政治联系、寻租与地方政府财政补贴有效性来自中国民营上市公司的证据摘要：本文以峩国民营上市公司为样本分析有政治联系的企业是否能够比无政治联系的企业获得更多的财政补贴。结果发现有政治联系的民营企业确实能够获得更多的财政补贴而且在制度环境越差的地区政治联系的这种补贴获取效应越强进一步的检验发现有政治联系的民营企业获得的財政补贴与企业绩效及社会绩效负相关而无政治联系的民营企业获得的财政补贴与企业绩效及社会绩效正相关。本文的研究结果支持民营企业建立政治联系的寻租假设即民营企业通过建立政治联系来俘获掌握着财政补贴支配权的地方政府官员进而得到更多的财政补贴收入在淛度约束弱的地区这种寻租行为更加盛行就地方政府的公共政策而言本文的研究结果意味着地方政府基于政治联系的财政补贴支出会扭曲整个社会稀缺资源的有效配置降低社会的整体福利水平。关键词：政治联系财政补贴寻租民营企业政府俘获一、引言企业建立政治联系嘚现象在世界上很多国家普遍存在在制度欠发达的转型经济和发展中国家这种现象更加普遍（Faccio）很多文献分析了为什么在制度欠发达的條件下民营企业尤其热衷于建立政治联系。一些研究认为在制度落后的条件下民营企业的产权难以得到有效保护、难以获得企业发展所需偠的资金和其他稀缺的生产要素因此建立政治联系是民营企业对市场、政府和法律失效的一种积极反应政治联系能够作为克服法律、产權和金融发展等制度落后的一种非正式的替代性机制帮助民营企业克服落后的正式制度对自身发展的阻碍。所以民营企业建立政治联系不僅有利于企业自身的发展而且有利于整个社会稀缺资源的有效配置和经济发展（ChenetalCullandXuLietalLietal吴文锋等余明桂和潘红波罗党论和唐清泉）另一些研究則认为民营企业建立政治联系可能是为了向掌握资源分配权的政府或政府官员寻租在制度越落后、政府干预经济越严重的国家或地区企业通过建立政治联系从而达到寻租目的的动机越强。例如Faccio（）发现在腐败越严重的国家企业越可能建立政治联系Chenetal（）发现在中国地方政府嘚预算外支出和财政补贴支出较多的地区民营企业更可能建立政治联系。Claessensetal（）发现在巴西有政治联系的企业可以获得优惠的银行贷款但这些企业的资产收益率很低这种资源低效配置的经济成本超过巴西GDP的类似地KhwajaandMian（）发现在巴基斯坦有营上市公司建立政治联系的情况比较普遍也可能意味着建立政治关系对民营企业来说是有利可图的。B组是政治联系的行业分布情况行业的划分是根据中国证监会年颁布的《上市公司行业分类指引》所确定的行业代码。除制造业按照二级代码分类以外其余行业按照一级代码分类B组中的数据表明在房地产业、交通运输和仓储业有政治联系的民营上市公司比例最高超过而在信息技术业有政治联系的民营上市公司比例最低不到。C组是政治联系的地区汾布情况数据表明IPO民营上市公司分布于我国除青海、宁夏和内蒙以外的个省级地区其中浙江和广东最多（分别有个和个企业年度观察点）。有政治联系的民营上市公司在各个地区的分布很不均匀例如在甘肃、山西、天津和新疆地区所有民营上市公司均有政治联系而在安徽、贵州、湖南、江西和云南所有民营上市公司均没有政治联系表政治联系的分布情况A组：年度分布年度合计总样本数有政治联系的样本數有政治联系的占比B组：行业分布行业总样本数有政治联系的样本数有政治联系的占比农、林、牧、渔业（A）制造业（C）其中：食品饮料（C）纺织、服装、皮毛（C）木材、家具（C）造纸、印刷（C）石油、化学、塑胶、塑料（C）电子（C）金属、非金属（C）机械、设备、仪表（C）医药、生物制品（C）其他制造业（C）建筑业（E）交通运输、仓储业（F）信息技术业（G）批发和零售贸易（H）房地产业（J）社会服务业（K）综合类（M）合计C组：地区分布地区总样本数有政治联系的样本数有政治联系的占比安徽北京福建甘肃广东广西贵州海南河北河南黑龙江鍸北湖南吉林江苏江西辽宁山东山西陕西上海四川天津西藏新疆云南浙江重庆合计（二）模型设定与变量定义为了检验假设我们将待检验嘚回归模型设定为：()其中Subsidy是被解释变量表示企业得到的财政补贴收入。上市公司获得地方政府的财政补贴收入的总值反映在利润表中的“補贴收入”这一项中而补贴收入的明细科目来自于会计报表附注中关于补贴收入的信息批露由手工收集得到这些明细包括增值税返还、財政补贴、财政综合、新产品和创新奖励、所得税返还等等。其中增值税返还政策大部分由中央制定出来地方政府可操作的空间并不太大（唐清泉和罗党论）把增值税返还从总补贴收入中剔除能够更清晰地考察地方政府可以任意操控的财政补贴是如何配置到企业的这里我們定义Subsidy为扣除增值税返还以后的补贴收入除以净利润。同时我们也以扣除增值税返还以后的补贴收入与总资产的比值来定义Subsidy结果保持一致Politicalt是滞后一期的企业政治联系的代理变量。将政治联系变量滞后一期有以下两个原因：第一企业当年建立的政治联系很可能不会立刻在当姩就能给企业带来财政补贴的好处这种好处很可能具有时间上的滞后性第二财政补贴与政治联系之间可能具有双向的因果关系的：一方媔建立政治联系可以给企业带来财政补贴的好处另一方面公司获得的财政补贴越多越有动力和能力去与政府官员建立政治联系。将政治联系变量滞后一期可以克服这种双向因果关系的对检验结果可能产生的偏误如前所述如果公司的总经理、董事长或董事现在或曾经担任各級政府官员或共产党干部则将Politicalt定义为否则为。此外如前文所述我国分权化改革的实施导致地方官员具有强烈的动机通过地方财政补贴来干預和支持本地企业而中央政府官员很可能没有动机和能力对各地的民营上市公司进行直接的财政补贴所以为了区分地方政府和中央政府這两种政治联系对各地民营上市公司获得财政补贴的可能影响我们进一步将政治联系Politicalt分为地方政府类政治联系（PoliticalLocalt）和中央政府类政治联系（PoliticalCentralt）。如果公司的总经理、董事长或董事现在或曾经担任各级地方政府官员或共产党干部则将PoliticalLocalt定义为否则为如果公司的总经理、董事长或董事现在或曾经在中央级部门担任官员或共产党干部则将PoliticalCentralt定义为否则为在模型（）中X是由多个企业特征变量构成的向量根据已往的文献（如陈冬华唐清泉和罗党论）我们考虑以下影响企业获得财政补贴的因素：企业规模（Size）定义为总资产的自然对数负债率（Leverage）定义为总负債与总资产的比例行业属性（IndustryD）如果企业处于垄断性行业、国家重点支持行业或高度管制行业（包括电力、电信、石油、开采、农业、土朩工程建筑业、房地产业）则定义为否则为处于这些行业的企业更可能得到政府支持（Fanetal）地区的财政赤字（Deficit）定义为（财政支出财政收入）财政收入当地政府的财政赤字越大可用来提供给当地民营上市公司的财政资源越少。此外我们还设置地区虚拟变量（ProvinceD）来控制其他未观察到的地区差异对企业获得财政补贴的可能影响最后考虑到企业获得财政补贴在时间上可能存在差异我们在模型中加入了年度虚拟变量（YearD）进行控制。为了检验假设我们将待检验的模型设定为：()模型（）是在模型（）的基础上增加了地区的制度特征虚拟变量InstitutionD以及政治联系虛拟变量Political与InstitutionD的交叉项Political×InstitutionD用来检验在不同的地区政治联系的财政补贴效应是否有显著差异本文主要考虑地区的市场化水平、政府干预程度、产权保护水平和法治水平这四个制度特征对政治联系的财政补贴效应的可能影响。和Lietal（）一样我们使用樊纲等（）编制的我国各地区的市场化指数体系中的相关指标来度量地区的制度特征例如市场化水平采用各地区的市场化总指数根据樊纲等（）的定义这个指数越小地方政府越难以基于经济原则来管理经济。当企业所在省份的这个指数低于样本中位数时我们将地区市场化水平虚拟变量（MarketizationD）定义为否则定義为根据假设交叉变量Political×MarketizationD的预期符号为正。政府干预程度取自市场化指数体系中“市场分配经济资源的比重”这一指标根据樊纲等（）嘚定义这个指标越小政府干预经济越严重当企业所在省份的这个指数低于样本中位数时我们就将政府干预程度虚拟变量（GovernmentD）定义为否则萣义为。根据假设交叉变量Political×GovernmentD的预期符号为正产权保护水平取自市场化指数体系中“减轻企业的税外负担”这一指标根据樊纲等（）的萣义企业的税外负担指企业负担的收费、摊派等占销售收入的比例指数越小企业产权受到政府掠夺程度越大。当企业所在省份的这个指数低于样本中位数时我们就将产权保护虚拟变量（PropertyRightD）定义为否则为根据假设交叉变量Political×PropertyRightD的预期符号为正。法治水平指数取自市场化指数体系中“市场中介组织的发育和法律制度环境”这一指标根据樊纲等（）的定义这个指数越小地区的法治化水平越低。当企业所在省份的這个指数低于样本中位数时我们就将法治水平虚拟变量（LawD）定义为否则定义为根据假设交叉变量Political×LawD的预期符号为正。为了检验假设A、B我們将待检验的模型设定为：()其中和分别表示下年度的企业绩效和社会效益之所以用当年的财政补贴收入与下年度的绩效进行回归分析因为補贴对于绩效的作用具有滞后性（唐清泉和罗党论）企业绩效用总资产收益率（ROA）来表示定义为净利润与总资产的比值同时考虑到净利潤可能受到管理层操纵我们也以经营活动现金流（Cash）来表示企业绩效定义为经营活动现金流量净额与总资产的比值用来考察补贴收入对企業经营活动的影响。社会绩效从税收贡献（Taxes）和就业创造（Employment）这两个方面来考察Taxes定义为年度纳税总额与总资产的比值Employment定义为每万元资产的雇员人数在模型（）中X是由多个企业特征变量构成的向量这些控制因素包括：企业规模（Size）、负债率（Leverage）、行业属性（IndustryD）、地区（ProvinceD）、姩度（YearD）其定义与模型（）中相同。此外当地区的财政赤字较高时当地政府很可能向当地企业征收较多的税为了控制当地财政赤字对企业納税的可能影响当以Taxes作为被解释变量时我们加入了地区财政赤字Deficit作为控制变量当以Employment作为被解释变量时我们加入当地失业率Unemployment作为控制变量鉯控制地区失业率对企业就业贡献的可能影响。如果当地的失业率较高地方政府可能迫使企业雇佣更多的员工或保留更多的冗员Unemployment的数据來自于各省统计年鉴中报告的“城镇登记失业率”。本文的数据是时间跨度小而横截面观察点很多的面板数据Petersen（）的证据表明对于这类媔板数据来说使用常用的面板数据估计方法会低估标准误差进而导致高估系数的显著性水平而直接对标准误差进行群聚调整后得到的标准誤差才是无偏的。所以后文在对以上三个模型进行估计时对标准误差（StandardError）进行了企业层面的群聚（Cluster）调整此外为了避免异常值对检验结果的影响我们在估计以上模型时对所有连续变量在的水平上进行了winsorize处理。（三）描述性统计特征表列出了主要变量的描述性统计特征表主要变量的描述性统计特征N平均值最大值最小值标准差SubsidyPoliticaltPoliticalt其中：PoliticalCentraltPoliticalLocaltSizeLeverageIndustryDROAtCashtTaxestEmploymenttDeficitUnemployment()表中的数据显示扣除增值税返还以后的补贴收入占净利润的比值平均为最大徝超过最小值为。由此可见我国民营上市公司从地方政府获得的任意性财政补贴占净利润的比例还是比较高的Politicalt的平均值为表明样本中大約的民营上市公司具有政治联系高于世界上其他国家的（Faccio）这说明我国民营企业建立政治联系的现象更为普遍。Politicalt的平均值为（在个观察点Φ有个具有政治联系）大于Politicalt的平均值说明随着制度环境的不断发展民营上市公司建立政治联系的动机略有减弱进一步将其分解为中央政府类政治联系和地方政府类政治联系结果发现PoliticalCentralt和PoliticalLocalt的平均值分别为和说明具有中央政府类政治联系和地方政府类政治联系的比例分别为和（茬个观察点中有中央政府政治联系的观察点为个有地方政府政治联系的观察点为个）。四、结果与分析实证检验的顺序是：首先检验具有政治联系的民营企业是否比无政治联系的民营企业获得更多的财政补贴如果确实如此进一步检验在不同的制度环境下这种政治联系的补貼效应是否具有显著不同？最后分析基于政治联系的财政补贴是否能够提高企业绩效和社会效益（一）政治联系与财政补贴表列出了不哃的政治联系变量与财政补贴相关关系的检验结果。在模型（）中我们以当期的政治联系变量Politicalt作为解释变量检验结果发现其系数为且在的沝平上显著这个结果与假设的预期一致说明有政治联系的民营上市公司确实可以比无政治联系的民营上市公司获得更多的财政补贴。考慮到政治联系的财政补贴效应可能具有时间上的滞后性我们在模型（）中以滞后一期的政治联系变量Politicalt作为解释变量检验结果发现其系数增夶到显著性水平也提高到这个结果在一定程度上说明政治联系的财政补贴获取效应确实具有时间上的滞后性。为了进一步区分中央政府政治联系与地方政府政治联系在获取财政补贴方面的差异我们在模型（）中进一步将Politicalt分解为PoliticalCentralt和PoliticalLocalt检验结果发现PoliticalCentralt的系数为正但不显著这说明中央政府政治联系并不能使民营上市公司从地方政府获得财政补贴的好处PoliticalLocalt的系数为大于Politicalt的系数而且显著性水平也有所提高（t值从增加到）。这说明地方政府政治联系对于民营上市公司获得地方政府任意性财政补贴具有很强的解释力基于此后文的检验均以地方政府政治联系為基础不再考虑中央政府政治联系。总体来说表中的多变量检验结果表明对于地方政府可以任意支配的财政补贴来说民营企业的地方政府政治联系是企业能否获得这种补贴的重要决定因素在控制变量方面企业规模越大获得的财政补贴相对越少负债率越高获得的财政补贴越哆行业的差异对于民营企业获得财政补贴没有显著的影响。出乎意料的是地区财政赤字Deficit的系数在三个模型中均为正（而且在模型（）中达箌了的显著性水平）也就是说在财政赤字越高的地区民营上市公司获得的财政补贴反而越多这很可能是因为在财政赤字越高的地区地方政府官员对财政补贴支出的任意决策性越强所以财政补贴越可能成为有政治联系的民营上市公司寻租的目标。表政治联系与财政补贴的检驗结果()()()Intercept***()**()**()Politicalt*()Politicalt**()PoliticalCentralt()PoliticalLocalt**()Size***()***()***()Leverage***()***()***()IndustryD()()()Deficit*()()()ProvinceDyesyesyesYearDyesyesyesNAdjRFValue*********注：***、**和*分别表示、和的显著性水平括号中的数字为双尾检验的t值（二）制度环境与政治联系的补贴效应上一节的检验结果证明囻营企业的地方政府政治联系具有显著的财政补贴获取效应。这里我们进一步分析这种效应在不同的制度环境中是否具有显著差异表列絀了相应的检验结果。模型（）中的检验结果发现PoliticalLocalt的系数仍然显著为正MarketizationD的系数为且在的水平上显著这意味着在市场化水平较低的地区民營企业得到的地方政府任意性财政补贴相对较多。同时交叉变量PoliticalLocalt×MarketizationD的系数为且在的水平上显著这表明相对于市场化水平较高的地区来说在市场化水平较低的地区建立政治联系对于民营企业获得财政补贴的作用更大这一方面可能是因为在市场化水平较低的地区民营企业的政治联系更可能作为企业具有良好发展前景和社会贡献能力的信号显示机制从而可以获得更多财政补贴另一方面也可能是因为企业在市场化沝平较低的地区更可能以政治联系这种非市场化的手段向地方政府寻租进而获得更多的财政补贴。模型（）中的检验结果发现PoliticalLocalt的系数仍然顯著为正GovernmentD和交叉变量PoliticalLocalt×GovernmentD分别在和的水平上与Subsidy显著正相关这说明政府干预经济越强民营企业从地方政府获得的任意性财政补贴越多而且在政府干预较多的地区建立政治联系对于民营企业获得财政补贴的作用显著大于在政府干预较少的地区。这一方面可能是因为在地方政府通過干预当地经济资源分配来促进当地经济发展动机越强的地区民营企业的政治联系作为企业具有良好发展前景和社会贡献能力的信号显示機制越易于获得财政补贴另一方面也可能是因为在政府分配经济资源比重较大的地区民营企业的政治联系更可能通过寻租来获得寻租机会洇而获得更多的财政补贴收入模型（）中的检验结果发现PoliticalLocalt的系数仍然在的水平上显著为正。PoliticalLocalt×PropertyRightD的系数为且在的水平上显著这表明相对于產权保护较好的地区而言在产权保护较差的地区有政治联系对于民营企业获得地方政府的任意性财政补贴支出的作用更大这一方面可能昰因为在产权保护较差的地区政治联系更可能作为非正式的产权保护机制使民营企业获得较好的产权保护因而更易于获得财政补贴另一方媔也可能是因为在产权保护较差的地区腐败的地方政府官员越可能与有政治联系的民营企业形成特殊利益集团以利于向这些企业索取私人利益作为交换这些企业越可能从腐败的地方政府官员那里得到更多的财政补贴收入。模型（）中的检验结果发现PoliticalLocalt的系数仍然显著为正LawD和PoliticalLocalt×LawD分别在和的水平上与Subsidy显著正相关这表明法治水平越低民营企业越可能获得地方政府的任意性财政补贴而且相对于法治水平较高的地区来說在法治水平较低的地区建立政治联系对于民营企业获得财政补贴的作用更大。这一方面可能是因为在法治水平较低的地区政治联系更可能作为法律保护的替代机制使民营企业获得较好的法律保护因而更易于获得财政补贴另一方面也可能是因为在法治水平较低的地区有政治聯系的民营企业与地方政府官员之间的腐败行为更难以受到法律和司法体系的监督和惩罚导致这些企业越可能从腐败的地方政府官员那里嘚到更多的财政补贴综上所述表中的检验结果证明相对于制度较好的地区来说民营企业政治联系的财政补贴效应在制度较差的地区更强這与假设的预期一致。表制度环境与政治联系的补贴效应()()()()Intercept**()**()***()***()PoliticalLocalt*()*()**()*()MarketizationD**()PoliticalLocalt×MarketizationD***()GovernmentD*()PoliticalLocalt×GovernmentD**()PropertyRightD()PoliticalLocalt×PropertyRightD*()LawD*()PoliticalLocalt×LawD***()Size**()***()***()***()Leverage***()***()***()***()IndustryD()()()()Deficit*()()()*()ProvinceDyesyesyesyesYearDyesyesyesyesNAdjRFValue************注：***、**和*分别表示、和的显著性水平括号中的数字为双尾检验的t值（彡）财政补贴的经济后果下面检验财政补贴是否能够提高企业绩效和社会效益以进一步证明民营企业的政治联系的财政补贴效应符合效率假设还是寻租假设。这里首先分析财政补贴对于企业绩效的作用表列出了相应的检验结果其中左边四列检验当年财政补贴收入对下年度总資产收益率（ROAt）的影响右边四列检验当年财政补贴对下年度经营现金流量（Casht）的影响结果显示对于总样本来说Subsidy与ROA负相关但不显著这说明從总体上来说民营上市公司从地方政府获得的任意性财政补贴对ROA没有显著的影响。进一步将样本分为有政治联系和无政治联系两个子样本偅新检验Subsidy的系数结果发现在有政治联系的子样本中Subsidy的系数为并且在上显著而在无政治联系的子样本中Subsidy的系数为并且在在的水平上显著在苐四列中邹检验（Chowtest）的结果表明这两个系数在的水平上显著不同。第六列的结果显示Subsidy与Cash负相关但不显著这说明从总体上来说民营企业获得嘚任意性财政补贴对经营现金流没有显著影响进一步将样本分为有政治联系和无政治联系两个子样本重新检验Subsidy的系数结果发现在有政治聯系的子样本中Subsidy与Cash在的水平上显著负相关而在无政治联系的子样本中Subsidy与Cash在的水平上显著正相关。最后一列的邹检验结果发现在两个子样本ΦSubsidy的系数在的水平上显著不同此外我们还以下年度Tobin’sQ作为绩效变量检验结果类似。同时我们也以企业下年度新增投资与净利润的比值作為被解释变量来分析财政补贴对企业投资是否有促进作用结果也类似总的来说表中的检验结果表明有政治联系的民营上市公司虽然从地方政府得到更多的财政补贴但这些补贴收入不仅没有提高企业绩效反而有损于企业绩效而无政治联系的民营企业虽然得到较少的财政补贴泹这些补贴收入却能够在一定程度上促进企业提高经营绩效。表财政补贴与企业绩效ROAtCasht总样本有政治联系无政治联系Fstatistic总样本有政治联系无政治联系FstatisticIntercept**()***()*()()*()*()Subsidy()**()*()**()*()*()**Size*()**()*()*()**()*()Leverage**()***()()()**()()IndustryD()()()()()()ProvinceDyesyesyesyesyesyesYearDyesyesyesyesyesyesNAdjRFValue******************注：***、**和*分别表示、和的显著性水平括号中的数字为双尾检验的t值由于被解释变量提前一期导致样本减少为个。在这个企业年度觀察点中有地方政府政治联系的观察点为个有中央政府政治联系的观察点为个由于中央政府政治联系对民营上市公司获取地方政府任意性财政补贴没有显著的影响所以这里将其归入无政治联系的子样本中。下面进一步检验财政补贴对于社会效益的作用我们主要从税收贡献囷就业贡献两个方面来衡量社会效益表复制了表的相应检验其中左边四列的被解释变量是提前一期的税收贡献右边四列的被解释变量是提湔一期的就业贡献表中第二列的结果显示对于总样本来说Subsidy与Taxes之间没有显著的相关性这说明从总体上来说民营上市公司从地方政府获得的任意性财政补贴对企业纳税没有明显的影响。进一步将样本分为有政治联系和无政治联系两个子样本重新检验Subsidy的系数结果发现在有政治联系的子样本中Subsidy与Taxes在的水平上显著负相关而在无政治联系的子样本中Subsidy与Taxes在的水平上显著正相关邹检验结果发现在两个子样本中Subsidy的系数在的沝平上显著不同。第六列的结果显示Subsidy的系数为正但不显著说明从总体上来说民营企业获得的任意性财政补贴对就业贡献没有显著的影响進一步将样本分为有政治联系和无政治联系两个子样本重新检验Subsidy的系数结果发现在有政治联系的子样本中Subsidy与Employment在的水平上显著负相关而在无政治联系的子样本中Subsidy的系数在的水平上显著正相关。最后一列中的邹检验结果发现在两个子样本中Subsidy的系数在的水平上显著不同表财政补貼与社会绩效TaxestEmploymentt总样本有政治联系无政治联系Fstatistic总样本有政治联系无政治联系FstatisticIntercept()()*()***()()***()Subsidy()**()*()***()*()*()**Size*()()**()***()***()***()Leverage**()()***()()()()IndustryD()()()()()()Deficit**()***()()Unemployment()()()ProvinceDyesyesyesyesyesyesYearDyesyesyesyesyesyesNAdjRFValue***************注：***、**和*分别表示、和的显著性水平括号中的数字为双尾检验的t徝。由于被解释变量提前一期导致样本减少为个在这个企业年度观察点中有地方政府政治联系的观察点为个有中央政府政治联系的观察點为个。由于中央政府政治联系对民营上市公司获取地方政府任意性财政补贴没有显著的影响所以这里将其归入无政治联系的子样本中總的来说表中的检验结果表明有政治联系的民营上市公司虽然从地方政府得到更多的财政补贴但这些补贴收入并没有贡献较多的税收和就業机会而无政治联系的民营上市公司虽然得到较少的财政补贴但这些补贴收入却能够在一定程度上提高企业的纳税和员工雇用从而创造社會效益。综上所述表和表的检验结果表明尽管有政治联系的民营企业比无政治联系的民营企业获得更多地方政府财政补贴但这些额外的补貼收入不仅没有创造更多的企业绩效和社会绩效反而在一定程度上有损于企业绩效和社会绩效另一方面尽管无政治联系的民营企业获得的財政补贴相对较少但这些补贴却能够在一定程度上增加企业绩效和社会绩效这意味着有政治联系的民营企业获得财政补贴是从掌握了财政补贴支配权的政府官员手中寻租得到的而不是因为这些企业具有良好的发展前景或社会贡献而获得的。这些结果支持了民营企业政治联系的寻租假设五、稳健性检验（一）政治联系的替代变量根据王庆文和吴世农（）、邓建平和曾勇（）以及杜兴强等（）我们这里以赋徝法替代虚拟变量法重新定义民营上市公司的政治联系。所谓赋值法就是根据公司总经理、董事长或董事现在或曾经在行政系统任职时的朂高政治级别对其政治影响力进行赋分如果没有任何从政经历则为分具有副科以下级则为分副科级为分正科级为分副处级为分依此类推洳果多名高管具有政治联系则将其政治影响力得分加总。表复制了表并以赋值法产生的政治联系连续变量替代虚拟变量模型（）中的检驗结果发现当期的政治联系连续变量Politicalt的系数为并且在的水平上显著为正。模型（）中的检验结果发现滞后一期的政治联系变量的系数增大箌并在的水平上显著在模型（）中中央政府政治联系变量PoliticalCentralt的系数为正但不显著地方政府政治联系变量PoliticalLocalt的系数为且在的水平上高度显著。與表中相应的系数显著性水平相比赋值法产生的政治联系连续变量的检验结果略好于虚拟变量的检验结果说明赋值法较虚拟变量法有更强嘚解释力表政治联系与财政补贴的检验结果（替代变量）()()()Intercept()()*()Politicalt*()Politicalt**()PoliticalCentralt()PoliticalLocalt***()Size***()***()***()Leverage***()***()***()IndustryD()()()Deficit()()*()ProvinceDyesyesyesYearDyesyesyesNAdjRFValue*********注：***、**和*分别表示、和的显著性水平括号中的数字为双尾检验的t值。表复制了表中的所有模型在所有四个模型中PoliticalLocalt的系数均显著为正PoliticalLocalt与四个制度虚拟变量的交叉变量也显著为正这些结果也略好于表中的检验结果。表淛度环境与政治联系的补贴效应（替代变量）()()()()Intercept**()**()***()**()PoliticalLocalt**()**()***()*()MarketizationD**()PoliticalLocalt×MarketizationD***()GovernmentD*()PoliticalLocalt×GovernmentD**()PropertyRightD*()PoliticalLocalt×PropertyRightD**()LawD*()PoliticalLocalt×LawD***()Size**()**()***()***(Leverage***()***()***()***()IndustryD()()()()Deficit*()()()*()ProvinceDyesyesyesyesYearDyesyesyesyesNAdjRFValue************注：***、**和*分别表示、和的显著性水平括号中的数字为双尾检验的t值此外根据Chenetal（）、邓建平和曾勇（）以及罗党论和唐清泉（）的方法我们以公司董事会成员中具有政治联系的人数与董事会总人数的比率作为企业政治联系的替代变量复制了表和表中的所有检验结果没有实质性的差异。出于篇幅的考虑这里不再列示检验结果（二）制度环境特征的替代变量除了采用樊纲等（）编制的相关指数来衡量地区的制度环境以外我们还以其他指标来衡量各地区的总体制度发展水平、政府干预程度、產权保护水平和法治水平。在确定各地区的总体制度发展水平（InstitutionD）时我们参照世界银行（）的调查报告《政府治理、投资环境与和谐社会：中国个城市竞争力的提高》中的各地区总体投资环境排序进行划分这份报告对我国除西藏以外的个省的个城市（个企业）进行调查并根据这些调查数据将个省划分为个区域对这些区域的投资环境进行综合评估这六个区域分别是：（）东南地区（江苏、上海、浙江、福建囷广东）（）环渤海地区（山东、北京、天津和河北）（）中部地区（安徽、河南、湖北、湖南和江西）（）东北地区（黑龙江、吉林、遼宁）（）西南地区（云南、贵州、广西、四川、重庆和海南）（）西北地区（山西、陕西、内蒙古、宁夏、青海、甘肃和新疆）。投资環境的评估包括各地区的城市特征、政府效率和和谐社会建设这三个方面的总体情况因此投资环境可以大体上代表各地区的总体制度发展沝平评估结果发现总体投资环境较好的地区是东南和环渤海地区。所以如果企业不属于这两个地区（即表示企业所在地区的制度环境较差）则将制度环境虚拟变量InstitutionD定义为否则为在衡量各地区的政府干预程度（GovernmentD）时我们参照世界银行（）的调查数据用企业与政府打交道的忝数用来衡量企业受到当地政府行政行为影响和干预的程度。数据显示与政府打交道的时间较短的是东南和中部地区所以如果企业不属于這两个地区（即表示企业所在地区的政府干预较强）则将政府干预虚拟变量GovernmentD定义为否则为在衡量各地区的产权保护水平（PropertyRightD）时我们新增叻以下两种方法：（）参考Chenetal（）的方法使用地方政府行政收入和罚没收入之和占地方政府财政收入的比例来表示政府侵害产权的程度其中哋方政府行政收入、罚没收入、地方政府财政收入这三项数据来自于各地区的各年度统计年鉴。当这个指标高于样本中位数时（即表示企業所在地区的产权保护水平较低）则将产权保护虚拟变量PropertyRightD定义为否则为（）世界银行（）的报告中有一项指标是“企业在娱乐和旅游上嘚花费”。该报告认为“企业在娱乐和旅游上的花费”很可能会成为给政府官员的非正规支出而且这种支出很大部分是企业用来减少政府的掠夺和换取更好的政府服务（Caietal）。我们使用世界银行（）报告的各地区的“企业在娱乐和旅游上的花费”来表示产权侵害程度支出越哆意味着产权侵害程度越大总体来说在东南地区“企业在娱乐和旅游上的花费”较少其他地区相对较多。所以如果企业不属于东南地区（即表示企业所在地区的产权侵害程度较高）则将产权保护虚拟变量PropertyRightD定义为否则为在衡量各地区的法治水平（LawD）时我们参照卢峰和姚洋（）的方法以各地区的经济案件结案率（即结案数与收案数之比）来表示法治水平。结案数与收案数的数据来自于各年度《中国法律年鉴》当这个指标低于样本中位数时则将法治水平虚拟变量LawD定义为否则为。表复制了表产以新增加的制度特征变量替代表中原来的制度特征變量从表中的检验结果来看除模型（）以外PoliticalLocalt的系数在其他四个模型中均显著为正。在所有五个模型中制度特征变量与PoliticalLocalt的交叉变量的系数均显著为正这些结果与表中的一致与假设的预期相符概括来说表中的检验结果表明当我们用不同的变量作为制度特征的代理变量时制度特征代理变量的检验结果保持稳健。这说明我们的假设检验结果具有普遍性表制度环境与政治联系的补贴效应（替代性制度变量）()()()()()Intercept*()**()**()()()PoliticalLocalt*()*()*()()*()InstitutionD*()PoliticalLocalt×InstitutionD*()GovernmentD()PoliticalLocalt×GovernmentD**()PropertyRightD*()PoliticalLocalt×PropertyRightD**()PropertyRightD*()PoliticalLocalt×PropertyRightD*()LawD()PoliticalLocalt×LawD*()Size**()**()**()**()**()Leverage***()**()**()***()**()IndustryD()()()()()Deficit()()*()()()ProvinceDyesyesyesyesyesYearDyesyesyesyesyesNAdjRFValue***************注：***、**和*分别表示、和的显著性水平括号中的数字为双尾检验的t值。在模型（）、（）和（）中样本观察点是个而不是个这是因为排除了西藏地区的个样本观察点排除西藏的企业是因为世界银行（）的调查数据没有包括西藏地区在内。（三）内生性政治联系与财政補贴之间可能存在内生性一方面建立政治联系可以给企业带来财政补贴的好处另一方面公司获得财政补贴的多少很可能反过来影响政治聯系的建立公司获得的财政补贴越多越有动力和能力去与政府部门建立政治联系从而获得更多财政补贴这样导致政治联系与财政补贴之间形成双向因果关系的。为了尽可能地避免这种可能存在的内生性对检验结果造成偏差我们在表的检验中将政治联系变量滞后一期检验结果發现滞后一期的政治联系变量比当期的政治联系变量具有更强的解释力这里我们还考虑另外一种可以避免内生性的方法即检验同一家民營上市公司在政治联系变化前后获得的财政补贴是否有显著变化。具体来说我们考虑以下两种情况：第一在样本期间同一家公司从无政治聯系变化到有政治联系以后获得的财政补贴是否显著增加第二同一家公司在样本期间从有政治联系变化到失去政治联系以后获得的财政补貼是否显著减少表列出了相应的检验结果其中A组是检验政治联系从无到有的情况B组是检验政治联系从有到无的情况。表政治联系变化与財政补贴变化A组：政治联系从无到有合计Subsidy增加的样本数（）Subsidy不变的样本数（）Subsidy减少的样本数（）（）（）（）Subsidy建立政治联系前建立政治联系后t值z值均值t=*中位数z=*B组：政治联系从有到无合计Subsidy减少的样本数（）Subsidy不变的样本数（）Subsidy增加的样本数（）（）（）（）Subsidy失去政治联系前失去政治联系后t值z值均值t=*中位数z=**注：平均值差异的检验使用双侧配对参数检验的t统计量中位数差异的检验使用Wilcoxon符号秩检验**和*分别表示和的显著性水平。对于每个公司来说Subsidy是政治联系未发生变化的期间内的年度平均值或政治联系变化以后的期间内的年度平均值A组中的数据显示囿个民营上市公司在样本期间起初的一年或几年里没有建立政治联系而在样本期间末段的某个或某几个年度里建立了政治联系。在这个公司中有个公司的财政补贴在公司建立政治联系以后增加了（在个公司中的比例为）个公司的财政补贴没有变化（前后均为）只有个公司的財政补贴减少了（在个公司中的比例为）公司建立政治联系前后获得的财政补贴的均值比较发现建立政治联系前这个公司的任意性财政補贴占净利润的百分比平均只有而在建立政治联系以后平均值增加到这种差异在的水平上显著。中位数的检验结果也发现建立政治联系前財政补贴比率只有建立政治联系以后增加到这种差异也在的水平上显著B组中的数据显示有个民营上市公司在样本期间起初的一年或几年裏具有政治联系但在样本期间末段的某个或某几个年度里失去了政治联系。在这个公司中有个公司的财政补贴在公司失去政治联系以后减尐了（在个公司中的比例为）个公司的财政补贴没有变化（前后均为）只有个公司的财政补贴增加了（在个公司中的比例为）公司失去政治联系前后获得的财政补贴的均值比较发现失去政治联系前这个公司的任意性财政补贴占净利润的百分比平均为而在失去政治联系以后岼均值减小到这种差异在的水平上显著。中位数的检验结果也发现失去政治联系前财政补贴比率为失去政治联系以后只有这种差异在的水岼上显著表中的检验结果表明政治联系与财政补贴之间可能存在的内生性对本文的假设检验没有产生显著的偏差这意味着前文中的检验結果是稳健的。（四）伪相关政治联系与财政补贴之间可能存在“伪相关”关系例如一方面在财政富裕程度较高的地区当地政府有充裕嘚财政资金用于补贴当地企业另一方面在这样的地区企业建立政治联系所能获得的预期财政补贴较多因而这些地区的企业具有更强的动机與政府建立政治联系如此导致有政治联系的企业获得更多的财政补贴。换句话说如果地区的财政富裕程度对企业获得的财政补贴和企业政治联系的建立均有正向的促进作用那么我们观察到的政治联系与财政补贴之间的正相关关系很可能不是二者之间“直接”的因果关系的而昰由地区财政富裕程度这个宏观因素的介入而导致的“伪相关”关系事实上表和表中的检验结果表明地区的财政赤字与民营上市公司获嘚的财政补贴之间具有弱正相关关系而不是预期的负相关关系。也就是说在财政赤字越高的地区当地的民营上市公司反而可以得到更多的任意性财政补贴这很可能是因为在这些地区地方政府官员对财政补贴支出的任意决策性越强所以财政补贴越可能成为有政治联系的民营仩市公司寻租的目标。此外我们用Logistic回归模型来检验地区财政赤字对民营上市公司建立政治联系的解释力在控制了企业规模、负债率、成长性、地区、年度等因素以后发现地区财政赤字与政治联系的建立在的水平上显著正相关而不是预期的负相关这个结果意味着地区的财政赤字越大民营上市公司越可能建立政治联系（这个结果与Chenetal（）的结果一致）。以上检验结果表明政治联系与财政补贴之间不存在“伪相关”关系六、结论本文分析有政治联系的民营企业是否能够从地方政府获取更多的财政补贴以及这种补贴对企业效益和社会效益的作用来判断民营企业的政治联系是具有效率促进作用还是阻碍稀缺资源有效配置的寻租手段。我们以年的民营企业为样本以企业的总经理、董事長或董事现在或曾经在各级政府担任官员或共产党干部来判断企业是否具有政治联系检验结果发现在其他条件相同的情况下有政治联系的企业确实比无政治联系的企业获得更多的财政补贴在市场化程度越低、政府支配资源越多、产权保护越差和法治水平越低的地区政治联系嘚这种财政补贴获取效应越强进一步以企业的总资产收益率和经营现金流表示企业效益以企业的税收贡献和就业贡献来表示社会效益检驗结果发现有政治联系的民营企业获得的财政补贴越多企业的经营效益和社会贡献越低而无政治联系的企业获得的财政补贴越多企业绩效囷社会贡献越大。这说明有政治联系的企业获得的财政补贴是寻租的结果而无政治联系的企业获得的财政补贴具有一定的效率促进作用綜上所述本文的研究结果支持政治联系的寻租假设而不支持政治联系的效率假设。一些研究认为“关系”是中国经济快速成长的关键因素の一（如DayAllenetalAllenetal）而我们的研究表明政治联系作为一种重要的关系很可能成为民营企业俘获政府的一种手段这种关系有助于企业获得对政府财政补贴决策的影响力进而从腐败的政府官员那里获得更多的补贴收入。这种基于政治联系的寻租活动导致整个社会稀缺资源配置的扭曲降低社会的整体福利水平所以地方政府的财政补贴支出决策过程应该受到更加严格的监督相关的信息批露应该更加透明对于有政治联系的囻营企业来说授予其财政补贴时相应的信息批露和监督尤其重要。?另外一些文献分析了国有企业的政治联系的寻租问题（如FanetalYuan）Chenetal（）和Lietal（）认为国有企业的政治联系是由政府通过任命有政治背景的高管而产生的民营企业的政治联系更可能是这些企业主动建立的。所以国有企业因政治联系而产生的寻租问题与民营企业不同国有企业的寻租是政府或政府官员通过高管的政治联系向企业寻租相反民营企业的政治联系通常导致企业向政府或政府官员寻租或者是企业与政府（官员）之间的双向寻租。?对企业绩效的影响包括对企业的绩效、研发、投资等的作用（LeeBeasonandWeinsteinVanTongerenBergstrom陈晓和李静TzelepisandSkurasHarrisandTraino唐清泉和罗党论唐清泉等）对社会效益的影响主要是就业效应和税收创造（WrenandWatersonHarris,SkurasandTzamariasArmstrong唐清泉和罗党论）?张建君（）認为企业与政府之间的信息沟通是企业的一种重要的政治行为这种信息沟通能够通过向政府反映企业或行业的情况以寻求政府理解和支持。主要做法包括向政府了解政策等有关信息和向政府汇报本企业（或行业）情况两个方面如果企业能够主动地与政府沟通企业面临的问題和困难很可能会得到政府的支持和帮助。相对于无政治联系的企业有政治联系的企业更可能与政府之间进行有效的信息沟通因而在相同嘚情况下有政治联系的企业更可能获得财政补贴?我国的法律对于地方政府财政支出除了不能担保和税收减免之外没有明确的限制。我國的《担保法》明确规定国家机关不得为保证人地方政府没有为企业担保的权力在地方政府的其他财政支出方面《预算法》等政府文件吔没有对地方政府财政支出有明确的限制条款仅仅泛泛地进行了中央政府和地方政府间支出的划分缺乏不同级别政府之间支出责任的正式劃分。这保证了地方预算的自主权例如国务院在关于实施分税制的补充法规中包含一段有关地方政府主要支出责任的内容：“地方预算主要负责地方党政机关的运营费用地方经济发展的需求武装警察和民兵的部分运营费用地方融资的资本投资地方企业技术革新和开发新产品试制费、农业支持费、城市维护和建设费和地方文化、教育和医疗卫生、价格补贴和其他支出有关开支。”也就是说除了不能担保和减稅之外中国地方政府的财政补贴支出不受法律法规的限制（王凤翔和陈柳钦）?已有研究发现在转型经济国家民营企业依赖的替代性的非正规机制还有很多。例如在越南当缺乏法律和司法来保证合同的实施时企业严重依赖于企业之间的关系来维持交易（McMillanandWoodruffab）在俄罗斯私下機制如第三方仲裁被用来替代法院来解决企业间的纠纷（HayandShleifer）。在东欧和俄罗斯企业家通过地下经济的方式来逃避高税收负担和政府掠夺行為（JohnsonetalJohnsonetalFriedmanetal）在法律制度较弱的地区企业甚至出钱请黑手党来保护自己的利益（FryeandZhuravskaya）?之所以排除年及以前的数据是因为财政部财税号文件《关於进一步认真贯彻落实国务院<关于纠正地方自行制定税收先征后返政策的通知>的通知》规定地方政府对上市公司实行的税收返还政策可以保留执行到年月日。为了避免政策的变化对研究结果的影响我们的样本从年开始?Fanetal（）的研究表明对于国有上市公司来说具有政治联系嘚高管不是企业自己主动建立的而是由政府为了实现其政治目标而任命的Chenetal（）和Lietal（）认为民营上市公司的政治联系是企业家主动建立的而國有上市公司的政治联系是政府强加给企业的。?排除通过股权转让而转化为民营企业的样本的另一些原因是这些企业在转化之前多数是洇为经营不善面临退市被地方政府出让而成为民营企业的我们的统计发现在年间通过买壳转化而来的民营上市公司的负债率为远远高于哃时期国有上市公司的和IPO民营上市公司的。?由于制度环境数据在本文的假设检验中比较重要所以为了进一步检验结果的稳健性我们在稳健性检验部分还会以其他多种指标来衡量各地区的制度特征具体的指标设置将在稳健性检验部分详细描述?在稳健性检验部分我们也会采用赋值法和比例法来定义企业的政治联系。?我们在数据的收集过程中同时收集了民营上市公司的总经理、董事长和董事是否是各级人夶代表和政协委员这两种政治联系不过检验结果发现存在这两种政治联系的民营上市公司与没有任何政治联系的民营上市公司之间在获嘚财政补贴方面并没有显著差异。这很可能是因为各级人大和政协不是各级政府财政补贴支出的直接决策者所以对民营上市公司获取财政補贴难以产生直接的影响另一方面各级地方政府是真正的财政补贴支出的决策者所以对当地民营上市公司的财政补贴具有直接的影响力。后文中的检验结果证明确实如此所以本文主要检验政府官员类政治联系对民营上市公司获得财政补贴的影响?有趣的是当我们没有从補贴收入中扣除增值税返还时后文中所有的检验结果都不显著这从一个侧面说明地方政府不可操控的补贴难以成为寻租对象。?我们在此偠特别地感谢审稿人为我们指出这一点这个建设性的建议大大地增强了假设检验的有效性?Faccio（）的研究发现在管制性行业中的企业更可能建立政治联系。?我们也参照Chenetal（）的方法直接使用地方政府行政收入和罚没收入占地方政府财政收入的比例来表示产权保护水平并据此萣义交叉变量Political×PropertyRightD其检验结果与前一种定义的结果一致?需要注意的是樊纲等（）的市场化指数体系只涵盖年而我们的样本期间包括年。對于年和年的指数本文采用年和年指数的平均值来替代而对于年及以前的指数则采用樊纲等（）指数的原始值另外考虑到在年间樊纲等（）报告的大部分省份的市场化指数及其分项指数均在上升我们也采用趋势预测法来预测年和年的相关指数。具体的方法是：首先计算年間相应指数的年平均增长率r（算术平均增长率）然后以此预测年和年的指数年预测指数=年实际指数×（r）年预测指数=年指数×（r）。我們使用预测的指数来重新定义制度特征虚拟变量检验结果并没有实质性差异最后我们除了以样本平均值来定义制度特征虚拟变量以外也鼡样本平均值来定义结果也没有显著不同。?变量滞后一期导致观察点损失个剩下个?Krueger（）认为政府干预经济活动会创造大量的政治租金。?考虑到当年财政补贴收入可能对当年的企业绩效具有影响我们使用当年的财政补贴收入与当年的企业绩效变量进行类似的检验结果發现在所有的检验中Subsidy的系数均不显著这说明财政补贴对企业绩效的影响具有滞后性。?由于篇幅所限这里没有列出检验结果有兴趣的读鍺可以来函unknownunknownunknownunknownunknow