企業(yè)尋租行為會(huì)相互傳染嗎?
——基于中國(guó)上市公司的空間計(jì)量分析

蘇忠秦，郭 楠

(杭州電子科技大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310018)

自Krueger(1974)[1]開創(chuàng)性的研究工作以來(lái)，企業(yè)尋租行為的研究歷久彌新。許多研究表明，企業(yè)投入大量精力構(gòu)建政治關(guān)聯(lián)，可以從政府那里獲得特殊的待遇，包括贏得政府采購(gòu)合同(Tahoun，2014)[2]、稅收優(yōu)惠(Brown等，2015)[3]、融資優(yōu)勢(shì)(Claessens等，2008)[4]、財(cái)務(wù)紓困(Banerji等，2018)[5]、知情交易(Jagolinzer等，2020)[6]等等?？傊髽I(yè)向政府尋租能夠獲取超額利益最終實(shí)現(xiàn)自身的價(jià)值增長(zhǎng)(Acemoglu等，2016)[7]。中國(guó)作為典型的新興轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)體，自上而下的資源分配方式還沒有根本轉(zhuǎn)變，政府扮演的角色往往是“資源配置者”，在行使權(quán)力時(shí)會(huì)考慮人際親疏遠(yuǎn)近的因素。于是企業(yè)作為“天生逐利者”會(huì)選擇加強(qiáng)政企聯(lián)系，向政府官員尋租，以求處于資源分配的優(yōu)勢(shì)地位(張敏和黃繼承，2009；辛金國(guó)等，2019)[8-9]。企業(yè)的日常經(jīng)營(yíng)活動(dòng)會(huì)產(chǎn)生辦公費(fèi)、招待費(fèi)等費(fèi)用支出，作為管理費(fèi)用的二級(jí)項(xiàng)目披露于財(cái)務(wù)報(bào)表附注中，但是這類費(fèi)用的很大一部分被用于所謂“公務(wù)接待”或者變相向政府官員支付尋租租金，這些非生產(chǎn)性支出可以在一定程度上作為尋租的代理變量(杜興強(qiáng)等，2010)[10]。

以往文獻(xiàn)大都只關(guān)注尋租行為的經(jīng)濟(jì)后果，而對(duì)尋租行為本身是否存在空間傳染性幾乎沒有涉及。而Blau(1977)[11]指出，人類具有在鄰近的物理空間中與他人互動(dòng)的內(nèi)在傾向，這種空間便利性是跨越身份邊界的主要驅(qū)動(dòng)因素。在證券交易市場(chǎng)中，F(xiàn)eng和Seasholes(2004)[12]發(fā)現(xiàn)同一區(qū)域的投資者其買賣股票的行為是高度相關(guān)的。無(wú)獨(dú)有偶，Hong等(2005)[13]研究發(fā)現(xiàn)同處一個(gè)城市的基金經(jīng)理傾向于買賣同一只股票。此外，Matray(2021)[14]發(fā)現(xiàn)一家公司由于技術(shù)創(chuàng)新而產(chǎn)生的績(jī)效增長(zhǎng)可以引起同地區(qū)公司的觀摩和學(xué)習(xí)，形成創(chuàng)新的區(qū)域性聚集。而在中國(guó)的金融環(huán)境下空間傳染也同樣存在，違規(guī)披露信息(陸蓉和常維，2018)[15]、履行社會(huì)責(zé)任(潘孝珍，2019)[16]、會(huì)計(jì)信息質(zhì)量(馮玲和崔靜，2019)[17]等企業(yè)行為的空間聚集現(xiàn)象則恰恰驗(yàn)證了中國(guó)古語(yǔ)“近朱者赤，近墨者黑”。

一、理論分析與研究假設(shè)

(一)企業(yè)尋租的空間傳染效應(yīng)

Krueger(1974)[1]指出尋租是企業(yè)為了獲得資源分配的優(yōu)先地位，通過某種路徑優(yōu)勢(shì)強(qiáng)化與政府聯(lián)系的行為。企業(yè)花費(fèi)額外的時(shí)間建立政企關(guān)聯(lián)獲得資源的優(yōu)先分配特權(quán)，如稅收優(yōu)惠、融資優(yōu)勢(shì)等，期望實(shí)現(xiàn)公司的價(jià)值增長(zhǎng)。同時(shí)尋租使得關(guān)鍵性資源外溢，形成對(duì)研發(fā)創(chuàng)新等生產(chǎn)性活動(dòng)的擠出效應(yīng)，不利于經(jīng)濟(jì)社會(huì)的正常發(fā)展。

基于人際關(guān)系所形成的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)為信息傳遞和擴(kuò)散提供了更加暢通的路徑支持，信息傳遞效率得以提升(Manski，2000)[18]。而社會(huì)網(wǎng)絡(luò)聯(lián)系緊密的企業(yè)往往是基于地理位置產(chǎn)生的優(yōu)先條件，從而能進(jìn)行及時(shí)的信息傳遞和交流，信息優(yōu)勢(shì)導(dǎo)致的本地偏差使得尋租決策會(huì)受到空間地理位置鄰近的其他企業(yè)行為結(jié)果的影響(Acemoglu等，2016)[7]，尋租行為的空間傳染效應(yīng)隨之出現(xiàn)。企業(yè)所處的市場(chǎng)環(huán)境瞬息萬(wàn)變，不確定性特征尤為強(qiáng)烈(Choi等，1999)[19]，尋租行為收益與風(fēng)險(xiǎn)的不對(duì)稱與不確定性使得企業(yè)決策可能會(huì)以現(xiàn)有的現(xiàn)實(shí)案例作為主要參考因素。為了組織自身得到有效存續(xù)和穩(wěn)定發(fā)展，企業(yè)往往會(huì)選取特定組織作為“參照物”對(duì)其行為進(jìn)行觀察學(xué)習(xí)并模仿以保證自身行為的合法化和大眾化(支曉強(qiáng)等，2014)[20]。空間地理位置毗鄰的組織模仿結(jié)果就形成了尋租行為的區(qū)域性聚集，“近墨者黑”的現(xiàn)象就此產(chǎn)生。

一方面，企業(yè)向政府尋租能夠建立政企關(guān)聯(lián)渠道從而獲取排他性利益，使得尋租行為具有“低成本高收益”的屬性，如果企業(yè)注意到某企業(yè)通過尋租獲取超額收益，就會(huì)產(chǎn)生效仿心理并實(shí)施模仿。由于地理位置產(chǎn)生的信息優(yōu)勢(shì)，企業(yè)可能會(huì)以空間毗鄰企業(yè)的行為結(jié)果作為決策的參考因素。另一方面，盡管萬(wàn)物普遍關(guān)聯(lián)，但空間距離近的事物關(guān)聯(lián)性會(huì)更強(qiáng)(Tobler，1970)[21]。雷宇和杜興強(qiáng)(2011)[22]認(rèn)為中國(guó)的人際關(guān)系結(jié)構(gòu)是“差序格局”，與水面波紋類似呈現(xiàn)出由近及遠(yuǎn)，由親及疏的狀態(tài)。與人的社交屬性一致，企業(yè)之間進(jìn)行有效信息交流的空間范圍有限，企業(yè)尋租行為的傳染力度會(huì)隨著空間距離的增大而削弱。基于以上分析，提出本文的假設(shè)一：

H1：企業(yè)的尋租行為存在著顯著正向的空間傳染效應(yīng)。

(二)企業(yè)尋租的空間傳染效應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

Akerlof和Rachel(2000)[23]將社會(huì)心理學(xué)的個(gè)人身份認(rèn)同感納入到經(jīng)濟(jì)行為的決策模型中，并構(gòu)建博弈論模型來(lái)研究個(gè)人身份如何影響個(gè)體之間的互動(dòng)效果，社會(huì)成員因?yàn)樯矸菡J(rèn)同感的存在會(huì)更加認(rèn)可與自身特質(zhì)相似的成員。由社會(huì)個(gè)體成員推演至人的集合——公司，這一觀點(diǎn)仍然成立。

國(guó)有企業(yè)因其所有權(quán)性質(zhì)的特殊性，與非國(guó)有企業(yè)的決策邏輯不同(杜興強(qiáng)等，2010)[10]，需要考慮的因素錯(cuò)綜復(fù)雜，容易受到政府的影響、需承擔(dān)政治責(zé)任和社會(huì)責(zé)任等等，因此決策行為受到空間毗鄰企業(yè)的影響作用被稀釋。同時(shí)，國(guó)有企業(yè)在其成立以來(lái)就擁有先天的政企關(guān)聯(lián)，本身在銀行融資、政府補(bǔ)貼等方面與非國(guó)有企業(yè)相比已處于優(yōu)勢(shì)地位，很難再受到其地理毗鄰企業(yè)的決策影響。處于同一外部市場(chǎng)的企業(yè)之間更容易互相影響，因?yàn)樗麄兙哂蓄愃频男畔⑶?，借助信息的?dòng)態(tài)變化作為自身的決策依據(jù)，企業(yè)之間的尋租傳染效應(yīng)會(huì)隨著市場(chǎng)交易的自由化程度、競(jìng)爭(zhēng)力度的強(qiáng)弱等有所不同。企業(yè)在市場(chǎng)中競(jìng)爭(zhēng)生存需受外部市場(chǎng)環(huán)境約束，市場(chǎng)自由化競(jìng)爭(zhēng)與當(dāng)?shù)卣母深A(yù)程度相關(guān)，企業(yè)借由政企關(guān)聯(lián)路徑向政府尋租，以求自身利益最大化。正如Kedia等(2015)[24]發(fā)現(xiàn)的那樣，當(dāng)財(cái)務(wù)重述的公司受到SEC的處罰或集體訴訟時(shí)，盈余管理行為的空間互動(dòng)效應(yīng)相對(duì)弱化，這表明監(jiān)管執(zhí)行活動(dòng)具有威懾作用。企業(yè)為了保障資金充足以及現(xiàn)金流正常，需要拓寬融資渠道、降低融資成本(Khwaja和Mian，2005)[25]，而基于公司層面的投資者保護(hù)水平越高，能夠提升中小投資者的信任和好感，加強(qiáng)再次投資的意愿，增加股權(quán)融資獲得的資金量，降低企業(yè)的權(quán)益性資本成本。當(dāng)企業(yè)的投資者保護(hù)水平高，投資者保護(hù)制度結(jié)構(gòu)完善，監(jiān)管政策的執(zhí)行力度很強(qiáng)，那么該企業(yè)在做重大決策時(shí)較少受到毗鄰企業(yè)行為結(jié)果的影響而做出非理性的決策?；谝陨戏治觯岢霰疚牡募僭O(shè)二：

H2：國(guó)有企業(yè)、政府干預(yù)市場(chǎng)較弱、投資者保護(hù)較高的企業(yè)中尋租的空間傳染效應(yīng)會(huì)相對(duì)弱化。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2010年至2019年滬深A(yù)股上市公司的樣本數(shù)據(jù)，并剔除金融行業(yè)、被標(biāo)記ST或者*ST以及存在缺失值的樣本公司，進(jìn)行1%水平的Winsorize縮尾處理，最終獲得9290個(gè)公司-年度樣本觀測(cè)值。其中財(cái)務(wù)指標(biāo)和治理結(jié)構(gòu)等數(shù)據(jù)來(lái)自于CSMAR和RESSET數(shù)據(jù)庫(kù)，投資者保護(hù)指數(shù)(AIPI)來(lái)自北京工商大學(xué)商學(xué)院投資者保護(hù)研究中心(1)北京工商大學(xué)商學(xué)院投資者保護(hù)研究中心的網(wǎng)址：http://bhzx.btbu.edu.cn。

(二)模型設(shè)定與變量定義

1．模型設(shè)定

本文構(gòu)建空間面板數(shù)據(jù)回歸模型(模型1)來(lái)驗(yàn)證企業(yè)的尋租行為是否具有空間傳染效應(yīng)以及該效應(yīng)的影響方向。其中，Rent_seekingit表示的是公司i在第t年的企業(yè)尋租程度，W*Rent_seekingit是企業(yè)尋租程度與空間權(quán)重矩陣W的交乘項(xiàng)，Boardsizeit至Big4it均為控制變量，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。此外，該模型設(shè)置了年份和行業(yè)虛擬變量來(lái)控制年度差異和行業(yè)異質(zhì)性可能對(duì)企業(yè)尋租的空間傳染效應(yīng)產(chǎn)生的影響。各個(gè)變量的具體計(jì)算方法詳見表1。

Rent_seekingit=α0+α1W*Rent_seekingit+α2Boardsizeit+α3Dualityit+

α4Ownershipconcentrationit+α5ROAit+α6Growthit+α7Sizeit+

α8Leverageit+α9Big4it+εit

(1)

2．變量定義

(1)企業(yè)尋租行為的衡量。張祥建等(2015)[26]認(rèn)為超額管理費(fèi)用被企業(yè)用來(lái)與政府交際，建立政企關(guān)聯(lián)，是獲取超額收益的必要成本投入，能夠較好的衡量企業(yè)的尋租程度。本文計(jì)算超額管理費(fèi)用的方法如下：首先將影響企業(yè)管理費(fèi)用的各類因素納入回歸模型(2)中，估算出企業(yè)i在第t年的期望管理費(fèi)用；然后計(jì)算實(shí)際管理費(fèi)用與期望管理費(fèi)用的差額，即為超額管理費(fèi)用(Rent_seeking1)，作為企業(yè)尋租程度的衡量指標(biāo)之一。

Managementit=β0+β1Sizeit+β2Leverageit+β3Growthit+β4Boardsizeit+β5Staffit+

β6Big4it+β7Grossmarginit+β8Pricelevelit+β9Capitalintensityit+

β10Ownershipconcentrationit+εit

(2)

其中，Management為公司管理費(fèi)用與營(yíng)業(yè)收入的比值，是公司實(shí)際管理費(fèi)用經(jīng)過營(yíng)業(yè)收入標(biāo)準(zhǔn)化處理的結(jié)果；其他變量分別代表公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、收入增長(zhǎng)率、董事會(huì)人數(shù)、職工人數(shù)、四大、毛利率、物價(jià)水平、資本密集度和股權(quán)集中度。

除此之外，為了避免使用回歸模型估計(jì)超額管理費(fèi)用可能帶來(lái)的計(jì)算誤差，參考黃玖立和李坤望(2013)[27]使用業(yè)務(wù)招待費(fèi)支出來(lái)近似衡量企業(yè)腐敗活動(dòng)的方法，數(shù)據(jù)來(lái)源為世界銀行針對(duì)企業(yè)的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)；與此同時(shí)為減少問卷偏差，綜合參考陳冬華等(2005)[28]使用與尋租行為高度相關(guān)的管理費(fèi)用作為尋租行為的衡量辦法。具體操作步驟通過手工收集上市公司財(cái)務(wù)報(bào)表附注中的二級(jí)明細(xì)科目(2)包括“辦公費(fèi)、差旅費(fèi)、業(yè)務(wù)招待費(fèi)、小車費(fèi)、董事會(huì)會(huì)費(fèi)、會(huì)議費(fèi)、出國(guó)培訓(xùn)費(fèi)和通訊費(fèi)”等科目。，獲得初始值并取自然對(duì)數(shù)，記為尋租費(fèi)用(Rent_seeking2)，作為企業(yè)尋租行為的另一個(gè)衡量指標(biāo)。

(2)空間傳染性。本文參考劉京軍和蘇楚林(2016)[29]以及潘孝珍(2019)[16]構(gòu)建交乘項(xiàng)W*Rent_seeking作為本文的解釋變量。構(gòu)建空間權(quán)重矩陣W的步驟如下所示：首先，使用百度地圖拾取坐標(biāo)系統(tǒng)將上市公司的注冊(cè)地址轉(zhuǎn)換為經(jīng)緯度數(shù)據(jù)。然后，根據(jù)球面距離計(jì)算(公式1)得出兩兩公司的地理直線距離，其中xi和yi為公司i的經(jīng)度和緯度，xj和yj為公司j的經(jīng)度和緯度，Δxij等于xi-xj，R為地球半徑，等于6370.99千米。為方便計(jì)算對(duì)Dij進(jìn)行倒數(shù)處理，Wij數(shù)值越大，公司i和公司j的相互影響力度越強(qiáng)。最后，將所有的空間權(quán)重?cái)?shù)據(jù)組建矩陣即可得到空間權(quán)重矩陣W，并對(duì)矩陣做行標(biāo)準(zhǔn)化處理將對(duì)角線上的元素變換為0。

Dij=arccos[(sinxi*sinyi)+(cosxi*cosyi*cos(Δxij))]*R

(公式1)

三、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

尋租行為的兩個(gè)代理變量中，Rent_seeking1的均值為0.100，最小值為-0.099，最大值為0.368，兩者之間相差較大，且標(biāo)準(zhǔn)差為0.053，這表明企業(yè)存在著尋租等敗德行為，而且不同企業(yè)的尋租程度相差很大；Rent_seeking2的衡量口徑與其不同，但結(jié)論保持一致。關(guān)于控制變量的結(jié)果與以往研究類似(陳駿和徐捍軍，2019；范紅忠等，2019)[30-31]。描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二)回歸分析

在傳統(tǒng)的空間距離研究中，一般選取行政區(qū)域作為同群的劃分依據(jù)，這一方法可以簡(jiǎn)單快捷的識(shí)別企業(yè)的地理位置和空間距離的遠(yuǎn)近。但該方法相對(duì)粗糙，很難識(shí)別地方政策的外生影響，而且相鄰行政區(qū)域之間的空間影響也被模糊處理。本文的創(chuàng)新點(diǎn)之一就是運(yùn)用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)構(gòu)建空間權(quán)重矩陣W和空間回歸模型將地理位置信息精細(xì)化，能夠解決傳統(tǒng)識(shí)別公司同群效應(yīng)的方式所帶來(lái)干擾的外生效應(yīng)、關(guān)聯(lián)效應(yīng)以及反射性問題等等。為了與本文使用的空間計(jì)量分析(模型1)做對(duì)比，首先選取省市兩級(jí)的行政區(qū)域作為劃分標(biāo)準(zhǔn)，設(shè)置模型(3)并運(yùn)用傳統(tǒng)面板回歸分析方法來(lái)研究企業(yè)尋租行為的空間同群效應(yīng)。回歸結(jié)果如表3所示，不論是以省級(jí)還是市級(jí)行政區(qū)域作為地理劃分標(biāo)準(zhǔn)，企業(yè)尋租行為均存在著顯著的同群效應(yīng)。

Rent_seekingit=γ0+γ1MeanRent_seekingit+γ2Boardsizeit+γ3Dualityit+

γ4Ownershipconcentrationit+γ5ROAit+γ6Growthit+γ7Sizeit+

γ8Leverageit+γ9Big4it+εit

(3)

表3 根據(jù)行政區(qū)域劃分的面板模型回歸結(jié)果

空間計(jì)量回歸的結(jié)果如表4所示，回歸模型均引入了控制變量并對(duì)年度和行業(yè)效應(yīng)進(jìn)行控制。其中第(1)、(3)列是采用了固定效應(yīng)(FE)模型，結(jié)果顯示解釋變量空間權(quán)重矩陣和企業(yè)尋租行為的交乘項(xiàng)的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正(α=0.404，t=2.828；α=0.582，t=5.477)。隨后，第(2)、(4)列展示的是隨機(jī)效應(yīng)(RE)的回歸結(jié)果，均通過了最低水平的顯著性檢驗(yàn)且方向?yàn)檎?，這表明企業(yè)尋租行為存在著顯著正向的空間傳染效應(yīng)，假設(shè)1成立。此外，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果認(rèn)為應(yīng)該選取固定效應(yīng)模型估計(jì)空間面板數(shù)據(jù)，下文將統(tǒng)一使用固定效應(yīng)回歸模型。

表4 主回歸結(jié)果

(三)調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

表5列(1)展示的是在國(guó)有企業(yè)組別中，W*Rent_seeking1的回歸系數(shù)的t值較小，且沒有通過最低水平的顯著性檢驗(yàn)，這表明尋租行為在國(guó)有企業(yè)中不存在顯著的空間傳染效應(yīng)；而在列(2)的非國(guó)有企業(yè)組別中，回歸結(jié)果與之完全相反。上述結(jié)果表明在國(guó)有企業(yè)中，企業(yè)尋租行為的空間傳染效應(yīng)被弱化不再顯著存在；而在非國(guó)有企業(yè)中空間距離越近尋租行為的傳染效應(yīng)越強(qiáng)烈。

本文選取政府與市場(chǎng)的關(guān)系指數(shù)(3)由于市場(chǎng)化指數(shù)目前僅更新至2016年，這里借鑒了以往學(xué)者的處理方式，用往年該指數(shù)的增長(zhǎng)率的平均值作為預(yù)測(cè)標(biāo)準(zhǔn)，估算2017年-2019年的市場(chǎng)化指數(shù)。作為衡量政府干預(yù)程度的指標(biāo)，結(jié)果如表5列(3)、(4)所示，在政府干預(yù)市場(chǎng)強(qiáng)烈時(shí)，α1系數(shù)為0.454而且通過了顯著性檢驗(yàn)，這表明在這種情況下企業(yè)尋租行為的空間傳染效應(yīng)顯著存在。當(dāng)政府干預(yù)程度相對(duì)較低時(shí)的回歸結(jié)果并沒有通過顯著性檢驗(yàn)，企業(yè)尋租行為的空間傳染效應(yīng)相對(duì)弱化。

企業(yè)的投資者保護(hù)程度較高時(shí)的回歸結(jié)果如表5列(5)所示，回歸系數(shù)為0.202但未通過顯著性檢驗(yàn)，說明在投資者保護(hù)程度較高的公司尋租行為的空間傳染效應(yīng)并不顯著。與之相反，第(6)列回歸系數(shù)顯著性水平較高，系數(shù)值為0.571(t=6.184)。在投資者保護(hù)程度較低的組別企業(yè)尋租行為存在著顯著為正的空間傳染效應(yīng)。綜上所述，在國(guó)有企業(yè)、政府干預(yù)市場(chǎng)程度較弱、投資者保護(hù)水平較高的企業(yè)中尋租行為的空間傳染效應(yīng)會(huì)相對(duì)弱化的假設(shè)是成立的(4)由于篇幅限制，表格僅展示W(wǎng)*Rent_seeking1的回歸結(jié)果。。

表5 調(diào)節(jié)效應(yīng)分組回歸結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1．解釋變量滯后

尋租行為產(chǎn)生的收益被毗鄰企業(yè)看到并模仿，這一信息傳遞過程具有時(shí)間滯后性；而執(zhí)行效率和外部監(jiān)管使得尋租行為的成本投入和收益獲得存在時(shí)間差異。因此在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中將模型的解釋變量W*Rent_seekingi t滯后三期(5)利用行政腐敗的潛伏期作為尋租行為滯后期限的依據(jù)，選取3年作為滯后期限。，即替換為W*Rent_seekingi t-3。檢驗(yàn)結(jié)果說明我國(guó)上市公司的尋租行為的空間傳染效應(yīng)不會(huì)因?yàn)闀r(shí)間滯后與否而產(chǎn)生差異，假設(shè)H1成立。

2．引入外生事件

黨的十八大以來(lái)推進(jìn)的反腐敗運(yùn)動(dòng)和出臺(tái)的“八項(xiàng)規(guī)定”和“六項(xiàng)禁令”等，加強(qiáng)了外部監(jiān)督力度，使得企業(yè)尋租行為的成本大幅上升(6)2012年12月4日，中央政治局會(huì)議上習(xí)總書記提出了改進(jìn)作風(fēng)的八項(xiàng)規(guī)定。，因此我們利用反腐政策的出臺(tái)和實(shí)施這一外生事件將樣本期間分割。結(jié)果顯示，在2013年以前，政府官員在企業(yè)內(nèi)任職的現(xiàn)象還較為普遍，上市公司的尋租行為較為嚴(yán)重，具有顯著為正的空間毗鄰傳染效應(yīng)，假設(shè)H1成立；在反腐運(yùn)動(dòng)進(jìn)行整改之后，α1的數(shù)值有所降低且顯著性檢驗(yàn)未達(dá)到10%的最低水平，企業(yè)尋租的空間傳染效應(yīng)受到抑制，這也間接表明我國(guó)反腐政策執(zhí)行效果顯著，企業(yè)通過向政府支付非生產(chǎn)性費(fèi)用(尋租)來(lái)獲取超額收益的現(xiàn)象受到明顯的扼制。

四、研究結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

第一，當(dāng)選取同一省(市)級(jí)行政區(qū)域作為企業(yè)同群的劃分標(biāo)準(zhǔn)時(shí)，企業(yè)尋租行為均存在著顯著的同群效應(yīng)，該結(jié)論僅作為空間計(jì)量回歸分析的對(duì)照結(jié)論；第二，企業(yè)的尋租行為存在顯著正向的空間傳染效應(yīng)，即隨著地理空間位置的鄰近，尋租行為的空間傳染效應(yīng)越強(qiáng)；企業(yè)尋租行為空間傳染效應(yīng)的異質(zhì)性特征具體表現(xiàn)為在國(guó)有企業(yè)、政府干預(yù)程度較低、投資者保護(hù)水平較高的企業(yè)能夠相對(duì)弱化企業(yè)尋租行為的空間傳染效應(yīng)；第三，在將解釋變量滯后三期、引入2013年中央反腐運(yùn)動(dòng)這一外生事件作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)之后結(jié)論仍然成立。

(二)政策建議

首先，資本市場(chǎng)的相關(guān)監(jiān)管部門應(yīng)該針對(duì)非生產(chǎn)性支出投入比例過高的企業(yè)進(jìn)行嚴(yán)格審查，保證資本市場(chǎng)能夠通過正常有序競(jìng)爭(zhēng)而得到穩(wěn)定健康的發(fā)展；其次，政府作為“政策制定者”和“引領(lǐng)者”，需要更好地完成政府引導(dǎo)、扶持、法規(guī)制定和監(jiān)管職能，減弱尋租傳染的負(fù)面影響；最后，企業(yè)應(yīng)減少在非生產(chǎn)性支出方面的精力和資金投入，擴(kuò)大創(chuàng)新性項(xiàng)目的投資支出比例，不受毗鄰企業(yè)行為結(jié)果的影響而作出非理性決策，不隨波逐流、盲目跟風(fēng)。