徐 雷，唐曉華

(1.渤海大學 管理學院，遼寧 錦州121013;2.遼寧大學 經(jīng)濟學院，沈陽110036)

一、導言

新古典經(jīng)濟學假定消費者的偏好滿足局部非饜足性(Local Nonsatiation)，從而使消費者的最優(yōu)消費束恰好就是無差異曲線與預(yù)算線的切點。當然，對于一個理性的消費者而言，這種假設(shè)接近于現(xiàn)實狀況，因為理性的消費者能夠準確掌握自己的饜足點，他會在消費量過度以致降低效用水平前停止消費，因此，在一個理性消費者停止消費前，他的消費量越多效用水平就會越高。但是，對于一個現(xiàn)實中的企業(yè)來講，由于企業(yè)家是不完全理性的，因此，他并不能夠準確地知道應(yīng)該花費多少資源用于尋租才能使績效水平達到最大?！胺彩掠卸?，過猶不及”，尋租花費太多或太少都會降低企業(yè)績效，而那個“度”正是新古典經(jīng)濟學中所謂的饜足點，只是在這里，我們不能再簡單地以局部非饜足性假設(shè)把它排除掉，因為它真實的存在。

如果以尋租的饜足點存在為前提，那么企業(yè)績效與尋租間的關(guān)系應(yīng)該是倒U型曲線式的，即企業(yè)績效隨著尋租花費的擴大而提高，但如果尋租花費超過了饜足點，則績效將會隨著尋租花費的繼續(xù)增加而降低。但是，現(xiàn)有文獻卻并沒有關(guān)注這一點，導致線性假設(shè)在企業(yè)績效與尋租關(guān)系間的研究中占據(jù)了主流，但由于線性假設(shè)不足以擬合二者關(guān)系，從而造成研究結(jié)論的巨大差異。例如，一些學者的研究成果顯示出企業(yè)績效與尋租成本負相關(guān)(Bastos and Nasir，2004;Beck et al.，2005;Fisman and Svensson，2007;Hallward-Driemeier et al.，2006;Cai et al.，2011;李維安、邱艾超，2010;鄧建平、曾勇，2009)。［1～7］對這一結(jié)果的解釋也較為簡單，企業(yè)被迫行賄，腐敗程度越高的企業(yè)所受的約束就會越大，績效就會更低。但另一些學者的研究成果卻顯示出企業(yè)績效與尋租成本正相關(guān)(Aterido et al.，2007;Escribano and Guasch，2005;Wang and You，2012;鄭路航，2010;李維安、徐業(yè)坤，2012;曾萍、鄧騰智，2012)。［8～13］有學者對此感到困惑，認為某些文獻對腐敗的解釋存在問題，對腐敗內(nèi)生性問題的關(guān)注也不夠(Dethier et al.，2010)。［14］但本文認為，現(xiàn)有文獻在企業(yè)的績效與尋租花費關(guān)系問題上出現(xiàn)不同結(jié)論，其根本原因在于線性假設(shè)自身的局限性不足以擬合二者的關(guān)系。

當前，我國正處于深化改革、轉(zhuǎn)型發(fā)展的關(guān)鍵時期，投資對經(jīng)濟增長的拉動漸顯疲態(tài)，能否沖破中等收入國家陷阱還要看創(chuàng)新的力量，而創(chuàng)新則很大程度依賴于社會資源在研發(fā)領(lǐng)域的投入。如果政府對企業(yè)經(jīng)營存在大量不必要干預(yù)，官員掌握大量的自由裁量權(quán)，勢必導致企業(yè)將更多資源用于尋租等非生產(chǎn)性事務(wù)，這將對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生傷害。因此，對我國企業(yè)尋租行為及其經(jīng)濟影響進行實證考查，進而發(fā)展現(xiàn)有理論以解釋和指導我國的實際情況是一個非常值得深入研究的領(lǐng)域，這也正是本文的研究目的所在。

本文其余部分的安排如下:第二部分提出本文的研究假設(shè)，并解釋為何在饜足點存在的前提下，對企業(yè)績效與尋租進行線性回歸能夠得到顯著的計量結(jié)果;第三部分闡述了數(shù)據(jù)來源、變量定義和計量模型設(shè)定;第四部分是實證研究的結(jié)果及分析;最后是研究結(jié)論和政策含義。

二、研究假設(shè)

Baumol(1996)［15］認為，由于企業(yè)家能力在生產(chǎn)性行為(如創(chuàng)新)和非生產(chǎn)性行為(如尋租和有組織犯罪)上的分配存在顯著差異，導致不同經(jīng)濟體中的企業(yè)家對生產(chǎn)的貢獻也很不一樣，決定企業(yè)家能力分配的是社會對這兩種行為的相對支付水平。Murphy等 (1991)［16］認為，一國最具才能的人如果去開辦企業(yè)則將創(chuàng)造巨額財富，如果成為尋租者(rent seekers)則僅能對財富進行重新分配并阻礙增長，決定他們職業(yè)選擇的是社會對這兩類職業(yè)的回報。我們把這種理論觀點進行擴展:一個企業(yè)家在決定企業(yè)資源(包括資金、人力乃至企業(yè)家自己的時間和精力)如何在生產(chǎn)性行為和非生產(chǎn)性行為上進行分配時，他所考慮的最根本問題是資源分配對企業(yè)績效的影響。不同企業(yè)家對資源的分配比例是不同的，但每位企業(yè)家的選擇都代表了他所認為的能夠使企業(yè)績效最大化的分配比例。然而，企業(yè)在尋租等非生產(chǎn)性領(lǐng)域的資源分配比例太小會導致其在并不健全的市場環(huán)境中因缺少政府幫助而使競爭力下降，反之則會因企業(yè)資源在研發(fā)等生產(chǎn)性領(lǐng)域的投入不足而降低其市場勢力(唐曉華、徐雷，2011)。［17］如前文所言，“凡事有度，過猶不及”，企業(yè)尋租的度也即饜足點就是能夠使企業(yè)績效最大的尋租水平，而這個饜足點是由一國或地區(qū)的制度環(huán)境所決定的。在我國，盡管各地區(qū)發(fā)展水平不盡相同，但制度環(huán)境并無根本差別。因此，企業(yè)在尋租水平上的饜足點是收斂的，此時，在績效與尋租花費間進行線性回歸已經(jīng)不足以解釋實際問題，而倒U型曲線關(guān)系則具有更強的解釋力。因此，本文的第一個研究假設(shè)如下:

研究假設(shè)1:企業(yè)績效與尋租花費間呈現(xiàn)倒U型曲線關(guān)系。

那么，如果倒U型曲線關(guān)系成立，為什么很多現(xiàn)有文獻中的線性回歸是顯著的呢?下面，我們利用柯布-道格拉斯函數(shù)構(gòu)建一個簡單的模型來解釋這一問題(徐雷、王樂，2014)。［18］

第一，企業(yè)資源需要在尋租等非生產(chǎn)性領(lǐng)域和研發(fā)等生產(chǎn)性事務(wù)間進行分配，即有G+M=T，其中，T表示企業(yè)的資源總量，G和M分別表示企業(yè)在兩個領(lǐng)域中的資源投入。

第二，對于企業(yè)績效來講，非生產(chǎn)性和生產(chǎn)性事務(wù)之間存在著不完全的替代關(guān)系，并且替代效應(yīng)遞減。因此，我們可用柯布-道格拉斯函數(shù)把企業(yè)績效表示為:g=GXM1-X，其中，g表示企業(yè)績效，X表示非生產(chǎn)性事務(wù)對績效的重要程度。因此，企業(yè)的問題就是在資源約束條件下使績效最大，解這個問題可得到:G=XT;M=(1-X)T。因此，企業(yè)可以取得的最高績效為:gmax=(X)X(1-X)1-XT。

第三，由于企業(yè)家不完全理性，他并不明確X，他只能依據(jù)自己對X值的判斷來分配資源，因此，企業(yè)資源的實際分配是:Gi=xiT;Mi=(1-xi)T。其中，xi是企業(yè)家對非生產(chǎn)性事務(wù)重要程度的判斷。所以，企業(yè)獲取的實際績效為:gi=(xi)X(1-xi)1-XT。

從企業(yè)實際績效出發(fā)，我們把企業(yè)資源T標準化為1，則有g(shù)i=(xi)X(1-xi)1-X。我們分別取 X=0.3，X=0.5 和 X=0.7 來考查企業(yè)績效(gi)與其在非生產(chǎn)性事務(wù)上實際的資源投入比例(xi)間的關(guān)系(如圖1所示)。

圖1中，橫軸表示 xi，縱軸表示 gi。如圖1所示，gi與xi之間是非對稱(僅在X=0.5時為對稱)的倒U型曲線關(guān)系，并在xi=X時gi取得最大值。我們以圖1解釋現(xiàn)有文獻中線性回歸的顯著性和結(jié)論沖突:如圖1(a)所示，X=0.3，績效gi在xi=X=0.3時取得最大值，倒U型曲線向原點偏移，其線性趨勢線向右下方傾斜;在圖1(b)中，X=0.5，績效 gi在 xi=X=0.5 時取得最大值，倒U型曲線對稱，其線性趨勢線為一水平直線;在圖1(c)中，X=0.7，績效 gi在 xi=X=0.7時取得最大值，倒U型曲線向終點偏移，其線性趨勢線向右上方傾斜。可見，隨著X取值的不同，線性回歸有可能得到顯著的相關(guān)關(guān)系。具體地說，如果X較小，則有可能得到顯著的負相關(guān)關(guān)系，如果X較大，則有可能得到顯著的正相關(guān)關(guān)系。但是，盡管線性回歸可能得到顯著相關(guān)性的結(jié)論，但線性回歸本身并不足以反應(yīng)企業(yè)的尋租花費與績效間的關(guān)系。依據(jù)本文觀點，企業(yè)的績效取決于其實際尋租花費與饜足點間的差距，差距越小，績效越高。

在對企業(yè)尋租如何影響績效的問題進行考查后，本文將對企業(yè)尋租花費的決定因素進行進一步探討。依據(jù)Svensson(2003)［19］的觀點，企業(yè)行賄數(shù)額取決于它所具有的支付能力(Ability to Pay)和拒絕力量(Refusal Power)。一個期望最大化受賄收益的官員，會依據(jù)企業(yè)的不同特點索取不同的賄賂數(shù)額。首先，他會判斷一個企業(yè)的支付能力，并向支付能力更強的企業(yè)索要更高的賄款。顯然，績效更高的企業(yè)具有更強的支付能力，因此，將被腐敗官員索取更高的賄賂。在支付能力影響企業(yè)尋租花費的同時，企業(yè)的拒絕力量也會對企業(yè)的尋租花費產(chǎn)生影響。盡管Svensson(2003)［19］用企業(yè)的退出成本表示其拒絕的力量，但本文認為，在我國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展中，各省份均擁有數(shù)量眾多的企業(yè)，官員擔心的不是某個企業(yè)是否會搬離城市，特別是對中小企業(yè)，每年進入和退出的企業(yè)數(shù)量眾多，因此，官員真正顧忌的是企業(yè)的政治力量。這種政治力量取決于企業(yè)對所在城市經(jīng)濟總量、就業(yè)、稅收等重要經(jīng)濟指標的影響，這種影響的程度越大，腐敗官員的索賄行為就會愈加收斂。因此，本文的第二和第三個研究假設(shè)為:

研究假設(shè)2:支付能力更強的企業(yè)尋租花費更高。

研究假設(shè)3:拒絕能力更強的企業(yè)尋租花費更少。

以下部分，本文將運用世界銀行投資環(huán)境調(diào)查(Investment Climate Survey)于2005年在中國進行的企業(yè)調(diào)研數(shù)據(jù)對這三個研究假設(shè)進行經(jīng)驗驗證。

三、數(shù)據(jù)與模型

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來自于世界銀行和國家統(tǒng)計局聯(lián)合進行的企業(yè)調(diào)查，該調(diào)查于2005年進行，樣本企業(yè)數(shù)量為12400家，這些企業(yè)分布在除西藏外的30個省份的120個城市中。這些城市包括每個省份的省會，并依據(jù)各省份的經(jīng)濟總量選擇入選調(diào)查的其他城市的數(shù)量。除北京、天津、上海和重慶的樣本企業(yè)為200外，其他城市的樣本企業(yè)均為100。表1顯示了樣本城市的分布狀況。

調(diào)查行業(yè)為《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》(GB/T4754-2002)中的C大類制造業(yè)13～43的兩位數(shù)字行業(yè)，樣本企業(yè)在這30個制造業(yè)子行業(yè)的分布如表2所示。

表1 120個城市在30個省份的分布

表2 12400個企業(yè)在30個制造業(yè)子行業(yè)中的分布

該問卷由兩部分構(gòu)成:第一部分被調(diào)查人為企業(yè)高級管理人員，被要求回答關(guān)于企業(yè)經(jīng)營狀況的定性類問題;第二部分被調(diào)查人為企業(yè)的財務(wù)主管，被要求回答關(guān)于企業(yè)經(jīng)營的定量信息，這些定量信息多數(shù)可以從企業(yè)的財務(wù)賬簿上直接獲取。

(二)主要變量與計量模型

1.企業(yè)績效

本文以企業(yè)銷售利潤率(profit)作為企業(yè)績效的度量指標，它是企業(yè)總利潤與銷售總收入的比值。從企業(yè)層面看，銷售利潤率均值為0.028，標準差為 0.087，最小值 -0.543，最大值0.331;從城市層面看，標準差為0.021，最小值為-0.021，最大值為0.081;從行業(yè)層面看，標準差為0.009，最小值為 -0.029，最大值為 0.075(如表3)。為了對企業(yè)績效進行更為直觀的考查，我們依據(jù)世界銀行(2006)的方法，將30個省份劃分為6個區(qū)域，并做出各區(qū)域企業(yè)績效箱式圖(圖2)。①依據(jù)World Bank(2006)的方法，［20］本文中30個樣本省份被劃分為6大區(qū)域，分別為，東南地區(qū):上海、江蘇、浙江、福建、廣東;渤海地區(qū):北京、天津、河北、山東;東北地區(qū):遼寧、吉林、黑龍江;中部地區(qū):安徽、江西、河南、湖北、湖南;西南地區(qū):廣西、重慶、四川、貴州、云南、海南;西北地區(qū):陜西、山西、甘肅、青海、寧夏、新疆、內(nèi)蒙古。由圖2中可看出，東南地區(qū)和渤海地區(qū)企業(yè)平均績效要高于其他地區(qū)，而東北地區(qū)和西北地區(qū)企業(yè)平均績效相對較低，這與不同地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展狀況是相吻合的。

2.尋租花費

本文以企業(yè)的娛樂和旅游成本(entertainment and travel costs)與員工總數(shù)的比值，即人均娛樂和旅游成本作為企業(yè)尋租花費的度量變量(下文中均以ETC表示該指標)。這一指標是企業(yè)管理費用的組成部分，被記錄在企業(yè)的財務(wù)賬簿上，因此，調(diào)查人員可直接從企業(yè)財務(wù)賬簿獲取該指標。就作者所掌握的文獻來看，Cai等(2011)［5］的研究是以該指標為企業(yè)腐敗度量指標的最早的文獻，其研究發(fā)現(xiàn)ETC對企業(yè)的生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的負面影響。Wang(2014)［21］也利用該指標作為企業(yè)行賄的指示變量研究了企業(yè)行賄的決定因素。圖3顯示了不同地區(qū)企業(yè)ETC的箱式圖，東南、西南和東北地區(qū)平均ETC較高，而渤海、中部和西北地區(qū)平均ETC較低，可以看出，經(jīng)濟發(fā)展水平最高的東南地區(qū)和渤海地區(qū)在企業(yè)尋租花費上差異明顯，說明企業(yè)尋租花費并未因經(jīng)濟發(fā)展水平的變動而呈現(xiàn)出有規(guī)律的變化，這也說明了30個樣本省份在制度環(huán)境上不存在明顯差異，因此，對企業(yè)績效與尋租間的關(guān)系進行全國范圍的計量檢驗是合理的。

圖4給出了企業(yè)績效與尋租花費間的二次項擬合圖，可以看出，倒U型曲線關(guān)系是較為顯著的，這支持了研究假設(shè)1。

3.支付能力

如前所述，支付能力是企業(yè)尋租花費的一項決定因素，腐敗官員會依據(jù)企業(yè)在支付能力上的差異索取不同的賄款(Svensson，2003)。［19］績效水平可以作為企業(yè)支付能力的指示變量，顯然，在腐敗官員看來，一個利潤率很高的企業(yè)一定會比一個虧損的企業(yè)擁有更強的支付能力。因此，本文以企業(yè)績效，即企業(yè)的銷售利潤率(profit)作為企業(yè)支付能力的度量變量。圖5給出了企業(yè)尋租花費(ETC)與支付能力(profit)間的線性擬合圖，圖5中顯示出支付能力對尋租花費具有顯著的正向影響，支持了研究假設(shè)2。

4.拒絕力量

企業(yè)拒絕行賄的力量來自于企業(yè)在所在城市中所擁有的政治影響力，而這種政治影響力則來源于企業(yè)對城市發(fā)展的貢獻度，如在就業(yè)、生產(chǎn)總值、稅收方面。對于一個城市來講，民生問題已成為政府官員最為關(guān)心的議題，尤其是就業(yè)率、貧富差距等關(guān)系到社會穩(wěn)定，是城市發(fā)展程度的重要評價指標(Guthrie，2012)。［22］因此，企業(yè)所擁有的員工數(shù)量是其擁有的最重要的拒絕力量，所以，本文選取企業(yè)職工總數(shù)占所在城市全部被訪企業(yè)員工總數(shù)比例對數(shù)值(lnstratio)作為企業(yè)拒絕力量的度量變量。圖6給出了企業(yè)尋租花費與拒絕力量間的線性擬合圖，圖6顯示出拒絕力量對尋租花費產(chǎn)生了顯著的負向影響，支持了研究假設(shè)3。

5.控制變量

第一，企業(yè)績效和尋租花費的關(guān)系方面。企業(yè)規(guī)模對企業(yè)利潤率將會產(chǎn)生影響，因此，本文選取員工總數(shù)的對數(shù)值(lnstaff)控制企業(yè)規(guī)模;企業(yè)經(jīng)營時間能夠說明企業(yè)在生產(chǎn)技術(shù)、設(shè)備狀況等方面的信息，因此，本文加入了企業(yè)經(jīng)營時間對數(shù)值(lnage)。為區(qū)別企業(yè)所有制類型對利潤率的影響，本文引入了兩個虛擬變量，即注冊類型為國有企業(yè)(soe)和注冊類型為私營企業(yè)(poe);另外，本文還引入企業(yè)人均凈固定資產(chǎn)對數(shù)值(lnasset)控制資本密度對利潤率的影響;行業(yè)的管制程度也是需要考慮的重要問題，本文以經(jīng)營所需的許可證數(shù)量(lic)對行業(yè)管制程度進行控制。最后，為了控制行業(yè)和城市差異，本文引入了行業(yè)平均利潤率(proin)和城市平均利潤率(procity)。因此，本文設(shè)置企業(yè)尋租花費對績效影響的計量模型如下:

第二，企業(yè)尋租花費的決定因素方面。企業(yè)所承受的稅收負擔對企業(yè)的尋租花費具有重要影響，因此，本文引入企業(yè)稅收總額的對數(shù)值(lntax)對其進行控制;Wang(2014)［21］認為，企業(yè)內(nèi)部的財務(wù)監(jiān)管強度將對ETC產(chǎn)生影響，如果企業(yè)的最終控制權(quán)或大股東的股權(quán)集中度較高，則能夠較好地解決監(jiān)督和激勵相容的問題(杜興強等，2010)，［23］從而降低 ETC，因此，本文引入了個人股份比例(pshare)和控股股東持股比例(cshare)兩個變量;企業(yè)與政府的關(guān)系對ETC將會產(chǎn)生影響，我們以企業(yè)總經(jīng)理是否由政府任命(apg)控制此種情況;另外，企業(yè)產(chǎn)品的銷售區(qū)域也會對企業(yè)ETC產(chǎn)生影響，因此，本文加入了三個變量，分別為企業(yè)產(chǎn)品在本市銷售的比例(scity)、在全國銷售的比例(snation)和出口比例(export);最后，為了控制行業(yè)和城市差異，本文加入了行業(yè)平均尋租水平(ETCin)和城市平均尋租水平(ETCcity)兩個變量。因此，本文設(shè)置企業(yè)尋租花費決定因素的計量模型如下:

6.對異常數(shù)據(jù)的剔除

首先，本文對明顯不符合實際情況的數(shù)據(jù)進行了剔除。如企業(yè)經(jīng)營時間最大值為2003，控股股東持股比例最大值為120，這些都是不符合實際情況的，我們予以剔除。其次，為了排除極端異常數(shù)據(jù)的影響，我們對利潤率、人均ETC等主要變量在1%的水平上進行了截尾處理。最后，對缺失數(shù)據(jù)予以自動排除。

在進行了上述三步處理后，我們得到了本文所需的最終數(shù)據(jù)集，相關(guān)變量解釋和描述性統(tǒng)計如表3所示。

表3 相關(guān)變量描述性統(tǒng)計

如前所屬，在本文的研究假設(shè)中，企業(yè)的尋租花費不僅決定了企業(yè)績效，企業(yè)績效作為支付能力的度量變量也是尋租花費的一個重要影響因素，因此，僅用最小二乘法對模型(1)和(2)進行單一方程回歸會由于變量內(nèi)生性問題導致回歸結(jié)果失效。為了保證計量結(jié)果的有效性，本文在對模型(1)和(2)進行OLS回歸的同時，還設(shè)置如下聯(lián)立方程模型，并將使用三階段最小二乘法對聯(lián)立方程進行系統(tǒng)回歸。在大樣本下，三階段最小二乘法的有效性要高于二階段最小二乘法和有限信息極大似然法。

與模型(1)和(2)相比，方程組(3)～(5)多出了一個ETC2的回歸方程，這是因為ETC本身的內(nèi)生性也就決定了ETC2的內(nèi)生性，因此，為了最大限度地排除尋租的內(nèi)生性問題，使回歸結(jié)果更加有效，我們加入了方程(5)用以估計ETC2。以下，本文將分別采用最小二乘法和三階段最小二乘法對模型(1)和(2)及聯(lián)立方程組(3)～(5)進行回歸，并對回歸結(jié)果進行分析。

四、計量檢驗結(jié)果與分析

(一)普通最小二乘法回歸結(jié)果

普通最小二乘法回歸結(jié)果如表4所示。在企業(yè)績效方程中，ETC2的系數(shù)為-0.0002，ETC的系數(shù)為0.0060，二者均在1%的水平上顯著，說明企業(yè)績效與尋租花費間的倒U型曲線關(guān)系成立，證明了研究假設(shè)1。進一步的，通過計算其倒U型曲線的對稱軸，可知能夠使企業(yè)績效達到最大的ETC為15，這即是企業(yè)尋租花費的饜足點。這表明，如果企業(yè)的ETC低于15，其績效會隨著ETC的擴大而提高，如果ETC超過15，那么其績效會隨著ETC的繼續(xù)提高而降低。

lnstaff的系數(shù)為0.0044，在1%水平上顯著，說明規(guī)模越大，企業(yè)銷售利潤率越低;lnage系數(shù)為-0.0041，在1%水平上顯著，說明企業(yè)成立時間越早績效越差;soe系數(shù)為-0.0351，poe系數(shù)為0.0086，均在1%水平上顯著，表明國有企業(yè)的績效明顯低于私營企業(yè);lnasset系數(shù)為0.0014，在5%水平上顯著，即人均凈固定資產(chǎn)越高，企業(yè)績效水平越好，說明資本密集型企業(yè)取得了更高的銷售利潤率;lic系數(shù)為0.0004，在1%水平上顯著，說明經(jīng)營中需要的許可證越多，企業(yè)績效就越好。經(jīng)營需要的許可證多說明行業(yè)的準入更加嚴格，較高的行政性進入壁壘限制了行業(yè)競爭，從而帶來了更高的經(jīng)營績效。

在企業(yè)尋租花費方程中，profit系數(shù)為3.4079，在1%水平上顯著，說明績效越高的企業(yè)尋租花費越大，這證明了研究假設(shè)2，即企業(yè)的支付能力越強，其尋租花費就會越大;lnstratio系數(shù)為-0.2152，在1%水平上顯著，說明企業(yè)員工占被調(diào)查企業(yè)員工總數(shù)比例越大，支付的尋租成本越低，這證明了研究假設(shè)3，即拒絕力量更強的企業(yè)尋租花費更少。lnstaff系數(shù)為-0.2948，在1%水平上顯著，員工規(guī)模擴大降低了人均尋租水平;pshare系數(shù)為 -0.0078，cshare 系數(shù)為 -0.0092，且均在1%水平上顯著，說明個人股份比例越高、控股股東持股比例越高的企業(yè)ETC越小。這兩個指標代表了企業(yè)內(nèi)部的治理結(jié)構(gòu)，個人股比例和控股股東持股比例的提高能夠降低企業(yè)內(nèi)部的代理風險，促使企業(yè)經(jīng)理人的行為更接近股東利益最大化的要求，因此，降低了企業(yè)的尋租花費，從而使企業(yè)尋租花費保持在一個合理區(qū)間。apg系數(shù)為-0.4285，在1%水平上顯著，說明由政府任命的總經(jīng)理能夠降低企業(yè)的尋租花費，說明總經(jīng)理與政府關(guān)系的緊密程度對降低企業(yè)尋租花費具有促進作用;lntt系數(shù)為 0.7460，lic系數(shù)為0.0180，均在1%水平上顯著，說明企業(yè)受到的政府干預(yù)越大就越需要與政府進行“溝通”;scity，snation和export三個變量系數(shù)中僅有snation的系數(shù)為正，且均在1%水平上顯著，說明企業(yè)跨市、跨省經(jīng)營會導致尋租花費的提高。

(二)三階段最小二乘法回歸結(jié)果

為了保證計量結(jié)果的有效性，我們使用三階段最小二乘法對聯(lián)立方程(3)～(5)進行了回歸，結(jié)果如表5所示。

表5 3SLS回歸結(jié)果

我們發(fā)現(xiàn)，不論在績效方程還是在尋租方程中，各個變量系數(shù)的符號均未發(fā)生改變，表明普通最小二乘法回歸的結(jié)果是可信的。與普通最小二乘法相比，三階段最小二乘法顯示出了更低的尋租饜足點，由15變?yōu)?.67;支付能力對尋租的影響作用變得更強，profit系數(shù)由3.4079提高到10.0552;拒絕力量的作用則有所減弱，lnstratio系數(shù)由 -0.2152變?yōu)?-0.0901;其他控制變量的系數(shù)和顯著性也呈現(xiàn)了程度不等的變化。盡管如此，兩種計量方法所得到的結(jié)果均在企業(yè)績效與尋租花費間呈現(xiàn)了顯著的倒U型曲線關(guān)系，同時，顯示了支付能力和拒絕力量對企業(yè)尋租花費的影響。因此，本文的三個研究假設(shè)均得以驗證。

五、結(jié)論

企業(yè)尋租對績效會產(chǎn)生什么樣的影響，現(xiàn)有文獻基于線性假設(shè)的研究未能得到一致的結(jié)論。我們認為，由于企業(yè)經(jīng)營者并不符合完全理性這一新古典經(jīng)濟學假設(shè)，所以，局部非饜足性也不能在企業(yè)的尋租行為中得以實現(xiàn)。因此，在企業(yè)績效與尋租間進行線性回歸是不足以擬合二者間的關(guān)系的。本文以二次項回歸為基礎(chǔ)，分別利用最小二乘法和三階段最小二乘法考查了企業(yè)績效與尋租花費間的倒U型曲線關(guān)系，結(jié)果顯示，不論是基礎(chǔ)性的最小二乘回歸還是具備更強有效性的三階段最小二乘回歸，倒U型曲線均顯著成立，證明了企業(yè)尋租饜足點的存在，也即存在著對企業(yè)績效來講的最優(yōu)的尋租水平。正如前文所述，“凡事有度，過猶不及”，企業(yè)尋租的最優(yōu)度是存在的。本文的研究結(jié)果還顯示，企業(yè)的績效對尋租存在反作用，績效越高的企業(yè)尋租花費越大。同時，企業(yè)員工總數(shù)占全市受調(diào)查企業(yè)員工總數(shù)比例越高，企業(yè)尋租花費越小。這符合 Svensson(2003)［19］的觀點，即支付能力(績效)越強的企業(yè)行賄數(shù)額越大，拒絕力量(員工比例)越大的企業(yè)行賄數(shù)額越小。

當然，我們也可以從另一個在當前學術(shù)領(lǐng)域更為流行的角度解釋這種倒U型曲線關(guān)系:對于那些尋租花費少于饜足點的企業(yè)，尋租與績效正相關(guān)，說明尋租起到了“潤滑劑”的作用(Kaufmann and Wei，1999)，［24］即企業(yè)的賄賂放松了政府不必要的管制政策，促使了企業(yè)績效的提升;而對于那些尋租花費高于饜足點的企業(yè)，尋租與績效負相關(guān)，說明政府掠奪之手的存在(Shleifer and Vishny.，2002)。［25］這正說明我國政府對企業(yè)的干預(yù)程度還很大，官員所具有的自由裁量權(quán)還很大，以至于官員能夠?qū)Σ煌髽I(yè)采取歧視性干預(yù)，顯然，這對市場公平是極為不利的。隨著我國市場經(jīng)濟的不斷完善，當市場交易占據(jù)主導地位時，腐敗對經(jīng)濟將會產(chǎn)生負面影響(吳一平、芮萌，2010)。［26］因此，深化體制改革、建立健全預(yù)防和治理腐敗的政策與制度，制定負面清單、讓市場在資源配置中發(fā)揮決定性作用對于我國兩個“百年目標”的實現(xiàn)是十分必要的。

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