度；Open表示经济开放度；HC表示人力资本；Income表示居民收入水平。此外，模型还控制了省级固定效应和年度时间固定效应。模型中使用的数据集为1998~2009年中国省、自治区、直辖市的省级面板数据。由于官员腐败程度变量(Corrupt)存在缺失值，固本文使用的数据集为非平衡面板数据。

(二) 变量测度及数据来源

腐败行为具有隐蔽性，对其进行真实衡量具有一定难度。早期研究文献主要采用透明国际(Transparency International)公布的腐败感知指数(Corruption Perception Index，CPI)度量各国腐败程度，这具有很大的主观性。而且，当年人们对腐败的主观感知可能受到上一年公布评分结果的影响。因此，其真实性值得怀疑。基于此，本文借鉴Del and Papagni(2007)做法，采用各地区每万人腐败案件的发生数(件/万人)度量腐败程度，记为腐败频率(Corrupt₁)。腐败案件数由当地人民检察院直接立案侦查案件中职务犯罪的立案数代替，包括贪污贿赂、渎职侵权等犯罪。该数据来源于《中国检察年鉴》，作者通过手工搜集整理。同时，采用各地区腐败案件涉案金额占所在地区GDP的比值来衡量腐败严重程度，记为腐败程度(Corrupt₂)。该数据来源于《中国审计年鉴》，也是通过手工搜集。图 1将我国腐败发生频率(Corrupt₁)和腐败严重程度(Corrupt₂)两个腐败变量的变化趋势与CPI得分趋势进行对比。可以发现，各变量波动具有较强的趋同性，这表明本文选择的腐败测度变量具有很好的内部一致性。

对地区宗教文化强度的度量是本文的难点之一。Hilary and Hui(2009)采用宗教活动场所数量、宗教人口比例等度量所在地区的宗教强度。宗教市场理论认为，人们对宗教信仰的需求是基本不变的，现实中人的宗教性(包括宗教归属、宗教信仰和宗教参与)主要取决于宗教供给的数量和质量。根据宗教供给影响宗教归属这一基础理论，本文使用省级层面宗教活动场所密度作为度量宗教文化强度的替代变量。具体而言，仿照陈冬华等(2013)从省级层面，采用每个省份宗教场所的数量来衡量宗教文化强度。相对于小型寺庙、道观，知名古刹寺庙具有更悠久的历史传承、更庞大的信众群体及更广泛的辐射范围。因此，本文主要选择重点宗教场所来构建宗教密度指数。具体数据取自1983年4月9日国务院转批的国务院宗教事务局《关于确定汉族地区佛道教全国重点寺观的报告》。

模型中的其他变量的定义与说明如表 1所示。其中，地区经济发展水平(GDP)、地区市场竞争程度(Com)、地区经济开放度(Open)、居民收入水平(Income)的数据均来源于《中国统计年鉴》；公务员工资(Wage)为机关单位在岗职工的平均工资，数据来源于《中国劳动统计年鉴》；人力资本(HC)的数据来源于《中国统计年鉴》。

表 2报告了主要变量的描述性统计及相关性分析结果。可以发现，两类腐败测度变量Corrupt₁和Corrupt₂之间存在显著的正相关关系，这说明本文选择的腐败测度具有合理性。同时，变量Relig与Corrupt₁和Corrupt₂之间均存在显著的负相关关系(相关系数分别为-0.179和-0.146，显著性水平至少为5%)。这初步表明，地区宗教文化有利于抑制官员腐败的发生。我们还发现，变量Com与Corrupt₁和Corrupt₂之间均存在显著的负相关关系(相关系数分别为-0.115和-0.105，显著性水平均为5%)，这意味着市场化改革和市场竞争加剧有利于减少政府官员腐败。

四、 实证结果讨论 (一) 多元回归结果

根据前面设定的计量经济模型，对本文假设进行回归检验。需要说明的是，本文所使用的宗教变量Relig在样本期间内不随时间改变，不适用于面板的固定效应回归。因此，本文使用Plumper and Troeger(2007)提出的固定效应向量分解(Fixed Effect Vector Decomposition，FEVD)方法对模型进行回归。该方法分为三个步骤：首先，去掉模型中不随时间改变的变量后，对模型进行固定效应回归并提取个体固定效应值；第二，将提取得到的固定效应值分解为两个部分：不随时间改变部分和残差项部分，并提取残差项；第三，将不随时间改变的变量和第二步提取的残差项同时加入第一步的模型进行回归。此时，得到的回归结果为固定效应向量分解方法的估计值。Plumper and Troeger(2007)利用蒙特卡诺(Monte Carlo)方法，验证了固定效应向量分解法(FEVD)在处理含有时间不变量的固定效应面板模型回归中的优越性，即证实了其结果的可信度高于POOL-OLS和随机效应(Random Effect)。Wang and Lin(2014)也利用此方法做类似处理。

表 3报告了模型的回归结果。首先，以地区腐败案件发生频率(Corrupt₁)为因变量展开回归，结果如列I所示。固定效应向量分解(FEVD)法的回归结果显示，地区宗教文化强度(Relig)与腐败频率(Corrupt₁)之间呈现显著的负相关关系，且显著性水平为1%。这为假设1提供了有力的经验支持。列I中列示的POOL-OLS回归结果也支持了假设1。然而，比较两者的解释力R²，POOL-OLS的拟合度(R²为0.28)明显小于FEVD方法的拟合度(R²为0.675)，表明FEVD方法具有较好的适用性，这与Plumper and Troeger(2007)的证明相一致。基于此，本文后续检验中仅仅报告固定效应向量分解(FEVD)法的检验结果。观察列I和列IV的固定效应向量分解检验结果可以发现：无论因变量是Corrupt₁或Corrupt₂，自变量Relig的回归系数均显著为负值(-0.016和-0.068)。这表明，随着地区宗教文化强度增加，官员腐败程度得到了明显降低。由此可见，宗教传统确实对抑制官员腐败产生了积极作用，这也为假设1提供了支持性证据。

回归模型还显示，控制变量GDP显著为正，而GDP²却显著为负，这意味着地方经济发展水平与官员腐败程度呈现倒U型关系。这一结果与万广华和吴一平(2012)的结论是一致的。此外，模型IV中公务员工资(Wage)与腐败涉案金额(Corrupt₂)呈现显著的负相关关系，即增加公务员工资有利于降低腐败程度，这为“高薪养廉”观点提供了经验支持。遗憾的是，我们并未发现公务员工资(Wage)与腐败发生频率(Corrupt₁)之间存在显著关系的证据。此外，当因变量是腐败涉案金额(Corrupt₂)时，地区对外开放程度(Open)的回归系数显著为负值。这表明，加强对外开放有助于减少政府官员腐败。而且，地区人力资本水平的提高也有利于抑制官员腐败的发生。

佛教和道教是我国历史最悠久、影响力最广泛的两大宗教。虽然它们的基本教义都倡导人心向善、多行善事，但两大宗教的核心理念和行为准则仍存在很大差异。因此，本文进一步考察两种不同类型宗教抑制腐败的治理效果是否存在差异。表 3中列Ⅱ和列V显示，无论因变量是腐败发生频率(Corrupt₁)或腐败涉案金额(Corrupt₂)，自变量佛教文化强度(Buddhism)的回归系数均显著为负(回归系数分别为-0.017和-0.074)。然而，列Ⅲ和列VI中道教文化强度(Taoism)回归系数的显著性低于佛教。这意味着，不同宗教文化对官员腐败行为的抑制作用存在差异。与道教相比，佛教更关注精神修炼、舍弃对现实物质追求，以及善恶有报的因果轮回等价值取向，使得它在抑制官员腐败中的积极作用更加明显。

(二) 宗教传统与制度环境的交互治理效应：分组回归

为了考察宗教传统和制度环境两种不同约束力量对官员腐败行为的治理效果，本文进一步在模型中引入变量——市场化进程(Market)及其交互项(Market*Relig)。市场化进程变量采用樊纲等(2011)编制的各地区市场化指数衡量。表 4中模型I显示，变量Relig和变量Market的回归系数均显著为负值。这表明，宗教传统和制度环境两种不同约束力量均有利于降低官员腐败。更进一步，模型Ⅱ中交互项变量Market*Relig的回归系数显著为正(系数为0.003，显著性水平为0.05)。这意味着制度环境和宗教传统两种约束力量的反腐败效果存在一定的替代效应，即当地区市场化进程比较落后时，宗教传统文化对官员腐败的治理效果更加明显。因此，本文的假设2是成立的。

为了更深入检验宗教传统与制度环境在抑制官员腐败中的替代效应，本文按照王小鲁和樊纲(2004)的方法将研究样本划分为东部地区(市场化发达地区)和非东部地区(市场化滞后地区)，并进行分样本回归。其中，东部地区包括北京、天津、上海、浙江、江苏、福建、广东、辽宁、山东、河北等10个省份。非东部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、广西、四川、重庆、贵州、云南、陕西、宁夏等15个省份。表 4中模型Ⅲ与模型IV显示，东部地区样本中自变量Relig的回归系数虽然为负值，但并不显著；相反，非东部地区样本中自变量Relig的回归系数则显著为负值。这表明，在我国东部发达地区，市场化改革进程比较顺利，官员腐败的制度性约束较强，此时宗教传统的隐性约束作用并不明显。相反，中西部欠发达地区，官员腐败的制度性约束相对比较脆弱，宗教传统的隐性约束作用凸显其价值。

(三) 稳健性检验

前面模型仅通过入选国家宗教事务局名录的著名寺观数量考察地区宗教文化，这可能无法全面客观反映各地区的宗教文化强度。为了弥补这一数据缺陷，我们采用密歇根州立大学、普度大学、武汉大学等共同开发的《空间宗教分析系统》中披露的各地区所有佛教寺庙和道教道观数量来测度地区宗教文化强度，并对模型重新检验。该数据系统更加详尽地披露了我国各省市各类寺庙和道观的建造年份、规模、地理位置等具体信息。如图 2所示，该系统披露的每年宗教场所数量存在较明显差异，即宗教文化强度变量(Relig)的时序变化较明显，固采用固定效应回归。表 5所示的稳健性检验结果表明，自变量Relig和Market的回归系数均显著为负值，交互项变量Market*Relig的回归系数则显著为正值。这表明，本文研究结论在改变变量测度方法后仍是稳健的。

五、 结论和政策含义

中国共产党坚持宗教信仰自由的基本政策。因此，佛教、道教等传统宗教文化在我国具有比较广泛的群众基础，并对个体行为范式形成重要的规制和约束。与以往围绕经济发展、政治结构和法律制度的研究文献不同，本文重点考察传统宗教文化这一隐性社会规范的反腐败效果。利用中国1998~2009年省级面板数据分析并检验了地区宗教传统对官员腐败程度的影响效应及内在机理。实证结果显示，宗教传统对抑制官员腐败产生了重要的积极作用，地区宗教文化强度越发达，官员腐败程度则越低。而且，与道教相比较，追寻“善恶有报、因果轮回”思想的佛教文化的反腐败效果更加明显。我们还发现，宗教传统与制度环境两种不同约束力量在防治腐败过程中存在替代效应。具体来讲，地区制度环境越落后，宗教传统抑制腐败的积极作用越突出。

本研究表明，官员腐败是多重因素造成的社会经济后果，既受到经济发展、法律监管、市场规则等正式制度的约束，也面临社会文化、宗教传统等非正式制度因素的影响。因此，在积极推进反腐败进程中，除了强调完善法律制度、加强市场监管与惩罚机制外，也有必要充分发挥我国优秀传统文化的积极作用，净化官员心灵、整肃官场文化。这也在一定程度上为中共十八大报告明确提出的社会主义核心价值观的治理价值提供了间接的理论依据。本研究丰富和拓展了对官员腐败决定因素的理论认知，也对我国传统宗教价值领域的研究文献贡献了新的知识。