政治联系、财政补贴与企业绩效

(广州大学经济与统计学院，广东广州，510006)

一、引言

随着中国经济快速发展，在制度环境仍不断完善的情况下，民营企业建立政治联系被视为一种重要的非正式制度安排，对民营企业发展有着重要影响。有关民营企业政治联系的问题，学者们给予了广泛关注。一部分研究认为：当有政府官员在企业任职时，企业更可能被视为具有良好发展前景和社会贡献，此时政治联系发挥信号显示机制作用从而解决财政补贴中信息不对称问题，政治联系可以弱化行政管制约束使民营企业获得税收优惠[1-2]、政府资助[3-4]和银行信贷资金[5-6]等，从而提升企业绩效。另一部分研究认为：政治联系会诱发寻租和腐败行为[7]。在制度越落后、腐败程度越严重、政府干预经济越广泛、法律和司法体系越弱的地区，企业建立政治联系从而寻租的内在动机越强[8]，导致有政治联系的企业获得银行贷款的违约率更高[9]，获得的财政补贴对企业发展无明显促进作用[7]。对于前者，政治联系有利于民营企业获得稀缺的资源并促进企业发展，有利于提升企业绩效，这种情况称为政治联系的“效率观”；对于后者，政治联系可能成为实现非生产性寻租的手段，虽有利于民营企业获得稀缺的资源但无益于企业发展，这种情况称为政治联系的“寻租观”[7]。然而，十八大后反腐新政切断了部分政治联系引致的腐败交易，并对尚未受牵连的政治联系产生威慑作用，那么在反腐新政下民营企业政治联系是支持“效率观”还是“寻租观”？上述问题仍有待回答。

本文利用2010-2015年中国120个城市民营上市公司的数据样本，运用倍差法进行实证研究，分析在反腐新政背景下与政府建立政治联系的民营企业是否可以获得更多财政补贴，以及财政补贴对企业绩效的作用，以此判别民营企业政治联系是支持效率观点还是寻租观点。本文贡献可能包括：一是对反腐败背景下政治联系的“效率观”和“寻租观”提供了现实回答，发现反腐败抑制了当期在职型政治联系的寻租效应，但曾经任职型政治联系发挥了寻租效应。二是揭示了反腐败背景下政治联系对民营企业的影响差异。如当期在职型政治联系对民营企业获得财政补贴无显著作用，曾经任职型政治联系的作用效果显著；政治联系对直接民营化企业的财政补贴效应更大。这些研究丰富了有关腐败治理及其对企业行为影响的实践认知，政府应关注公共部门人力资本向私人部门流动带来的影响。

二、理论分析

(一)政治联系与财政补贴

政府在决定向哪些企业提供财政补贴时通常存在信息不对称，很难准确获知企业生产技术、发展潜力、创造就业和纳税能力等信息。对于民营企业来说，建立政治联系是企业获得更多财政补贴的重要途径，在财政补贴有国有偏向情况下更是如此。究其原因：一是当有政府官员在企业任职时，企业更可能被视为具有良好发展前景和社会贡献，此时政治联系成为解决信息不对称问题的一种信号显示机制[10]，政治联系发挥了优化资源配置的积极作用。二是企业建立政治联系获得更多财政补贴是非生产性寻租行为的结果。企业通过向政府官员提供贿赂使政府制定和实施有利于自身利益的法律、政策和规章[11]。如果企业高管曾经在政府部门任职，企业可以利用高管在政府部门任职期间积累的社会资源和人脉关系，在争取财政补贴时能够更容易获得相关部门的认定和审批[3]。相比而言，建立政治联系的企业更容易俘获政府，从而获得更多有利于自身发展的政策。由此可见，政治联系无论是发挥信号显示机制作用还是寻租效应，其结果都能使企业获得更多财政补贴。

当外界环境发生变化，特别是社会对寻租和腐败容忍度发生变化时，如果企业政治联系发挥第一种作用，那么政治联系的积极作用不会受到外界反腐败政策的负面冲击；相反，如果企业政治联系是为了实现第二种非生产性寻租目的，那么基于政治联系已经给企业带来了更多的财政补贴的情况，反腐败政策会切断部分政治联系的寻租和腐败交易并对未触及的政治联系产生威慑作用，从而减少企业获得的财政补贴。例如，十八大后自上而下实施的反腐政策增加了所有寻租者和腐败者的风险成本[12]，降低了地区腐败程度[13]。值得注意，在其他条件不变的情况下，反腐败政策增加了所有寻租者的机会成本，会减少寻租者的数量，但并没有改变寻租者之间的相对处境。财政补贴资源总是稀缺的，当在大力反腐败背景下企业寻租获得财政补贴的预期收益大于寻租的预期成本，企业仍有建立政治联系进行寻租的激励，因为理性的决策是参与寻租总比不参与要好。加之，政治联系可能发挥信号显示机制作用。所以本文提出假设1。

假设1在反腐新政下，有政治联系的民营企业比没有政治联系的民营企业能够获得更多财政补贴。

进一步而言，由于反腐政策增加了寻租的风险成本，如果民营企业建立政治联系是为了实现非生产性寻租目的，基于理性的决策会尽可能降低被发现的概率，即尽可能隐藏寻租行为，降低寻租被发现后的风险成本。当企业采取这种应对策略时，由于企业高管当期在政府部门任职建立的政治联系更容易被监测，建立政治联系的利益相关者出于规避风险通常会“不作为”，从而使政治联系难以发挥寻租效应；相比较而言，企业高管曾经在政府部门任职建立的政治联系更不容易被监测到，企业建立政治联系的利益相关者会“有所为”，从而使政治联系易于发挥寻租效应。所以本文进一步提出下面两个假设。

假设1.1在反腐新政下，当期在职型政治联系对民营企业获得财政补贴没有显著作用。

假设1.2在反腐新政下，曾经任职型政治联系对民营企业获得财政补贴有显著作用。

(二)财政补贴与企业绩效

财政补贴是政府根据一定时期有关政治、经济方针和政策，按照特定目的，由财政安排资金向企业或个人提供的一种无偿的转移支付[14]。政府向企业提供财政补贴通常是为了提高企业效率，如鼓励企业科技创新和提升经营绩效等。一方面，建立政治联系可以发挥信号显示机制作用，使企业获得更多财政补贴从而促进企业发展。如邵敏和包群(2012)[15]研究发现政府补贴有助于提升企业生产率，并且这种促进作用取决于企业获得补贴收入的规模，二者表现为倒U型关系。另一方面，政治联系也可能是为了实现非生产性寻租目的的手段，此时企业获得的财政补贴无益于企业发展。如魏志华等(2015)[16]发现寻租行为有助于上市公司尤其是民营上市公司获得更多的财政补贴，但财政补贴对提高民营上市公司成长性没有发挥积极作用。为考察反腐新政下不同类型政治联系获得财政补贴是否是寻租行为的结果，需要考察财政补贴与企业绩效之间的关系。如果建立政治联系使企业获得的财政补贴能够提高企业绩效，那么这种政治联系在一定程度上支持政治联系的“效率观”；反之，这种政治联系在一定程度上支持政治联系的“寻租观”。由于在反腐新政下，反腐败的威慑作用会抑制企业当期在职型政治联系的寻租效应，而曾经任职型政治联系更有可能发挥寻租效应。所以本文提出如下假设。

假设2.1在反腐新政下，有当期在职型政治联系的民营企业获得的财政补贴与企业绩效正相关。

假设2.2在反腐新政下，有曾经任职型政治联系的民营企业获得的财政补贴与企业绩效不相关或负相关。

三、研究设计

(一)倍差法的研究设计

本文运用倍差法(DID)进行实证研究，倍差法的应用需满足一定前提假设条件，即存在外生政策冲击且外生政策冲击只发生于处理组而对控制组并不存在冲击，进而识别政策冲击前后两组的双重差异。严格意义上来说，反腐新政是自上而下在全国实行的反腐败政策，并不存在没有实施反腐新政的地区。然而，随着倍差法的拓展，许多学者已将其用于识别干预组中不同群体的政策冲击效应[17]。也就是说，尽管在自上而下的政策冲击下很难找到没有受影响的地区，但我们容易找到政策冲击效应存在变异性的情况。考虑各个地区腐败程度的差异，较高腐败程度地区受反腐冲击效应更强，而较低腐败程度地区受反腐冲击效应更弱[18]，即自上而下实施的反腐新政的冲击效应将在地区层面存在变异性，这为本文运用倍差法进行评估提供了依据。

为刻画反腐新政冲击效应的变异性，需要解决两个问题：一是反腐新政是否为外生政策冲击事件，以及如何确定政策实施的时间节点？事实上，十八大后实施的反腐新政呈现出事前不可预测性和深远影响等特征。实践中，十八大以后最高人民检察院公布的贪污贿赂大案要案的立案人员，无论是县处级、厅级干部以及副省级及以上干部的人数在十八大后都出现了明显上升(如图1)。除了2001年前后，朱镕基任国务院总理期间，曾严厉打击腐败，查办了成克杰案、厦门远华安等腐败大案要案，在其他年份中国职务犯罪的立案数一直处于较平稳状态。此外，对于中国的反腐新政，国际政治观察家认为“中国反腐败运动比其他运动更加深远，也更加持久”[19]。哈佛大学汉学家和政治学者Anthony Saich认为十八大以来的反腐新政是毛泽东时代以来最具雄心的反腐败举措[20]。在一定程度上，反腐新政满足了外生政策冲击事件条件。考虑到中共十八大会议召开时间节点临近当年会计核算年度结束，而且反腐新政的实施也是在下一年开始不断深入。所以本文将事件发生窗口时间以2013年为界，将2013年及以后年份视为实施反腐新政的时期，2012年及以前年份视为实施反腐新政的前期。

图1 1998-2015年中国贪污贿赂大案要案立案人数

二是如何区分地区腐败程度的高低？在有关中国腐败问题的实证研究中，部分学者采用省级检察机关立案侦查的职务犯罪数与当地人口数或公职人员数的比值，作为测度地区腐败程度或反腐力度的代理变量[21-23]，实际上该指标是地区腐败程度和反腐力度综合作用的结果[24]。如果以立案数作为地区腐败程度的代理变量，会得出十八大后我国腐败程度加深的结论，这显然与现实不符合。所以我们不能简单以立案数作为度量地区腐败程度的变量。另一部分学者选取企业招待费或旅游支出占销售额的比重[25-28]，作为企业贿赂或面临的地区腐败程度的代理变量。借鉴这一思路，本文选取世界银行2006年公布的中国120个城市企业经营环境调查数据中该城市企业招待费和旅游支出占销售额比重的平均水平，作为测度地区腐败程度的代理变量。根据该指标值，将高于中位数水平的城市记为高腐败程度地区，反之为低腐败程度地区。由于本文采用的数据是2006年的数据，那么当时的腐败程度是否可以代表反腐新政前3年左右的腐败水平呢？当然，这种担心的合理的，但从图1中可以看到2004-2013年期间中国立案侦查的职务犯罪数一直处于相对平稳状态，也就是说这段时期我国地区腐败程度和反腐力度均没有发生太大变化，所以本文选择2006年地区腐败程度代理变量刻画反腐新政前几年的情况是相对合理的。基于此，本文以2013年作为反腐新政实施的时间节点，依据地区腐败程度高低将120个城市划分为高腐败地区和低腐败地区，将反腐新政后高腐败地区视为受强冲击的群体，其他情况视为无冲击或弱冲击的群体。

接下来的问题是：如何区分处理组和控制组？如果企业建立政治联系是寻租目的，反腐新政对微观企业的冲击效应会随着企业是否有政治联系以及政治联系的状态而发生变化。参考已有文献[7，29-31]将政治联系的含义表述为：企业高管现在或者曾经与政府工作人员保持良好的关系或本身就是政府工作人员的情况。本文描述企业政治联系的数据，来源于国泰安(CSMAR)数据库中披露的董监高的个人政治背景。具体而言：将企业高管现在或曾经有在政府部门工作背景的情况记为有政治联系，反之无政治联系。相应地，为识别反腐新政冲击下企业政治联系对获得财政补贴的影响，将企业有政治联系的样本视为处理组；反之将没有政治联系的样本视为控制组。为识别反腐新政背景下企业高管在职和曾经任职两种情况对获得财政补贴的影响，将按照企业高管当期在职(在职)或曾经任职(曾任)两种状态区分政治联系，将政治联系表征为在职的样本视为处理组，反之为控制组；将企业政治联系表征为曾任的样本视为处理组，反之为控制组。

(二)模型设定

检验政治联系对企业获得财政补贴的影响，参考已有文献[7，32]并考虑影响企业获得财政补贴的其他因素，设定计量回归模型如下

LnSubict=αβ0Policyct×Treati+γXict+vi+φct+εict

(1)

其中，LnSub表示t年c市i企业财政补贴的对数。Policy刻画反腐新政冲击效应的变量，反腐新政冲击效应强的地区为1；反之为0。Treat刻画企业政治联系的变量，具体分为如下情况：有政治联系，Treat1赋值为1，反之为0；政治联系表征为在职，Treat2赋值为1，反之为0；政治联系表征为曾任，Treat3赋值为1，反之为0。控制变量X：企业资产规模、股东权益比率、实际控制人类型；财政自主程度变量。其中，企业资产规模为总资产的对数(lnAsset)；股东权益比率(Stockholder)是股东权益(不含少数股东权益)占总资产的比重；企业实际控制人类型(Ucsp)包括8种，1代表国家或代表国家的机构、企业和事业单位，2代表自然人或家族，3代表员工持股会或工会，4代表集体企业，5代表外商投资企业，6代表港澳台投资企业，7代表公众持股，8代表其他情况；地方财政自主程度(Auto_fiscal)是指地方财政预算收入占地方财政预算支出的比重。为避免双向因果的影响，对控制变量采取滞后一期处理。为避免遗漏变量造成的估计偏误，参考范子英和李欣[34]等研究，通过加入城市时间趋势变量φct控制城市随时间变化的特征。vi是不随时间改变的企业特征变量；εict是残差项。

检验反腐新政后不同类型政治联系的企业获得财政补贴对企业绩效的影响，参考余明桂等[7]研究财政补贴有效性的思路，根据企业政治联系特征将样本区分为在职、曾任和无政治联系三类子样本，设定计量回归模型如下

LnBusict(LnProict)=α+β1LnSubict+γXict+yeart+vi+φct+εict

(2)

其中，LnBus和LnPro表示t年c市i企业营业收入和净利润的对数；解释变量LnSub是企业财政补贴的对数，控制变量X包括企业规模、股东权益比率、实际控制人类型、企业私有化方式。因为财报中财政补贴计入当期营业外收入，所以营业收入和净利润实则包含了财政补贴收益，为避免因果识别中存在偏误，本文将当期营业收入和净利润减除财政补贴后进行对数化处理。在模型(2)中不存在地区腐败程度和反腐败时间虚拟变量的交互项，所以加入时间固定效应和城市时间趋势变量[注]本文考虑了同时加入时间和城市固定效应的情况，发现对研究结论没有实质影响。，修正可能存在的偏误。

(三)数据来源与介绍

本文数据来源于国泰安(CSMAR)数据库，世界银行2006年公布的中国120个城市企业经营环境调查数据，选取2010-2015年中国120个城市民营企业上市公司基本情况数据和城市层面数据，构建实证分析数据集。具体而言，企业层面数据按照证券代码和年份进行匹配，如民营企业上市公司财务和公司特征数据与财政补贴、董监高个人特征数据匹配；城市层面按照城市和年份进行匹配，按照公司注册所在地匹配城市层面的地区腐败程度、财政预算内收入和预算内支出数据。按照以下原则进行筛选：(1)删除企业资产为负值的样本；(2)保留企业同一年份中高管政治背景层级较高的样本。主要变量的描述性统计结果，如表1。平均来看，反腐新政冲击效应强的样本占全样本27.92%。从企业是否有政治联系看，46.13%的企业有政治联系；从政治联系表征为是否在职看，17.49%的政治联系为在任，28.64%的政治联系为曾任。从企业民营化方式看，89.35%的企业属于间接民营化方式，即绝大多数企业是经过股权转让从国有控股转变为自然人或民营企业控制。

表1 主要变量描述性统计

注：民营化方式(Type)中直接民营化赋值为0，间接民营化赋值为1。直接民营化是指企业发起上市时便由自然人或民营企业控股，间接民营化是指企业上市时为国家控股后来经过股权转让等由自然人和民营企业控股。

图2 政治联系(有或无)与财政补贴 图3 政治联系(在任或曾任)与财政补贴

图4 财政补贴与营业收入图5 财政补贴与净利润

为便于直观对比政治联系对企业获得财政补贴的影响，以及财政补贴对企业绩效的影响。根据企业受到反腐新政冲击效应的程度以及企业是否有政治联系进行分组，受到反腐新政冲击强且有政治联系企业获得财政补贴的核密度图，如图2中有联系组；没有受到反腐新政冲击或没有政治联系的企业获得财政补贴核密度图，如图2中无联系组。结果表明：受到反腐新政冲击强且有政治联系的企业获得的财政补贴向右侧发生了偏移。其次，考察企业政治联系表征为是否在职的情况，如图3所示。相比而言，政治联系表征为在职的企业获得的财政补贴向右侧发生了偏移。此外，本文统计分析了财政补贴与企业营业收入和净利润之间的相关关系，如图4和图5所示。统计结果表明：财政补贴与企业营业收入和净利润之间存在明显的正相关关系。可见，近年来财政补贴整体上发挥了正向促进作用。不同类型的企业是否存在差异性，有待予以进一步检验。

四、实证检验

(一)政治联系对企业获得财政补贴的影响

1.基本估计结果

为识别反腐新政冲击下政治联系对企业获得财政补贴的影响，运用固定效应(Fe)模型对式(1)进行估计，结果如表2中第(1)至(3)列所示。其中，第(1)列表明在反腐新政冲击效应强的地区，政治联系使企业获得财政补贴约提高了18%；第(2)列表明当期在职型政治联系对企业获得财政补贴正向促进作用并不显著；第(3)列表明曾经任职型政治联系对企业获得财政补贴发挥了显著的正向促进作用，约提高了18%。这验证了有关政治联系与财政补贴的假设，即在反腐新政下政治联系有助于企业获得更多的财政补贴，企业高管曾经在政府部门任职建立的政治联系对企业获得财政补贴发挥了正向作用。原因很可能在于高压反腐提高了当期在职者寻租的机会成本，致使其不敢甚至不愿参与寻租活动，这在一定程度上说明十八大以来高压反腐发挥了显著的威慑作用。当然，曾经任职建立的政治联系可能发挥了信号显示机制作用，也可能发挥了为实现非生产性寻租目的效应。除上述影响因素外，企业资产规模与财政补贴之间存在显著的正相关关系，企业规模上升1%约增加企业财政补贴规模0.5%左右；相反，股东权益比率与财政补贴之间存在显著的负相关关系，上升1%约降低企业财政补贴规模0.2%左右。

表2 政治联系影响企业获得财政补贴的估计结果

注：括号内为稳健标准误， ***代表 p<0.01，**代表 p<0.05， *代表 p<0.1。

2.稳健性检验

首先，通过虚拟反腐新政时间点的方式进行平行趋势假设检验。其一：假定反腐新政实施的时间点发生于2014年。估计结果至少在5%的显著性水平通过了检验，在反腐新政冲击下政治联系提高了民营企业获得财政补贴的规模，平均高出15%。企业高管当期在政府部门工作对获得财政补贴无显著正向促进作用。相反，企业高管曾经在政府部门工作对获得财政补贴存在显著的正向促进作用，平均提高19%。其二：假定反腐新政实施的时间点发生于2011年，估计结果均未通过显著性检验。上述估计结果如表3中(1)至(4)列所示。由于虚拟反腐新政后时间点2014年的交互项系数显著，反腐新政前时间点2011年的交互项系数不显著，从而在一定程度上不能否定反腐新政前满足平行趋势的条件，进一步证实了前文的研究结论。

表3 稳健性检验一：虚拟反腐新政实施的时间点

注：括号内为稳健标准误， ***代表 p<0.01，**代表 p<0.05， *代表 p<0.1。

其次，考虑到国有控股企业自身具有一定程度的政治联系特征，所以按照企业民营化方式划分子样本进行再检验。估计结果如表4中第(1)至(4)所示，无论是直接民营化的企业还是间接民营化的企业，在反腐新政的冲击下政治联系都有助于企业获得更多的财政补贴。对直接民营化的企业而言，在反腐新政冲击效应强的地区政治联系可以使企业获得的财政补贴规模高出82%；企业高管曾经在政府部门任职可以使企业获得的财政补贴规模高出74%。对间接民营化的企业，在反腐新政冲击效应强的地区政治联系大约可以使企业获得财政补补贴的规模增加12%，政治联系的正向促进作用弱于直接民营化企业。这表明民营企业有建立政治联系获取财政补贴的内在激励，特别是直接民营化的企业。

表4 稳健性检验二：按照企业民营化方式划分子样本

注：括号内为稳健标准误， ***代表 p<0.01，**代表 p<0.05， *代表 p<0.1。

(二)财政补贴对企业绩效的影响

根据企业政治联系特征将样本区分为在职、曾任和无政治联系三个子样本，运用固定效应模型对(2)式进行估计，检验十八大反腐新政后不同政治联系情况下财政补贴对企业经营绩效的影响，结果如表5所示。其中，政治联系表征为在职的子样本，估计结果如表5中第(1)列和第(2)列，结果表明：企业获得财政补贴在1%显著性水平上增加企业营业收入，财政补贴每增加1%会提高企业营业收入约上升0.07%，但对企业净利润的正向作用并不显著。其二，政治联系表征为曾任的子样本，估计结果如表5中第(3)列和第(4)列，财政补贴对企业经营绩效的影响不显著，甚至可能有负向作用。其三，无政治联系的子样本，估计结果如表5中第(5)列和第(6)列，财政补贴对企业营业收入在1%显著性水平上存在正向作用，每增加1%会提高企业营业收入0.09%；财政补贴对企业净利润在10%的显著性水平上存在正向作用，每增加1%提高企业净利润0.08%。

表5 财政补贴影响企业绩效的估计结果

注：括号内为稳健标准误， ***代表 p<0.01，**代表 p<0.05， *代表 p<0.1。

五、研究结论与启示

本文研究表明：(1)反腐新政后政治联系整体上有助于高腐败地区民营企业获得更多财政补贴，曾经在政府部门任职的政治联系对获得财政补贴存在显著的正向促进作用，当期在政府部门任职的政治联系对获得财政补贴的作用不显著。(2)相比于间接民营化企业，直接民营化企业政治联系对获得财政补贴的正向作用效果更大。(3)没有政治联系或者有当期在职政治联系的企业，财政补贴对企业绩效发挥了显著正向作用；有曾经任职政治联系的企业，财政补贴的作用不显著，甚至为负作用。这意味着民营企业有建立政治联系的内在激励，特别是直接民营化企业。在一定程度上，企业高管曾经在政府部门任职的政治联系支持了寻租观点，而当期在政府部门任职的政治联系不支持寻租观点。换言之，反腐败抑制了当期在职者的寻租行为，但并未完全抑制政治联系的寻租效应，企业建立政治联系进行寻租的方式更加隐蔽。

本文的研究启示是：一方面，由于在政府补贴过程中存在信息不对称问题，补贴对象和规模的选择为寻租创造了空间，政府为防治寻租行为的反腐败政策会切断部分政治联系并对未受牵连的政治联系产生“震慑效应”，会减少相关企业获得的政府补贴，但为有效防治官员腐败与企业寻租，既要加大对建立政治联系的当期在职者行为的监督，也要对曾经在政府部门任职的政治联系利益相关者的行为实施必要的监督以及经济责任问责。与此同时，要注意政治联系对优化资源配置的效率意义，逐步提高信息甄别技术水平。另一方面，由于曾经在政府部门任职的官员在企业任职利于企业建立寻租渠道，为有效预防腐败和寻租行为，政府应关注人力资本在公共部门与私人部门之间的配置，特别是公共部门人力资本向私人部门流动带来的影响。