腐败治理与财政补贴效率：基于政治联系视角的分析

曲红宝

(广州大学 经济与统计学院，广东 广州 510006)

一、引言

随着中国国家治理现代化的深入推进，防治官员腐败和构建“亲”“清”新型政商关系，成为各界关注的重要问题。而针对腐败和行贿行为的治理力度和深度也不断加大，截至2018年3月，也即中共十八大后的五年间，检察机关共立案侦查职务犯罪254419人，查办行贿犯罪37277人。[注]数据来源：第十三届全国人民代表大会第一次会议最高人民检察院工作报告，新华网，2018年3月25日。基于此，已有文献对反腐败、寻租与企业行为的关系展开了深入研究，发现反腐新政增加了寻租成本，促进了创新活动(党力 等，2015)，促使企业将精力转移至生产经营活动中，从而加快资产周转率、缩短经营周期、优化投资效率和提高生产效率等(钟覃琳 等，2016；杨理强 等，2017)，增加上市公司现金持有市场价值，对高管薪酬和财务报表质量产生显著影响(王茂斌 等，2016)，而国企高管为避免政治风险或追求晋升表现出不作为或急于表现倾向，带来投资不足或过度投资，削弱了企业捕捉投资机会的能力并损害了企业价值(金宇超 等，2016)。可见，中共十八大后实施的反腐新政切断了部分腐败交易行为并对尚未发生的腐败和贿赂行为产生“威慑作用”，从而对企业行为产生重要影响。

政府向企业提供财政补贴是基于提高企业绩效或社会效益，但财政补贴也可能成为企业和官员寻租的对象，并且当企业具有政治联系时，这种寻租活动更可能发生。已有文献研究发现中国财政补贴配置存在国企偏向性(邵敏 等，2011)，而与政府官员或相关部门建立政治联系可以使企业获得更多的财政补贴(郭剑花 等，2011；唐建新 等，2016)，因为如果企业高管在政府部门任过职，凭借在此期间积累的人脉关系或社会资本，企业在申请财政补贴中更容易获得相关部门的审批和认可(吴文锋 等，2009)，但政治联系也容易诱发寻租和腐败行为(余明桂 等，2010)。由于国有企业更容易建立政治联系，加之政治联系容易诱发寻租和腐败行为，这引人思考：反腐新政是否纠正了财政补贴的国企偏向性？在反腐新政下建立政治联系是否使民营企业获得更多财政补贴，以及这些财政补贴是否有利于提高企业绩效？

针对上述问题，本文选取2010—2015年中国120个城市民营上市公司财政补贴、政治联系、经营绩效、地区腐败程度等数据样本进行实证分析。与现有文献相比，本文可能的贡献主要体现在：(1)在反腐败背景下考察政治联系对民营企业财政补贴配置和使用效率的影响，对已有研究进行了拓展。已有研究侧重于分析政治联系与财政补贴二者之间的关系，本文同时考虑反腐败、政治联系与财政补贴三者关系，以更全面地反映反腐败和政治联系对财政补贴效率的影响。(2)揭示了反腐败背景下政治联系对财政补贴配置和使用的影响差异。高管过去在政府部门任职建立的政治联系对企业获取财政补贴发挥了显著正向作用，但财政补贴没有明显提升企业绩效，一定程度上支持了政治联系的寻租观点；高管当期在政府部门任职建立的政治联系对获取财政补贴没有发挥显著作用，但财政补贴与企业绩效存在同向变动关系，这表明反腐败对建立政治联系的在任者发挥了不敢腐的威慑作用，从而使政治联系发挥了积极作用。这些发现丰富了腐败治理的实践认知，随着反腐新政的实施，寻租和腐败行为可能更加隐蔽，反腐败建设仍需坚持和不断深入。

二、理论分析与研究假说

(一)反腐败、政治联系与财政补贴

有关政治联系对财政补贴配置的影响，既有研究发现：首先，政府向企业提供财政补贴，但其配置存在国企偏向性。耿强等(2013)发现中国政府补贴带有明显的国企偏好、规模偏好和出口偏好。邵敏等(2011)发现私营企业获得补贴的概率和程度都比较低。孔东民等(2013)指出市场竞争的加剧将使国有企业获得更多补贴。究其原因，国有企业天然的政治联系使其更容易获得政府和银行提供的资源，但这也使得国有企业管理人员在职消费、贪污等腐败行为更易于发生。相应地，在反腐新政下，国有企业受到反腐政策的影响也更大，杨理强等(2017)发现反腐败使国有企业业务招待费支出下降的幅度比非国有企业更大。加之，由于各个地区腐败程度有差异，高腐败地区受到反腐败政策的影响更加明显(王茂斌 等，2016)，因为统一实施的反腐新政会切断部分政治联系引致的腐败交易，并对未受牵连的政治联系产生“震慑作用”。基于此，本文认为在反腐败政策统一实施的情况下，反腐新政在某种程度上会纠正财政补贴的国企偏向性问题。据此，提出：

假设1：在其他条件不变情况下，腐败治理使高腐败地区民营企业获得更多财政补贴。

其次，建立政治联系可以使民营企业获得更多财政补贴，在制度环境越差的地区政治联系引致的补贴效应越强(余明桂 等，2010；郭剑花 等，2011)。一方面，在信息不对称条件下，有曾经的政府官员在民营企业任职可能被视为具有良好的发展前景和社会贡献，此时政治联系是良好社会声誉的一种信号显示机制(Li et al.，2008)。在这种情况下，建立政治联系能够使民营企业获得更多财政补贴。另一方面，财政补贴也可能成为企业寻租的对象。Hellman et al.(2003)的政府俘获理论认为，企业会通过向政府官员提供好处或贿赂使政府制定和实施有利于自身的法律、政策和规章。如果企业高管在政府部门任职，凭借在此期间积累的人脉关系或社会资本，有利于企业在申请财政补贴中获得相关部门的审批和认可(吴文锋 等，2009)。在这种情况下，建立政治联系的民营企业更有可能俘获政府，从而获得更多财政补贴。以上分析表明，与未建立政治联系的民营企业比较，建立政治联系有可能使民营企业获取更多财政补贴。进一步而言，民营企业建立政治联系可能出于维持同政府的关系，也可能是为了寻租。反腐新政不仅惩治了已经发生的腐败行为，也增加了寻租和腐败的机会成本，如高管落马的威慑作用遏制了地区腐败程度(王贤彬 等，2016)，所以反腐新政将影响政治联系的寻租目的。与企业高管当期在政府部门任职建立政治联系的寻租行为比较，企业高管曾经在政府部门任职建立政治联系的寻租行为更不易被发现，更有可能发挥寻租效应。可见，企业高管曾经在政府任职建立的政治联系无论是发挥信号显示机制还是寻租效应，其结果都会明显使民营企业获得更多财政补贴。据此，提出：

假设2：在反腐新政背景下，建立政治联系有利于民营企业获得更多财政补贴，并且由高管曾经在政府部门任职而建立的政治联系对获得财政补贴有更显著的正向作用。

(二)反腐败、财政补贴与企业绩效

政府向企业提供财政补贴通常是基于提高企业效率和社会效益，如激励企业科技创新、技术进步和企业绩效以及创造就业和税收等。尽管政治联系使企业获得更多财政补贴，但财政补贴对企业绩效的影响，已有文献主要分两类：一类认为政治联系有助于企业获得税收优惠(Adhikari et al.,2006；吴文锋 等，2009)、政府补贴(余明桂 等，2010；郭剑花 等，2011)，政府R&D资助有利于增加企业R&D支出(解维敏 等，2009)，促进了企业发展；相反，另一类认为因为法律制度建设尚不健全、政策实施不够透明，尽管政治联系使企业获得更多财政补贴，但也滋生了大量的腐败和寻租，严重降低了企业绩效和社会福利水平(余明桂 等，2010)，而且易于使企业失去控制权并增加企业政治捐献等成本支出(Boubakri et al., 2008)，阻碍了企业发展。与国有企业相比较，政府补贴对民营企业创新绩效的促进作用更大(杨洋 等，2015)，但政府补贴对企业生产效率的促进作用表现出先升后降的特征，要警惕高额补贴引致的“寻补贴”行为(邵敏 等，2012)。由此可见，当政治联系发挥寻租效应时，尽管建立政治联系有利于民营企业获得更多财政补贴，但财政补贴并没有提升企业绩效，反而有抑制作用。相反，如果民营企业不存在政治联系，或者不存在以政治联系为渠道的寻租行为，此时企业获得的财政补贴将发挥促进企业发展的作用。由于企业高管当期在职建立政治联系的寻租行为更容易被发现，导致寻租成本上升，所以，本文认为反腐新政的冲击会抑制企业高管当期在职建立政治联系的寻租效应。据此，提出：

假设3：在反腐新政背景下，在没有政治联系或高管当期在职建立政治联系情况下企业取得的财政补贴会显著提升企业绩效。

三、数据样本与研究设计

(一)数据样本

本文选取2010—2015年中国120个城市民营企业上市公司微观数据，及世界银行2006年公布的中国120个城市企业经营环境调查数据，以构建实证分析的数据集，其中民营企业上市公司财务和企业特征、董监高个人特征、财政补贴数据，以及120个城市的财政预算内收入和支出数据来自于国泰安(CSMAR)数据库。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董监高政治背景层级较高的样本。

(二)模型设定

反腐新政的实施具有事前不可预测性和巨大影响，在某种意义上构成了一件外生政策冲击事件。本文利用这一外生政策冲击，运用倍差法进行估计，评估反腐政策冲击下政治联系对民营企业获得财政补贴以及财政补贴对企业绩效的影响。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。严格来说，反腐新政是自上而下在全国实行的，并不存在可以例外的地区。然而，随着倍差法的拓展，许多研究已将其用于识别干预组中不同群体的政策冲击效应(Ahern et al.，2012)。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，但容易找到政策冲击效应存在变异性的情况。考虑到各个地区腐败程度的差异，那么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(王茂斌 等，2016)，即高腐败程度地区受冲击效应更强，而低腐败程度地区受冲击效应较弱，政策冲击效应在地区间存在变异性的假设条件更容易得到满足，这为本文运用倍差法进行评估提供了依据。

借鉴Cai et al.( 2011)、王茂斌等(2016)等的研究，以世界银行2006年公布的中国120个城市企业经营环境调查数据中企业招待费和旅游支出的平均水平作为刻画地区腐败程度的指标。其中，高于中位数的城市记为高腐败地区，Corr赋值为1，而低于中位数的城市记为低腐败地区，Corr赋值为0，以识别地区层面的差异。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度开始不断深入，与已有研究一致，本文将事件发生窗口时间以2013年为界，将2013—2015年视为实施反腐新政的事件窗口后期，Post赋值为1，而2010—2012年视为反腐新政的事件窗口前期，Post赋值为0，以识别时间维度的差异。借鉴余明桂等(2010)、郭剑花等(2011)等的研究，既然政治联系有助于企业获得财政补贴，那么反腐新政的冲击可能通过政治联系影响企业行为。参考有关政治联系的定义，这里将其理解为企业高管是否与政府工作人员保持良好的关系，或者其本身就是政府的工作人员。具体以企业董监高(包括董事长、独立董事、总经理和财务总监)的政治背景为划分依据，政治联系变量主要区分为企业高管是否有政治联系，有政治联系Treat1赋值为1；反之，Treat1赋值为0。企业高管的政治联系表征为是否在任，在任Treat2赋值为1；反之，Treat2赋值为0。实际上，当Treat1为1时包括了在任和曾任的政治联系两种情况，当Treat2为0时既包括曾任也包括无政治联系两种情况，那么当Treat1为1且Treat2为0时即为曾任的情况，记为Treat3并赋值为1；反之，Treat3赋值为0。

在采用上述虚拟变量作为解释变量运用倍差法进行估计时，如果控制年份固定效应和城市固定效应易产生共线性问题，但为了避免遗漏变量造成估计偏误，这里借鉴范子英等(2014)等的有关处理方法，通过加入城市时间趋势变量的方式控制城市层面且随时间变化的特征。为了避免双向因果关系产生的估计偏误，这里对部分企业控制变量采取滞后一期处理。由于财政补贴支出一定程度上依赖于地方政府财政收入状况，这里也加入了财政自主程度变量对其进行滞后一期处理。

为检验假设1，构建如下模型：

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

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

(1)

为检验假设2，构建如下模型：

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

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

(2)

为检验假设3，参考余明桂等(2010)研究财政补贴有效性的思路，构建模型(3)。需要指出的是，因为模型(3)不包含地区腐败程度和反腐新政的虚拟变量及其交互项，所以控制了时间和城市固定效应，以修正估计结果可能存在的偏误，具体如下：

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，被解释变量包括企业获得财政补贴规模(Ln Sub)和刻画企业绩效(Performance)的营业收入规模(Ln Bus)、净利润规模(Ln Pro)、总资产周转率(TAT)和净资产收益率(ROE)。因为在企业财务报表中披露的营业收入和净利润包含了财政补贴收益[注]因为财政补贴计入当期营业外收入，如果不进行减除处理，作为因变量的营业收入和净利润实则包含了财政补贴收益，从而使因果识别存在偏误。，所以本文首先将当期营业收入和净利润减除财政补贴，且为消除绝对数对估计结果的影响，对被解释变量进行取对数处理。解释变量Treati是企业政治关联的哑变量，Corrc代表c市腐败程度的哑变量，Postt表示反腐新政实施前后的哑变量。Corrc和Postt的交互项刻画了反腐新政在不同腐败程度地区的冲击效应。Treati、Corrc和Postt三者的交互项衡量了反腐败对企业获得财政补贴的影响，随着企业是否有政治联系或政治联系在任与否的不同而变化。控制变量：企业资产规模(Ln Asset)，总资产的对数；股东权益比率(Stockholder)，股东权益(不含少数股东权益)占总资产的比重；实际控制人类型(Ucsp)，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)，地方财政预算收入占地方财政预算支出的比重。民营化方式(Type)，分为直接上市和间接上市，前者是指企业发起上市时由自然人或民营企业控股，后者是指企业上市时为国家控股，经过股权转让等由自然人和民营企业控股。φct是城市时间趋势；υc为城市固定效应；λt为年份固定效应。εict是残差项。

(三)变量的描述性统计分析

上述变量的描述性统计结果如表1所示。平均来看，反腐新政后企业样本数量占总样本55%，样本在反腐前后分布较为均衡。从企业是否有政治联系看，46%的企业具有政治关联；从企业政治联系表征为是否当期在职区分，17%的企业政治联系表征为当期在职，29%的企业政治联系表征为曾经任职。从企业民营化方式来看，89%的企业是间接民营化的方式，也就是说绝大多数企业是经过股权转让的方式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：本文对民营化方式(Type)的编码进行了修改，直接上市将其赋值为0，间接上市赋值为1。

为了便于直观对比反腐败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。本文对被解释变量和核心解释变量进行了相关系数统计分析，如表2所示。从统计结果看，代表企业绩效的营业收入、净利润、总资产周转率和净资产收益率指标之间有较好的相关性，在5%的显著性水平上同向变动，净资产收益率与其他三个代表企业绩效的指标相关系数较小；财政补贴与企业绩效之间存在明显的正相关关系。也就是说，近年来财政补贴在促进企业发展方面整体上发挥了正向作用。地区腐败程度的哑变量与企业绩效负相关，即地区腐败程度越高企业绩效越低；企业建立政治联系与企业获得财政补贴正相关，与营业收入、净利润和总资产周转率显著正相关，但与净资产收益率负相关且不显著。反腐新政的实施与财政补贴存在同向变动关系，与营业收入和净利润同方向变动，但与总资产周转率反方向变动。反腐新政的实施与民营企业建立政治联系有显著的反方向变动关系，这在一定程度上反映出近年来新型政商关系建设已取得一定成效。总体上，地区腐败程度与企业绩效负相关，而反腐败与企业绩效正相关，建立政治联系有利于民营企业获得更多财政补贴，并且财政补贴与企业绩效正相关。当然，不同类型的企业很可能存在差异性，有待予以进一步检验。

表2 主要变量的相关系数

注：*代表 5%显著性水平。

四、估计结果与分析

(一)反腐新政对民营企业获得财政补贴的影响

为检验假设1，运用OLS和固定效应模型(FE)估计方法对模型(1)估计，将地区腐败程度虚拟变量与反腐败虚拟变量交互项作为解释变量。为避免共线性产生的影响，仅加入城市时间趋势变量，基本估计结果见表3。

表3 反腐新政对民营企业获得财政补贴的影响

注：括号内为稳健标准误；***、**、*分别代表1%、5%和10%显著性水平。下同。

可以看到：反腐新政使高腐败地区民营企业获得更多财政补贴，约提高13.2%～19.8%，并在5%的显著性水平上通过了检验，如表3中第(1)和(2)列所示。在控制企业特征变量产生的影响后，反腐败新政提高了高腐败地区民营企业获得财政补贴的规模。这证实了假设1的猜想，即反腐新政在一定程度上纠正了财政补贴的国企偏向性问题。此外，企业资产规模与财政补贴之间存在显著的正相关关系，每上升1%约增加企业财政补贴规模0.43%～0.65%；相比于直接民营化的企业，间接民营化的企业获得更多财政补贴，因为后者与国有企业和政府部门有着更多的关联性；股东权益比率与财政补贴存在显著的负相关关系，每上升1%约降低企业财政补贴规模0.23%。

在运用倍差法评估政策效应时，一个重要的前提条件是组别之间存在相同的变化趋势，即共同趋势假说。为此，借鉴彭飞等(2016)的做法，在反腐新政实施前后各选一个虚拟政策变动时点，假设该时点发生了反腐新政，然后利用倍差法评估这一时点的政策效果。如果满足平行趋势假设，反腐新政实施前时点的交互项系数应该不显著，反腐新政后时点的交互项数应该显著，而且随着时间的推移交互项系数表现出不变、上升或下降的趋势。对此，本文选择反腐新政变动前的2011年和反腐新政变化后的2014年作为虚拟政策变动时点的干扰，即反腐新政的虚拟变量Post在2011年及以后记为1，反腐新政的虚拟变量Post在2014年及以后记为1，稳健性检验估计结果如表3中第(3)和(4)列所示。第(3)列为反腐新政后的时间点，估计结果与基本结果一致，即反腐新政提高了高腐败地区民营企业财政补贴规模，在1%的显著性水平上通过了检验。而且，对比第(2)和(3)列估计结果，发现反腐新政的正向作用随时间推移有下降趋势。第(4)列为反腐新政实施前的时间点，发现交互项的估计系数没有明显差异。据此，本文认为共同趋势假设在2013年之前不成立的可能性很小，可以初步证实表3中反腐新政的正向效应。此外，为得到稳健的估计结果，运用Tobit模型进行估计，结果表明反腐新政显著提高了高腐败地区民营企业获得财政补贴的规模。可见，反腐新政在一定程度上纠正了财政补贴的国企偏向性问题。

(二)反腐新政下政治联系对民营企业获得财政补贴的影响

表3估计结果证实反腐新政使高腐败地区民营企业获得更多财政补贴。在此基础上，本文考察政治联系对民营企业获取财政补贴的影响。

表4 反腐新政下政治联系对民营企业获得财政补贴的影响

为检验假说2，运用固定效应模型对模型(2)进行估计，基本估计结果见表4中第(1)和(2)列。第(1)列以企业是否有政治联系Treat1为交互项进行估计，发现在反腐新政下建立政治联系可以使高腐败地区民营企业多获得18.4%的财政补贴，这一估计结果在1%的显著性水平上通过了检验。第(2)列以企业高管曾经任职建立的政治联系Treat3为交互项进行估计，地区腐败程度、反腐新政和政治联系的交互项的估计系数与第(1)列基本一致。同时，本文也对企业高管当期在职建立政治联系Treat2为交互项进行估计，发现政治联系的正向作用在统计上不显著[注]这里未报告企业高管政治联系为在任时的估计结果，如有需要，可向作者索取。。原因可能是反腐败的威慑作用抑制了企业高管当期在职建立的政治联系的寻租效应。上述结果表明：在反腐新政背景下建立政治联系有利于高腐败地区民营企业获得更多财政补贴，而企业高管曾经在政府部门任职建立的政治联系发挥了更加显著的作用。这与假设2的预期结果是相符的。

与表3稳健性检验的方法一致，首先进行平行趋势假设检验，结果见表4中第(3)—(6)列。其中，假设反腐新政发生于2014年的估计结果至少在5%的显著性水平通过检验，假设反腐新政发生于2011年的估计结果均不显著。据此，本文认为共同趋势假设在2013年之前不成立的可能性很小，可以初步证实表4中反腐新政背景下政治联系对民营企业获得财政补贴的正向促进作用。对比表4中第(1)和(3)列以及第(2)和(4)列估计结果，可以发现随着反腐新政的进行政治联系的整体正向作用减弱，相反企业高管曾经在政府部门任职建立的政治联系的正向作用在增强。这在一定程度上反映出随着反腐败的深入推进，反腐败的威慑作用对当期在任者的抑制作用越发明显，同时企业高管曾经任职建立的政治联系的正向作用也越发明显。此外，运用Tobit模型进行估计，结果表明，在反腐新政的背景下的政治联系显著提高了高腐败地区民营企业获得财政补贴的规模。可见，建立政治联系对民营企业获得财政补贴有显著影响。

(三)反腐新政下财政补贴对企业绩效的影响

尽管表4估计结果表明建立政治联系有利于民营企业获得更多财政补贴，而且高管曾经在政府部门任职建立的政治联系作用效果更加显著，但还不能判定政治联系使民营企业获得更多财政补贴是抑制了企业发展，还是促进了企业发展。为此，需考察财政补贴对企业绩效的影响。这里运用固定效应模型检验财政补贴对营业收入、净利润和净资产收益率的影响，运用Tobit模型检验财政补贴对总资产周转率的影响，估计结果如表5所示。

表5 财政补贴对企业绩效的影响

注：为了便于进行比较分析，本表仅报告了财政补贴对企业绩效的估计结果，省略了控制变量的估计结果。

首先，本文对模型(3)进行全样本估计，结果表明财政补贴与企业绩效同方向变动，企业获得财政补贴规模增加1%大约提高营业收入0.05%和总资产周转率0.02%，并在1%的显著性水平上通过检验；企业获得财政补贴规模增加1%大约提高净利润规模0.06%，在5%的显著性水平上通过检验。显然，财政补贴总体上促进了企业绩效提升，但效果比较微弱。

其次，根据民营企业是否建立政治联系以及政治联系的任职状态区分子样本，选取2013年反腐新政后的样本对模型(3)进行估计。对没有政治联系的民营企业，财政补贴规模增加显著提高了企业营业收入和净利润规模以及总资产周转率，企业获得财政补贴增加1%大约提高营业收入0.09%、总资产周转率0.02%和净利润0.08%；对高管当期在政府部门任职的民营企业，财政补贴规模增加显著提高了企业营业收入和总资产周转率，企业获得财政补贴增加1%大约提高营业收入0.06%、总资产周转率0.03%；对高管曾经在政府部门任职的民营企业，财政补贴规模对企业绩效无显著正向作用，甚至存在负相关关系。

基于以上有关反腐败和政治联系对民营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的估计结果，可知：一是在反腐新政后，企业没有政治关联不利于企业获得更多的财政补贴，而财政补贴显著提升了企业绩效。二是在反腐新政后，企业高管当期在任的政治联系对企业获得财政补贴的正向促进作用并不显著，但财政补贴与企业经营绩效之间存在正相关关系。三是在反腐新政后，企业高管过去在政府部门任职建立的政治联系对企业获得财政补贴存在显著的正向促进作用，但财政补贴与企业绩效无显著相关关系，甚至可能存在着负向作用。通过对比企业高管当期在任与曾经任职建立的政治联系的估计结果，部分支持了建立政治联系与获得更多财政补贴之间的寻租关系，也发现反腐败对当期在任者发挥了“不敢腐”的威慑作用。这也意味着在反腐败后中国财政补贴领域中，寻租和腐败等活动可能更加隐蔽且不易被发现。

五、结论与启示

本文以中共十八大后实施的反腐新政为外生政策冲击，利用2010—2015年中国120个城市的民营上市公司的微观数据进行实证分析，考察反腐败与政治联系对民营企业财政补贴获得和使用效率的影响。结果表明：反腐败使高腐败地区民营企业获得更多财政补贴，在一定程度上纠正了财政补贴配置过程中的国企偏向性。更进一步的研究发现，在反腐新政下，建立政治联系可以使高腐败地区民营企业获得更多财政补贴，这意味着民营企业有建立政治联系的内在激励。通过细分企业建立政治联系的特征，发现高管曾经在政府部门任职建立政治联系的企业，政治联系与财政补贴存在显著的正相关关系；相反，高管当期在政府部门任职建立政治联系的企业，政治联系的正向作用则并不显著。随着反腐败的不断深入，整体上政治联系的正向促进作用在减弱。在此基础上，为验证政治联系增加企业财政补贴规模的经济效应，本文考察了财政补贴对企业绩效的影响。总的来看，近年来，财政补贴在促进企业发展方面发挥了积极作用。按照政治联系划分子样本，发现在反腐新政后对企业没有政治联系或者高管当期在政府任职建立政治联系的企业，财政补贴对企业绩效发挥了显著的正向作用；相反，企业高管曾经在政府部门任职建立政治联系的企业，财政补贴表现为负向作用，尽管统计上不显著。在一定程度上支持了政治联系的寻租观点，民营企业有建立政治联系获取财政补贴的内在激励，也表明反腐败对当期在任者发挥了“不敢腐”的威慑作用。这意味着在反腐新政后寻租与腐败等行为可能变得更加隐蔽。

根据以上结论，得到启示如下：

第一，财政补贴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，民营企业在此过程中处于劣势，建立政治联系则成为企业获取补贴的重要方式。在此过程中，既要注意到政治联系对优化资源配置的效率意义，也应注意防治寻租行为。对此，政府应提高信息甄别技术水平，避免骗补贴等不法行为催生的腐败交易。

第二，在推进腐败治理和新型政商关系中，为有效防治官员腐败与企业寻租，既要对在任者的行为形成威慑作用，也要对离职者的行为实施必要的经济责任问责，应注意人力资本在公私部门之间流动引发的寻租和腐败行为，进而推进“不敢腐”、“不能腐”至“不想腐”的腐败治理体系建设。

第三，尽管财政补贴对促进企业发展有正向促进作用，但作用效果甚微，未来应侧重于提高财政补贴提升净资产回报率水平，发挥财政资金四两拨千斤的引导作用。