(1.蘇州大學(xué) 東吳商學(xué)院, 江蘇蘇州215006; 2.常州大學(xué)商學(xué)院, 江蘇常州213164; 3.重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院, 重慶400030)

一、引言

腐敗在世界各國都普遍存在(盡管程度各異)，并成為困擾社會(huì)治理的重大現(xiàn)實(shí)難題。改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了持續(xù)30多年的高速增長，但腐敗問題也如影相隨[1]?！巴该鲊H”(Transparency International)報(bào)告顯示，中國“腐敗感知指數(shù)”(Corruption Perception Index，CPI)長期位列170多個(gè)參評(píng)國家中下游水平，腐敗形勢嚴(yán)峻。正因如此，2012年中央政府啟動(dòng)“老虎蒼蠅一起打”的高壓反腐敗行動(dòng)。過去五年內(nèi)累計(jì)超過240名省部級(jí)以上高官和1 119 000名各級(jí)官員因腐敗問題被紀(jì)檢機(jī)關(guān)查處。大批腐敗官員的落馬也印證了當(dāng)前我國所面臨腐敗問題的嚴(yán)重性和政府打擊腐敗的決心。

作為一種權(quán)利濫用與尋租現(xiàn)象，腐敗不僅損害了社會(huì)公平和社會(huì)正義，還弱化了市場經(jīng)濟(jì)的制度基礎(chǔ)，并被認(rèn)為是“經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展的最大障礙”[2]。已有研究大多以跨國數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，從宏觀視角考察腐敗的經(jīng)濟(jì)后果。比如，以Shleifer和Vishny(1993)[3]為代表的學(xué)者指出，腐敗是造成經(jīng)濟(jì)增長緩慢的罪魁禍?zhǔn)住Ｒ灿性S多學(xué)者分別考察了腐敗對(duì)投資與經(jīng)濟(jì)增長、財(cái)政支出規(guī)模與效率、社會(huì)財(cái)富與收入分配等的影響進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)[4-6]。研究結(jié)果表明，腐敗是擾亂市場秩序、導(dǎo)致資源錯(cuò)配、減少外資吸引、阻礙經(jīng)濟(jì)增長的重要因素。近年來，關(guān)于腐敗經(jīng)濟(jì)后果的研究逐漸拓展至微觀企業(yè)層面。比如，有學(xué)者嘗試考察了腐敗環(huán)境對(duì)企業(yè)成長性與生產(chǎn)效率[2,7]、戰(zhàn)略決策與創(chuàng)新行為[8-9]，以及企業(yè)家精神與活動(dòng)配置[10-11]等的影響。盡管如此，該領(lǐng)域研究尚處于起步階段，還需進(jìn)一步深化和拓展。不同于已有文獻(xiàn)，本文從企業(yè)運(yùn)營效率角度出發(fā)，考察了腐敗環(huán)境對(duì)微觀企業(yè)行為的影響。同時(shí)，本文還考慮到產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、政治關(guān)聯(lián)以及市場化水平等變量對(duì)地區(qū)腐敗與企業(yè)運(yùn)營效率關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

之所以選擇企業(yè)運(yùn)營效率為切入點(diǎn)，原因在于，企業(yè)是實(shí)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)增長的微觀基礎(chǔ)，腐敗對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響有賴于“企業(yè)行為”這一中介橋梁實(shí)現(xiàn)。企業(yè)運(yùn)營效率是反映微觀經(jīng)濟(jì)活動(dòng)質(zhì)量的綜合指標(biāo)，考察腐敗與企業(yè)運(yùn)營效率間的關(guān)系有助于更深刻揭示腐敗影響經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在機(jī)理。法與金融理論認(rèn)為，制度環(huán)境對(duì)企業(yè)決策與治理行為產(chǎn)生重要影響。一個(gè)國家或地區(qū)的腐敗程度則是反映其法律、經(jīng)濟(jì)、文化和政治環(huán)境的重要維度[12]。最近有研究表明，腐敗環(huán)境對(duì)政企關(guān)系和企業(yè)資源配置產(chǎn)生了顯著影響[13]。需要強(qiáng)調(diào)的是，雖然聶輝華等(2014)[2]考察了腐敗與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，但他們僅僅采用了制造行業(yè)數(shù)據(jù)，其研究結(jié)論的實(shí)用性值得懷疑。與之不同，我們采用A股上市公司全行業(yè)數(shù)據(jù)。特別是，本文還進(jìn)一步引入政治關(guān)聯(lián)、市場化環(huán)境等變量考察其與地區(qū)腐敗對(duì)企業(yè)運(yùn)營效率的交互影響效應(yīng)。這有利于更全面地揭示腐敗環(huán)境在微觀企業(yè)層面的經(jīng)濟(jì)后果。

本文的創(chuàng)新點(diǎn)和研究貢獻(xiàn)在于：(1)相較于傳統(tǒng)宏觀層面腐敗經(jīng)濟(jì)后果的研究[2-3,6]，本文將宏觀制度環(huán)境與微觀企業(yè)行為有機(jī)結(jié)合，考察了腐敗環(huán)境對(duì)企業(yè)運(yùn)營效率的影響效應(yīng)，拓展了對(duì)腐敗經(jīng)濟(jì)后果的理論認(rèn)知，豐富了腐敗領(lǐng)域的研究文獻(xiàn)，它也從制度層面深化了對(duì)企業(yè)運(yùn)營效率影響的理解。(2)與聶輝華(2014)[2]、何軒等(2016)[11]等簡單考察腐敗環(huán)境與企業(yè)運(yùn)營和資源配置效率不同，本文結(jié)合交易成本理論闡釋和揭示了腐敗環(huán)境對(duì)企業(yè)運(yùn)營效率的影響，并考察了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、政治關(guān)聯(lián)以及市場化進(jìn)程等調(diào)節(jié)變量的交互影響效應(yīng)。(3)從實(shí)踐角度來看，本文研究結(jié)論表明，反腐敗有利于凈化政商關(guān)系，降低交易成本和代理沖突，提升企業(yè)運(yùn)營效率，進(jìn)而為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長提供強(qiáng)勁的微觀動(dòng)力。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)地區(qū)腐敗與交易成本

科斯最早從資源配置效率角度認(rèn)識(shí)交易的本質(zhì)，并一般性地列舉了交易成本項(xiàng)目。交易成本作為新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的核心范疇，它是指經(jīng)濟(jì)交換過程中產(chǎn)生的成本，不僅存在于經(jīng)濟(jì)活動(dòng)具體契約中，還存在于整個(gè)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行體制中，被視為經(jīng)濟(jì)制度費(fèi)用或制度成本。在新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)影響下，制度成本被引入腐敗經(jīng)濟(jì)學(xué)分析范式，以腐敗形式存在的“抽租”行為，不僅造成公共權(quán)力資源浪費(fèi)，也導(dǎo)致社會(huì)交易成本的增加，損害資源優(yōu)化配置和社會(huì)效率提升。在此基礎(chǔ)上，一些學(xué)者開始從制度性社會(huì)交易成本和公司層面交易成本視角，具體刻畫了腐敗的經(jīng)濟(jì)影響。比如，Bertrand等(2007)[14]研究發(fā)現(xiàn)印度官員通過合謀腐敗方式降低駕駛執(zhí)照獲取門檻，以滿足私人代理人需求，最終導(dǎo)致高昂的社會(huì)成本。Shleifer和Vishny(1993)[3]認(rèn)為腐敗對(duì)企業(yè)成長性的損害程度遠(yuǎn)高于稅收，這是由于伴隨賄賂支出產(chǎn)生的不確定性和隱蔽性使交易成本上升，而且未被法律約束的腐敗契約進(jìn)一步增加了交易成本。此外，Sequeira和Djankov(2014)[8]以貨船進(jìn)口為背景實(shí)證發(fā)現(xiàn)港口腐敗確實(shí)對(duì)公司層面交易成本產(chǎn)生顯著影響。

(二)地區(qū)腐敗與企業(yè)運(yùn)營效率

前述分析大多立足于西方經(jīng)濟(jì)學(xué)理論與制度背景，剖析了地區(qū)腐敗對(duì)交易成本的深刻影響。那么，在中國情境下地區(qū)腐敗是否影響微觀企業(yè)行為？進(jìn)一步地，地區(qū)腐敗對(duì)企業(yè)運(yùn)營效率產(chǎn)生何種影響？

首先，微觀層面的企業(yè)行為和競爭策略并非孤立事件，它在很大程度上受制于企業(yè)所面臨的外部制度環(huán)境[15-16]。特別地，社會(huì)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期的中國呈現(xiàn)典型“大政府、小市場”特征，各級(jí)地方政府依然掌握營運(yùn)許可、融資便利、稅收優(yōu)惠、財(cái)政補(bǔ)貼、政府訂單等諸多有價(jià)值的稀缺資源[13]。這也導(dǎo)致企業(yè)具有很強(qiáng)的動(dòng)機(jī)去經(jīng)營與政府之間的良好關(guān)系，以便獲得更多的政府庇護(hù)和特殊優(yōu)惠。另一方面，雖然隨著市場化改革的不斷深入，我國各地區(qū)的市場化進(jìn)程得到了較大改善，但各級(jí)政府對(duì)微觀經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的干預(yù)仍廣泛存在。特別是在中國傳統(tǒng)“錦標(biāo)賽”模式下，地方官員政治晉升主要依賴轄區(qū)內(nèi)的GDP增長業(yè)績，考察任期轄區(qū)內(nèi)的GDP增長業(yè)績。因此，政府官員也有動(dòng)機(jī)干預(yù)企業(yè)行動(dòng)，甚至利用企業(yè)資源幫助自己實(shí)現(xiàn)就業(yè)改善、基礎(chǔ)設(shè)施投資等公共治理目標(biāo)。

其次，腐敗作為制度環(huán)境的重要指標(biāo)，它助長了權(quán)力尋租，是影響企業(yè)行為決策與運(yùn)營效率的關(guān)鍵因素。原因在于，腐敗對(duì)市場交易機(jī)制形成巨大沖擊和破壞。在腐敗環(huán)境中，政府官員的自由裁量權(quán)和尋租空間更大，他們對(duì)轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的干預(yù)行動(dòng)和利益攫取也明顯增強(qiáng)。世界銀行的調(diào)查報(bào)告顯示，腐敗環(huán)境下政府官員利用管制威脅或稅收政策向企業(yè)索賄的現(xiàn)象在世界各國都普遍存在[注]世界銀行2005-2014年針對(duì)135個(gè)國家130 000家企業(yè)的商業(yè)環(huán)境問卷調(diào)查顯示，全球各地約20%的企業(yè)都至少經(jīng)歷過一次政府官員的索賄要求。。面對(duì)腐敗環(huán)境下的官員權(quán)力尋租與不確定性風(fēng)險(xiǎn)，企業(yè)被迫采取各種策略進(jìn)行自我保護(hù)。比如，有研究表明，腐敗環(huán)境下企業(yè)更傾向選擇非市場化競爭策略，依賴關(guān)系網(wǎng)絡(luò)甚至是政企合謀等手段克服制度障礙[17-19]。Smith(2016)[13]基于美國腐敗數(shù)據(jù)的實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)，腐敗越嚴(yán)重地區(qū)的企業(yè)更傾向采取減少現(xiàn)金持有、增加財(cái)務(wù)杠桿等策略，以降低政府官員對(duì)自身企業(yè)資產(chǎn)的窺視和侵占。

再次，在交易成本視角下，地區(qū)腐敗對(duì)企業(yè)運(yùn)營效率的影響存在直接渠道和隱性渠道兩條路徑。一方面，從直接作用渠道來看，地區(qū)腐敗破壞了市場交易機(jī)制，迫使企業(yè)進(jìn)行尋租，甚至隱瞞真實(shí)經(jīng)營情況，直接導(dǎo)致更高的交易成本和代理沖突，進(jìn)而損害企業(yè)運(yùn)營效率。具體而言，社會(huì)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中，我國行政權(quán)力配置社會(huì)資源的色彩并未褪盡，導(dǎo)致企業(yè)成本中普遍蘊(yùn)涵著如何與政府官員打交道或與政府建立良好關(guān)系，以便獲取政府庇護(hù)或優(yōu)惠這一重要的交易成本。在腐敗越嚴(yán)重的地區(qū)，政企關(guān)系更加復(fù)雜和不透明，企業(yè)往往需要投入更多精力和資源來經(jīng)營與政府官員之間的良好關(guān)系。Baumo理性行為模型表明，如果政府以質(zhì)量要求或市場準(zhǔn)入等形式干預(yù)市場，企業(yè)就有動(dòng)機(jī)賄賂官員或進(jìn)行灰色市場交易，并把更多企業(yè)資源配置于非生產(chǎn)性活動(dòng)。Cai等(2014)[20]的實(shí)證研究亦表明，中國企業(yè)娛樂餐飲費(fèi)用約占工資總額的20%，占銷售收入的2%～3%。這些支出除用于建立供應(yīng)商和客戶關(guān)系外，也被用于經(jīng)理人個(gè)人消費(fèi)或作為公司支付政府官員“賄金”[注]娛樂招待費(fèi)和賄金支出構(gòu)成了腐敗環(huán)境下企業(yè)的一項(xiàng)固定支出，嚴(yán)重扭曲了企業(yè)支出結(jié)構(gòu)和效率。2016年全國政協(xié)會(huì)議期間，習(xí)近平總書記明確提出要構(gòu)建“親、清”新型政商關(guān)系，為企業(yè)松綁和減負(fù)。。由此可見，腐敗環(huán)境對(duì)企業(yè)交易成本具有重要影響，通過直接增加交易成本影響企業(yè)運(yùn)營效率。

另一方面，從隱性作用渠道來看，腐敗的自我強(qiáng)化傾向與代際傳遞性，使腐敗現(xiàn)象具有很強(qiáng)的文化傳染性[21]，從而加速扭曲政企關(guān)系，加劇企業(yè)信息不對(duì)稱，增加企業(yè)交易成本，損害企業(yè)運(yùn)營效率。具體而言，官僚腐敗很容易向經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域滲透蔓延，并通過影響組織規(guī)則和商業(yè)關(guān)系塑造企業(yè)行為[22]。尤其是我國國有企業(yè)管理層主要由政府行政任命并呈現(xiàn)“亦官亦商”的雙重角色，這導(dǎo)致腐敗行為更容易由政府官員向企業(yè)組織滲透。姜樹廣和陳葉烽(2016)[23]認(rèn)為，腐敗破壞了公平競爭和市場效率，導(dǎo)致企業(yè)為了生存不得不參與腐敗。而且，官員腐敗與權(quán)力尋租也為管理層隱瞞企業(yè)真實(shí)經(jīng)營情況提供了便利和借口。Djankov等(2003)[12]明確指出，腐敗是政府官員和企業(yè)代理人以股東利益為代價(jià)，分享非法交易所獲租金的敗德行為。Liu(2016)[24]也發(fā)現(xiàn)，在官員腐敗越嚴(yán)重的地區(qū)，企業(yè)高管的機(jī)會(huì)主義行為越多。

基于以上分析，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1企業(yè)所在地區(qū)的腐敗程度越嚴(yán)重，企業(yè)運(yùn)營效率越低。

根據(jù)資源稟賦理論，企業(yè)擁有資源多寡與質(zhì)量，決定其對(duì)外部環(huán)境威脅的應(yīng)對(duì)策略[25]。尤其在政治權(quán)力主導(dǎo)關(guān)鍵資源配置的體制中，政府對(duì)不同控股主體的偏愛程度不同，賦予企業(yè)差異化的資源稟賦，從而導(dǎo)致企業(yè)決策與效率存在差異。具體而言，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異是影響企業(yè)經(jīng)營決策與管理質(zhì)量的重要因素。原因在于，與民營企業(yè)不同，國有企業(yè)的天然血統(tǒng)優(yōu)勢，使得其享有政府“父愛型”政治庇佑。因此，國有企業(yè)憑借資源優(yōu)勢和良好的政企關(guān)系，減少了政府立項(xiàng)審批等各類監(jiān)管障礙，也極大削弱了企業(yè)與政府官員之間的合謀動(dòng)機(jī)。相反，民營企業(yè)在市場競爭中處于弱勢地位，產(chǎn)權(quán)保護(hù)也并不完善，為獲取稀缺資源、繞開管制，不得不尋求政府支持。尤其在腐敗的環(huán)境中，民營企業(yè)迫于生存壓力或被排擠的擔(dān)憂，更加依賴與政府官員之間的良好關(guān)系，甚至愿意以犧牲效率為代價(jià)謀求政府庇護(hù)。已有研究表明腐敗對(duì)不同所有制企業(yè)產(chǎn)生的影響存在差異，強(qiáng)調(diào)腐敗微觀經(jīng)濟(jì)影響的“所有制依賴”[2]。改革開放初期，正式制度欠發(fā)達(dá)，腐敗具有一定的資源配置功能[26]，考慮到民營企業(yè)生存發(fā)展受到不完善制度環(huán)境與嚴(yán)格產(chǎn)業(yè)管制的雙重制約，適度的非市場化戰(zhàn)略投入有助于企業(yè)獲得額外收益，表現(xiàn)為腐敗與私營企業(yè)的正效應(yīng)[2]。但是，隨著改革不斷推進(jìn)，制度環(huán)境日益完善，腐敗帶來的紅利逐漸消散。在腐敗嚴(yán)重地區(qū)，民營企業(yè)可能將有限資源過度用于建立或維持與政府的關(guān)系，擠占企業(yè)可持續(xù)發(fā)展投入的同時(shí)，導(dǎo)致更高的交易成本。此時(shí)，腐敗帶來的邊際收益不足以彌補(bǔ)邊際成本，最終損害民營企業(yè)的運(yùn)營效率。

進(jìn)一步地，對(duì)于民營企業(yè)而言，政治關(guān)聯(lián)作為其與政府建立密切關(guān)系的重要渠道，是政府與企業(yè)保持良好關(guān)系的體現(xiàn)[27]，它能夠幫助企業(yè)獲得市場準(zhǔn)入、融資便利、財(cái)政補(bǔ)貼、政府訂單等諸多優(yōu)惠。民營企業(yè)家往往通過曾任或現(xiàn)任人大代表、政協(xié)委員、政府官員等方式獲取政治資本，構(gòu)建政治聯(lián)系。該類型政治關(guān)聯(lián)關(guān)系可能在一定程度上降低了腐敗對(duì)企業(yè)交易成本和運(yùn)營效率的負(fù)面影響。原因在于，一方面，作為一種非正式制度安排，政治關(guān)聯(lián)有利于給民營企業(yè)戴上“紅帽子”，并成為防止腐敗官員侵占企業(yè)財(cái)產(chǎn)的“護(hù)身符”，緩解腐敗對(duì)企業(yè)運(yùn)營效率的侵害。有研究表明，在政府干預(yù)和官員腐敗越嚴(yán)重的地區(qū)，企業(yè)通過建立政治關(guān)聯(lián)尋求庇護(hù)的動(dòng)機(jī)越強(qiáng)烈[19]。另一方面，政治關(guān)聯(lián)為民營企業(yè)獲取社會(huì)合法性與稀缺資源，提供了更多保障與機(jī)會(huì)[28]，因而，政治關(guān)聯(lián)關(guān)系削弱了腐敗環(huán)境下民營企業(yè)尋求與政府官員合謀的動(dòng)機(jī)，緩解了政企合謀對(duì)企業(yè)運(yùn)營效率的負(fù)面影響。

基于以上分析，本文提出假設(shè)2和假設(shè)3。

假設(shè)2與國有企業(yè)相比較，地區(qū)腐敗對(duì)民營企業(yè)效率損失的影響強(qiáng)度更大。

假設(shè)3與政治關(guān)聯(lián)民營企業(yè)相比較，無政治關(guān)聯(lián)民營企業(yè)的運(yùn)營效率更容易受到地區(qū)腐敗環(huán)境的破壞。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2003-2012年滬深A(yù)股存續(xù)的上市公司為初始研究樣本[注]2012年中共十八大后中央政府啟動(dòng)了新一輪高強(qiáng)度反腐敗行動(dòng)。為了避免這一特殊事件對(duì)“地區(qū)腐敗”變量測度的沖擊，本文選擇的樣本觀測區(qū)間截止到2012年。，并根據(jù)研究需要做了如下處理：(1)剔除ST、PT公司樣本；(2)剔除金融類公司樣本；(3)剔除部分變量數(shù)據(jù)缺失的觀測樣本；(4)為消除極端值影響，對(duì)主要連續(xù)變量在1%和99%水平上進(jìn)行Winsorize縮尾處理。經(jīng)過上述處理，最終共獲得14 000個(gè)年度公司觀測值。公司層面的變量數(shù)據(jù)源于CSMAR和WIND數(shù)據(jù)庫；“地區(qū)腐敗”基礎(chǔ)數(shù)據(jù)源于《中國檢察年鑒》并經(jīng)手工整理。

(二)計(jì)量模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)地區(qū)腐敗對(duì)企業(yè)效率的影響效應(yīng)，本文構(gòu)建了基準(zhǔn)模型(1)

Efficiencyit=α+β1Corruptit+ΣControlit+εit

(1)

模型(1)中的因變量為“企業(yè)效率”(Efficiency)。借鑒相關(guān)文獻(xiàn)，本文通過兩個(gè)變量反映企業(yè)效率[注]為結(jié)合交易成本考察地區(qū)腐敗對(duì)企業(yè)運(yùn)營效率的影響，本文以兩類相互對(duì)立指標(biāo)作為企業(yè)運(yùn)營效率的替代變量。首先，在財(cái)務(wù)管理中，企業(yè)運(yùn)營效率是指企業(yè)運(yùn)用資產(chǎn)的有效程度，資金周轉(zhuǎn)速度是衡量企業(yè)運(yùn)營效率的主要指標(biāo)，因而以總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為企業(yè)運(yùn)營效率正向度量指標(biāo)，即該指標(biāo)與企業(yè)運(yùn)營效率呈正相關(guān)關(guān)系。其次，以超額管理費(fèi)用率作為企業(yè)運(yùn)營效率的負(fù)向度量指標(biāo)，原因在于，已有研究指出企業(yè)運(yùn)營效率越高，企業(yè)銷售管理費(fèi)用就越低(曾慶生和萬華林，2013)[35]，同時(shí)，該指標(biāo)也被廣泛用于代理成本的度量，而代理成本與企業(yè)效率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系(劉新民，2017)[36]。因而，本文選擇上述兩個(gè)指標(biāo)分別從正、反兩方面考察地區(qū)腐敗對(duì)企業(yè)運(yùn)營效率的影響。：(1)資產(chǎn)利用率(AUR)，(2)超額管理費(fèi)用(ME)。其中，以總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率度量的資產(chǎn)利用率，反映了企業(yè)管理層的總體努力水平和整體經(jīng)營效果[29-31]。同時(shí)，參考Ang等(2000)的做法[29]，將超額管理費(fèi)用定義為管理費(fèi)用和銷售費(fèi)用之和占企業(yè)營業(yè)總收人的比值，并經(jīng)行業(yè)均值處理。模型中自變量為“地區(qū)腐敗”(Corrupt)代表我國各地區(qū)的腐敗嚴(yán)重程度。由于腐敗行為具有隱蔽性，真實(shí)數(shù)據(jù)并不易獲取。本文借鑒Fan等(2002)[26]的度量方法，利用各省(自治區(qū)/直轄市)當(dāng)年被檢察機(jī)關(guān)立案的腐敗案件涉案金額與該地區(qū)GDP的比值來衡量地區(qū)腐敗程度。

借鑒已有相關(guān)文獻(xiàn)[22,32]，本文也在模型中引入了一系列可能影響企業(yè)效率的控制變量，包括企業(yè)規(guī)模(SIZE)、債務(wù)杠桿(LEV)、獨(dú)立董事比例(INDR)、兩職合一(DUAL)、股權(quán)集中度(FSR)、管理層持股比例(MSR)、企業(yè)年齡(AGE)。Hill等(2010)[33]指出，企業(yè)內(nèi)部人與外部人之間的信息不對(duì)稱性也對(duì)企業(yè)效率具有重要影響。因此，本文也在模型中控制了托賓Q(TQ)。此外，借鑒Maudos和Guevara(2004)[34]的做法，通過所有者權(quán)益合計(jì)與資產(chǎn)總額之比刻畫管理者風(fēng)險(xiǎn)厭惡度(RA)，并控制其對(duì)企業(yè)效率的影響。

為了進(jìn)一步考察產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和政治關(guān)聯(lián)對(duì)地區(qū)腐敗與企業(yè)效率之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文進(jìn)一步在基準(zhǔn)模型中引入“產(chǎn)權(quán)性質(zhì)”(State)和“政治關(guān)聯(lián)”(PC)及其與“地區(qū)腐敗”的交互項(xiàng)，分別構(gòu)建模型(2)和模型(3)。其中，若企業(yè)最終控制人為國有產(chǎn)權(quán)則“產(chǎn)權(quán)性質(zhì)”變量賦值為1，否則為0。若民營企業(yè)高管人員(含CEO、CFO、董事長或副董事長)曾為或現(xiàn)任縣級(jí)以上人大代表、政協(xié)委員、黨政官員，則表示為政治關(guān)聯(lián)企業(yè)，變量PC賦值為1，否則為0。

Efficiencyit=α+β1Corruptit+β2Stateit+β3Corruptit×Stateit+ΣControlit+εit

(2)

Efficiencyit=α+β1Corruptit+β2PCit+β3Corruptit×PCit+ΣControlit+εit

(3)

(三)描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

表1報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。結(jié)果顯示，“地區(qū)腐敗”的變量均值是0.010 3；“資產(chǎn)利用率”和“超額管理費(fèi)用率”的變量均值分別為0.742和-2.41E-8。通過相關(guān)分析可以發(fā)現(xiàn)，“地區(qū)腐敗”與“資產(chǎn)利用率”和“企業(yè)業(yè)績”之間的相關(guān)系數(shù)分別為-0.085和-0.082，顯著性水平均為1%；同時(shí)，“地區(qū)腐敗”與“超額管理費(fèi)用率”之間的相關(guān)系數(shù)則為0.069，顯著性水平為1%。相關(guān)分析結(jié)果初步表明，地區(qū)腐敗確實(shí)導(dǎo)致企業(yè)資產(chǎn)利用率下降、超額管理費(fèi)用率上升，損害了企業(yè)效率。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)單變量分析

為了檢驗(yàn)腐敗對(duì)企業(yè)效率的影響，本文首先根據(jù)“地區(qū)腐敗”變量均值將全體樣本劃分為兩組：“高腐敗”地區(qū)VS“低腐敗”地區(qū)，并對(duì)主要變量進(jìn)行組間差異檢驗(yàn)。表2顯示，與“低腐敗”地區(qū)的企業(yè)相比較，“高腐敗”地區(qū)企業(yè)的資產(chǎn)利用率(AUR)顯著更低、超額管理費(fèi)用(ME)顯著更高，企業(yè)經(jīng)營績效(ROA)也顯著更差，組間差異顯著性水平均達(dá)到1%。T檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步表明，地區(qū)腐敗環(huán)境確實(shí)對(duì)企業(yè)運(yùn)行效率產(chǎn)生破壞作用，增加了超額管理費(fèi)用，降低了資產(chǎn)利用率。這也為假設(shè)1提供了初步的支持性證據(jù)。

表1主要變量描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

代碼變量名CorruptAURMEROALevSizeDualIndrCorrupt地區(qū)腐敗1-0.074***0.013-0.083***0.046***-0.163***-0.005-0.089***AUR資產(chǎn)利用率-0.085***1-0.315***0.290***0.031***0.080***-0.027***-0.008ME超額管理費(fèi)用0.069***-0.286***1-0.125***-0.113***-0.258***0.077***0.030***ROA企業(yè)績效-0.082***0.233***-0.250***1-0.224***0.110***-0.0130.001LEV債務(wù)杠桿0.061***0.0070.217***-0.276***10.197***-0.046***0.030***SIZE企業(yè)規(guī)模-0.117***0.091***-0.288***0.115***0.0131-0.100***0.051***DUAL兩職合一-0.013-0.030***0.064***-0.022**-0.015*-0.105***10.016INDR獨(dú)董比例-0.067***-0.0070.027***0.016*0.035***0.049***0.019**1FSR股權(quán)集中度0.0030.081***-0.161***0.109***-0.078***0.243***-0.038***-0.027***MSR高管持股比-0.090***0.036***0.0050.091***-0.106***-0.101***0.198***0.039***AGE企業(yè)壽命-0.189***-0.021**0.069***-0.057***0.142***0.105***-0.0070.112***TQ托賓Q-0.037***-0.016*0.241***0.216***-0.123***-0.403***0.069***0.068***RA風(fēng)險(xiǎn)厭惡度-0.064***-0.005-0.221***0.288***-0.999***-0.0110.015-0.036***State產(chǎn)權(quán)性質(zhì)0.023***0.058***-0.140***0.001-0.036***0.290***-0.080***-0.045***MKT市場化水平-0.569***0.110***-0.057***0.085***-0.035***0.175***0.0140.102***PC政治關(guān)聯(lián)-0.030***-0.032***-0.039***0.061***-0.056***0.099***-0.032***0.008均值0.0100.742-2.41E-80.0590.53421.4900.1740.357標(biāo)準(zhǔn)差0.0110.5560.2020.0810.2711.2860.3790.053代碼變量名FsrMsrFirmageTQRAStateMarketPCCorrupt地區(qū)腐敗0.019**-0.104***-0.288***-0.085***-0.053*0.022**-0.731*-0.052*AUR資產(chǎn)利用率0.096***0.106***-0.049***0.023***-0.030*0.063*0.109*-0.047*ME超額管理費(fèi)用-0.189***0.015*0.081***0.237***0.113*-0.102*-0.044*-0.000ROA企業(yè)績效0.108***0.108***-0.063***0.302***0.242*-0.024*0.093*0.069*LEV債務(wù)杠桿-0.044***-0.073***0.137***-0.447***-0.999*0.003-0.022*-0.040*SIZE企業(yè)規(guī)模0.213***0.072***0.133***-0.454***-0.196*0.284*0.170*0.089*DUAL兩職合一-0.039***0.084***-0.0140.078***0.046*-0.080*0.014-0.032*INDR獨(dú)董比例-0.043***-0.028***0.105***0.039***-0.031*-0.042*0.085*0.001FSR股權(quán)集中度1-0.176***-0.331***-0.085***0.044*0.294*-0.048*-0.038*MSR高管持股比-0.103***10.076***-0.0060.074*-0.107*0.164*0.063*AGE企業(yè)壽命-0.312***-0.053***10.041***-0.127*-0.082*0.351*-0.001TQ托賓Q-0.090***0.128***0.058***10.447*-0.135*0.050*-0.015*RA風(fēng)險(xiǎn)厭惡度0.078***0.105***-0.131***0.120***10.0030.028*0.041*State產(chǎn)權(quán)性質(zhì)0.286***-0.198***-0.080***-0.132***0.044*1-0.090*-0.039*MKT市場化水平-0.052***0.133***0.360***0.044***0.042*-0.084*10.050*PC政治關(guān)聯(lián)-0.033***0.001-0.001-0.029***0.057*-0.038*0.050*1均值0.3750.01012.6701.7280.4630.5608.8020.487標(biāo)準(zhǔn)差0.1600.0515.2281.6490.2700.4962.3930.500

注：下三角為Pearson分析，上三角為Spearman分析；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

表2單變量分析結(jié)果

變量高腐敗地區(qū)低腐敗地區(qū)均值標(biāo)準(zhǔn)誤均值標(biāo)準(zhǔn)誤T值A(chǔ)UR0.668 90.009 80.760 40.005 37.785 4***ME0.027 30.004 8-0.006 80.001 8-7.987 4***ROA0.049 00.001 70.061 60.000 77.343 1***

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

(二)地區(qū)腐敗對(duì)企業(yè)運(yùn)營效率的影響

為了更深入檢驗(yàn)地區(qū)腐敗環(huán)境對(duì)企業(yè)效率的影響效應(yīng)，根據(jù)基準(zhǔn)模型(1)以“資產(chǎn)利用率”和“超額管理費(fèi)用”為因變量，以“地區(qū)腐敗”為自變量進(jìn)行混合截面數(shù)據(jù)多元回歸分析。表3中模型(1)顯示，當(dāng)因變量為“資產(chǎn)利用率”(AUR)時(shí)，自變量“地區(qū)腐敗”(Corrupt)的回歸系數(shù)為-3.163(t=-7.32)。由此可見，隨著企業(yè)所在地區(qū)腐敗程度的增加，其資產(chǎn)利用率顯著下降。同時(shí)，表3中模型(3)顯示，當(dāng)因變量為“超額管理費(fèi)用”(ME)時(shí)，自變量“地區(qū)腐敗”(Corrupt)的回歸系數(shù)為0.687(t=4.42)。這意味著，隨著企業(yè)所在地區(qū)腐敗程度的增加，其超額管理費(fèi)用顯著上升。模型(1)和(3)綜合表明，地區(qū)腐敗環(huán)境確實(shí)對(duì)企業(yè)運(yùn)營效率產(chǎn)生了顯著性的消極影響，腐敗程度越嚴(yán)重地區(qū)企業(yè)的管理層代理成本越高、企業(yè)運(yùn)營效率越低。這為假設(shè)1提供了支持性的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

控制變量中，企業(yè)規(guī)模越大，股權(quán)集中度越高、管理層持股比例越高，則企業(yè)資產(chǎn)利用率顯著越高、超額管理費(fèi)用顯著越低。這跟古志輝(2015)[32]的研究結(jié)論也是一致的。我們還發(fā)現(xiàn)，變量“兩職合一”(DUAL)在模型(1)中回歸系數(shù)顯著為負(fù)(beta=-0.026，t=-2.15)，而在模型(3)中的回歸系數(shù)則顯著為正(beta=0.014，t=3.14)。這意味著，總經(jīng)理兼任董事長加劇了管理層代理成本、降低了企業(yè)資產(chǎn)利用率。

十八大后中央政府啟動(dòng)了高強(qiáng)度反腐敗行動(dòng)，這必然也對(duì)微觀企業(yè)行為產(chǎn)生深遠(yuǎn)的影響。為了使上述研究結(jié)論更加穩(wěn)健，參照王茂斌和孔東民(2016)[37]的做法，進(jìn)一步利用倍差法(Difference in Difference，DID)檢驗(yàn)這一重大政策沖擊對(duì)企業(yè)運(yùn)營效率的影響效應(yīng)。高強(qiáng)度反腐政策作為外生沖擊事件，為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)提供了良好場景。為此，使用虛擬變量Post區(qū)分事件前后窗口期[注]為保證窗口期樣本量相對(duì)平衡，本文選取2009-2012年作為事件前窗口期，Post設(shè)為0；2013-2014年作為事件后窗口期，Post設(shè)為1。。同時(shí)，假設(shè)反腐政策沖擊對(duì)不同腐敗程度地區(qū)存在差異，分組依據(jù)為前文中使用的各地區(qū)腐敗指數(shù)。具體而言，首先計(jì)算事件發(fā)生以前年度各地區(qū)腐敗指數(shù)均值，并以此為基準(zhǔn)將樣本劃分為高腐敗地區(qū)與低腐敗地區(qū)，分別對(duì)應(yīng)處理組(Treat=1)和控制組(Treat=0)。檢驗(yàn)結(jié)果如表3中第(2)、(4)列所示。其中，第(2)列交互項(xiàng)Post×Treat的回歸系數(shù)為正值，但不顯著；第(4)列交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為負(fù)值，且在5%水平上顯著。這說明與低腐敗地區(qū)的企業(yè)相比，反腐敗行動(dòng)抑制超額管理費(fèi)用的積極效果在高腐敗地區(qū)企業(yè)中表現(xiàn)更突出。這也在一定程度上支持了本文的結(jié)論。

(三)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與政治關(guān)聯(lián)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為檢驗(yàn)地區(qū)腐敗對(duì)企業(yè)運(yùn)營效率的影響效應(yīng)是否因產(chǎn)權(quán)性質(zhì)而有所不同，本文進(jìn)一步在模型中引入變量“產(chǎn)權(quán)性質(zhì)”及其與“地區(qū)腐敗”的交互項(xiàng)。表4中模型(1)顯示，自變量“地區(qū)腐敗”對(duì)“資產(chǎn)利用率”的回歸系數(shù)為-4.059(t=-6.51)，交互項(xiàng)變量(State×Corrupt)的回歸系數(shù)為1.531(t=1.88)。這表明，在腐敗的商業(yè)環(huán)境中，企業(yè)資產(chǎn)利用率顯著更低；同時(shí)，國有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)緩解了地區(qū)腐敗對(duì)企業(yè)資產(chǎn)利用率的消極影響。也即，與國有企業(yè)相比較，地區(qū)腐敗對(duì)民營企業(yè)資產(chǎn)利用率的破壞作用表現(xiàn)得更加突出。與之類似，表4中模型(3)顯示，自變量“地區(qū)腐敗”對(duì)“超額管理費(fèi)用”的回歸系數(shù)為0.687(t=6.18)，交互項(xiàng)變量(State×Corrupt)的回歸系數(shù)為-1.267(t=-4.33)。這意味著，在腐敗的商業(yè)環(huán)境中，企業(yè)超額管理費(fèi)用顯著更高；同時(shí)，國有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)緩解了地區(qū)腐敗對(duì)超額管理費(fèi)用的增強(qiáng)影響。也即地區(qū)腐敗將導(dǎo)致企業(yè)超額管理費(fèi)用顯著增加，而且增加幅度在民營企業(yè)表現(xiàn)得更加明顯。上述結(jié)果綜合表明，與國有企業(yè)相比，地區(qū)腐敗對(duì)民營企業(yè)效率損失的影響程度更大。主要原因是，腐敗環(huán)境破壞了市場機(jī)制，導(dǎo)致企業(yè)不得不將更多資源投向關(guān)系網(wǎng)絡(luò)構(gòu)建等非生產(chǎn)性活動(dòng)，以謀求政府庇護(hù)或優(yōu)待。國有企業(yè)與政府同根同源，具有天然血統(tǒng)優(yōu)勢；與之不同，民營企業(yè)則在市場中處于弱勢競爭地位，產(chǎn)權(quán)保護(hù)脆弱。因此，相較于國有企業(yè)，腐敗環(huán)境下民營企業(yè)更加依賴關(guān)系網(wǎng)絡(luò)保護(hù)，企業(yè)資源也將更多被投向非生產(chǎn)性領(lǐng)域，從而導(dǎo)致更多的企業(yè)效率損失。這也支持了假設(shè)2。

表3地區(qū)腐敗、反腐敗與企業(yè)運(yùn)營效率

變量因變量=AUR因變量=ME(1)(2)(3)(4)Corrupt-3.163***(-7.32)—0.687***(4.42)—Treat—-0.073*** (-5.14)—0.015***(4.17)Post—-0.092*** (-7.06)—0.021***(6.67)Post×Treat—0.004(0.17)—-0.011**(-1.97)SIZE0.060***(12.83)0.026***(5.15)-0.032***(-19.07)-0.012***(-9.64)LEV1.039***(2.69)0.493***(8.18)-0.164(-1.18)-0.057***(-3.81)INDR-0.324***(-3.68)-0.395***(-4.27)0.039(1.24)0.034(1.48)DUAL-0.026**(-2.15)-0.031**(-2.28)0.014***(3.14)0.013***(3.72)FSR0.329***(10.43)0.381***(11.09)-0.117***(-10.29)-0.089***(-10.51)MSR0.428***(4.73)0.064(0.92)-0.084***(-2.59)-0.033*(-1.90)AGE0.001(0.76)0.003**(2.45)0.000(0.07)0.000*(1.76)TQ0.010***(2.90)0.003(0.91)0.028***(21.59)0.023***(26.85)RA0.985***(2.54)0.263***(4.66)-0.325**(-2.34)-0.038***(-2.72)Constant-1.816***(-4.52)-0.318**(-2.44)0.912***(6.32)0.250***(7.73)Observations11 8479 19111 8399 184Ad_R20.2180.2320.1740.190F87.7190.6766.5970.56

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)為異方差調(diào)整后的Robust t值；行業(yè)、年度變量均控制。

表4地區(qū)腐敗、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)運(yùn)營效率

變量因變量=AUR因變量=ME(1)(2)(3)(4)Corrupt-4.059***(-6.51)-4.516***(-4.87)1.382***(6.18)2.371***(5.82)State0.064***(4.95)—-0.005(-0.98)—State×Corrupt1.531*(1.88)—-1.267***(-4.33)—PC—-0.022(-1.24)—0.012(1.50)PC×Corrupt—1.402**(1.16)—-2.176***(-4.09)SIZE0.054***(11.29)0.071***(8.95)-0.031***(-18.00)-0.041***(-11.78)LEV1.045***(2.71)0.690(1.34)-0.170(-1.23)0.114(0.50)INDR-0.299***(-3.40)-0.384***(-2.94)0.031(0.97)-0.003(-0.06)DUAL-0.028**(-2.29)-0.026(-1.51)0.015***(3.40)0.015*(1.94)FSR0.281***(8.78)0.200***(4.11)-0.106***(-9.20)-0.162***(-7.54)MSR0.529***(5.77)0.526***(5.38)-0.101***(-3.08)-0.108**(-2.52)AGE0.001(1.02)0.002(0.93)-0.000(-0.15)-0.002***(-2.74)TQ0.010***(2.94)0.022***(4.47)0.028***(21.67)0.027***(12.24)RA0.980**(2.54)0.674(1.31)-0.324**(-2.34)-0.052(-0.23)Constant-1.700***(-4.24)-1.689***(-3.10)0.883***(6.13)0.868***(3.62)Observations11 8215 31711 8135 311Ad_R20.2220.1550.1750.177F85.3125.9963.7530.20

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)為異方差調(diào)整后的Robust t值；行業(yè)、年度變量均控制。

更進(jìn)一步，本文將“政治關(guān)聯(lián)”及其與“地區(qū)腐敗”的交互項(xiàng)引入模型，以檢驗(yàn)政治關(guān)聯(lián)是否能夠緩解地區(qū)腐敗對(duì)民營企業(yè)效率損失的破壞作用。表4中模型(2)顯示自變量“超額管理費(fèi)用”的回歸系數(shù)為-4.516(t=-4.87)，交互項(xiàng)變量(PC×Corrupt)的回歸系數(shù)為1.402(t=1.16)。這表明地區(qū)腐敗顯著降低了民營企業(yè)的資產(chǎn)利用率，且政治關(guān)聯(lián)在一定程度上緩解了腐敗環(huán)境對(duì)民營企業(yè)資產(chǎn)利用率的負(fù)面影響，但效果不顯著，可能的原因在于，盡管政治關(guān)聯(lián)有助于民營企業(yè)獲取稀缺資源，但嚴(yán)峻的腐敗形勢削弱了政治關(guān)聯(lián)的“幫助之手”功能，導(dǎo)致企業(yè)通過政治關(guān)聯(lián)直接提升運(yùn)營效率的能力受到制約。模型(4)顯示自變量“超額管理費(fèi)用”的回歸系數(shù)為2.371(t=5.82)，交互項(xiàng)變量(PC×Corrupt)的回歸系數(shù)為-2.176(t=-4.09)。這說明地區(qū)腐敗顯著增加了民營企業(yè)超額管理費(fèi)用，且政治關(guān)聯(lián)顯著地緩解了腐敗環(huán)境對(duì)民營企業(yè)超額管理費(fèi)用的影響強(qiáng)度。因此，盡管政治關(guān)聯(lián)對(duì)直接緩解地區(qū)腐敗削弱企業(yè)運(yùn)營效率的作用不夠顯著，但能夠在抑制地區(qū)腐敗增加企業(yè)代理成本方面發(fā)揮重要作用，間接緩解了腐敗對(duì)企業(yè)運(yùn)營效率的損害。以上結(jié)論一定程度支持了假設(shè)3。

(四)地區(qū)腐敗對(duì)企業(yè)績效的影響

前面檢驗(yàn)表明，地區(qū)腐敗顯著增加了企業(yè)超額管理費(fèi)用、降低了資產(chǎn)利用效率，因而腐敗環(huán)境對(duì)企業(yè)運(yùn)營效率產(chǎn)生消極的破壞作用。企業(yè)運(yùn)營效率損失最終必然在經(jīng)營績效中得到反映。因此，進(jìn)一步以企業(yè)績效ROA作為因變量，考察地區(qū)腐敗導(dǎo)致的企業(yè)績效后果。由表5可知，模型(1)中自變量“地區(qū)腐敗”的回歸系數(shù)為-0.251(t=-3.93)，表明隨著地區(qū)腐敗程度的增加，企業(yè)績效顯著下降。模型(2)和模型(3)分別引入“產(chǎn)權(quán)性質(zhì)”“政治關(guān)聯(lián)”與“地區(qū)腐敗”的交互項(xiàng)。結(jié)果顯示，自變量“地區(qū)腐敗”對(duì)“企業(yè)績效”的回歸系數(shù)依然顯著為負(fù)(beta=-0.569，t=-6.13和beta=-0.660，t=-4.34)，且模型(2)中交互項(xiàng)(State×Corrupt)的回歸系數(shù)為0.589(t=4.87)。這意味著，與國有企業(yè)相比較，地區(qū)腐敗對(duì)民營企業(yè)績效的破壞作用更加明顯。模型(3)中交互項(xiàng)(PC×Corrupt)的回歸系數(shù)為0.332(t=1.66)。這說明，政治關(guān)聯(lián)確實(shí)有利于緩解地區(qū)腐敗環(huán)境對(duì)民營企業(yè)經(jīng)營績效的破壞強(qiáng)度。上述結(jié)論使假設(shè)1、假設(shè)2、假設(shè)3得以進(jìn)一步證實(shí)。

五、拓展分析與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)一個(gè)拓展檢驗(yàn)：市場化改革對(duì)地區(qū)腐敗與企業(yè)效率間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

地區(qū)腐敗影響企業(yè)運(yùn)營效率的基本邏輯是，腐敗環(huán)境下企業(yè)常常將一定資源投資于非生產(chǎn)性活動(dòng)，以構(gòu)建關(guān)系網(wǎng)絡(luò)或迎合政府官員。研究表明，市場化改革有利于減少政府官員對(duì)微觀經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的行政干預(yù)。因此，本文預(yù)測，市場化改革將有利于緩解地區(qū)腐敗環(huán)境對(duì)企業(yè)效率產(chǎn)生的消極影響。原因如下，市場化改革將對(duì)企業(yè)尋租的交易成本造成影響。首先，若市場化進(jìn)程不發(fā)達(dá)，企業(yè)產(chǎn)權(quán)保護(hù)較弱，企業(yè)將更加仰賴與政府間的良好關(guān)系維護(hù)自身權(quán)益；其次，若市場化進(jìn)程不發(fā)達(dá)，政府對(duì)微觀經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的干預(yù)更頻繁，政府職能部門更可能扮演“掠奪之手”角色。因此，在市場化欠發(fā)達(dá)地區(qū)，企業(yè)更傾向?qū)①Y源投資于關(guān)系網(wǎng)絡(luò)等非生產(chǎn)性領(lǐng)域。而且，市場化改革進(jìn)程也直接影響企業(yè)管理層的行為規(guī)范，即市場化程度越高，經(jīng)理人約束機(jī)制越有效，從而有利于降低企業(yè)代理成本，提高企業(yè)效率?；诖耍疚膶ⅰ笆袌龌M(jìn)程”及其與“地區(qū)腐敗”的交互項(xiàng)引入基準(zhǔn)模型，檢驗(yàn)其調(diào)節(jié)效應(yīng)。

由表6可知，當(dāng)因變量為“資產(chǎn)利用率”(AUR)和“企業(yè)績效”(ROA)時(shí)，自變量“地區(qū)腐敗”(Corrupt)的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)值，同時(shí)交互項(xiàng)變量MKT×Corrupt的回歸系數(shù)顯著為正值。這表明，市場化改革進(jìn)程確實(shí)有利于緩解地區(qū)腐敗對(duì)資產(chǎn)利用率和企業(yè)績效的消極作用。同時(shí)，當(dāng)因變量為“超額管理費(fèi)用”(ME)時(shí)，自變量“地區(qū)腐敗”(Corrupt)的回歸系數(shù)顯著為正值，交互項(xiàng)變量(MKT×Corrupt)的回歸系數(shù)則顯著為負(fù)值。這意味著，地區(qū)腐敗環(huán)境導(dǎo)致超額管理費(fèi)用顯著增加，市場化改革則緩解了地區(qū)腐敗對(duì)超額管理費(fèi)用的影響強(qiáng)度。上述結(jié)果綜合表明，市場化改革進(jìn)程確實(shí)有利于緩解地區(qū)腐敗環(huán)境對(duì)企業(yè)效率的破壞作用。

表5地區(qū)腐敗對(duì)企業(yè)績效的影響效應(yīng)

變量因變量=ROA(1)(2)(3)Corrupt-0.251***(-3.93)-0.569***(-6.13)-0.660***(-4.34)State—-0.014***(-7.26)—State×Corrupt—0.589***(4.87)—PC——0.004(1.29)PC×Corrupt——0.332*(1.66)SIZE0.010***(16.42)0.011***(17.31)0.011***(9.86)LEV0.072(1.25)0.074(1.28)-0.021(-0.25)INDR-0.002(-0.15)-0.003(-0.23)0.045**(2.11)DUAL-0.004**(-2.20)-0.005**(-2.53)-0.007**(-2.58)FSR0.036***(7.60)0.040***(8.42)0.045***(5.67)MSR0.127***(9.45)0.113***(8.27)0.102***(6.33)AGE0.000 7(0.45)0.000 3(0.23)0.000 2(0.94)RA0.154***(2.65)0.156***(2.69)0.050(0.58)Constant-0.308***(-5.20)-0.318***(-5.38)-0.231***(-2.63)Observations12 11812 0925 476Ad_R20.1640.1670.168F65.3162.9330.08

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)為異方差調(diào)整后的Robust t值；行業(yè)、年度變量均控制。

表6地區(qū)腐敗、市場化進(jìn)程與企業(yè)效率

變量因變量=AUR因變量=ME因變量=ROA(1)(2)(3)Corrupt-5.650***(-4.21)1.253***(5.90)-0.890***(-4.45)MKT0.015***(5.49)0.013***(2.97)-0.000 3(-0.62)MKT×Corrupt0.015***(5.49)-1.116***(-3.85)0.098***(3.63)SIZE0.058***(12.47)-0.032***(-19.18)0.010***(16.33)LEV1.025***(2.66)-0.167(-1.21)0.071(1.22)INDR-0.313***(-3.57)0.039(1.22)-0.002(-0.17)DUAL-0.028**(-2.32)-0.032***(-19.18)-0.004**(-2.25)FSR0.318***(10.09)-0.117***(-10.30)0.035***(7.55)MSR0.361***(3.97)-0.084***(-2.59)0.127***(9.39)AGE-0.000(-0.40)0.000(0.01)0.000(0.26)RA0.964**(2.50)-0.328**(-2.36)0.152***(2.63)TQ0.010***(2.78)0.028***(21.60)-Constant-1.840***(-4.58)0.910***(6.30)-0.303***(-5.10)Observations11 84311 83912 118Ad_R20.2180.1740.165F83.4463.3862.38

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)為異方差調(diào)整后的Robust t值；行業(yè)、年度變量均控制。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1．內(nèi)生性處理

內(nèi)生性是本文實(shí)證檢驗(yàn)面臨的一個(gè)重要挑戰(zhàn)。比如，可能存在某些遺漏變量共同影響地區(qū)腐敗和企業(yè)運(yùn)營效率。為了緩解潛在的內(nèi)生性問題，利用工具變量(IV)法進(jìn)行處理。研究表明，官員異地交流有助于破除官員利益型關(guān)系網(wǎng)絡(luò)[38]。不同來源的交流官員稟賦各有差異，比如京官能夠憑借與中央聯(lián)系密切，加強(qiáng)中央與地方之間的信息交流，為地方爭取更多資源；同時(shí)他們由北京空降，在任職屬地并無盤根錯(cuò)節(jié)的利益關(guān)系，這都有利于增強(qiáng)他們打擊腐敗的力度，進(jìn)而降低轄區(qū)內(nèi)腐敗程度。同時(shí)，交流官員的來源并不對(duì)企業(yè)效率產(chǎn)生直接影響。因此，本文選取交流官員來源(Change)[注]參考金智(2013)[39]、楊海生(2010)[40]的做法，本文將交流官員來源(Change)定義為：若該省的省委書記來自中央或具有中央背景時(shí)，取值為1，否則為0?！熬哂兄醒氡尘啊笔侵府?dāng)?shù)厥∥瘯浻僧惖仄叫姓{(diào)入之前曾經(jīng)在中央任職。作為“地區(qū)腐敗”的工具變量，并對(duì)模型進(jìn)行兩階段最小二乘回歸(2SLS)。如表7所示，一階回歸中自變量Change的回歸系數(shù)顯著為負(fù)值(beta=-0.005，t=-23.25)。這表明來源于中央或有中央背景的官員異地交流確實(shí)有利于降低地區(qū)腐敗程度。二階回歸中自變量“地區(qū)腐敗”對(duì)“資產(chǎn)利用率”和“企業(yè)績效”的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)；相反，對(duì)“超額管理費(fèi)用”的回歸系數(shù)則顯著為正。由此可見，地區(qū)腐敗確實(shí)損害了企業(yè)運(yùn)營效率。此外，本文也利用交流官員來源(Change)和其他重要變量對(duì)地區(qū)腐敗進(jìn)行擬合，并用擬合的地區(qū)腐敗值對(duì)主效應(yīng)模型進(jìn)行回歸。該擬合值在一定程度上消除了擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響[注]受篇幅限制，本文未列示回歸結(jié)果，感興趣的讀者可以向作者索要。。經(jīng)過上述處理，本文結(jié)論仍然成立。

表7地區(qū)腐敗與企業(yè)運(yùn)營效率：2SLS回歸結(jié)果

變量一階回歸二階回歸一階回歸二階回歸CorruptAURMEROACorruptAURMEROAChange-0.005***(-23.25)———————YS———-0.074***(-29.17)———Corrupt—-16.147***(-7.55)3.873***(5.15)-1.538***(-5.33)—-11.164***(-6.61)2.600***(4.32)-0.805***(-3.53)SIZE-0.001***(-7.20)0.052***(10.35)-0.030***(-17.03)0.021***(31.43)-0.000***(-6.78)0.055***(11.37)-0.031***(-17.91)0.022***(33.15)LEV0.011(1.40)1.138***(2.84)-0.190(1.34)0.168***(3.10)0.000(1.08)0.011***(2.73)-0.002(-1.28)0.002***(2.97)INDR0.000(-0.15)-0.321***(-3.53)0.039(1.22)-0.026**(-2.08)-0.001(-0.72)-0.321***(-3.60)0.039(1.24)-0.024**(-2.03)DUAL-0.001**(-2.39)-0.033***(-2.60)0.015***(3.44)-0.006***(-3.70)-0.004(-1.46)-0.030**(-2.43)0.015***(3.33)-0.006***(-3.54)FSR-0.004***(-6.45)0.271***(7.97)-0.102***(-8.57)0.019***(4.12)-0.004***(-6.07)0.291***(8.90)-0.108***(-9.27)0.022***(4.91)MSR-0.000***(-7.05)0.210**(2.10)-0.030(-0.87)0.083***(6.15)-0.011***(-6.01)0.286***(2.99)-0.052(-1.53)0.094***(7.25)AGE-0.000***(-5.42)-0.002(-1.44)0.001(1.54)-0.000(-1.11)-0.000***(-6.48)-0.001(-0.71)0.000(0.99)-0.000(-0.29)TQ-0.000(-1.46)0.009**(2.49)0.028***(21.48)0.015***(31.23)-0.000**(-2.50)0.011***(3.02)0.028***(21.61)0.016***(32.42)RA0.008(1.00)1.038**(2.59)-0.340**(-2.40)0.261***(4.83)0.006(0.72)0.988**(2.52)-0.334**(-2.39)0.253***(4.77)Constant0.025***(2.98)-1.469***(-3.50)0.829***(5.61)-0.632***(-11.20)0.028***(3.34)-1.575***(-3.85)0.863***(5.92)-0.649***(-11.74)Observations11 83811 83811 83811 83811 83811 83811 83811 838Ad_R20.1690.1610.1470.2460.1890.1950.1630.270

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)為異方差調(diào)整后的Robust t值；行業(yè)、年度變量均控制。

表8替換變量測度的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

變量因變量=AUR因變量=ME因變量=ROA(1)(2)(3)Corrupt-0.005***(-9.30)0.001***(4.73)-0.000**(-2.19)SIZE0.059***(12.59)-0.032***(-18.97)0.022***(34.51)LEV1.043***(2.70)-0.164(-1.18)0.157***(2.97)INDR-0.326***(-3.72)0.040(1.25)-0.026**(-2.15)DUAL-0.027**(-2.17)0.014***(3.14)-0.006***(-3.35)FSR0.321***(10.20)-0.116***(-10.21)0.025***(5.80)MSR0.382***(4.20)-0.078**(-2.38)0.106***(8.50)AGE0.000(0.32)0.000(0.24)0.000(0.59)RA0.981**(2.54)-0.324**(-2.33)0.255***(4.81)TQ0.009***(2.68)0.028***(21.69)-Constant-1.759***(-4.38)0.905***(6.27)-0.671***(-12.19)Observations11 84711 83911 848Ad_R20.2200.1740.276F88.8166.68120.00

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)為異方差調(diào)整后的Robust t值；行業(yè)、年度變量均控制。

本文也采用各地區(qū)“文化藝術(shù)場館數(shù)量”作為工具變量進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。原因在于，腐敗現(xiàn)象的文化傳染效應(yīng)是腐敗制度環(huán)境影響企業(yè)運(yùn)營效率的重要傳導(dǎo)路徑[22,38]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)腐敗問題的討論，規(guī)避道德文化的思路并不能令人滿意。藝術(shù)文化氛圍和精神文明建設(shè)則有利于緩解腐敗文化傳播和蔓延，降低社會(huì)逐利傾向?；诖?，本文以各地區(qū)文化藝術(shù)場館數(shù)量(YS)作為工具變量[注]文化藝術(shù)場館數(shù)量越多，表明該地區(qū)文化藝術(shù)需求越大，地區(qū)文化藝術(shù)氛圍越好。數(shù)據(jù)來源于中國各省統(tǒng)計(jì)年鑒。，并對(duì)模型進(jìn)行兩階段回歸，結(jié)論依然保持不變(結(jié)果詳見表7)。

2．更換“地區(qū)腐敗”的變量測度方法

借鑒Dass等(2015)[22]的做法，以各地區(qū)2003-2012年度腐敗指數(shù)為基礎(chǔ)，計(jì)算各地區(qū)十年中的平均腐敗程度。然后依據(jù)平均指數(shù)進(jìn)行排名，并利用排名指數(shù)來反映該地區(qū)腐敗程度。在此基礎(chǔ)上，本文利用替代變量對(duì)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，如表8所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，在改變變量測度后，主要結(jié)論依然成立。

表9地區(qū)腐敗與企業(yè)效率：基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分組檢驗(yàn)

變量AURMEState=1State=0State=1State=0(1)(2)(3)(4)Corrupt-2.879***(-5.05)-3.731***(-5.75)0.264*(1.71)1.161***(4.06)Size0.035***(5.85)0.070***(8.90)-0.026***(-15.86)-0.041***(-11.90)LEV1.466**(2.55)0.676(1.31)-0.488***(-3.14)0.126(0.55)INDR-0.156(-1.34)-0.381***(-2.91)0.068**(2.17)-0.005(-0.09)DUAL-0.020(-1.16)-0.026(-1.50)0.015***(3.19)0.016**(2.10)FSR0.342***(8.08)0.201***(4.12)-0.070***(-6.09)-0.161***(-7.52)MSR-0.190(-0.48)0.527***(5.39)-0.274***(-2.59)-0.109**(-2.54)AGE0.001(0.69)0.001(0.89)0.002***(4.22)-0.002***(-2.63)TQ0.004(0.72)0.022***(4.44)0.024***(16.73)0.027***(12.21)RA1.310**(2.28)0.660(1.28)-0.618***(-3.97)-0.042(-0.18)Constant-1.680***(-2.84)-1.670***(-3.06)1.045***(6.54)0.863***(3.59)Observations6 5015 3206 4995 314Ad_R20.2950.1550.1800.174F74.3727.3939.6231.18

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)為異方差調(diào)整后的Robust t值；行業(yè)、年度變量均控制。

3．分組回歸檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)地區(qū)腐敗與企業(yè)效率之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，本文也根據(jù)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將樣本進(jìn)行分組，并采用分組回歸方法對(duì)模型(1)進(jìn)行處理，結(jié)果如表9所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，模型(1)和模型(2)中“地區(qū)腐敗”變量的回歸系數(shù)都顯著為負(fù)，意味著地區(qū)腐敗環(huán)境損害了企業(yè)資產(chǎn)利用率。同時(shí)，模型(1)的回歸系數(shù)絕對(duì)值明顯小于模型(2)，即地區(qū)腐敗對(duì)企業(yè)資產(chǎn)利用率的損害程度在民營企業(yè)表現(xiàn)更突出。模型(3)和模型(4)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，地區(qū)腐敗對(duì)企業(yè)超額管理費(fèi)用的回歸系數(shù)均顯著為正，但模型(4)中回歸系數(shù)的強(qiáng)度和顯著性水平都明顯更高。由此可見，地區(qū)腐敗對(duì)超額管理費(fèi)用的影響強(qiáng)度在民營企業(yè)表現(xiàn)更明顯。這進(jìn)一步支持了前面的結(jié)論。

六、研究結(jié)論和啟示

本文以企業(yè)運(yùn)營效率為切入點(diǎn)，結(jié)合交易成本從理論上闡釋了本土情境下地區(qū)腐敗對(duì)企業(yè)運(yùn)營效率的影響，并進(jìn)一步比較了地區(qū)腐敗對(duì)不同特征企業(yè)運(yùn)營效率的差異化影響。研究結(jié)果表明：(1)整體而言，地區(qū)腐敗環(huán)境破壞了市場交易機(jī)制，導(dǎo)致更高的企業(yè)交易成本和代理沖突，進(jìn)而損害企業(yè)運(yùn)營效率。(2)與國有企業(yè)相比，地區(qū)腐敗對(duì)民營企業(yè)運(yùn)營效率損失的影響強(qiáng)度更大。(3)與存在政治關(guān)聯(lián)的民營企業(yè)相比，地區(qū)腐敗對(duì)無政治關(guān)聯(lián)民營企業(yè)運(yùn)營效率損失的影響更嚴(yán)重。(4)市場化改革有利于緩解腐敗環(huán)境對(duì)企業(yè)運(yùn)營效率的負(fù)面影響。(5)運(yùn)用十八大高壓反腐敗行動(dòng)這一自然事件開展倍差法(DID)檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)與低腐敗地區(qū)的企業(yè)相比，反腐敗行動(dòng)對(duì)腐敗高發(fā)區(qū)企業(yè)超額管理費(fèi)用率的抑制效果更突出，說明反腐敗對(duì)降低企業(yè)交易成本、抑制企業(yè)運(yùn)營效率損失發(fā)揮了一定作用。

在以往研究基礎(chǔ)上，本文從交易成本視角識(shí)別了腐敗環(huán)境和微觀企業(yè)運(yùn)營效率之間的因果關(guān)系，發(fā)現(xiàn)了腐敗環(huán)境損害企業(yè)運(yùn)營效率的可靠證據(jù)。這從微觀層面支持了腐敗阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展的論斷，拓展了對(duì)腐敗經(jīng)濟(jì)后果的理論認(rèn)知，豐富了腐敗領(lǐng)域的研究文獻(xiàn)。同時(shí)，不同于已有文獻(xiàn)基于西方經(jīng)濟(jì)理論與制度環(huán)境探究腐敗經(jīng)濟(jì)后果，本文立足于中國的制度與文化背景，結(jié)合交易成本理論，深度闡釋了腐敗環(huán)境影響企業(yè)運(yùn)營效率的直接渠道與隱性渠道，有助于完善腐敗環(huán)境影響微觀經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的分析框架，深化了對(duì)“弱制度”情境下企業(yè)交易成本及運(yùn)營效率決定因素的理解。

本文也具有較強(qiáng)的政策含義與實(shí)踐意義?？傮w而言，政治生態(tài)環(huán)境是影響企業(yè)資源配置和運(yùn)營效率的重要因素，打擊腐敗、凈化政商關(guān)系是優(yōu)化企業(yè)資源配置、提升企業(yè)運(yùn)營效率的制度基礎(chǔ)。一方面，作為企業(yè)經(jīng)營者，在制定經(jīng)營決策時(shí)應(yīng)充分考慮自身所處經(jīng)營環(huán)境，認(rèn)清制度環(huán)境變化可能為企業(yè)帶來的經(jīng)濟(jì)后果?？紤]到地區(qū)腐敗對(duì)民營企業(yè)效率損失影響更深刻的現(xiàn)實(shí)，民營企業(yè)更應(yīng)當(dāng)充分認(rèn)識(shí)腐敗“關(guān)系紅利”的不可持續(xù)性，采取積極行動(dòng)降低對(duì)政企關(guān)系與政企合謀的依賴，轉(zhuǎn)型尋求創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展。另一方面，作為市場監(jiān)管者，政府應(yīng)繼續(xù)積極推進(jìn)制度化反腐敗、優(yōu)化營商環(huán)境，從根本上遏制腐敗文化蔓延，并通過持續(xù)推進(jìn)市場化改革為企業(yè)經(jīng)營運(yùn)轉(zhuǎn)提供良好的制度環(huán)境。