政企关系与企业特质风险

陈作华，刘子旭

1 山东财经大学 会计学院，济南 250014 2 东北财经大学 会计学院，辽宁 大连 116025

引言

民营企业是中国经济社会发展的重要力量，在吸纳就业、创造税收和促进经济发展等方面发挥着重要作用。尽管政府为民营企业发展提供了越来越规范的制度保障，营造出越来越公平的竞争环境，然而相对于国有企业，民营企业在获取关键资源和营商环境等方面仍然处于劣势。在中国当前转型经济体制下，政府在资源配置中仍发挥着关键作用，而与市场经济快速发展相匹配的法律制度、产权保护机制等制度建设尚不完备，民营企业家与政府建立的政企关系成为正式制度不完善时的替代机制，成为民营企业维护自身利益的保险机制[1-2]。民营企业家为扭转获取资源和营商环境面临的劣势，通过参政议政与政府建立和发展良好的关系成为企业制定发展战略的重要考量。特质风险是企业特有风险，科学应对这一风险对企业成长和发展有重要影响，它与市场因素和经济因素引起的系统风险存在显著区别。企业家参政议政与政府建立政企关系，是企业内外因素沟通的重要媒介，可能对企业特质风险产生影响。为此，本研究基于民营企业家参政议政视角，考察政企关系对民营企业特质风险的影响；进一步地，探索政企关系影响企业特质风险的作用机理。

1 相关研究评述

构建良好的政企关系对企业发展至关重要，民营企业家普遍认识到这一点，积极参政议政成为民营企业家与政府建立政企关系的重要方式之一[3]。已有大量研究基于民营企业家参政议政视角探讨政企关系对民营企业的影响，主要形成了两类观点：一方面，政企关系有助于企业获取资源、提高绩效和创造价值。良好的政企关系使企业更易于获取银行等金融机构的优惠贷款[4-5]，更易于通过股权融资的审批[6-7]，从而缓解融资约束[8]，提升企业的资源获取能力[9]；良好的政企关系还可以减轻企业税负，产生避税效应[10-11]；政企关系有助于企业享有获取政府合同的优先权[12]，陷入财务困境时更易获得政府救助，摆脱困境[1,13]；政企关系能为企业创造较为宽松的监管环境，即使企业有欺诈行为也能推迟欺诈被发现的时间，且惩罚较轻[14-15]。因此，构建良好的政企关系使民营企业在信息占有、获取金融资源上具有明显的优势，有助于提高绩效和创造价值，关系到民营企业的生存和发展。

另一方面，虽然构建政企关系对民营企业至关重要，但是政企关系可能影响企业绩效，降低企业价值。企业通过参政议政建立政企关系需要付出成本，需要帮助政府达成社会政策目标[16]，如帮助政府实现扩大就业、促进社会稳定的目标[17]；政企关系也可能抑制企业未来发展的创造性投入，阻碍企业创新活动，降低创新效率[18-19]；政企关系导致资源错配，促使金融机构向无效率企业放贷，并助长了贷款企业的过度投资[20]。

上述已有研究表明，民营企业家通过参政议政与政府建立政企关系对企业的影响可能存在两面性，即具有双刃剑效应，既可能有助于民营企业获取资源和创造价值，又可能对企业绩效和价值创造带来负面影响。

特质风险是指由企业管理水平高低、新专利技术采用、固定资产投资等企业特定因素引起的，外部投资者通过投资组合可以分散的风险。特质风险是企业特定因素引发的，与外部经济因素或市场因素引起的系统风险存在本质差异。当前，学者们既有从会计信息质量[21]、内部控制质量[22-23]等内部因素，又有从产品市场竞争[24]、环境不确定性[25]等外部因素研究企业特质风险的影响因素。企业家参政议政与政府建立起政企关系，是企业内外因素沟通的重要媒介，可能对企业特质风险产生影响。政企关系的双刃剑效应可能帮助企业规避特质风险，也可能加剧特质风险，当前二者关系未有定论，已有研究未对二者的关系给出系统的理论梳理和实证检验，也未探索其作用机理。对政企关系与企业特质风险关系的探索有助于拓展政企关系经济后果研究，丰富人们对企业特质风险影响因素的认知，为民营企业有效应对特质风险提供启示。

2 理论分析和研究假设

与国有企业相比，民营企业在获取关键资源和发展环境等方面处于劣势，但是民营企业通过聘请具有参政议政能力的人士参与企业管理，或民营企业家积极参政议政与政府建立政企关系，可能会部分扭转其劣势地位，帮助企业应对和化解极端事件带来的波动性和不确定性，降低特质风险。

(1)通过参政议政构建政企关系有助于民营企业获取金融支持。当前，国有商业银行在金融体系中占据主导地位，掌握大部分金融资源。四大国有商业银行常常依据所有制性质发放贷款，金融资源主要流向了国有资本控股的企业，民营企业无法取得与国有企业或国有控股企业平等的融资地位[26]。因此，与国有企业相比，民营企业面临严重的金融资源短缺，成为企业发展过程中的重要风险来源。而政府与商业银行之间关系紧密，政府通过持股和政府治理影响商业银行的资源分配[27]。因而，缓解资源困境和降低资金短缺风险便成为民营企业建立政企关系的主要目的。良好的政企关系有助于民营企业获取与国有企业类似的优惠待遇，降低金融部门对民营企业的制度性歧视。而且，政企关系有助于降低资金供求双方之间的信息不对称程度，被金融机构视为一种隐性的担保。因而政企关系使民营企业在获取银行贷款方面更有优势，能够更有针对性地应对未来信贷风险的变化[1,4]。

(2)通过参政议政构建政企关系有助于民营企业获取政府资助和采购合同。在经济转型中，政府在资源配置中仍扮演重要角色，控制着企业发展所需的重要资源。由于私有财产权的法律保护制度不尽完善，与国有企业相比，民营企业在法律、政策和产权保护上均未获得平等对待，民营企业的发展面临更大的风险和不确定性[28]。在国有经济仍占主导地位以及政府在资源配置中仍扮演重要角色的现实情况下，积极建立和培育政企关系以获取公平竞争环境甚至政府优惠待遇，成为民营企业应对风险的重要手段。经验研究也表明，政企关系有助于企业在政府资金分配中得到优惠对待，尤其是在遭遇流动性危机或陷入财务困境时更是如此[13]。因此，政企关系是一种保险机制，能够降低制度、法律和政策给企业带来的不确定性和不利影响。

政治经济学研究表明，无论在发展中国家还是发达国家，与政府建立良好的关系是有价值的资源，是影响企业战略选择的重要安排，深刻影响微观企业的经营战略，有助于企业获取市场优势。民营企业积极谋求政企关系，赢得更多政府支持，更易于突破行业进入壁垒，赢取更多的政府订单[12,29]。因而，政企关系有助于民营企业在激烈的市场竞争中保持经营稳定和市场影响力。

(3)通过参政议政构建政企关系更易于给民营企业带来信息优势。政企关系为民营企业接近政府和立法机构提供了机会，使民营企业更易于获取与企业发展相关的法律和重要政策制定等方面的信息，从而掌握信息优势。政企关系给民营企业带来的信息优势有助于它们根据法律或执法的变化制定符合未来发展的融资战略、投资战略、经营战略和税收战略等，更迅速和更有针对性地应对政府政策和法律变化带来的不确定性，确保企业未来发展战略的稳定性。

一般而言，民营企业是更为典型的风险规避型企业[30]，建立政企关系使民营企业更易于获取优惠贷款、政府资助和信息优势，政企关系成为民营企业应对极端风险的保险机制[1]。因而，通过参政议政构建的政企关系有助于民营企业应对和化解特质风险。因此，本研究提出假设。

H1a在其他因素不变的情形下，民营企业家参政议政构建的政企关系有助于民营企业应对特质风险。

然而，民营企业家参政议政对民营企业的影响具有两面性，即双刃剑效应，可能加剧企业特有因素引发的波动性和不确定性，导致特质风险增大。

(1)通过参政议政构建的政企关系可能造成民营企业的高杠杆率和增加低效投资，从而加剧特质风险。理论分析和经验研究表明，政企关系使民营企业更易于获取金融机构的优惠贷款，然而正是这一优势导致建立政企关系的民营企业有较高的杠杆率，且会计业绩较差[31]。而且民营企业获得优惠贷款后的低效投资对企业价值造成了负面影响。张雯等[20]研究发现，政治关联助长民营企业实施了更多大规模的并购，对并购绩效有显著的负面影响，其并购绩效显著低于其他企业；袁建国等[18]研究发现，政治关联阻碍了企业自主创新活动，降低了创新效率，加剧了企业粗放式发展，并最终无益于改善经济增长质量；张兴亮等[32]认为政治关联降低了信贷资金的配置效率。因此，政企关系不但造成民营企业较高的杠杆率，还增加管理层的低效率投资，造成金融资源配置扭曲和资源浪费，企业特质风险随之加剧。

(2)通过参政议政构建的政企关系可能增加民营企业控股股东的掏空行为，从而加剧特质风险。民营企业建立与政府的良好关系，中小股东可能认为监管者不会严格执行监管标准以保护他们的利益[33]。欺诈性夸大盈余的民营企业，如果与政府已经建立良好的关系，可能经历更为宽松和仁慈的监督[14]。由于来自监管者的约束较少，政企关系的建立可能增加民营企业控股股东转移企业资源的行为，补偿因建立政企关系而发生的成本。因此，政企关系可能导致降低企业价值的掏空行为，损害中小投资者利益，导致企业不稳定，加剧特质风险。

(3)通过参政议政构建的政企关系可能加大低质量的信息披露，加剧民营企业特质风险。建立政企关系使民营企业的高管较少关注信息披露质量，披露高质量盈余信息的动机不强。这主要是因为政企关系为民营企业带来更多来自政府或官员的庇护，CORREIA[15]研究发现，政企关系使企业有较小的可能性卷入到美国证券交易委员会强制执行活动中，而且一旦被美国证券交易委员会检举，其面临的罚款比较低。正是因为政企关系为高管低质量的信息披露提供庇护，政企关系便成为信息披露质量较差的替代品[34]，而较差的信息披露质量加剧企业特质风险[35]。

(4)通过参政议政构建的政企关系可能加重民营企业的社会负担，从而加剧特质风险。民营企业积极谋求与政府构建良好的政企关系需要付出相应代价。例如，为帮助政府达成社会政策目标[16]，可能更多地参与低效率的并购重组，可能雇佣更多的员工以减轻地方政府的就业压力，并承担更高的薪酬成本[17]。因此，政企关系可能使民营企业因承担过多的社会负担而对企业绩效带来不利影响，从而加剧企业特质风险。

综上所述，通过参政议政构建政企关系可能带来民营企业的高杠杆率、低效率投资、控股股东的掏空行为、较差的信息披露质量和沉重的社会负担，造成经营和财务不稳定，从而面临较高的特质风险。因此，本研究提出与H1a相对的竞争性假设。

H1b在其他因素不变的情形下，民营企业家参政议政构建的政企关系不利于民营企业应对特质风险。

3 研究设计

3.1 实证模型设定

参考ASHBAUGH-SKAIFE et al.[22]、方红星等[23]和DENNIS et al.[36]的研究构建模型进行OLS回归，以检验前述假设。基于混合截面数据的OLS回归存在偏差，因此，回归过程中按照企业代码进行聚类调整，修正回归标准误，保证结果稳健。具体模型为

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

χ6Roe+χ7Bm+χ8Div+χ9Age+χ10Ins+

∑Ind+∑Yea+ζ

(1)

其中，χ0为截距项，χ1为解释变量的估计系数，χ2～χ10为控制变量的估计系数，Ind和Yea分别为行业和年度虚拟变量，ζ为残差项。其他变量定义见表1。

3.2 变量定义

3.2.1 特质风险

本研究采用单因素模型对特质风险进行测量，并采用Fama-French三因子模型和Fama-French五因子模型测量特质风险以检验结论的稳健性。对样本中每个上市企业或每只股票，将过去4年中至少36个月的个股月超额回报按月对市场超额回报进行时间序列回归，得出残差。残差的标准差即为特质风险。具体计算模型为

Ri,t-Rf,t=ai+bi(Rm,t-Rf,t)+εi,t

(2)

其中，Ri,t为第i只股票的月市场收益率，Rf,t为无风险利率，Rm,t为第i只股票的市场综合收益率，ai为截距项，bi为估计系数，εi,t为残差项。在具体检验时分别选择持有期流通市值加权市场月收益率和总市值加权市场月收益率。因此，也将特质风险区分为流通市值加权和总市值加权两类，即Iris1和Iris2。

3.2.2 政企关系

民营企业家通过参政议政的方式与政府建立政治关系，是民营企业构建政企关系的重要方式。因此，基于实际控制人是否参政议政以及董事长和总经理是否参政议政两个维度测量政企关系。

3.2.3 控制变量

在选择控制变量时，借鉴ASHBAUGH-SKAIFE et al.[22]、方红星等[23]和DENNIS et al.[36]的研究，控制以下因素对特质风险的影响：①现金流波动性，现金流波动性越强，企业特质风险越高，预计与特质风险正相关；②经营性现金净流量，企业经营性现金净流量越多，企业经营越好，发生财务危机的可能性越小，特质风险越低，预计与特质风险负相关；③企业规模，大规模企业较为成熟，风险程度较低，预计与特质风险负相关；④财务杠杆，以杠杆率作为测量指标，企业杠杆比率越大，发生债务危机的可能性越高，特质风险可能越高，预计与特质风险正相关；⑤经营业绩，以净资产收益率作为测量指标，预计与特质风险负相关；⑥账市比，价值型企业经营稳健，特质风险较小，预计与特质风险负相关；⑦股利支付，支付股利的企业经营成熟、稳健，特质风险较小，预计与特质风险负相关；⑧上市年限，企业上市年限越长，经营越成熟、稳定，特质风险较低，预计与特质风险负相关；⑨机构投资者持股比例，机构投资者持股比例越高，对企业的治理效应越强，企业特质风险越低，预计与特质风险负相关。此外，还控制行业和年度固定效应。

3.3 样本选择和数据来源

本研究选取2008年至2016年中国沪深两市A股民营上市企业为研究样本。样本选择遵循以下基本原则：①剔除实际控制人为非自然人的上市企业样本；②剔除ST、PT的上市企业；③剔除金融保险业上市企业；④测量企业特质风险需要企业当年和前3年共4年的个股月回报率，删除前4年个股月回报率个数少于36个的企业样本。最终得到企业年度观测样本5 177个。对所有连续变量进行上下1%的Winsorize处理。

基于研究目的，本研究手工收集民营企业家参政议政的数据。首先，通过阅读年报找到上市企业实际控制人、董事长和总经理姓名；其次，通过百度搜索查询并细致甄别是否以及何时担任人大代表或政协委员和政府官员等职务，对模糊不清的样本则通过查询上市企业注册地人大或政协官网，搜索人大代表名单或政协委员名单，进行对比。最后，通过CSMAR上市公司高管特征数据库，进行一一比对，以最大程度保证民营企业家参政议政数据的准确性。

4 实证结果和分析

4.1 描述性统计

表2给出主要变量的样本描述性统计结果。Iris1和Iris2的均值分别为0.121和0.122，中位数分别为0.114和0.115，表明样本上市企业特质风险左偏。

表2 描述性统计结果Table 2 Results for Descriptive Statistics

注：样本量为5 177。

Ger1和Ger2的均值分别为0.549和0.611，中位数均为1，表明民营上市企业中至少有半数民营企业家通过参政议政方式建立政企关系。

为进一步检验政企关系与特质风险之间的关系，依据Ger1分组，当Ger1取值为1时表示政企关系组，Ger1取值为0时表示无政企关系组，分别进行均值差异t检验和中位数差异χ2检验，以比较政企关系组与无政企关系组的特质风险及主要控制变量是否存在显著差异。单变量分析结果见表3，无政企关系组的Iris1和Iris2的均值分别为0.127和0.128，政企关系组Iris1和Iris2的均值分别为0.116和0.117，无政企关系组与政企关系组相比，均值差异均为0.011，均在1%水平上显著。与均值差异类似，中位数差异也均在1%水平上显著。单变量分析表明，相对于无政企关系组，政企关系组的特质风险显著更低，H1a得到初步验证。

4.2 相关性分析

表4给出因变量与自变量及主要控制变量之间的相关关系。由表4可知，Iris1与Ger1和Ger2均在1%水平上显著负相关，Iris2与Ger1和Ger2也均在1%水平上显著负相关，说明政企关系与特质风险显著负相关，民营企业建立政企关系有助于降低企业特质风险，政企关系具有避险效应，初步验证了H1a。为检验解释变量与控制变量之间是否存在严重的多重共线性问题，对各变量进行容忍度分析和方差膨胀因子分析。分析结果表明，各变量的方差膨胀因子介于1.080～2.050之间，远小于10；容忍度介于0.490～0.990之间，远大于0.100。说明不存在严重的多重共线性问题。

表3 单变量分析结果Table 3 Results for Univariate Analysis

注：***为在1%水平上显著，**为在5%水平上显著，下同。

表4 相关系数Table 4 Correlation Coefficients

注：*为在10%水平上显著，下同。

4.3 多元回归分析

表5给出政企关系对企业特质风险的回归结果，第2列和第3列分别给出Ger1对Iris1和Iris2的回归结果，回归系数均为-0.004，t值分别为-3.038和-3.121，均在1%水平上显著，H1a得到验证。第4列和第5列分别给出Ger2对Iris1和Iris2的回归结果，回归系数均为-0.004，t值分别为-3.038和-3.120，也均在1%水平上显著，H1a再次得到验证。表5的回归结果表明，在控制其他因素的情况下，政企关系与特质风险显著负相关，民营企业家通过参政议政建立的政企关系能帮助企业应对特质风险，政企关系具有显著的避险效应。控制变量方面，Vcf与Iris1和Iris2均在1%水平上显著正相关，表明现金流波动越强，企业特质风险越高，符合理论预期。Cfo与Iris1和Iris2均在1%水平上显著负相关，表明现金流越充足，企业特质风险越低，符合理论预期。Siz与Iris1和Iris2均无显著的相关关系，表明企业规模不是企业特质风险的重要影响因素。Lev与Iris1和Iris2均在1%水平上显著正相关，表明杠杆率越大，企业特质风险越高，符合理论预期。对于Roe与Iris1和Iris2的关系，第2列和第4列的结果为在10%水平上显著正相关，第3列和第5列不显著，表明盈利能力与企业特质风险的关系不明。Bm与Iris1和Iris2均在1%水平上显著负相关，表明价值型企业特质风险较低，符合理论预期。Div与Iris1和Iris2均在1%水平上显著负相关，表明支付股利的企业特质风险较低，符合理论预期。Age与Iris1和Iris2均在1%水平上显著负相关，表明企业上市年限越长，企业经营越稳定，特质风险越低，符合理论预期。Ins与Iris1和Iris2在5%及以上水平上显著负相关，表明机构投资者持股比例越高，机构投资者治理效应越强，有助于降低企业特质风险，符合预期。

4.4 内生性问题的处理

民营企业家通过参政议政建立政企关系的渠道主要有两种，一是各级党委和政府出于经济和政治考虑，给予优秀民营企业家政治荣誉和地位；二是民营企业聘请具有参政议政资格的人士担任企业高管[10]。政企关系的建立机制决定了高效率的优质企业更可能建立政企关系。因此，民营企业建立的政企关系可能内生于其所处环境和自身特征，是民营企业自身寻求的结果，而且这些因素也可能影响企业特质风险，上述对政企关系与特质风险关系的考察就可能受到内生性问题的影响。为此，借鉴CHEN et al.[37]和唐松等[38]的研究，采用Heckman两阶段方法和倾向得分匹配方法(PSM)尽可能克服内生性问题对结论的影响。

4.4.1 Heckman两阶段模型

第一阶段，基于民营企业家是否参政议政构建虚拟变量政企关系，并将政企关系作为被解释变量，将可能影响政企关系的变量作为解释变量并依据(3)式进行Probit回归，并估计民营企业建立政企关系的概率。通过第一阶段回归得到逆米尔斯比Lam，并在第二阶段回归中加入Lam作为额外的控制变量。

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

【英国《国际核工程》网站2018年9月26日报道】 俄罗斯克拉斯诺雅茨克科学中心(KSC)和西伯利亚联邦大学近日宣布，研发出了可从碱性放射性废液中一次性去除锶铯的技术。相关研究成果已刊登在《核材料杂志》(Journal of Nuclear Materials)上。

η5Hro+η6Siz+η7Lev+η8Roe+ψ

(3)

其中，Ind_r为有政企关系的企业数量在行业占比，设基于实际控制人政企关系的企业数量在行业中占比为Ind_r1，基于董事长和总经理政企关系的企业数量在行业中占比为Ind_r2；Pgd为省级或直辖市人均GDP的自然对数，Def为省级或直辖市财政赤字占GDP的比重，Une为省级或直辖市城镇登记失业率，Hro为企业第一大股东的持股比例，η0为截距项，η1～η8为解释变量的估计系数，ψ为残差项。

表5 政企关系与企业特质风险回归结果Table 5 Regression Results for Government-enterprise Relationship and Firm Idiosyncratic Risk

注：标准误按照公司代码聚类和异方差调整；括号内数据为t值，下同。

(3)式中，将Ind_r作为工具变量放入回归中，因为有政企关系的企业数量在行业占比与政企关系相关，而与企业特质风险不存在相关性。此外，还包括3个测量企业所在省或直辖市经济发展状况的变量，分别为Pgd、Def和Une，这3个变量的数据取自CSMAR宏观经济数据库。Heckman回归结果见表6和表7。

表6 Heckman第一阶段回归结果Table 6 Regression Results for Heckman First-stage

表7 Heckman第二阶段回归结果Table 7 Regression Results for Heckman Second-stage

表6给出Heckman第一阶段回归结果，Ind_r1和Ind_r2的系数分别为2.108和2.630，t值分别为13.279和17.062，均在1%水平上显著，说明有政企关系的企业数量在行业占比显著影响民营企业建立政企关系。表7给出Heckman第二阶段回归结果，在控制逆米尔斯比的情况下，第2列和第3列Ger1的系数均为-0.004，均在1%水平上显著；第4列和第5列Ger2的系数也均为-0.004，也均在1%水平上显著。表明控制了可能的内生性问题后，政企关系对特质风险的影响仍然显著。因企业特质风险影响因素的数据存在缺失，所以表6和表7的样本量为5 141和5 156个。

4.4.2 倾向得分匹配法

为了控制民营企业建立政企关系对企业特征和环境的选择效应，采用倾向得分匹配法控制建立政企关系的民营企业与未建立政企关系的民营企业在企业特征和经济环境上的差异。采用(3)式，基于因变量Ger的Probit回归计算得出倾向得分，对Ger等于1的样本采用近邻匹配的可重复的方法得到1个最近的样本与之匹配。

表8的A栏给出平行假设检验结果，由A栏结果可知，倾向得分匹配符合平行假设，匹配后省级经济数据Pgd、Def、Une和企业特征数据均无显著差异。在进行得分匹配后，B栏给出政企关系对其影响因素的回归结果，第3列和第4列为不符合匹配条件的回归，第3列控制行业和年份，第4列没有控制行业和年份，样本量分别为2 421和2 427，所有变量对民营企业是否建立政企关系均无显著的影响，并且(3)式整体无法拒绝χ2检验。从C栏的倾向得分匹配后的结果可知，Ger=1和Ger=0两组的特质风险Iris1和Iris2均在1%水平上存有显著差异。基于稳健性考虑，本研究采用半径匹配和核匹配方法进一步检验发现特质风险在政企关系组与无政企关系组之间仍存在显著差异。这说明，在控制了内生性问题后，政企关系对特质风险仍然有显著负向影响，表明政企关系有助于民营企业规避特质风险。

表8 倾向得分匹配结果Table 8 Results for Propensity Score Matching

为控制政企关系与企业特质风险之间可能存在的反向因果关系对本研究结论的影响，针对实际控制人或董事长和总经理首次当选人大代表或政协委员等情况，考察他们当选前后企业特质风险是否存在显著差异，即实际控制人或董事长和总经理首次当选后企业特质风险是否显著降低。具体而言，本研究剔除样本期间无政企关系和样本期间均有政企关系的企业样本，仅保留样本期前期无政企关系而后期出现政企关系的样本。经过细致的样本筛选，满足上述条件的Ger1样本量为434，Ger2样本量为311。据此对(1)式进行回归分析，结果见表9。由表9可知，Ger1和Ger2系数的显著性降低，但仍然在5%水平上显著为负，H1a再次得到验证。结果表明，企业实际控制人或董事长和总经理在首次当选人大代表或政协委员后，企业特质风险降低。

表9 政企关系与企业特质风险回归结果 (基于反向因果关系)Table 9 Regression Results for Government-enterprise Relationship and Firm Idiosyncratic Risk (Based on Reverse Causality)

4.5 稳健性检验：更换特质风险的测量方式

4.5.1 基于Fama-French三因子模型测量特质风险

基于Fama-French三因子模型回归残差的标准差对特质风险进行替代测量，对(1)式重新进行回归分析，结果见表10。Fama-French三因子模型为

(4)

表10中第2列和3列分别给出Ger1对Iris1和Iris2的回归结果，Ger1的系数均为-0.004，t值分别为-2.992和-2.928，均在1%水平上显著。第4列和第5列分别给出Ger2对Iris1和Iris2的回归结果，Ger2的系数均为-0.004，t值分别为-2.630和-2.567，分别在1%和5%水平上显著。表10的结果表明，民营企业政企关系具有显著规避特质风险的效应，结论稳健。

表10 政企关系与企业特质风险回归结果 (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五因子模型测量特质风险

基于Fama-French五因子模型回归残差的标准差对特质风险进行替代测量，对(1)式重新进行回归分析，结果见表11。Fama-French五因子模型为

riRMWt+ciCMAt+ε″i,t

(5)

表11中，Ger1与Iris1和Iris2在1%水平上显著负相关，Ger2与Iris1和Iris2在1%水平上显著负相关，进一步支持了前述结论，即民营企业政企关系有助于企业应对特质风险，政企关系具有显著的避险效应。

表11 政企关系与特质风险回归结果 (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 进一步分析

5.1 基于中介效应的实证检验

政企关系规避企业特质风险是通过什么途径形成的、作用机理是什么，本研究试图从融资约束角度进行中介效应检验，探索作用机理。

5.1.1 模型构建和中介变量定义

为检验政企关系规避企业特质风险的作用机理，借鉴BARON et al.[39]、温忠麟等[40]和花冯涛等[25]的中介效应检验方法，构建路径模型为

Iris=φ0+φ1Ger+φ2Con+ξ

(6)

Fc=β0+β1Ger+β2Con+ω

(7)

Iris=α0+α1Ger+α2Fc+α3Con+

(8)

其中，Fc为融资约束，为政企关系与企业特质风险的中介变量；φ0、β0和α0为截距项，φ1、φ2、β1、β2、α1、α2和α3为估计系数，ξ、ω和为残差项。

中介效应检验程序分为3步。①观察φ1的显著性；②观察β1的显著性；③观察α1和α2的显著性。当φ1和β1显著，α1不显著，α2显著，且Sobelz值统计上显著，则中介变量存在完全中介效应；当φ1、β1、α1和α2都显著，但α1绝对值小于φ1的绝对值，且Sobelz值统计上显著，则中介变量存在部分中介效应。

5.1.2 政企关系与企业特质风险：基于融资约束的中介效应

优序融资理论认为企业无法为好的投资机会筹集到所需资金时，只能依赖内源融资，而当企业内部资金匮乏不得不放弃有利的投资机会时，融资约束问题随之产生。众所周知，融资约束问题给企业带来诸多负面后果，它抑制了上市企业的研发投资[44-45]，加大了企业技术创新风险[46]，约束了中国企业的出口参与[26]，诱发企业激进避税[43]，因而融资约束问题加剧了企业特质风险。已有研究一致认为良好的政企关系为企业获取银行等金融机构的优惠贷款提供便利[4-5]，更易于通过股权融资的审批[6-7]，从而缓解融资约束[8]。基于此，本研究预期，融资约束加剧企业特质风险，政企关系通过缓解融资约束从而降低企业特质风险，融资约束具有中介效应。

表12给出政企关系通过融资约束对企业特质风险产生作用的检验结果。在A栏中，第2列和第5列分别给出政企关系对企业特质风险Iris1和Iris2的回归结果，Ger1的系数均在1%水平上显著为负，表明政企关系能够有效规避企业特质风险。第3列和第6列检验Ger1对Fc的作用，Ger1显著为负，表明政企关系能够缓解融资约束，支持本研究的预期。第4列和第7列为中介效应检验，与第2列相比，第4列Ger1的t值下降，与第5列的相比，第7列Ger1的t值下降，并且Sobel检验对应的p值为0。结果表明，融资约束具有部分中介效应。在B栏中，对于Iris1和Iris2，融资约束仍具有部分中介效应。因融资约束变量存在缺失，表12中样本量比总样本量有所减少。

5.2 基于政企关系强弱的实证检验

实际控制人或董事长和总经理担任不同级别人大代表、政协委员或者工商联委员，可能给企业带来不同的影响，进而影响企业风险管控。基于此，将政企关系区分为强、中、弱和无政企关系4种类型，并设置3个虚拟变量。具体而言，将实际控制人或董事长和总经理为全国人大代表、全国政协委员或者全国工商联委员定义为强政企关系Hge1或Hge2，取值为1，其他取值为0；将实际控制人或董事长和总经理为省级人大代表、省级政协委员或者省工商联委员定义为中政企关系Mge1或Mge2，取值为1，其他取值为0；将实际控制人或董事长和总经理为市级及以下人大代表、市级及以下政协委员或者市级及以下工商联委员定义为弱政企关系Lge1或Lge2，取值为1，其他取值为0。

构建模型为

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

δ6Siz+δ7Lev+δ8Roe+δ9Bm+δ10Div+δ11Age+

δ12Ins+∑Ind+∑Yea+τ

(9)

其中，δ0为截距项，δ1～δ12为解释变量的估计系数，τ为残差项。

表13给出政企关系强弱对企业特质风险的影响。Hge1的系数在第2列和第3列中均为-0.007，均在1%水平上显著；Mge1的系数在第2列和第3列中均为-0.004，均在5%水平上显著，与Hge1相比，系数和显著性均下降；Lge1的系数在第2列和第3列中均为-0.003，t值分别为-1.662和-1.595，与强政企关系和中政企关系相比，系数和显著性均显著下降。Hge2、Mge2和Lge2的关系与Hge1、Mge2和Lge1的关系保持一致。上述结果表明相对于弱政企关系，强政企关系对企业特质风险的影响更为显著。

表12 基于融资约束的中介效应检验结果Table 12 Test Results of Mediating Effect Based on Financial Constraints

表13 基于政企关系强弱的检验结果Table 13 Test Results Based on Strong and Weak Government-enterprise Relationship

6 结论

在中国当前的转型经济体制下，政府在资源配置中仍发挥着关键作用。与国有企业相比，民营企业在获取关键资源和营商环境等方面存在先天劣势，使民营企业更加注重政企关系。民营企业家通过参政议政的方式与政府建立政企关系，具有双刃剑效应，基于民营企业家参政议政视角，以2008年至2016年沪深两市民营上市企业为研究样本，实证检验政企关系对民营企业特质风险的影响。研究结果表明，政企关系与企业特质风险显著负相关。考虑到它们之间可能存在的内生性问题，首先，运用Heckman两阶段方法对政企关系与企业特质风险的关系进行稳健性检验，控制可能的自选择问题后，政企关系与企业特质风险仍显著负相关；其次，运用倾向得分匹配法再次检验二者的关系，发现企业特质风险在处理组与控制组之间存在显著差异，处理组特质风险显著更低。上述结果表明，民营企业家通过参政议政建立的政企关系有助于企业规避特质风险。进一步地，本研究还考察了政企关系影响企业特质风险的作用机理，发现政企关系缓解了融资约束，进而有助于企业规避特质风险；相对于弱政企关系，强政企关系对企业特质风险的影响更为显著。

一方面，本研究为企业有效应对和化解企业风险提供了重要借鉴，具有较强的启示意义。本研究结果表明，政企关系能够帮助民营企业规避特质风险，因此建立和培育与政府良好的协作关系，是民营企业应对和化解风险的重要举措。另一方面，本研究为民营企业发展和政企关系研究提供了新的视角。构建良好的政企关系，创造和谐的营商环境，消除民营企业面临的歧视，实现法治经济，是民营企业发展的根本保证。

本研究仍然存在一些不足。政企关系可能通过诸多渠道和机制对企业特质风险产生影响，本研究主要考察融资约束这一渠道，未从其他方面探索作用渠道和机制。对于政企关系与企业特质风险之间可能存在的内生性问题，如能找到合适的外生事件将能很好地克服内生性问题，然而受限于外生事件冲击的可获得性，本研究未能利用外生事件处理内生性问题，仅利用Heckman两阶段方法和倾向得分匹配法等进行了处理。