腐敗治理與財政補貼效率：基于政治聯系視角的分析

曲紅寶

(廣州大學 經濟與統計學院，廣東 廣州 510006)

一、引言

隨著中國國家治理現代化的深入推進，防治官員腐敗和構建“親”“清”新型政商關系，成為各界關注的重要問題。而針對腐敗和行賄行為的治理力度和深度也不斷加大，截至2018年3月，也即中共十八大后的五年間，檢察機關共立案偵查職務犯罪254419人，查辦行賄犯罪37277人。[注]數據來源：第十三屆全國人民代表大會第一次會議最高人民檢察院工作報告，新華網，2018年3月25日?；诖?，已有文獻對反腐敗、尋租與企業行為的關系展開了深入研究，發現反腐新政增加了尋租成本，促進了創新活動(黨力 等，2015)，促使企業將精力轉移至生產經營活動中，從而加快資產周轉率、縮短經營周期、優化投資效率和提高生產效率等(鐘覃琳 等，2016；楊理強 等，2017)，增加上市公司現金持有市場價值，對高管薪酬和財務報表質量產生顯著影響(王茂斌 等，2016)，而國企高管為避免政治風險或追求晉升表現出不作為或急于表現傾向，帶來投資不足或過度投資，削弱了企業捕捉投資機會的能力并損害了企業價值(金宇超 等，2016)?？梢姡泄彩舜蠛髮嵤┑姆锤抡袛嗔瞬糠指瘮〗灰仔袨椴ι形窗l生的腐敗和賄賂行為產生“威懾作用”，從而對企業行為產生重要影響。

政府向企業提供財政補貼是基于提高企業績效或社會效益，但財政補貼也可能成為企業和官員尋租的對象，并且當企業具有政治聯系時，這種尋租活動更可能發生。已有文獻研究發現中國財政補貼配置存在國企偏向性(邵敏 等，2011)，而與政府官員或相關部門建立政治聯系可以使企業獲得更多的財政補貼(郭劍花 等，2011；唐建新 等，2016)，因為如果企業高管在政府部門任過職，憑借在此期間積累的人脈關系或社會資本，企業在申請財政補貼中更容易獲得相關部門的審批和認可(吳文鋒 等，2009)，但政治聯系也容易誘發尋租和腐敗行為(余明桂 等，2010)。由于國有企業更容易建立政治聯系，加之政治聯系容易誘發尋租和腐敗行為，這引人思考：反腐新政是否糾正了財政補貼的國企偏向性？在反腐新政下建立政治聯系是否使民營企業獲得更多財政補貼，以及這些財政補貼是否有利于提高企業績效？

針對上述問題，本文選取2010—2015年中國120個城市民營上市公司財政補貼、政治聯系、經營績效、地區腐敗程度等數據樣本進行實證分析。與現有文獻相比，本文可能的貢獻主要體現在：(1)在反腐敗背景下考察政治聯系對民營企業財政補貼配置和使用效率的影響，對已有研究進行了拓展。已有研究側重于分析政治聯系與財政補貼二者之間的關系，本文同時考慮反腐敗、政治聯系與財政補貼三者關系，以更全面地反映反腐敗和政治聯系對財政補貼效率的影響。(2)揭示了反腐敗背景下政治聯系對財政補貼配置和使用的影響差異。高管過去在政府部門任職建立的政治聯系對企業獲取財政補貼發揮了顯著正向作用，但財政補貼沒有明顯提升企業績效，一定程度上支持了政治聯系的尋租觀點；高管當期在政府部門任職建立的政治聯系對獲取財政補貼沒有發揮顯著作用，但財政補貼與企業績效存在同向變動關系，這表明反腐敗對建立政治聯系的在任者發揮了不敢腐的威懾作用，從而使政治聯系發揮了積極作用。這些發現豐富了腐敗治理的實踐認知，隨著反腐新政的實施，尋租和腐敗行為可能更加隱蔽，反腐敗建設仍需堅持和不斷深入。

二、理論分析與研究假說

(一)反腐敗、政治聯系與財政補貼

有關政治聯系對財政補貼配置的影響，既有研究發現：首先，政府向企業提供財政補貼，但其配置存在國企偏向性。耿強等(2013)發現中國政府補貼帶有明顯的國企偏好、規模偏好和出口偏好。邵敏等(2011)發現私營企業獲得補貼的概率和程度都比較低。孔東民等(2013)指出市場競爭的加劇將使國有企業獲得更多補貼。究其原因，國有企業天然的政治聯系使其更容易獲得政府和銀行提供的資源，但這也使得國有企業管理人員在職消費、貪污等腐敗行為更易于發生。相應地，在反腐新政下，國有企業受到反腐政策的影響也更大，楊理強等(2017)發現反腐敗使國有企業業務招待費支出下降的幅度比非國有企業更大。加之，由于各個地區腐敗程度有差異，高腐敗地區受到反腐敗政策的影響更加明顯(王茂斌 等，2016)，因為統一實施的反腐新政會切斷部分政治聯系引致的腐敗交易，并對未受牽連的政治聯系產生“震懾作用”。基于此，本文認為在反腐敗政策統一實施的情況下，反腐新政在某種程度上會糾正財政補貼的國企偏向性問題。據此，提出：

假設1：在其他條件不變情況下，腐敗治理使高腐敗地區民營企業獲得更多財政補貼。

其次，建立政治聯系可以使民營企業獲得更多財政補貼，在制度環境越差的地區政治聯系引致的補貼效應越強(余明桂 等，2010；郭劍花 等，2011)。一方面，在信息不對稱條件下，有曾經的政府官員在民營企業任職可能被視為具有良好的發展前景和社會貢獻，此時政治聯系是良好社會聲譽的一種信號顯示機制(Li et al.，2008)。在這種情況下，建立政治聯系能夠使民營企業獲得更多財政補貼。另一方面，財政補貼也可能成為企業尋租的對象。Hellman et al.(2003)的政府俘獲理論認為，企業會通過向政府官員提供好處或賄賂使政府制定和實施有利于自身的法律、政策和規章。如果企業高管在政府部門任職，憑借在此期間積累的人脈關系或社會資本，有利于企業在申請財政補貼中獲得相關部門的審批和認可(吳文鋒 等，2009)。在這種情況下，建立政治聯系的民營企業更有可能俘獲政府，從而獲得更多財政補貼。以上分析表明，與未建立政治聯系的民營企業比較，建立政治聯系有可能使民營企業獲取更多財政補貼。進一步而言，民營企業建立政治聯系可能出于維持同政府的關系，也可能是為了尋租。反腐新政不僅懲治了已經發生的腐敗行為，也增加了尋租和腐敗的機會成本，如高管落馬的威懾作用遏制了地區腐敗程度(王賢彬 等，2016)，所以反腐新政將影響政治聯系的尋租目的。與企業高管當期在政府部門任職建立政治聯系的尋租行為比較，企業高管曾經在政府部門任職建立政治聯系的尋租行為更不易被發現，更有可能發揮尋租效應。可見，企業高管曾經在政府任職建立的政治聯系無論是發揮信號顯示機制還是尋租效應，其結果都會明顯使民營企業獲得更多財政補貼。據此，提出：

假設2：在反腐新政背景下，建立政治聯系有利于民營企業獲得更多財政補貼，并且由高管曾經在政府部門任職而建立的政治聯系對獲得財政補貼有更顯著的正向作用。

(二)反腐敗、財政補貼與企業績效

政府向企業提供財政補貼通常是基于提高企業效率和社會效益，如激勵企業科技創新、技術進步和企業績效以及創造就業和稅收等。盡管政治聯系使企業獲得更多財政補貼，但財政補貼對企業績效的影響，已有文獻主要分兩類：一類認為政治聯系有助于企業獲得稅收優惠(Adhikari et al.,2006；吳文鋒 等，2009)、政府補貼(余明桂 等，2010；郭劍花 等，2011)，政府R&D資助有利于增加企業R&D支出(解維敏 等，2009)，促進了企業發展；相反，另一類認為因為法律制度建設尚不健全、政策實施不夠透明，盡管政治聯系使企業獲得更多財政補貼，但也滋生了大量的腐敗和尋租，嚴重降低了企業績效和社會福利水平(余明桂 等，2010)，而且易于使企業失去控制權并增加企業政治捐獻等成本支出(Boubakri et al., 2008)，阻礙了企業發展。與國有企業相比較，政府補貼對民營企業創新績效的促進作用更大(楊洋 等，2015)，但政府補貼對企業生產效率的促進作用表現出先升后降的特征，要警惕高額補貼引致的“尋補貼”行為(邵敏 等，2012)。由此可見，當政治聯系發揮尋租效應時，盡管建立政治聯系有利于民營企業獲得更多財政補貼，但財政補貼并沒有提升企業績效，反而有抑制作用。相反，如果民營企業不存在政治聯系，或者不存在以政治聯系為渠道的尋租行為，此時企業獲得的財政補貼將發揮促進企業發展的作用。由于企業高管當期在職建立政治聯系的尋租行為更容易被發現，導致尋租成本上升，所以，本文認為反腐新政的沖擊會抑制企業高管當期在職建立政治聯系的尋租效應。據此，提出：

假設3：在反腐新政背景下，在沒有政治聯系或高管當期在職建立政治聯系情況下企業取得的財政補貼會顯著提升企業績效。

三、數據樣本與研究設計

(一)數據樣本

本文選取2010—2015年中國120個城市民營企業上市公司微觀數據，及世界銀行2006年公布的中國120個城市企業經營環境調查數據，以構建實證分析的數據集，其中民營企業上市公司財務和企業特征、董監高個人特征、財政補貼數據，以及120個城市的財政預算內收入和支出數據來自于國泰安(CSMAR)數據庫。具體而言，企業層面數據按照證券代碼和年份進行匹配，如民營企業上市公司財務和公司特征數據與財政補貼、董監高個人特征數據匹配；城市層面按照城市和年份進行匹配，按照公司注冊所在地匹配城市層面的地區腐敗程度、財政預算內收入和預算內支出數據。按照以下原則進行篩選：(1)刪除企業資產為負值的樣本；(2)保留企業同一年份中董監高政治背景層級較高的樣本。

(二)模型設定

反腐新政的實施具有事前不可預測性和巨大影響，在某種意義上構成了一件外生政策沖擊事件。本文利用這一外生政策沖擊，運用倍差法進行估計，評估反腐政策沖擊下政治聯系對民營企業獲得財政補貼以及財政補貼對企業績效的影響。倍差法的應用需滿足一定前提假設條件，即存在外生政策沖擊且外生政策沖擊只發生于處理組而對控制組并不存在沖擊，進而識別政策沖擊前后兩組的雙重差異。嚴格來說，反腐新政是自上而下在全國實行的，并不存在可以例外的地區。然而，隨著倍差法的拓展，許多研究已將其用于識別干預組中不同群體的政策沖擊效應(Ahern et al.，2012)。盡管在自上而下的政策沖擊下很難找到沒有受影響的地區，但容易找到政策沖擊效應存在變異性的情況。考慮到各個地區腐敗程度的差異，那么自上而下實施的反腐新政的沖擊效應將在地區層面存在變異性(王茂斌 等，2016)，即高腐敗程度地區受沖擊效應更強，而低腐敗程度地區受沖擊效應較弱，政策沖擊效應在地區間存在變異性的假設條件更容易得到滿足，這為本文運用倍差法進行評估提供了依據。

借鑒Cai et al.( 2011)、王茂斌等(2016)等的研究，以世界銀行2006年公布的中國120個城市企業經營環境調查數據中企業招待費和旅游支出的平均水平作為刻畫地區腐敗程度的指標。其中，高于中位數的城市記為高腐敗地區，Corr賦值為1，而低于中位數的城市記為低腐敗地區，Corr賦值為0，以識別地區層面的差異。中共十八大會議召開時間節點臨近當年會計核算年度結束，而且反腐新政的實施也是在下一年度開始不斷深入，與已有研究一致，本文將事件發生窗口時間以2013年為界，將2013—2015年視為實施反腐新政的事件窗口后期，Post賦值為1，而2010—2012年視為反腐新政的事件窗口前期，Post賦值為0，以識別時間維度的差異。借鑒余明桂等(2010)、郭劍花等(2011)等的研究，既然政治聯系有助于企業獲得財政補貼，那么反腐新政的沖擊可能通過政治聯系影響企業行為。參考有關政治聯系的定義，這里將其理解為企業高管是否與政府工作人員保持良好的關系，或者其本身就是政府的工作人員。具體以企業董監高(包括董事長、獨立董事、總經理和財務總監)的政治背景為劃分依據，政治聯系變量主要區分為企業高管是否有政治聯系，有政治聯系Treat1賦值為1；反之，Treat1賦值為0。企業高管的政治聯系表征為是否在任，在任Treat2賦值為1；反之，Treat2賦值為0。實際上，當Treat1為1時包括了在任和曾任的政治聯系兩種情況，當Treat2為0時既包括曾任也包括無政治聯系兩種情況，那么當Treat1為1且Treat2為0時即為曾任的情況，記為Treat3并賦值為1；反之，Treat3賦值為0。

在采用上述虛擬變量作為解釋變量運用倍差法進行估計時，如果控制年份固定效應和城市固定效應易產生共線性問題，但為了避免遺漏變量造成估計偏誤，這里借鑒范子英等(2014)等的有關處理方法，通過加入城市時間趨勢變量的方式控制城市層面且隨時間變化的特征。為了避免雙向因果關系產生的估計偏誤，這里對部分企業控制變量采取滯后一期處理。由于財政補貼支出一定程度上依賴于地方政府財政收入狀況，這里也加入了財政自主程度變量對其進行滯后一期處理。

為檢驗假設1，構建如下模型：

Ln Subict=α+β0Corrc×Postt+γ1Ln Assetict-1+γ2Stockholderict-1+

γ3Ucspict-1+γ4Auto_fiscalct-1+γ5Typei+φct+εict

(1)

為檢驗假設2，構建如下模型：

Ln Subict=α+β0Treati×Corrc×Postt+γ1Ln Assetict-1+γ2Stockholderict-1+

γ3Ucspict-1+γ4Auto_fiscalct-1+γ5Typei+φct+εict

(2)

為檢驗假設3，參考余明桂等(2010)研究財政補貼有效性的思路，構建模型(3)。需要指出的是，因為模型(3)不包含地區腐敗程度和反腐新政的虛擬變量及其交互項，所以控制了時間和城市固定效應，以修正估計結果可能存在的偏誤，具體如下：

Performanceict=α+β1Ln Subict+γ1Ln Assetict-1+γ2Stockholderict-1+

γ3Ucspict-1+γ4Auto_fiscalct-1+γ5Typei+υc+λt+εict

(3)

上述式(1)—(3)中，被解釋變量包括企業獲得財政補貼規模(Ln Sub)和刻畫企業績效(Performance)的營業收入規模(Ln Bus)、凈利潤規模(Ln Pro)、總資產周轉率(TAT)和凈資產收益率(ROE)。因為在企業財務報表中披露的營業收入和凈利潤包含了財政補貼收益[注]因為財政補貼計入當期營業外收入，如果不進行減除處理，作為因變量的營業收入和凈利潤實則包含了財政補貼收益，從而使因果識別存在偏誤。，所以本文首先將當期營業收入和凈利潤減除財政補貼，且為消除絕對數對估計結果的影響，對被解釋變量進行取對數處理。解釋變量Treati是企業政治關聯的啞變量，Corrc代表c市腐敗程度的啞變量，Postt表示反腐新政實施前后的啞變量。Corrc和Postt的交互項刻畫了反腐新政在不同腐敗程度地區的沖擊效應。Treati、Corrc和Postt三者的交互項衡量了反腐敗對企業獲得財政補貼的影響，隨著企業是否有政治聯系或政治聯系在任與否的不同而變化?？刂谱兞浚浩髽I資產規模(Ln Asset)，總資產的對數；股東權益比率(Stockholder)，股東權益(不含少數股東權益)占總資產的比重；實際控制人類型(Ucsp)，1代表國家或代表國家的機構、企業和事業單位，2代表自然人或家族，3代表員工持股或工會，4代表集體企業，5代表外商投資企業，6代表港澳臺投資企業，7代表公眾持股，8代表其他情況；地方財政自主程度(Auto_fiscal)，地方財政預算收入占地方財政預算支出的比重。民營化方式(Type)，分為直接上市和間接上市，前者是指企業發起上市時由自然人或民營企業控股，后者是指企業上市時為國家控股，經過股權轉讓等由自然人和民營企業控股。φct是城市時間趨勢；υc為城市固定效應；λt為年份固定效應。εict是殘差項。

(三)變量的描述性統計分析

上述變量的描述性統計結果如表1所示。平均來看，反腐新政后企業樣本數量占總樣本55%，樣本在反腐前后分布較為均衡。從企業是否有政治聯系看，46%的企業具有政治關聯；從企業政治聯系表征為是否當期在職區分，17%的企業政治聯系表征為當期在職，29%的企業政治聯系表征為曾經任職。從企業民營化方式來看，89%的企業是間接民營化的方式，也就是說絕大多數企業是經過股權轉讓的方式從國有控股轉變為自然人或民營企業控制。

表1 主要變量描述性統計

注：本文對民營化方式(Type)的編碼進行了修改，直接上市將其賦值為0，間接上市賦值為1。

為了便于直觀對比反腐敗對企業獲得財政補貼的影響，以及財政補貼對企業績效的影響。本文對被解釋變量和核心解釋變量進行了相關系數統計分析，如表2所示。從統計結果看，代表企業績效的營業收入、凈利潤、總資產周轉率和凈資產收益率指標之間有較好的相關性，在5%的顯著性水平上同向變動，凈資產收益率與其他三個代表企業績效的指標相關系數較??；財政補貼與企業績效之間存在明顯的正相關關系。也就是說，近年來財政補貼在促進企業發展方面整體上發揮了正向作用。地區腐敗程度的啞變量與企業績效負相關，即地區腐敗程度越高企業績效越低；企業建立政治聯系與企業獲得財政補貼正相關，與營業收入、凈利潤和總資產周轉率顯著正相關，但與凈資產收益率負相關且不顯著。反腐新政的實施與財政補貼存在同向變動關系，與營業收入和凈利潤同方向變動，但與總資產周轉率反方向變動。反腐新政的實施與民營企業建立政治聯系有顯著的反方向變動關系，這在一定程度上反映出近年來新型政商關系建設已取得一定成效?？傮w上，地區腐敗程度與企業績效負相關，而反腐敗與企業績效正相關，建立政治聯系有利于民營企業獲得更多財政補貼，并且財政補貼與企業績效正相關。當然，不同類型的企業很可能存在差異性，有待予以進一步檢驗。

表2 主要變量的相關系數

注：*代表 5%顯著性水平。

四、估計結果與分析

(一)反腐新政對民營企業獲得財政補貼的影響

為檢驗假設1，運用OLS和固定效應模型(FE)估計方法對模型(1)估計，將地區腐敗程度虛擬變量與反腐敗虛擬變量交互項作為解釋變量。為避免共線性產生的影響，僅加入城市時間趨勢變量，基本估計結果見表3。

表3 反腐新政對民營企業獲得財政補貼的影響

注：括號內為穩健標準誤；***、**、*分別代表1%、5%和10%顯著性水平。下同。

可以看到：反腐新政使高腐敗地區民營企業獲得更多財政補貼，約提高13.2%～19.8%，并在5%的顯著性水平上通過了檢驗，如表3中第(1)和(2)列所示。在控制企業特征變量產生的影響后，反腐敗新政提高了高腐敗地區民營企業獲得財政補貼的規模。這證實了假設1的猜想，即反腐新政在一定程度上糾正了財政補貼的國企偏向性問題。此外，企業資產規模與財政補貼之間存在顯著的正相關關系，每上升1%約增加企業財政補貼規模0.43%～0.65%；相比于直接民營化的企業，間接民營化的企業獲得更多財政補貼，因為后者與國有企業和政府部門有著更多的關聯性；股東權益比率與財政補貼存在顯著的負相關關系，每上升1%約降低企業財政補貼規模0.23%。

在運用倍差法評估政策效應時，一個重要的前提條件是組別之間存在相同的變化趨勢，即共同趨勢假說。為此，借鑒彭飛等(2016)的做法，在反腐新政實施前后各選一個虛擬政策變動時點，假設該時點發生了反腐新政，然后利用倍差法評估這一時點的政策效果。如果滿足平行趨勢假設，反腐新政實施前時點的交互項系數應該不顯著，反腐新政后時點的交互項數應該顯著，而且隨著時間的推移交互項系數表現出不變、上升或下降的趨勢。對此，本文選擇反腐新政變動前的2011年和反腐新政變化后的2014年作為虛擬政策變動時點的干擾，即反腐新政的虛擬變量Post在2011年及以后記為1，反腐新政的虛擬變量Post在2014年及以后記為1，穩健性檢驗估計結果如表3中第(3)和(4)列所示。第(3)列為反腐新政后的時間點，估計結果與基本結果一致，即反腐新政提高了高腐敗地區民營企業財政補貼規模，在1%的顯著性水平上通過了檢驗。而且，對比第(2)和(3)列估計結果，發現反腐新政的正向作用隨時間推移有下降趨勢。第(4)列為反腐新政實施前的時間點，發現交互項的估計系數沒有明顯差異。據此，本文認為共同趨勢假設在2013年之前不成立的可能性很小，可以初步證實表3中反腐新政的正向效應。此外，為得到穩健的估計結果，運用Tobit模型進行估計，結果表明反腐新政顯著提高了高腐敗地區民營企業獲得財政補貼的規模。可見，反腐新政在一定程度上糾正了財政補貼的國企偏向性問題。

(二)反腐新政下政治聯系對民營企業獲得財政補貼的影響

表3估計結果證實反腐新政使高腐敗地區民營企業獲得更多財政補貼。在此基礎上，本文考察政治聯系對民營企業獲取財政補貼的影響。

表4 反腐新政下政治聯系對民營企業獲得財政補貼的影響

為檢驗假說2，運用固定效應模型對模型(2)進行估計，基本估計結果見表4中第(1)和(2)列。第(1)列以企業是否有政治聯系Treat1為交互項進行估計，發現在反腐新政下建立政治聯系可以使高腐敗地區民營企業多獲得18.4%的財政補貼，這一估計結果在1%的顯著性水平上通過了檢驗。第(2)列以企業高管曾經任職建立的政治聯系Treat3為交互項進行估計，地區腐敗程度、反腐新政和政治聯系的交互項的估計系數與第(1)列基本一致。同時，本文也對企業高管當期在職建立政治聯系Treat2為交互項進行估計，發現政治聯系的正向作用在統計上不顯著[注]這里未報告企業高管政治聯系為在任時的估計結果，如有需要，可向作者索取。。原因可能是反腐敗的威懾作用抑制了企業高管當期在職建立的政治聯系的尋租效應。上述結果表明：在反腐新政背景下建立政治聯系有利于高腐敗地區民營企業獲得更多財政補貼，而企業高管曾經在政府部門任職建立的政治聯系發揮了更加顯著的作用。這與假設2的預期結果是相符的。

與表3穩健性檢驗的方法一致，首先進行平行趨勢假設檢驗，結果見表4中第(3)—(6)列。其中，假設反腐新政發生于2014年的估計結果至少在5%的顯著性水平通過檢驗，假設反腐新政發生于2011年的估計結果均不顯著。據此，本文認為共同趨勢假設在2013年之前不成立的可能性很小，可以初步證實表4中反腐新政背景下政治聯系對民營企業獲得財政補貼的正向促進作用。對比表4中第(1)和(3)列以及第(2)和(4)列估計結果，可以發現隨著反腐新政的進行政治聯系的整體正向作用減弱，相反企業高管曾經在政府部門任職建立的政治聯系的正向作用在增強。這在一定程度上反映出隨著反腐敗的深入推進，反腐敗的威懾作用對當期在任者的抑制作用越發明顯，同時企業高管曾經任職建立的政治聯系的正向作用也越發明顯。此外，運用Tobit模型進行估計，結果表明，在反腐新政的背景下的政治聯系顯著提高了高腐敗地區民營企業獲得財政補貼的規模?？梢?，建立政治聯系對民營企業獲得財政補貼有顯著影響。

(三)反腐新政下財政補貼對企業績效的影響

盡管表4估計結果表明建立政治聯系有利于民營企業獲得更多財政補貼，而且高管曾經在政府部門任職建立的政治聯系作用效果更加顯著，但還不能判定政治聯系使民營企業獲得更多財政補貼是抑制了企業發展，還是促進了企業發展。為此，需考察財政補貼對企業績效的影響。這里運用固定效應模型檢驗財政補貼對營業收入、凈利潤和凈資產收益率的影響，運用Tobit模型檢驗財政補貼對總資產周轉率的影響，估計結果如表5所示。

表5 財政補貼對企業績效的影響

注：為了便于進行比較分析，本表僅報告了財政補貼對企業績效的估計結果，省略了控制變量的估計結果。

首先，本文對模型(3)進行全樣本估計，結果表明財政補貼與企業績效同方向變動，企業獲得財政補貼規模增加1%大約提高營業收入0.05%和總資產周轉率0.02%，并在1%的顯著性水平上通過檢驗；企業獲得財政補貼規模增加1%大約提高凈利潤規模0.06%，在5%的顯著性水平上通過檢驗。顯然，財政補貼總體上促進了企業績效提升，但效果比較微弱。

其次，根據民營企業是否建立政治聯系以及政治聯系的任職狀態區分子樣本，選取2013年反腐新政后的樣本對模型(3)進行估計。對沒有政治聯系的民營企業，財政補貼規模增加顯著提高了企業營業收入和凈利潤規模以及總資產周轉率，企業獲得財政補貼增加1%大約提高營業收入0.09%、總資產周轉率0.02%和凈利潤0.08%；對高管當期在政府部門任職的民營企業，財政補貼規模增加顯著提高了企業營業收入和總資產周轉率，企業獲得財政補貼增加1%大約提高營業收入0.06%、總資產周轉率0.03%；對高管曾經在政府部門任職的民營企業，財政補貼規模對企業績效無顯著正向作用，甚至存在負相關關系。

基于以上有關反腐敗和政治聯系對民營企業獲得財政補貼的影響，以及財政補貼對企業績效的影響的估計結果，可知：一是在反腐新政后，企業沒有政治關聯不利于企業獲得更多的財政補貼，而財政補貼顯著提升了企業績效。二是在反腐新政后，企業高管當期在任的政治聯系對企業獲得財政補貼的正向促進作用并不顯著，但財政補貼與企業經營績效之間存在正相關關系。三是在反腐新政后，企業高管過去在政府部門任職建立的政治聯系對企業獲得財政補貼存在顯著的正向促進作用，但財政補貼與企業績效無顯著相關關系，甚至可能存在著負向作用。通過對比企業高管當期在任與曾經任職建立的政治聯系的估計結果，部分支持了建立政治聯系與獲得更多財政補貼之間的尋租關系，也發現反腐敗對當期在任者發揮了“不敢腐”的威懾作用。這也意味著在反腐敗后中國財政補貼領域中，尋租和腐敗等活動可能更加隱蔽且不易被發現。

五、結論與啟示

本文以中共十八大后實施的反腐新政為外生政策沖擊，利用2010—2015年中國120個城市的民營上市公司的微觀數據進行實證分析，考察反腐敗與政治聯系對民營企業財政補貼獲得和使用效率的影響。結果表明：反腐敗使高腐敗地區民營企業獲得更多財政補貼，在一定程度上糾正了財政補貼配置過程中的國企偏向性。更進一步的研究發現，在反腐新政下，建立政治聯系可以使高腐敗地區民營企業獲得更多財政補貼，這意味著民營企業有建立政治聯系的內在激勵。通過細分企業建立政治聯系的特征，發現高管曾經在政府部門任職建立政治聯系的企業，政治聯系與財政補貼存在顯著的正相關關系；相反，高管當期在政府部門任職建立政治聯系的企業，政治聯系的正向作用則并不顯著。隨著反腐敗的不斷深入，整體上政治聯系的正向促進作用在減弱。在此基礎上，為驗證政治聯系增加企業財政補貼規模的經濟效應，本文考察了財政補貼對企業績效的影響?？偟膩砜?，近年來，財政補貼在促進企業發展方面發揮了積極作用。按照政治聯系劃分子樣本，發現在反腐新政后對企業沒有政治聯系或者高管當期在政府任職建立政治聯系的企業，財政補貼對企業績效發揮了顯著的正向作用；相反，企業高管曾經在政府部門任職建立政治聯系的企業，財政補貼表現為負向作用，盡管統計上不顯著。在一定程度上支持了政治聯系的尋租觀點，民營企業有建立政治聯系獲取財政補貼的內在激勵，也表明反腐敗對當期在任者發揮了“不敢腐”的威懾作用。這意味著在反腐新政后尋租與腐敗等行為可能變得更加隱蔽。

根據以上結論，得到啟示如下：

第一，財政補貼中存在信息不對稱問題，補貼對象和規模的選擇為尋租創造了空間，民營企業在此過程中處于劣勢，建立政治聯系則成為企業獲取補貼的重要方式。在此過程中，既要注意到政治聯系對優化資源配置的效率意義，也應注意防治尋租行為。對此，政府應提高信息甄別技術水平，避免騙補貼等不法行為催生的腐敗交易。

第二，在推進腐敗治理和新型政商關系中，為有效防治官員腐敗與企業尋租，既要對在任者的行為形成威懾作用，也要對離職者的行為實施必要的經濟責任問責，應注意人力資本在公私部門之間流動引發的尋租和腐敗行為，進而推進“不敢腐”、“不能腐”至“不想腐”的腐敗治理體系建設。

第三，盡管財政補貼對促進企業發展有正向促進作用，但作用效果甚微，未來應側重于提高財政補貼提升凈資產回報率水平，發揮財政資金四兩撥千斤的引導作用。