市场深化弱化了民营企业政治关系的作用吗?——来自民营上市公司政治关系贷款效应的经验证据

胡旭阳，孟顺杰

(浙江财经大学金融学院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

已有文献表明，作为市场替代机制，民营企业政治关系在促进中国民营企业和民营经济发展中发挥了作用[1]。在市场支持制度不健全和要素市场不完善的情况下，民营企业政治关系作为市场替代机制发挥了保护民营企业产权[2]、便利民营企业融资[3][4]、去除政府管制行业准入壁垒[5]等作用。虽然现有研究已对民营企业政治关系的经济影响做了广泛而深入的研究，但鲜有文献直接考察民营企业政治关系的经济作用是否随我国市场化改革而动态弱化，而这是一个兼具重要现实意义和一定理论意义的问题。

从现实角度看，党的十九大报告明确提出了 “构建亲清新型政商关系，促进非公有制经济健康发展和非公有制经济人士健康成长”的要求，如何构建 “亲清”新型政商关系成为各级党委政府和民营企业面临的共同任务。而关于市场深化与民营企业政治关系经济作用的动态变化关系的研究有助于了解市场化改革是否促进民营企业通过市场途径而非依赖政商关系来获取生产要素，这对“亲清”新型政商关系的构建显然具有重要参考价值。

在理论方面，尽管许多文献都认为转轨国家的企业政治关系对企业战略选择和绩效有重要影响[6][7]，然而关于企业政治关系的作用是否随体制转轨而动态弱化或消失，理论界并未达成一致意见。一种观点认为，在转轨初期，由于缺乏成熟的要素市场和市场支持制度，企业采取基于关系网络型战略比市场型战略更能取得竞争优势；而随着转轨国家的市场深化和经济自由度提升，市场战略逐步取代关系型战略占据主导地位，包括企业政治关系在内的社会资本的作用势必会弱化[8]。另一种观点认为，转轨国家的市场深化和经济自由度提升并不一定会使企业政治关系价值动态弱化。市场深化使经济总量增加，政府掌握了更多的经济资源[9]；同时市场深化和经济自由化并不代表转轨国家的政府完全撤出经济领域，政府部门仍拥有再分配和监管权力，可通过金融监管、产业政策和反垄断政策、税收、政府购买等途径对很多经济领域施加影响；因而，企业政治关系仍会发挥作用，甚至可能会强化[10][11][12]。因而从理论发展角度看，对中国市场深化与民营企业政治关系经济作用动态变化关系的研究可以为上述理论争议提供来自世界最大转轨经济体的经验证据。

针对上述理论争议，Nee和Opper(2010)认为[7]，仅从总体上评价转轨国家企业政治资本的作用是消失或强化，既不全面也很难得到明确结论，需要关注政治关系价值动态变化的异质性；Siegel(2007)认为[10]，对于一个国家经济自由化后企业政治关系价值问题，应该从它是否发挥作用转向它如何发挥作用的讨论。而在中国转轨过程中，民营企业政治关系能够给关联企业带来贷款便利[3][4]、政府税收优惠和财政补贴[13][14]、管制行业准入[5][15]等经济利益，这些经济效应的形成机理不尽相同。因而根据Nee和Opper(2010)[7]和Siegel(2007)[10]的观点，从市场深化与形成机制视角分析政治关系不同经济效应动态变化的异质性有助于了解中国转轨过程中政治关系价值的动态变化特征。

基于此，以中国民营企业政治关系的贷款效应作为具体的研究对象，本文从市场替代机制和政府偏袒机制角度分析市场深化影响民营企业政治关系贷款效应动态变化的理论机理，提出理论假设；然后以2003～2017年民营上市公司为研究样本对相关理论假设进行检验。本文的实证研究结果显示：第一，样本期内，民营企业政治关系的贷款效应呈现弱化的动态特征；第二，民营企业政治关系贷款效应的动态弱化与中国转轨过程中市场化总体水平的提升密切相关。

二、理论分析与理论假设的提出

民营企业政治关系经济效应的形成有两个基本机制：市场替代机制和政府偏袒机制。市场替代机制认为，在中国转轨过程中，民营企业发展面临市场基础制度和要素市场体系不完善的制约；在这种情况下，民营企业政治关系在功能上发挥了市场替代机制的作用，缓解了市场基础制度不健全和要素市场不完善对民营企业发展的不利影响[1][16]。而政府偏袒机制则强调，政治关联企业所具备的良好政企关系使政府部门在配置其所掌握的资源或要素时偏袒关联企业，使关联企业获得更多的诸如财政补贴、税收优惠等经济好处[2][14]。

民营企业政治关系的贷款效应是指政治关系能够给关联企业带来银行贷款的便利[3][4]。下面分析民营企业政治关系通过市场替代机制和政府偏袒机制形成贷款效应的理论机理，以及在中国市场深化过程中源于上述两种机制的贷款效应动态变化趋势。

(一)市场替代机制、市场深化与政治关系贷款效应的动态变化

1.政治关系作为市场替代机制对民营企业政治关系贷款效应形成的影响

中国转轨过程中，民营企业发展面临金融体系不发达、所有制歧视等不利外部环境带来的融资难问题。在这种背景下，作为市场替代机制，民营企业政治关系便利关联企业获得银行贷款，形成政治关系的贷款效应，具体而言：

(1)产权保护不充分与民营企业政治关系的贷款效应。在中国转轨初期，由于意识形态和法律制度对民营企业产权保护不充分，民营企业经常遭受乱摊派、乱收费等形式的地方政府或官员“掠夺之手”的侵害[17]。地方政府 “掠夺之手”对民营企业产权的侵害使企业的经营风险增大，增加了银行贷款风险，导致银行对民营企业贷款采取谨慎态度，增加了民营企业获得银行贷款的难度[2][18]。

而政治关系可以作为法律替代机制发挥保护民营企业产权的作用，避免或减少来自地方政府或官员 “掠夺之手”的侵害[2]。在这种情况下，民营企业政治关系通过降低来自政府部门的侵害而保护民营企业的权益，进而减少银行向企业贷款的风险，增加企业从银行获得贷款的可能性。因而政治关系作为产权保护替代机制形成民营企业政治关系的贷款效应[2][18]。

(2)信贷市场信息不对称与民营企业政治关系的贷款效应。在转轨初期，民营企业往往没有建立健全的会计和财务制度，或者为了规避政府 “掠夺之手”的潜在威胁而刻意隐匿企业的真实信息，信息不对称成为银行向民营企业提供贷款的重要障碍。在这种情况下，民营企业政治关系成为传递企业质量的信号，有助于降低关联企业与银行间的信息不对称，增加银行向关联企业贷款的可能性。民营企业建立政治关系有两种基本途径：企业家参政议政和聘请前政府官员出任企业高管[19][20][21]。一般而言，民营企业经济实力越强、纳税越多，企业家越可能获得参政议政资格；同时前政府官员也更愿意前往规模大、实力强的企业出任高管，因而民营企业政治关系起到了向银行传递关联企业质量信号的作用，促进民营企业政治关系贷款效应的形成[4]。

2.市场化改革与政治关系作为市场替代机制作用的弱化

(1)要素市场完善与政治关系作为市场替代机制作用的弱化。中国改革开放过程是一个要素市场总体上不断完善的过程。由于户籍制度和土地国有的原因，在人才、土地、资本三大要素中，中国资本要素的市场化程度更高、政府的干预程度更低。中国证券市场从无到有以及多层次资本市场体系的建设增加了民营企业的直接融资途径；而银行业从改革之初的 “四大行”寡头垄断到股份制商业银行、城市商业银行 “群雄并起”的竞争格局拓展了民营企业的间接融资渠道。因而，金融市场体系的发展和完善降低了民营企业在融资方面对政治关系的依靠[7][16]。

同时，随着中国资本市场的发展，许多民营企业上市融资愿望强烈。而健全和完善的财务会计制度是企业上市的前提条件，上市动机敦促和激励民营企业完善财务会计制度，进而促进民营企业财务会计信息的规范化。而规范、透明的财务会计信息降低了企业与银行间的信息不对称，使政治关系作为向银行传递民营企业质量信号的作用下降。

(2)产权保护制度的完善与政治关系作为市场替代机制作用的弱化。中国市场化改革过程也是伴随对私有产权的保护逐步完善的过程。改革开放之初，“姓社姓资”的意识形态问题困扰民营企业的发展，许多私营企业通过 “戴红帽”、挂靠等方式来规避上述风险[22]。而1988年中华人民共和国宪法修正案提出了国家保护私营经济的合法权利和利益，首次从宪法层面强调对私营企业产权保护；1993年11月召开的党的十四届三中全会提出了赋予私营经济平等的竞争地位，此后党中央一直强调各种所有制经济同等受到法律保护。因而总体上，民营企业的产权保护随市场化改革而不断完善。

产权保护制度的完善可以从两方面弱化民营企业政治关系的贷款效应。一方面，产权制度的完善制约了地方政府 “掠夺之手”对民营企业财产权利的侵害，降低了银行向民营企业贷款的顾虑，进而使政治关系作为产权保护替代机制便利关联企业获得银行贷款的作用弱化。另一方面，在法律对私营企业产权保护逐步完善的情况下，民营企业家对政府 “掠夺之手”的顾虑下降，通过不规范的财务会计制度隐匿企业真实信息的动机下降，这使得民营企业政治关系作为向银行传递企业质量信号的作用再度下降。

(二)政府偏袒机制、市场深化与民营企业政治关系贷款效应的动态变化

除了市场替代机制外，民营企业政治关系还通过政府偏袒机制给关联企业带来融资便利。La Porta等(2012)认为[23]，政府拥有银行的所有权往往便利政府官员通过银行信贷来实现政治目标而非经济目标。在中国，地方政府拥有地方金融机构(城市商业银行、信用社)的所有权和高层管理人员的人事任免权，从而可以间接影响地方金融机构的信贷投向[24]。而政府官员更可能偏袒关联企业，因而政治关联企业凭借与政府的良好关系，更可能从地方金融机构获得信贷资源，即民营企业政治关系通过政府偏袒机制形成贷款效应[2][24]。

尽管市场深化弱化了源于市场替代机制的贷款效应，但在中国市场深化与政府干预并存的背景下，它未必会弱化源于政府偏袒机制的贷款效应。

一方面，市场深化促进了一国经济发展和经济总量的增加，政府掌握的经济资源更多[9]。随着中国体制转轨和经济总量的迅速增加，地方政府控制的地方金融机构数量和规模都大幅度上升。另一方面，中国政府对经济活动的干预程度仍旧比较高。中央政府通过制定 “五年规划”来确定国家未来重点发展方向，通过产业政策来引导产业发展。由于政府官员的自由裁量权，在市场化过程中掌握更多资源的地方政府官员可以在产业政策的实施中偏袒关联企业，使关联企业获得包括更多银行贷款在内的经济好处。比如，祝继高等(2015)发现[25]，产业政策支持行业的政治关联企业获得了更多的长期银行贷款。

综上可知，在中国转轨过程中，民营企业政治关系通过市场替代机制和政府偏袒机制给关联企业带来贷款便利，而市场化对上述两种机制的影响有差异：源于市场替代机制的贷款效应随市场深化而弱化，源于政府偏袒机制的贷款效应未必会随市场深化而弱化，因而市场化与民营企业政治关系贷款效应的动态变化关系取决于哪种效应占据主导地位，为此本文提出如下两个对立的理论假设：

理论假设1：市场替代机制占据主导地位，政治关系的贷款效应随市场深化而弱化；

理论假设2：政府偏袒机制占据主导地位，政治关系的贷款效应随市场深化而强化。

为了检验上述理论假设，本文的实证研究需要解决如下两个问题：第一，在研究样本期内，民营企业政治关系的贷款效应总体上是否呈现动态弱化趋势?第二，如果民营企业政治关系的贷款效应呈现动态弱化趋势，那么上述动态弱化趋势是否与我国的市场化改革有关。在下面的实证研究中，本文先分析第一个问题；如果实证分析结果显示民营企业政治关系的贷款效应呈现动态弱化趋势，那么继续分析其与市场深化之间的联系。

三、民营企业政治关系贷款效应的动态特征分析

(一)研究设计

1.样本数据

国泰安金融数据库关于上市公司实际控制人的数据起始年份为2003年，因而本文的研究样本期间为2003～2017年。本文通过国泰安数据库获得上市公司实际控制人的数据，并按照如下规则选择最终的研究样本企业：第一，实际控制人为自然人的民营上市企业；第二，去除在样本期间退市和数据缺失的样本；第三，由于在研究方法上，本文采用基于面板数据的公司固定效应模型来降低公司个体不变异质性引起的内生性问题，而实际控制人对民营上市企业的决策具有决定性影响，如果实际控制人发生变更，就难以保证公司层面个体特征的稳定，因而本文把研究样本限制在2003年后或上市后(2003年以后上市的民营企业)实际控制人没有发生变化的样本企业。这样最后得到年份-公司截面样本数为10399个。

2.模型设定

为了考察民营企业政治关系贷款效应的动态特征，本文建立如下的公司固定效应模型：

其中，解释变量pc表示民营企业的政治关系，调节变量term表示时间趋势，Control为其他控制变量集合，γi表示公司固定效应。

(1)被解释变量

本文的被解释变量为loan，借鉴余明桂和潘红波(2008)[3]的做法，把loan定义为公司贷款总额/资产总额，以百分比表示。

(2)解释变量

本文以变量pc表示民营企业政治关系。借鉴已有文献的做法[20][21]，如果民营上市公司的实际控制人或董事长或总经理当选各级人大代表或政协委员，或是前政府官员，那么pc值为1，否则为0。本文除了考虑董事长或总经理的政治关联外，还考虑了实际控制人的政治关联，因为即使不担任董事长，实际控制人也对民营企业决策具有重要影响。

(3)调节变量

term为调节变量，用以考察民营企业政治关系贷款效应在样本期内的动态变化情况；其取值为t-2003，其中t的取值区间为2003至2017，2003年度t取值为2003，2004年度t取值为2004，如此类推；如果交互项pc×term的系数β3显著小于零，那么表明在样本期内民营企业政治关系的贷款效应呈现动态弱化趋势。

(4)控制变量

本文还控制以下变量的影响，以尽可能降低遗漏变量所产生的偏误：asset为上市公司的规模，以公司年度报告中的资产规模(单位亿元)来代表，并取自然对数以降低异方差的影响；fasset为固定资产比例，以上市公司固定资产占总资产的比重来表示；em为企业就业贡献，以上市公司员工总数来表示，并取自然对数以降低异方差的影响；salary表示公司高管的薪酬水平，以公司薪酬前三名的报酬总额(单位万元)取自然对数来表示；director表示上市公司董事会总人数；indep表示独立董事占董事总人数的比例；zyzzl表示主营业务增长率；roa表示公司总资产净收益率；gd1表示上市公司第一大股东持股比例；dual表示上市公司的董事长与总经理是否兼任，如果兼任取值1，否则取值0。

对所有连续变量均在1%水平缩尾处理，以降低异常值的影响；在系数的显著性检验方面，本文采用公司层面聚类的稳健标准误。

(二)变量的描述性统计结果

表1是相关变量的描述性统计结果。统计结果显示，被解释变量loan的均值为11.8491，银行贷款占企业总资产的平均比重为11.8491%，标准差为12.4332，最大值为69.7545，最小值为0，企业间的银行贷款比例差异较大；解释变量pc的均值为0.6848，68.48%的样本企业存在政治关系，这说明民营企业政治关系是一种较为普遍的现象；调节变量term的均值为10.1724，标准差为3.2393。

表1 相关变量的描述性统计结果

续表

(三)民营企业政治关系贷款效应动态特征的实证分析结果

1.民营企业政治关系贷款效应的动态特征分析

表2是关于民营企业政治关系贷款效应动态变化特征的实证分析结果。由于调节变量term的取值随时间变化，如果控制年份效应，那么会产生多重共线性问题。为此，本文分别给出了控制年份效应和不控制年份效应的分析结果。在控制年份效应的情况，本文的回归分析没有控制变量term的影响，以降低多重共线性的影响。

表2 民营企业政治关系贷款效应动态特征的实证分析结果

表2的模型1和模型2是没有控制年份效应的分析结果。没有考虑调节效应的模型1结果显示，解释变量pc的系数为1.0646，大于零且在5%水平显著，这说明在研究样本期间，民营企业政治关系存在贷款效应。模型2的分析结果显示，在考虑调节变量term影响的情况下，解释变量pc的系数为4.0559，大于零且在1%水平显，民营企业政治关系具有显著的贷款效应；变量term的系数为-0.6224，小于零且1%水平显著，在样本期内，银行贷款的比重呈现下降趋势；而交互项pc∗term的系数为-0.3381，小于零且在1%水平显著，这表明，政治关联企业的贷款比例下降得更快，民营企业政治关系的贷款效应呈现动态弱化趋势。

模型3和4区别于模型1、2之处在于控制了年份效应而没有控制变量term。模型4的分析结果显示，变量pc的系数为3.8429，大于零且在1%水平显著，民营企业政治关系具有显著的贷款效应，同时交互项pc∗term的系数为-0.3182，小于零且在1%水平显著，与模型2的结论相似。由此可见，样本期内民营企业政治关联的贷款效应呈现动态弱化趋势。

2.工具变量的分析结果

本文借鉴Fisman和Svensson(2007)[26]、于蔚等(2012)[4]提出的构造分组平均值作为工具变量的思路来进一步缓解内生性问题的影响。我们选取企业政治关系的省份-行业-t年度均值作为工具变量。这样民营企业政治关系被分解成：pcit=+，其中，表示企业所在行业-省份-年度t的政治关系均值，表示每年企业政治关系与行业-省份均值的差异。上述分解使得企业层面的非观测因素造成的影响与有关，而与pcit相关但与企业层面的非观测因素不相关，满足对工具变量的相关性和排他性要求。

表3是采用stata12软件中xtivreg2命令的分析结果。表3模型5是没有控制年份效应的分析结果，模型6则是控制了年份效应而没有控制变量term的分析结果。Stock-Yogo弱工具变量的检验结果显示，Cragg-Donald Wald F统计量的值均远高于临界值，不存在弱工具变量的问题。

表3 利用工具变量的回归分析结果

表3模型5的分析结果显示，变量pc的系数为7.8529，大于零且在1%水平显著；同时，交互项pc∗term的系数为-0.7596，小于零且在1%水平显著，这说明，民营企业政治关系的贷款效应呈现动态弱化趋势。在表3的模型6中，变量pc的系数为9.7575，大于零且1%水平显著，同时交互项pc∗term的系数为-0.9418，小于零且在1%水平显著，民营企业政治关系的贷款效应呈现动态弱化趋势，结果与模型5类似。

四、政治关系贷款效应动态弱化能归因于市场深化吗?

以上的公司固定效应模型和工具变量的分析结果表明，在研究样本期内，民营企业政治关系的贷款效应呈现动态弱化趋势，那么上述动态弱化趋势是否与中国转轨过程中的市场深化有关?而分析上述问题的关键是选择市场深化的度量指标。由于王小鲁等编制的中国市场化指数被广泛采用作为度量中国市场深化程度的指标，因而本文采用他们编制的市场化指数来表示市场深化程度。王小鲁等编制的市场化指数有2009版、2011版、2016版，其中最新的是2016版，它给出了2008～2014年各省份的市场化总指数和各分项指标的数值[27]。由于2016版的市场化指数编制方法不同于以前版本，与以前版本的数据不具可比性，因而本文采用2016版市场化指数，并以变量mk来表示市场化指数。由于市场化指数的数据只包含2008～2014年度，因而下面分析中其他数据的期间也是2008～2014年。

现有文献一般侧重于分析市场化指数的截面差异影响[3]，而忽略了市场化指数的动态特征。为此，本文通过简单线性回归方程，mkt=α0+α∗termt+εt，把2008～2014年间的各省市场化总指数(变量mk)划分成如下两个构成部分：趋势部分(t_mk)和随机部分(e_mk)，其中趋势部分t_mk=term(为回归系数)与时间趋势(调节变量term)有关。

如果满足以下两个条件，那么表明民营企业政治关系贷款效应的动态弱化趋势与中国市场化总体水平的提高有关：第一，在上述回归模型(第三部分的式1)，以变量mk替代变量term(交互项pc∗mk代替pc∗term)，如果交互项pc∗mk的系数显著为负，那么说明市场化导致政治关系贷款效应的动态弱化；第二，把变量mk划分为趋势部分t_mk和随机部分e_mk后，如果交互项pc∗t_mk的系数在统计上显著为负，而交互项pc∗e_mk的系数在统计上不显著，那么表明市场化对政治关系贷款效应的影响完全来源于趋势项，进而支持市场深化与民营企业政治关系贷款效应动态弱化之间密切相关。

在表4的模型7中，交互项pc∗mk的系数均显著小于零，说明民营企业政治关系的贷款效应随市场化程度提高而弱化。当把市场化指数划分成趋势部分和随机部分后，表4模型8的结果显示，交互项pc∗t_mk的系数为-1.6444，小于零且在1%水平显著，民营企业政治关系贷款效应随着市场指数的增加而弱化；相比之下，交互项pc∗e_mk的系数在统计上并不显著。由此可见，市场化导致民营企业政治关系贷款效应的动态弱化主要源于市场化指数的趋势部分而非随机部分，进而说明民营企业政治关系贷款效应的动态弱化趋势与我国的市场化水平总体上升趋势密切相关。

综合以上实证分析结果可知，本文的实证分析结果支持理论假设1，即在样本期内，民营企业政治关系的贷款效应总体上呈现动态弱化趋势，并且这种动态弱化趋势与中国转轨过程中市场深化密切相关。

表4 市场深化与民营企业政治关系贷款效应动态变化关系的实证分析结果

五、结论与讨论

以2003～2017年上市民营企业为研究样本，本文分析了体制转轨与民营企业政治关系贷款效应的动态变化特征。本文的实证研究结果表明，市场深化使作为市场替代机制的政治关系在便利民营企业融资方面的作用下降。

虽然政治关联企业通过偏袒机制获得融资便利在世界范围内是一个普遍现象，比如即使是在美国，政治关联企业也能够从政府偏袒机制中获得融资便利和政府的金融救助[28][29]，但本文的分析结果表明，我国的市场化改革确实使政治关系作为市场替代机制的作用下降，民营企业可以更多依赖市场而非政府关系来获得资金要素，这显然可以减少 “官商勾结”的可能性，有助于 “亲清”新型政商关系的形成。本文研究结论的启示是，进一步的市场化改革是 “亲清”新型政商关系建设不可或缺的制度保证。

尽管本文的实证研究设计有助于识别市场深化对民营企业政治关系贷款效应的综合影响，但无法识别出市场替代机制和政府偏袒机制各自的具体影响，这是论文的不足之处，有待进一步研究。此外，在中国转轨过程中，民营企业政治关系除了产生贷款效应外，还具有政府补贴效应、税收优惠效应、管制行业准入便利效应，上述效应是否如贷款效应一样呈现动态弱化趋势也需要进一步研究。