政企關(guān)系與企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)

陳作華，劉子旭

1 山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，濟(jì)南 250014 2 東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，遼寧 大連 116025

引言

民營企業(yè)是中國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的重要力量，在吸納就業(yè)、創(chuàng)造稅收和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展等方面發(fā)揮著重要作用。盡管政府為民營企業(yè)發(fā)展提供了越來越規(guī)范的制度保障，營造出越來越公平的競爭環(huán)境，然而相對(duì)于國有企業(yè)，民營企業(yè)在獲取關(guān)鍵資源和營商環(huán)境等方面仍然處于劣勢(shì)。在中國當(dāng)前轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體制下，政府在資源配置中仍發(fā)揮著關(guān)鍵作用，而與市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展相匹配的法律制度、產(chǎn)權(quán)保護(hù)機(jī)制等制度建設(shè)尚不完備，民營企業(yè)家與政府建立的政企關(guān)系成為正式制度不完善時(shí)的替代機(jī)制，成為民營企業(yè)維護(hù)自身利益的保險(xiǎn)機(jī)制[1-2]。民營企業(yè)家為扭轉(zhuǎn)獲取資源和營商環(huán)境面臨的劣勢(shì)，通過參政議政與政府建立和發(fā)展良好的關(guān)系成為企業(yè)制定發(fā)展戰(zhàn)略的重要考量。特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)是企業(yè)特有風(fēng)險(xiǎn)，科學(xué)應(yīng)對(duì)這一風(fēng)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)成長和發(fā)展有重要影響，它與市場(chǎng)因素和經(jīng)濟(jì)因素引起的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)存在顯著區(qū)別。企業(yè)家參政議政與政府建立政企關(guān)系，是企業(yè)內(nèi)外因素溝通的重要媒介，可能對(duì)企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生影響。為此，本研究基于民營企業(yè)家參政議政視角，考察政企關(guān)系對(duì)民營企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)的影響；進(jìn)一步地，探索政企關(guān)系影響企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)的作用機(jī)理。

1 相關(guān)研究評(píng)述

構(gòu)建良好的政企關(guān)系對(duì)企業(yè)發(fā)展至關(guān)重要，民營企業(yè)家普遍認(rèn)識(shí)到這一點(diǎn)，積極參政議政成為民營企業(yè)家與政府建立政企關(guān)系的重要方式之一[3]。已有大量研究基于民營企業(yè)家參政議政視角探討政企關(guān)系對(duì)民營企業(yè)的影響，主要形成了兩類觀點(diǎn)：一方面，政企關(guān)系有助于企業(yè)獲取資源、提高績效和創(chuàng)造價(jià)值。良好的政企關(guān)系使企業(yè)更易于獲取銀行等金融機(jī)構(gòu)的優(yōu)惠貸款[4-5]，更易于通過股權(quán)融資的審批[6-7]，從而緩解融資約束[8]，提升企業(yè)的資源獲取能力[9]；良好的政企關(guān)系還可以減輕企業(yè)稅負(fù)，產(chǎn)生避稅效應(yīng)[10-11]；政企關(guān)系有助于企業(yè)享有獲取政府合同的優(yōu)先權(quán)[12]，陷入財(cái)務(wù)困境時(shí)更易獲得政府救助，擺脫困境[1,13]；政企關(guān)系能為企業(yè)創(chuàng)造較為寬松的監(jiān)管環(huán)境，即使企業(yè)有欺詐行為也能推遲欺詐被發(fā)現(xiàn)的時(shí)間，且懲罰較輕[14-15]。因此，構(gòu)建良好的政企關(guān)系使民營企業(yè)在信息占有、獲取金融資源上具有明顯的優(yōu)勢(shì)，有助于提高績效和創(chuàng)造價(jià)值，關(guān)系到民營企業(yè)的生存和發(fā)展。

另一方面，雖然構(gòu)建政企關(guān)系對(duì)民營企業(yè)至關(guān)重要，但是政企關(guān)系可能影響企業(yè)績效，降低企業(yè)價(jià)值。企業(yè)通過參政議政建立政企關(guān)系需要付出成本，需要幫助政府達(dá)成社會(huì)政策目標(biāo)[16]，如幫助政府實(shí)現(xiàn)擴(kuò)大就業(yè)、促進(jìn)社會(huì)穩(wěn)定的目標(biāo)[17]；政企關(guān)系也可能抑制企業(yè)未來發(fā)展的創(chuàng)造性投入，阻礙企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)，降低創(chuàng)新效率[18-19]；政企關(guān)系導(dǎo)致資源錯(cuò)配，促使金融機(jī)構(gòu)向無效率企業(yè)放貸，并助長了貸款企業(yè)的過度投資[20]。

上述已有研究表明，民營企業(yè)家通過參政議政與政府建立政企關(guān)系對(duì)企業(yè)的影響可能存在兩面性，即具有雙刃劍效應(yīng)，既可能有助于民營企業(yè)獲取資源和創(chuàng)造價(jià)值，又可能對(duì)企業(yè)績效和價(jià)值創(chuàng)造帶來負(fù)面影響。

特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)是指由企業(yè)管理水平高低、新專利技術(shù)采用、固定資產(chǎn)投資等企業(yè)特定因素引起的，外部投資者通過投資組合可以分散的風(fēng)險(xiǎn)。特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)是企業(yè)特定因素引發(fā)的，與外部經(jīng)濟(jì)因素或市場(chǎng)因素引起的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)存在本質(zhì)差異。當(dāng)前，學(xué)者們既有從會(huì)計(jì)信息質(zhì)量[21]、內(nèi)部控制質(zhì)量[22-23]等內(nèi)部因素，又有從產(chǎn)品市場(chǎng)競爭[24]、環(huán)境不確定性[25]等外部因素研究企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)的影響因素。企業(yè)家參政議政與政府建立起政企關(guān)系，是企業(yè)內(nèi)外因素溝通的重要媒介，可能對(duì)企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生影響。政企關(guān)系的雙刃劍效應(yīng)可能幫助企業(yè)規(guī)避特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)，也可能加劇特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)，當(dāng)前二者關(guān)系未有定論，已有研究未對(duì)二者的關(guān)系給出系統(tǒng)的理論梳理和實(shí)證檢驗(yàn)，也未探索其作用機(jī)理。對(duì)政企關(guān)系與企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系的探索有助于拓展政企關(guān)系經(jīng)濟(jì)后果研究，豐富人們對(duì)企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)影響因素的認(rèn)知，為民營企業(yè)有效應(yīng)對(duì)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)提供啟示。

2 理論分析和研究假設(shè)

與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)在獲取關(guān)鍵資源和發(fā)展環(huán)境等方面處于劣勢(shì)，但是民營企業(yè)通過聘請(qǐng)具有參政議政能力的人士參與企業(yè)管理，或民營企業(yè)家積極參政議政與政府建立政企關(guān)系，可能會(huì)部分扭轉(zhuǎn)其劣勢(shì)地位，幫助企業(yè)應(yīng)對(duì)和化解極端事件帶來的波動(dòng)性和不確定性，降低特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)。

(1)通過參政議政構(gòu)建政企關(guān)系有助于民營企業(yè)獲取金融支持。當(dāng)前，國有商業(yè)銀行在金融體系中占據(jù)主導(dǎo)地位，掌握大部分金融資源。四大國有商業(yè)銀行常常依據(jù)所有制性質(zhì)發(fā)放貸款，金融資源主要流向了國有資本控股的企業(yè)，民營企業(yè)無法取得與國有企業(yè)或國有控股企業(yè)平等的融資地位[26]。因此，與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)面臨嚴(yán)重的金融資源短缺，成為企業(yè)發(fā)展過程中的重要風(fēng)險(xiǎn)來源。而政府與商業(yè)銀行之間關(guān)系緊密，政府通過持股和政府治理影響商業(yè)銀行的資源分配[27]。因而，緩解資源困境和降低資金短缺風(fēng)險(xiǎn)便成為民營企業(yè)建立政企關(guān)系的主要目的。良好的政企關(guān)系有助于民營企業(yè)獲取與國有企業(yè)類似的優(yōu)惠待遇，降低金融部門對(duì)民營企業(yè)的制度性歧視。而且，政企關(guān)系有助于降低資金供求雙方之間的信息不對(duì)稱程度，被金融機(jī)構(gòu)視為一種隱性的擔(dān)保。因而政企關(guān)系使民營企業(yè)在獲取銀行貸款方面更有優(yōu)勢(shì)，能夠更有針對(duì)性地應(yīng)對(duì)未來信貸風(fēng)險(xiǎn)的變化[1,4]。

(2)通過參政議政構(gòu)建政企關(guān)系有助于民營企業(yè)獲取政府資助和采購合同。在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型中，政府在資源配置中仍扮演重要角色，控制著企業(yè)發(fā)展所需的重要資源。由于私有財(cái)產(chǎn)權(quán)的法律保護(hù)制度不盡完善，與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)在法律、政策和產(chǎn)權(quán)保護(hù)上均未獲得平等對(duì)待，民營企業(yè)的發(fā)展面臨更大的風(fēng)險(xiǎn)和不確定性[28]。在國有經(jīng)濟(jì)仍占主導(dǎo)地位以及政府在資源配置中仍扮演重要角色的現(xiàn)實(shí)情況下，積極建立和培育政企關(guān)系以獲取公平競爭環(huán)境甚至政府優(yōu)惠待遇，成為民營企業(yè)應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的重要手段。經(jīng)驗(yàn)研究也表明，政企關(guān)系有助于企業(yè)在政府資金分配中得到優(yōu)惠對(duì)待，尤其是在遭遇流動(dòng)性危機(jī)或陷入財(cái)務(wù)困境時(shí)更是如此[13]。因此，政企關(guān)系是一種保險(xiǎn)機(jī)制，能夠降低制度、法律和政策給企業(yè)帶來的不確定性和不利影響。

政治經(jīng)濟(jì)學(xué)研究表明，無論在發(fā)展中國家還是發(fā)達(dá)國家，與政府建立良好的關(guān)系是有價(jià)值的資源，是影響企業(yè)戰(zhàn)略選擇的重要安排，深刻影響微觀企業(yè)的經(jīng)營戰(zhàn)略，有助于企業(yè)獲取市場(chǎng)優(yōu)勢(shì)。民營企業(yè)積極謀求政企關(guān)系，贏得更多政府支持，更易于突破行業(yè)進(jìn)入壁壘，贏取更多的政府訂單[12,29]。因而，政企關(guān)系有助于民營企業(yè)在激烈的市場(chǎng)競爭中保持經(jīng)營穩(wěn)定和市場(chǎng)影響力。

(3)通過參政議政構(gòu)建政企關(guān)系更易于給民營企業(yè)帶來信息優(yōu)勢(shì)。政企關(guān)系為民營企業(yè)接近政府和立法機(jī)構(gòu)提供了機(jī)會(huì)，使民營企業(yè)更易于獲取與企業(yè)發(fā)展相關(guān)的法律和重要政策制定等方面的信息，從而掌握信息優(yōu)勢(shì)。政企關(guān)系給民營企業(yè)帶來的信息優(yōu)勢(shì)有助于它們根據(jù)法律或執(zhí)法的變化制定符合未來發(fā)展的融資戰(zhàn)略、投資戰(zhàn)略、經(jīng)營戰(zhàn)略和稅收戰(zhàn)略等，更迅速和更有針對(duì)性地應(yīng)對(duì)政府政策和法律變化帶來的不確定性，確保企業(yè)未來發(fā)展戰(zhàn)略的穩(wěn)定性。

一般而言，民營企業(yè)是更為典型的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型企業(yè)[30]，建立政企關(guān)系使民營企業(yè)更易于獲取優(yōu)惠貸款、政府資助和信息優(yōu)勢(shì)，政企關(guān)系成為民營企業(yè)應(yīng)對(duì)極端風(fēng)險(xiǎn)的保險(xiǎn)機(jī)制[1]。因而，通過參政議政構(gòu)建的政企關(guān)系有助于民營企業(yè)應(yīng)對(duì)和化解特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)。因此，本研究提出假設(shè)。

H1a在其他因素不變的情形下，民營企業(yè)家參政議政構(gòu)建的政企關(guān)系有助于民營企業(yè)應(yīng)對(duì)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)。

然而，民營企業(yè)家參政議政對(duì)民營企業(yè)的影響具有兩面性，即雙刃劍效應(yīng)，可能加劇企業(yè)特有因素引發(fā)的波動(dòng)性和不確定性，導(dǎo)致特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)增大。

(1)通過參政議政構(gòu)建的政企關(guān)系可能造成民營企業(yè)的高杠桿率和增加低效投資，從而加劇特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)。理論分析和經(jīng)驗(yàn)研究表明，政企關(guān)系使民營企業(yè)更易于獲取金融機(jī)構(gòu)的優(yōu)惠貸款，然而正是這一優(yōu)勢(shì)導(dǎo)致建立政企關(guān)系的民營企業(yè)有較高的杠桿率，且會(huì)計(jì)業(yè)績較差[31]。而且民營企業(yè)獲得優(yōu)惠貸款后的低效投資對(duì)企業(yè)價(jià)值造成了負(fù)面影響。張?chǎng)┑萚20]研究發(fā)現(xiàn)，政治關(guān)聯(lián)助長民營企業(yè)實(shí)施了更多大規(guī)模的并購，對(duì)并購績效有顯著的負(fù)面影響，其并購績效顯著低于其他企業(yè)；袁建國等[18]研究發(fā)現(xiàn)，政治關(guān)聯(lián)阻礙了企業(yè)自主創(chuàng)新活動(dòng)，降低了創(chuàng)新效率，加劇了企業(yè)粗放式發(fā)展，并最終無益于改善經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量；張興亮等[32]認(rèn)為政治關(guān)聯(lián)降低了信貸資金的配置效率。因此，政企關(guān)系不但造成民營企業(yè)較高的杠桿率，還增加管理層的低效率投資，造成金融資源配置扭曲和資源浪費(fèi)，企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)隨之加劇。

(2)通過參政議政構(gòu)建的政企關(guān)系可能增加民營企業(yè)控股股東的掏空行為，從而加劇特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)。民營企業(yè)建立與政府的良好關(guān)系，中小股東可能認(rèn)為監(jiān)管者不會(huì)嚴(yán)格執(zhí)行監(jiān)管標(biāo)準(zhǔn)以保護(hù)他們的利益[33]。欺詐性夸大盈余的民營企業(yè)，如果與政府已經(jīng)建立良好的關(guān)系，可能經(jīng)歷更為寬松和仁慈的監(jiān)督[14]。由于來自監(jiān)管者的約束較少，政企關(guān)系的建立可能增加民營企業(yè)控股股東轉(zhuǎn)移企業(yè)資源的行為，補(bǔ)償因建立政企關(guān)系而發(fā)生的成本。因此，政企關(guān)系可能導(dǎo)致降低企業(yè)價(jià)值的掏空行為，損害中小投資者利益，導(dǎo)致企業(yè)不穩(wěn)定，加劇特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)。

(3)通過參政議政構(gòu)建的政企關(guān)系可能加大低質(zhì)量的信息披露，加劇民營企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)。建立政企關(guān)系使民營企業(yè)的高管較少關(guān)注信息披露質(zhì)量，披露高質(zhì)量盈余信息的動(dòng)機(jī)不強(qiáng)。這主要是因?yàn)檎箨P(guān)系為民營企業(yè)帶來更多來自政府或官員的庇護(hù)，CORREIA[15]研究發(fā)現(xiàn)，政企關(guān)系使企業(yè)有較小的可能性卷入到美國證券交易委員會(huì)強(qiáng)制執(zhí)行活動(dòng)中，而且一旦被美國證券交易委員會(huì)檢舉，其面臨的罰款比較低。正是因?yàn)檎箨P(guān)系為高管低質(zhì)量的信息披露提供庇護(hù)，政企關(guān)系便成為信息披露質(zhì)量較差的替代品[34]，而較差的信息披露質(zhì)量加劇企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)[35]。

(4)通過參政議政構(gòu)建的政企關(guān)系可能加重民營企業(yè)的社會(huì)負(fù)擔(dān)，從而加劇特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)。民營企業(yè)積極謀求與政府構(gòu)建良好的政企關(guān)系需要付出相應(yīng)代價(jià)。例如，為幫助政府達(dá)成社會(huì)政策目標(biāo)[16]，可能更多地參與低效率的并購重組，可能雇傭更多的員工以減輕地方政府的就業(yè)壓力，并承擔(dān)更高的薪酬成本[17]。因此，政企關(guān)系可能使民營企業(yè)因承擔(dān)過多的社會(huì)負(fù)擔(dān)而對(duì)企業(yè)績效帶來不利影響，從而加劇企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)。

綜上所述，通過參政議政構(gòu)建政企關(guān)系可能帶來民營企業(yè)的高杠桿率、低效率投資、控股股東的掏空行為、較差的信息披露質(zhì)量和沉重的社會(huì)負(fù)擔(dān)，造成經(jīng)營和財(cái)務(wù)不穩(wěn)定，從而面臨較高的特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)。因此，本研究提出與H1a相對(duì)的競爭性假設(shè)。

H1b在其他因素不變的情形下，民營企業(yè)家參政議政構(gòu)建的政企關(guān)系不利于民營企業(yè)應(yīng)對(duì)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 實(shí)證模型設(shè)定

參考ASHBAUGH-SKAIFE et al.[22]、方紅星等[23]和DENNIS et al.[36]的研究構(gòu)建模型進(jìn)行OLS回歸，以檢驗(yàn)前述假設(shè)?；诨旌辖孛鏀?shù)據(jù)的OLS回歸存在偏差，因此，回歸過程中按照企業(yè)代碼進(jìn)行聚類調(diào)整，修正回歸標(biāo)準(zhǔn)誤，保證結(jié)果穩(wěn)健。具體模型為

Iris=χ0+χ1Ger+χ2Vcf+χ3Cfo+χ4Siz+χ5Lev+

χ6Roe+χ7Bm+χ8Div+χ9Age+χ10Ins+

∑Ind+∑Yea+ζ

(1)

其中，χ0為截距項(xiàng)，χ1為解釋變量的估計(jì)系數(shù)，χ2～χ10為控制變量的估計(jì)系數(shù)，Ind和Yea分別為行業(yè)和年度虛擬變量，ζ為殘差項(xiàng)。其他變量定義見表1。

3.2 變量定義

3.2.1 特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)

本研究采用單因素模型對(duì)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行測(cè)量，并采用Fama-French三因子模型和Fama-French五因子模型測(cè)量特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)以檢驗(yàn)結(jié)論的穩(wěn)健性。對(duì)樣本中每個(gè)上市企業(yè)或每只股票，將過去4年中至少36個(gè)月的個(gè)股月超額回報(bào)按月對(duì)市場(chǎng)超額回報(bào)進(jìn)行時(shí)間序列回歸，得出殘差。殘差的標(biāo)準(zhǔn)差即為特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)。具體計(jì)算模型為

Ri,t-Rf,t=ai+bi(Rm,t-Rf,t)+εi,t

(2)

其中，Ri,t為第i只股票的月市場(chǎng)收益率，Rf,t為無風(fēng)險(xiǎn)利率，Rm,t為第i只股票的市場(chǎng)綜合收益率，ai為截距項(xiàng)，bi為估計(jì)系數(shù)，εi,t為殘差項(xiàng)。在具體檢驗(yàn)時(shí)分別選擇持有期流通市值加權(quán)市場(chǎng)月收益率和總市值加權(quán)市場(chǎng)月收益率。因此，也將特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)區(qū)分為流通市值加權(quán)和總市值加權(quán)兩類，即Iris1和Iris2。

3.2.2 政企關(guān)系

民營企業(yè)家通過參政議政的方式與政府建立政治關(guān)系，是民營企業(yè)構(gòu)建政企關(guān)系的重要方式。因此，基于實(shí)際控制人是否參政議政以及董事長和總經(jīng)理是否參政議政兩個(gè)維度測(cè)量政企關(guān)系。

3.2.3 控制變量

在選擇控制變量時(shí)，借鑒ASHBAUGH-SKAIFE et al.[22]、方紅星等[23]和DENNIS et al.[36]的研究，控制以下因素對(duì)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)的影響：①現(xiàn)金流波動(dòng)性，現(xiàn)金流波動(dòng)性越強(qiáng)，企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)越高，預(yù)計(jì)與特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)正相關(guān)；②經(jīng)營性現(xiàn)金凈流量，企業(yè)經(jīng)營性現(xiàn)金凈流量越多，企業(yè)經(jīng)營越好，發(fā)生財(cái)務(wù)危機(jī)的可能性越小，特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)越低，預(yù)計(jì)與特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)負(fù)相關(guān)；③企業(yè)規(guī)模，大規(guī)模企業(yè)較為成熟，風(fēng)險(xiǎn)程度較低，預(yù)計(jì)與特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)負(fù)相關(guān)；④財(cái)務(wù)杠桿，以杠桿率作為測(cè)量指標(biāo)，企業(yè)杠桿比率越大，發(fā)生債務(wù)危機(jī)的可能性越高，特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)可能越高，預(yù)計(jì)與特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)正相關(guān)；⑤經(jīng)營業(yè)績，以凈資產(chǎn)收益率作為測(cè)量指標(biāo)，預(yù)計(jì)與特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)負(fù)相關(guān)；⑥賬市比，價(jià)值型企業(yè)經(jīng)營穩(wěn)健，特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)較小，預(yù)計(jì)與特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)負(fù)相關(guān)；⑦股利支付，支付股利的企業(yè)經(jīng)營成熟、穩(wěn)健，特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)較小，預(yù)計(jì)與特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)負(fù)相關(guān)；⑧上市年限，企業(yè)上市年限越長，經(jīng)營越成熟、穩(wěn)定，特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)較低，預(yù)計(jì)與特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)負(fù)相關(guān)；⑨機(jī)構(gòu)投資者持股比例，機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高，對(duì)企業(yè)的治理效應(yīng)越強(qiáng)，企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)越低，預(yù)計(jì)與特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)負(fù)相關(guān)。此外，還控制行業(yè)和年度固定效應(yīng)。

3.3 樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本研究選取2008年至2016年中國滬深兩市A股民營上市企業(yè)為研究樣本。樣本選擇遵循以下基本原則：①剔除實(shí)際控制人為非自然人的上市企業(yè)樣本；②剔除ST、PT的上市企業(yè)；③剔除金融保險(xiǎn)業(yè)上市企業(yè)；④測(cè)量企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)需要企業(yè)當(dāng)年和前3年共4年的個(gè)股月回報(bào)率，刪除前4年個(gè)股月回報(bào)率個(gè)數(shù)少于36個(gè)的企業(yè)樣本。最終得到企業(yè)年度觀測(cè)樣本5 177個(gè)。對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的Winsorize處理。

基于研究目的，本研究手工收集民營企業(yè)家參政議政的數(shù)據(jù)。首先，通過閱讀年報(bào)找到上市企業(yè)實(shí)際控制人、董事長和總經(jīng)理姓名；其次，通過百度搜索查詢并細(xì)致甄別是否以及何時(shí)擔(dān)任人大代表或政協(xié)委員和政府官員等職務(wù)，對(duì)模糊不清的樣本則通過查詢上市企業(yè)注冊(cè)地人大或政協(xié)官網(wǎng)，搜索人大代表名單或政協(xié)委員名單，進(jìn)行對(duì)比。最后，通過CSMAR上市公司高管特征數(shù)據(jù)庫，進(jìn)行一一比對(duì)，以最大程度保證民營企業(yè)家參政議政數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性。

4 實(shí)證結(jié)果和分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2給出主要變量的樣本描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。Iris1和Iris2的均值分別為0.121和0.122，中位數(shù)分別為0.114和0.115，表明樣本上市企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)左偏。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果Table 2 Results for Descriptive Statistics

注：樣本量為5 177。

Ger1和Ger2的均值分別為0.549和0.611，中位數(shù)均為1，表明民營上市企業(yè)中至少有半數(shù)民營企業(yè)家通過參政議政方式建立政企關(guān)系。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)政企關(guān)系與特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系，依據(jù)Ger1分組，當(dāng)Ger1取值為1時(shí)表示政企關(guān)系組，Ger1取值為0時(shí)表示無政企關(guān)系組，分別進(jìn)行均值差異t檢驗(yàn)和中位數(shù)差異χ2檢驗(yàn)，以比較政企關(guān)系組與無政企關(guān)系組的特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)及主要控制變量是否存在顯著差異。單變量分析結(jié)果見表3，無政企關(guān)系組的Iris1和Iris2的均值分別為0.127和0.128，政企關(guān)系組Iris1和Iris2的均值分別為0.116和0.117，無政企關(guān)系組與政企關(guān)系組相比，均值差異均為0.011，均在1%水平上顯著。與均值差異類似，中位數(shù)差異也均在1%水平上顯著。單變量分析表明，相對(duì)于無政企關(guān)系組，政企關(guān)系組的特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)顯著更低，H1a得到初步驗(yàn)證。

4.2 相關(guān)性分析

表4給出因變量與自變量及主要控制變量之間的相關(guān)關(guān)系。由表4可知，Iris1與Ger1和Ger2均在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，Iris2與Ger1和Ger2也均在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，說明政企關(guān)系與特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)顯著負(fù)相關(guān)，民營企業(yè)建立政企關(guān)系有助于降低企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)，政企關(guān)系具有避險(xiǎn)效應(yīng)，初步驗(yàn)證了H1a。為檢驗(yàn)解釋變量與控制變量之間是否存在嚴(yán)重的多重共線性問題，對(duì)各變量進(jìn)行容忍度分析和方差膨脹因子分析。分析結(jié)果表明，各變量的方差膨脹因子介于1.080～2.050之間，遠(yuǎn)小于10；容忍度介于0.490～0.990之間，遠(yuǎn)大于0.100。說明不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

表3 單變量分析結(jié)果Table 3 Results for Univariate Analysis

注：***為在1%水平上顯著，**為在5%水平上顯著，下同。

表4 相關(guān)系數(shù)Table 4 Correlation Coefficients

注：*為在10%水平上顯著，下同。

4.3 多元回歸分析

表5給出政企關(guān)系對(duì)企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)的回歸結(jié)果，第2列和第3列分別給出Ger1對(duì)Iris1和Iris2的回歸結(jié)果，回歸系數(shù)均為-0.004，t值分別為-3.038和-3.121，均在1%水平上顯著，H1a得到驗(yàn)證。第4列和第5列分別給出Ger2對(duì)Iris1和Iris2的回歸結(jié)果，回歸系數(shù)均為-0.004，t值分別為-3.038和-3.120，也均在1%水平上顯著，H1a再次得到驗(yàn)證。表5的回歸結(jié)果表明，在控制其他因素的情況下，政企關(guān)系與特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)顯著負(fù)相關(guān)，民營企業(yè)家通過參政議政建立的政企關(guān)系能幫助企業(yè)應(yīng)對(duì)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)，政企關(guān)系具有顯著的避險(xiǎn)效應(yīng)?？刂谱兞糠矫妫琕cf與Iris1和Iris2均在1%水平上顯著正相關(guān)，表明現(xiàn)金流波動(dòng)越強(qiáng)，企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)越高，符合理論預(yù)期。Cfo與Iris1和Iris2均在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，表明現(xiàn)金流越充足，企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)越低，符合理論預(yù)期。Siz與Iris1和Iris2均無顯著的相關(guān)關(guān)系，表明企業(yè)規(guī)模不是企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)的重要影響因素。Lev與Iris1和Iris2均在1%水平上顯著正相關(guān)，表明杠桿率越大，企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)越高，符合理論預(yù)期。對(duì)于Roe與Iris1和Iris2的關(guān)系，第2列和第4列的結(jié)果為在10%水平上顯著正相關(guān)，第3列和第5列不顯著，表明盈利能力與企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系不明。Bm與Iris1和Iris2均在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，表明價(jià)值型企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)較低，符合理論預(yù)期。Div與Iris1和Iris2均在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，表明支付股利的企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)較低，符合理論預(yù)期。Age與Iris1和Iris2均在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，表明企業(yè)上市年限越長，企業(yè)經(jīng)營越穩(wěn)定，特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)越低，符合理論預(yù)期。Ins與Iris1和Iris2在5%及以上水平上顯著負(fù)相關(guān)，表明機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高，機(jī)構(gòu)投資者治理效應(yīng)越強(qiáng)，有助于降低企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)，符合預(yù)期。

4.4 內(nèi)生性問題的處理

民營企業(yè)家通過參政議政建立政企關(guān)系的渠道主要有兩種，一是各級(jí)黨委和政府出于經(jīng)濟(jì)和政治考慮，給予優(yōu)秀民營企業(yè)家政治榮譽(yù)和地位；二是民營企業(yè)聘請(qǐng)具有參政議政資格的人士擔(dān)任企業(yè)高管[10]。政企關(guān)系的建立機(jī)制決定了高效率的優(yōu)質(zhì)企業(yè)更可能建立政企關(guān)系。因此，民營企業(yè)建立的政企關(guān)系可能內(nèi)生于其所處環(huán)境和自身特征，是民營企業(yè)自身尋求的結(jié)果，而且這些因素也可能影響企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)，上述對(duì)政企關(guān)系與特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系的考察就可能受到內(nèi)生性問題的影響。為此，借鑒CHEN et al.[37]和唐松等[38]的研究，采用Heckman兩階段方法和傾向得分匹配方法(PSM)盡可能克服內(nèi)生性問題對(duì)結(jié)論的影響。

4.4.1 Heckman兩階段模型

第一階段，基于民營企業(yè)家是否參政議政構(gòu)建虛擬變量政企關(guān)系，并將政企關(guān)系作為被解釋變量，將可能影響政企關(guān)系的變量作為解釋變量并依據(jù)(3)式進(jìn)行Probit回歸，并估計(jì)民營企業(yè)建立政企關(guān)系的概率。通過第一階段回歸得到逆米爾斯比Lam，并在第二階段回歸中加入Lam作為額外的控制變量。

Pr(Ger=1)=η0+η1Ind_r+η2Pgd+η3Def+η4Une+

【英國《國際核工程》網(wǎng)站2018年9月26日?qǐng)?bào)道】 俄羅斯克拉斯諾雅茨克科學(xué)中心(KSC)和西伯利亞聯(lián)邦大學(xué)近日宣布，研發(fā)出了可從堿性放射性廢液中一次性去除鍶銫的技術(shù)。相關(guān)研究成果已刊登在《核材料雜志》(Journal of Nuclear Materials)上。

η5Hro+η6Siz+η7Lev+η8Roe+ψ

(3)

其中，Ind_r為有政企關(guān)系的企業(yè)數(shù)量在行業(yè)占比，設(shè)基于實(shí)際控制人政企關(guān)系的企業(yè)數(shù)量在行業(yè)中占比為Ind_r1，基于董事長和總經(jīng)理政企關(guān)系的企業(yè)數(shù)量在行業(yè)中占比為Ind_r2；Pgd為省級(jí)或直轄市人均GDP的自然對(duì)數(shù)，Def為省級(jí)或直轄市財(cái)政赤字占GDP的比重，Une為省級(jí)或直轄市城鎮(zhèn)登記失業(yè)率，Hro為企業(yè)第一大股東的持股比例，η0為截距項(xiàng)，η1～η8為解釋變量的估計(jì)系數(shù)，ψ為殘差項(xiàng)。

表5 政企關(guān)系與企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)回歸結(jié)果Table 5 Regression Results for Government-enterprise Relationship and Firm Idiosyncratic Risk

注：標(biāo)準(zhǔn)誤按照公司代碼聚類和異方差調(diào)整；括號(hào)內(nèi)數(shù)據(jù)為t值，下同。

(3)式中，將Ind_r作為工具變量放入回歸中，因?yàn)橛姓箨P(guān)系的企業(yè)數(shù)量在行業(yè)占比與政企關(guān)系相關(guān)，而與企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)不存在相關(guān)性。此外，還包括3個(gè)測(cè)量企業(yè)所在省或直轄市經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的變量，分別為Pgd、Def和Une，這3個(gè)變量的數(shù)據(jù)取自CSMAR宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫。Heckman回歸結(jié)果見表6和表7。

表6 Heckman第一階段回歸結(jié)果Table 6 Regression Results for Heckman First-stage

表7 Heckman第二階段回歸結(jié)果Table 7 Regression Results for Heckman Second-stage

表6給出Heckman第一階段回歸結(jié)果，Ind_r1和Ind_r2的系數(shù)分別為2.108和2.630，t值分別為13.279和17.062，均在1%水平上顯著，說明有政企關(guān)系的企業(yè)數(shù)量在行業(yè)占比顯著影響民營企業(yè)建立政企關(guān)系。表7給出Heckman第二階段回歸結(jié)果，在控制逆米爾斯比的情況下，第2列和第3列Ger1的系數(shù)均為-0.004，均在1%水平上顯著；第4列和第5列Ger2的系數(shù)也均為-0.004，也均在1%水平上顯著。表明控制了可能的內(nèi)生性問題后，政企關(guān)系對(duì)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)的影響仍然顯著。因企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)影響因素的數(shù)據(jù)存在缺失，所以表6和表7的樣本量為5 141和5 156個(gè)。

4.4.2 傾向得分匹配法

為了控制民營企業(yè)建立政企關(guān)系對(duì)企業(yè)特征和環(huán)境的選擇效應(yīng)，采用傾向得分匹配法控制建立政企關(guān)系的民營企業(yè)與未建立政企關(guān)系的民營企業(yè)在企業(yè)特征和經(jīng)濟(jì)環(huán)境上的差異。采用(3)式，基于因變量Ger的Probit回歸計(jì)算得出傾向得分，對(duì)Ger等于1的樣本采用近鄰匹配的可重復(fù)的方法得到1個(gè)最近的樣本與之匹配。

表8的A欄給出平行假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果，由A欄結(jié)果可知，傾向得分匹配符合平行假設(shè)，匹配后省級(jí)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)Pgd、Def、Une和企業(yè)特征數(shù)據(jù)均無顯著差異。在進(jìn)行得分匹配后，B欄給出政企關(guān)系對(duì)其影響因素的回歸結(jié)果，第3列和第4列為不符合匹配條件的回歸，第3列控制行業(yè)和年份，第4列沒有控制行業(yè)和年份，樣本量分別為2 421和2 427，所有變量對(duì)民營企業(yè)是否建立政企關(guān)系均無顯著的影響，并且(3)式整體無法拒絕χ2檢驗(yàn)。從C欄的傾向得分匹配后的結(jié)果可知，Ger=1和Ger=0兩組的特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)Iris1和Iris2均在1%水平上存有顯著差異?；诜€(wěn)健性考慮，本研究采用半徑匹配和核匹配方法進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)在政企關(guān)系組與無政企關(guān)系組之間仍存在顯著差異。這說明，在控制了內(nèi)生性問題后，政企關(guān)系對(duì)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)仍然有顯著負(fù)向影響，表明政企關(guān)系有助于民營企業(yè)規(guī)避特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)。

表8 傾向得分匹配結(jié)果Table 8 Results for Propensity Score Matching

為控制政企關(guān)系與企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)之間可能存在的反向因果關(guān)系對(duì)本研究結(jié)論的影響，針對(duì)實(shí)際控制人或董事長和總經(jīng)理首次當(dāng)選人大代表或政協(xié)委員等情況，考察他們當(dāng)選前后企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)是否存在顯著差異，即實(shí)際控制人或董事長和總經(jīng)理首次當(dāng)選后企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)是否顯著降低。具體而言，本研究剔除樣本期間無政企關(guān)系和樣本期間均有政企關(guān)系的企業(yè)樣本，僅保留樣本期前期無政企關(guān)系而后期出現(xiàn)政企關(guān)系的樣本。經(jīng)過細(xì)致的樣本篩選，滿足上述條件的Ger1樣本量為434，Ger2樣本量為311。據(jù)此對(duì)(1)式進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表9。由表9可知，Ger1和Ger2系數(shù)的顯著性降低，但仍然在5%水平上顯著為負(fù)，H1a再次得到驗(yàn)證。結(jié)果表明，企業(yè)實(shí)際控制人或董事長和總經(jīng)理在首次當(dāng)選人大代表或政協(xié)委員后，企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)降低。

表9 政企關(guān)系與企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)回歸結(jié)果 (基于反向因果關(guān)系)Table 9 Regression Results for Government-enterprise Relationship and Firm Idiosyncratic Risk (Based on Reverse Causality)

4.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：更換特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)的測(cè)量方式

4.5.1 基于Fama-French三因子模型測(cè)量特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)

基于Fama-French三因子模型回歸殘差的標(biāo)準(zhǔn)差對(duì)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行替代測(cè)量，對(duì)(1)式重新進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表10。Fama-French三因子模型為

(4)

表10中第2列和3列分別給出Ger1對(duì)Iris1和Iris2的回歸結(jié)果，Ger1的系數(shù)均為-0.004，t值分別為-2.992和-2.928，均在1%水平上顯著。第4列和第5列分別給出Ger2對(duì)Iris1和Iris2的回歸結(jié)果，Ger2的系數(shù)均為-0.004，t值分別為-2.630和-2.567，分別在1%和5%水平上顯著。表10的結(jié)果表明，民營企業(yè)政企關(guān)系具有顯著規(guī)避特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)的效應(yīng)，結(jié)論穩(wěn)健。

表10 政企關(guān)系與企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)回歸結(jié)果 (Fama-French三因子模型)Table 10 Regression Results for Government-enterprise Relationship and Firm Idiosyncratic Risk (Based on Fama-French Three-factor Model)

4.5.2 基于Fama-French五因子模型測(cè)量特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)

基于Fama-French五因子模型回歸殘差的標(biāo)準(zhǔn)差對(duì)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行替代測(cè)量，對(duì)(1)式重新進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表11。Fama-French五因子模型為

riRMWt+ciCMAt+ε″i,t

(5)

表11中，Ger1與Iris1和Iris2在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，Ger2與Iris1和Iris2在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，進(jìn)一步支持了前述結(jié)論，即民營企業(yè)政企關(guān)系有助于企業(yè)應(yīng)對(duì)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)，政企關(guān)系具有顯著的避險(xiǎn)效應(yīng)。

表11 政企關(guān)系與特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)回歸結(jié)果 (Fama-French五因子模型)Table 11 Regression Results for Government-enterprise Relationship and Firm Idiosyncratic Risk (Based on Fama-French Five-factor Model)

5 進(jìn)一步分析

5.1 基于中介效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)

政企關(guān)系規(guī)避企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)是通過什么途徑形成的、作用機(jī)理是什么，本研究試圖從融資約束角度進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，探索作用機(jī)理。

5.1.1 模型構(gòu)建和中介變量定義

為檢驗(yàn)政企關(guān)系規(guī)避企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)的作用機(jī)理，借鑒BARON et al.[39]、溫忠麟等[40]和花馮濤等[25]的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，構(gòu)建路徑模型為

Iris=φ0+φ1Ger+φ2Con+ξ

(6)

Fc=β0+β1Ger+β2Con+ω

(7)

Iris=α0+α1Ger+α2Fc+α3Con+

(8)

其中，F(xiàn)c為融資約束，為政企關(guān)系與企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)的中介變量；φ0、β0和α0為截距項(xiàng)，φ1、φ2、β1、β2、α1、α2和α3為估計(jì)系數(shù)，ξ、ω和為殘差項(xiàng)。

中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序分為3步。①觀察φ1的顯著性；②觀察β1的顯著性；③觀察α1和α2的顯著性。當(dāng)φ1和β1顯著，α1不顯著，α2顯著，且Sobelz值統(tǒng)計(jì)上顯著，則中介變量存在完全中介效應(yīng)；當(dāng)φ1、β1、α1和α2都顯著，但α1絕對(duì)值小于φ1的絕對(duì)值，且Sobelz值統(tǒng)計(jì)上顯著，則中介變量存在部分中介效應(yīng)。

5.1.2 政企關(guān)系與企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)：基于融資約束的中介效應(yīng)

優(yōu)序融資理論認(rèn)為企業(yè)無法為好的投資機(jī)會(huì)籌集到所需資金時(shí)，只能依賴內(nèi)源融資，而當(dāng)企業(yè)內(nèi)部資金匱乏不得不放棄有利的投資機(jī)會(huì)時(shí)，融資約束問題隨之產(chǎn)生。眾所周知，融資約束問題給企業(yè)帶來諸多負(fù)面后果，它抑制了上市企業(yè)的研發(fā)投資[44-45]，加大了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)[46]，約束了中國企業(yè)的出口參與[26]，誘發(fā)企業(yè)激進(jìn)避稅[43]，因而融資約束問題加劇了企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)。已有研究一致認(rèn)為良好的政企關(guān)系為企業(yè)獲取銀行等金融機(jī)構(gòu)的優(yōu)惠貸款提供便利[4-5]，更易于通過股權(quán)融資的審批[6-7]，從而緩解融資約束[8]?；诖耍狙芯款A(yù)期，融資約束加劇企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)，政企關(guān)系通過緩解融資約束從而降低企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)，融資約束具有中介效應(yīng)。

表12給出政企關(guān)系通過融資約束對(duì)企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生作用的檢驗(yàn)結(jié)果。在A欄中，第2列和第5列分別給出政企關(guān)系對(duì)企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)Iris1和Iris2的回歸結(jié)果，Ger1的系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)，表明政企關(guān)系能夠有效規(guī)避企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)。第3列和第6列檢驗(yàn)Ger1對(duì)Fc的作用，Ger1顯著為負(fù)，表明政企關(guān)系能夠緩解融資約束，支持本研究的預(yù)期。第4列和第7列為中介效應(yīng)檢驗(yàn)，與第2列相比，第4列Ger1的t值下降，與第5列的相比，第7列Ger1的t值下降，并且Sobel檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的p值為0。結(jié)果表明，融資約束具有部分中介效應(yīng)。在B欄中，對(duì)于Iris1和Iris2，融資約束仍具有部分中介效應(yīng)。因融資約束變量存在缺失，表12中樣本量比總樣本量有所減少。

5.2 基于政企關(guān)系強(qiáng)弱的實(shí)證檢驗(yàn)

實(shí)際控制人或董事長和總經(jīng)理擔(dān)任不同級(jí)別人大代表、政協(xié)委員或者工商聯(lián)委員，可能給企業(yè)帶來不同的影響，進(jìn)而影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)管控?；诖耍瑢⒄箨P(guān)系區(qū)分為強(qiáng)、中、弱和無政企關(guān)系4種類型，并設(shè)置3個(gè)虛擬變量。具體而言，將實(shí)際控制人或董事長和總經(jīng)理為全國人大代表、全國政協(xié)委員或者全國工商聯(lián)委員定義為強(qiáng)政企關(guān)系Hge1或Hge2，取值為1，其他取值為0；將實(shí)際控制人或董事長和總經(jīng)理為省級(jí)人大代表、省級(jí)政協(xié)委員或者省工商聯(lián)委員定義為中政企關(guān)系Mge1或Mge2，取值為1，其他取值為0；將實(shí)際控制人或董事長和總經(jīng)理為市級(jí)及以下人大代表、市級(jí)及以下政協(xié)委員或者市級(jí)及以下工商聯(lián)委員定義為弱政企關(guān)系Lge1或Lge2，取值為1，其他取值為0。

構(gòu)建模型為

Iris=δ0+δ1Hge+δ2Mge+δ3Lge+δ4Vcf+δ5Cfo+

δ6Siz+δ7Lev+δ8Roe+δ9Bm+δ10Div+δ11Age+

δ12Ins+∑Ind+∑Yea+τ

(9)

其中，δ0為截距項(xiàng)，δ1～δ12為解釋變量的估計(jì)系數(shù)，τ為殘差項(xiàng)。

表13給出政企關(guān)系強(qiáng)弱對(duì)企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)的影響。Hge1的系數(shù)在第2列和第3列中均為-0.007，均在1%水平上顯著；Mge1的系數(shù)在第2列和第3列中均為-0.004，均在5%水平上顯著，與Hge1相比，系數(shù)和顯著性均下降；Lge1的系數(shù)在第2列和第3列中均為-0.003，t值分別為-1.662和-1.595，與強(qiáng)政企關(guān)系和中政企關(guān)系相比，系數(shù)和顯著性均顯著下降。Hge2、Mge2和Lge2的關(guān)系與Hge1、Mge2和Lge1的關(guān)系保持一致。上述結(jié)果表明相對(duì)于弱政企關(guān)系，強(qiáng)政企關(guān)系對(duì)企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)的影響更為顯著。

表12 基于融資約束的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果Table 12 Test Results of Mediating Effect Based on Financial Constraints

表13 基于政企關(guān)系強(qiáng)弱的檢驗(yàn)結(jié)果Table 13 Test Results Based on Strong and Weak Government-enterprise Relationship

6 結(jié)論

在中國當(dāng)前的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體制下，政府在資源配置中仍發(fā)揮著關(guān)鍵作用。與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)在獲取關(guān)鍵資源和營商環(huán)境等方面存在先天劣勢(shì)，使民營企業(yè)更加注重政企關(guān)系。民營企業(yè)家通過參政議政的方式與政府建立政企關(guān)系，具有雙刃劍效應(yīng)，基于民營企業(yè)家參政議政視角，以2008年至2016年滬深兩市民營上市企業(yè)為研究樣本，實(shí)證檢驗(yàn)政企關(guān)系對(duì)民營企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)的影響。研究結(jié)果表明，政企關(guān)系與企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)顯著負(fù)相關(guān)?？紤]到它們之間可能存在的內(nèi)生性問題，首先，運(yùn)用Heckman兩階段方法對(duì)政企關(guān)系與企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，控制可能的自選擇問題后，政企關(guān)系與企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)仍顯著負(fù)相關(guān)；其次，運(yùn)用傾向得分匹配法再次檢驗(yàn)二者的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)在處理組與控制組之間存在顯著差異，處理組特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)顯著更低。上述結(jié)果表明，民營企業(yè)家通過參政議政建立的政企關(guān)系有助于企業(yè)規(guī)避特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)。進(jìn)一步地，本研究還考察了政企關(guān)系影響企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)的作用機(jī)理，發(fā)現(xiàn)政企關(guān)系緩解了融資約束，進(jìn)而有助于企業(yè)規(guī)避特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)；相對(duì)于弱政企關(guān)系，強(qiáng)政企關(guān)系對(duì)企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)的影響更為顯著。

一方面，本研究為企業(yè)有效應(yīng)對(duì)和化解企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)提供了重要借鑒，具有較強(qiáng)的啟示意義。本研究結(jié)果表明，政企關(guān)系能夠幫助民營企業(yè)規(guī)避特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)，因此建立和培育與政府良好的協(xié)作關(guān)系，是民營企業(yè)應(yīng)對(duì)和化解風(fēng)險(xiǎn)的重要舉措。另一方面，本研究為民營企業(yè)發(fā)展和政企關(guān)系研究提供了新的視角。構(gòu)建良好的政企關(guān)系，創(chuàng)造和諧的營商環(huán)境，消除民營企業(yè)面臨的歧視，實(shí)現(xiàn)法治經(jīng)濟(jì)，是民營企業(yè)發(fā)展的根本保證。

本研究仍然存在一些不足。政企關(guān)系可能通過諸多渠道和機(jī)制對(duì)企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生影響，本研究主要考察融資約束這一渠道，未從其他方面探索作用渠道和機(jī)制。對(duì)于政企關(guān)系與企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)之間可能存在的內(nèi)生性問題，如能找到合適的外生事件將能很好地克服內(nèi)生性問題，然而受限于外生事件沖擊的可獲得性，本研究未能利用外生事件處理內(nèi)生性問題，僅利用Heckman兩階段方法和傾向得分匹配法等進(jìn)行了處理。