民营企业银行贷款在中国本土管理研究中的成果

□余明桂　潘红波

摘要：本文分析政治关系是否有利于民营企业获得银行贷款。我们以我国1993~2005年在沪深交易所上市的民营企业为样本，以这些企业的董事长或总经理是否是现任或前任的政府官员、人大代表或政协委员来判断企业是否具有政治关系。研究结果发现，有政治关系的企业比无政治关系的企业获得更多的银行贷款和更长的贷款期限，而且，在金融发展越落后、法治水平越低和政府侵害产权越严重的地区，政治关系的这种贷款效应越显著。这些研究结果表明，在我国金融发展较落后、法治水平较低和产权保护不强的制度条件下，政治关系可以作为一种替代性的非正式机制，缓解落后的制度对民营企业发展的阻碍作用，帮助民营企业获得银行的信贷支持，促进企业发展。

关键词：政治关系　银行贷款　民营企业　非正式制度

*本文系国家自然科学基金会主办的“‘产权保护导向会计研究’国际研讨会”会议推荐论文。我们衷心感谢Boston College的Jun Qian教授、北京大学光华管理学院的陆正飞教授和华中科技大学管理学院的夏新平教授的悉心指导，同时感谢姚颐、蔡祥、汪宜霞、孔东民、刘启亮、李青原、罗党论等颇具建设性的意见和建议，我们还要感谢参加2007年12月在厦门大学举办的中国第六届实证会计国际研讨会和2008年4月在北京大学举办的产权保护导向会计国际研讨会的与会同仁。本文的研究得到国家自然科学基金项目"信贷歧视、商业信用与企业融资行为研究"的资助（项目编号：70602013）。当然文责自负。

近年来，越来越多的研究表明，获得外部融资是促进私有部门发展的重要因素。例如，Johnson、McMillan和Woodruff（2002）及Cull和Xu（2005）从企业层面获得的证据表明，在东欧和中国，外部融资对私有企业的发展和再投资具有重要作用；Rajan和Zingales（1998）从行业的层面发现，在金融市场较发达的国家，对外部融资的依赖性较强的行业具有更快的成长速度；Demirguc-Kunt和Maksimovic（1998）及Beck、Levine和Loayza（2000）从国家层面的研究表明，一国的私有部门获得的外部融资越多，这个国家的生产效率、资本积累和储蓄率越高。不过，私有企业的外部融资可得性通常依赖于其所在国家或地区的法律和司法效率、产权保护、金融体系等制度因素。例如，Claessens和Laeven（2003）及Beck、Demirgüc-Kunt和Maksimovic（2005）的研究表明，廉洁的政府、高效的法律和司法体系、发达的金融体系对于私有企业获得外部融资和扩大投资具有重要作用。

但是，在转型经济和很多发展中国家，这些制度相当欠缺，严重阻碍私有企业的发展和经济增长。面临这些制度约束，私有企业依赖于一些替代性的非正规机制支持企业的发展（McMillan，1997；McMillan and Woodruff，2002；Allen、Qian and Qian，2005；Allen et al.，2006），其中政治关系就是一种非常重要的替代性机制①。已有的研究表明，在制度越落后的国家或地区，企业越有动机通过建立政治关系来克服制度的缺乏对企业发展的阻碍。也就是说，企业建立政治关系的动机是由这些企业所处的制度环境决定的（Bartels and Brady，2003），制度越落后，企业建立政治关系的动机越强。例如，Faccio（2006）的研究表明，在腐败程度较高、外资进入较难、法律体系较弱和司法独立性较低的国家，企业的政治关系更为普遍。Chen、Li 和Su（2005）及Li、Meng和Zhang（2006）的研究表明，在金融发展越落后、政府的管制越多、非正式的税收负担越严重、法律体系越弱的地区，私有企业家越可能参与政治。所以，在转型经济国家，建立政治关系是私有企业对市场、政府和法律失效的一种积极的反应。

建立政治关系可以给企业带来多种好处，其中最重要的好处之一就是获得银行贷款②。在我国，越来越多的企业家积极参与政治，其中很多人成为各级人大代表或政协委员　（Li、Meng and Zhang，2006），而且，很多民营企业③还聘请现任或前任的政府官员、人大代表或政协委员担任企业的董事（Chen、Li and Su，2005）。本文分析我国民营企业建立的政治关系是否能够作为克服法律、产权和金融发展等制度落后的一种替代性的非正式机制，帮助民营企业获得银行贷款、缓解融资约束、扩大投资规模、促进企业成长。具体来说，我们要回答以下两个问题：第一，建立政治关系是否能够为民营企业带来银行贷款的好处？第二，如果这种好处是存在的，那么在不同的制度环境中，政治关系的贷款好处是否具有显著差异？

本文以我国民营上市公司为样本，以民营上市公司的董事长或总经理是否是现任或前任的政府官员、人大代表或政协委员来衡量企业是否具有政治关系，对以上两个问题进行实证检验。检验结果发现，有政治关系的企业比无政治关系的企业获得更多的银行贷款和更长的贷款期限，在控制了企业特征和行业因素以后，政治关系的这种贷款效应仍然非常显著。而且，在金融发展越落后、法治水平越低和产权侵害越严重的地区，政治关系的贷款效应越显著。这些研究结果表明，在我国金融发展较落后、法治水平低下和产权保护缺乏的条件下，政治关系可以作为一种替代性的非正式机制，缓解落后的制度对民营企业发展的阻碍作用，帮助民营企业获得银行的信贷支持，促进企业发展。

本文的研究在以下两个方面丰富和拓展了相关文献。

第一，拓展和深化了政治关系影响企业获得银行贷款的相关文献。已有研究发现，在新兴市场，政治关系有助于企业获得银行贷款，例如，Johnson和Mitton（2003），Fraser、Zhang和Derashid（2006），Kwahja和Mian（2005），Bai、Lu和Tao（2006），Charumilind、Kali和Wiwattanakantang（2006）及Claessens、Feijen和Laeven（2007）分别对马来西亚、巴基斯坦、中国、泰国和巴西的研究发现，有政治关系的企业更易于获得银行贷款。这些研究尽管分析了政治关系的贷款效应，但是，他们没有进一步分析在不同的制度环境下，政治关系的贷款效应是否有显著差异。本文对此进行了进一步的深入分析，结果发现，在金融发展越落后、法治水平越低和产权侵害越严重的地区，政治关系的贷款效应越显著。本文的这些研究结果意味着，在制度越落后的国家或地区，私有企业越难在市场化的基础上获得信贷资源，因而不得不更多地依赖于非正式的政治关系来获得银行贷款。从这一点来说，我们的研究结果可以解释为什么在制度越落后的国家或地区，政治关系越普遍（Chen、Li and Su，2005；Faccio，2006；Li、Meng and Zhang，2006）。

第二，深入分析了在正式制度缺乏的条件下，政治关系这种非正式的替代性机制是如何运行的。Allen、Qian和Qian（2005）推测，在中国可能存在非正式的机制，如基于关系、名誉和信任基础之上的非正式机制，支持着私有企业的发展。不过，关于这些非正式的机制是如何发生作用的，现有的研究还知之甚少。所以，Allen、Qian和Qian（2005）及Allen等（2006）呼吁进一步的研究来深入分析在正式机制缺乏的国家，或者在正式机制不完善的经济体中，非正式的、替代性的机制是如何运行的。本文从私有企业的政治关系这个视角，详细地分析了政治关系这种非正式的替代性机制如何作用于私有企业的融资行为，以及在不同的制度环境中，这些融资行为有何差异。因此，我们的研究也是对Allen、Qian和Qian（2005）及Allen等（2006）的呼吁的一个回应和推进。

本文其余部分的结构安排如下：第二部分提出研究假设；第三部分是样本的建立和研究方法的描述；第四部分是实证结果与分析；第五部分是一些稳健性检验；第六部分是简短的结论。

这里，我们首先描述我国民营企业面临的主要制度约束，以及这些制度约束如何导致企业难以获得银行贷款，然后分析企业如何将政治关系作为克服制度约束的一种方法。基于这些讨论，我们提出关于民营企业建立政治关系与民营企业获得银行贷款之间的关系的假设。

和很多转型经济体类似，我国私有企业的发展面临着法律保护缺乏、政府侵害产权、金融发展落后的制度约束。

第一，法律保护缺乏。在转型经济体中，由于法律或者不存在或者不具有可实施性，私有企业难以依赖于法律体系来保护其产权和合同的实施（Frye and Zhuravskaya，2000；Johnson、McMillan and Woodruff，2002）。在我国，法律改革的步伐远远落后于经济改革（Clarke，1996）。商业法和产权法或者不存在或者不能够得到有效实施（McMillan，1995），司法体系在合同实施中的作用非常有限（Walder，1995）。当私有企业的合同实施难以受到法律和司法体系的维护时，私有企业的经营风险较大，导致银行贷款给私有企业的风险较大，从而增加私有企业获得银行贷款的难度。

第二，政府侵害产权。在转型经济国家，政治官员通常有权力掠夺私有企业，并用他们手中的权力向私有企业索取贿赂，政府可能通过频繁地施加不必要的管制手段来干预甚至掠夺私有企业（Johnson et al.,2000；Hellman and Kaufmann，2003），很多政府官员有权力向企业罚款，甚至随意终止其生产活动。在这些国家，政府官员被描述成“掠夺之手”（Frye and Shleifer，1997；Shleifer，1997；Shleifer and Vishny，1998）。就我国而言，经济转型是在一个缺乏有效的法治来限制政府侵害私有企业的环境中进行的（Che and Qian，1998），私有企业常常受到政府官员的随意侵害，如政府部门或政府官员对私有企业“乱摊派、乱收费”，或者向私有企业索取贿赂等腐败行为（Pearson，1997；Cull and Xu，2005）。当私有企业的产权受到政府或官员的随意侵害时，私有企业经营风险会随之增大，进而增加银行贷款给私有企业的风险，银行基于防范贷款风险的考虑会对私有企业采取谨慎的贷款态度，从而增加这些私有企业获得银行贷款的难度（Bai、Lu and Tao，2006）。

第三，金融发展落后。由于产品和信用市场不发达，支持市场发展的制度欠缺，政府常常对经济资源的配置实施很强的控制（McMillan，1997），导致私有企业不能够完全依赖于市场来获得经济资源。银行信用是企业发展必不可少的关键资源，但是我国的金融体系主要由四大国有银行占据主导地位，虽然随着银行业的不断改革，国有银行开始应用经济原则进行信贷决策，但政府作为国有银行的最终所有者，仍然主导着银行信贷资源的配置，导致银行信贷资源更多地配置给国有企业，而私有企业难以得到银行信贷的支持（Allen、Qian and Qian，2005）④。此外，已有大量文献表明，中国的银行对私有企业存在明显的信贷歧视（Brandt and Li，2003；Gordon and Li，2003；Boyreau-Debray and Wei，2005）。

在我国，很多民营企业热衷于建立政治关系，如聘请现任或前任的政府官员、人大代表或政协委员进入公司的董事会（Chen、Li and Su，2005）。建立政治关系对于民营企业获得银行贷款来说是很重要的。这是因为：第一，在缺乏正式的法律和司法体系对民营企业的产权提供有效保护时，企业与企业之间或企业与其债权人之间的经济纠纷常常是由政府官员而不是通过法院来解决的（Walder，1995）。这样，有政治关系的企业在发生经济纠纷时可以得到政府官员的保护，降低企业的经营风险，进而更易于获得银行贷款。第二，当私有企业的产权面临政府或官员的随意侵害的威胁时，具有政治关系的企业可以利用自身具有的政治关系作为一种替代性的产权保护机制，避免或减少企业的产权受到政府和官员的随意侵害，降低企业的经营风险，进而减少银行贷款给企业的风险程度，从而降低这些民营企业获得银行贷款的难度（Bai、Lu and Tao，2006）。第三，金融发展较落后导致企业难以在市场化的基础上获得贷款，所以转而依靠政治关系替代正式的渠道来获得贷款。具有政治关系的民营企业可以通过政治家对国有银行的影响来为企业提供贷款支持，并克服或减少企业受到的银行信贷歧视的问题。所以，在同等条件下，有政治关系的企业相对于没有政治关系的企业来说，更易于获得银行贷款。

基于以上讨论，我们提出假设。

假设1：对于其他条件相同的企业来说，有政治关系的企业能够比没有政治关系的企业更可能获得银行的信贷支持。

我们将有政治关系的企业比没有政治关系的企业更可能获得银行的信贷支持称为“政治关系的贷款效应”。下面我们进一步分析不同的制度环境对这种贷款效应的影响。总体来说，与发达国家相比，我国的制度环境比较差，如法律和司法体系还不健全，产权保护比较缺乏，政府官员随意侵害企业产权的现象还时有发生，金融体系比较落后（Allen、Qian and Qian，2005）。不过，我国各地区的经济发展水平很不均衡，市场化程度和制度环境差异很大　（世界银行，2006；樊纲等，2001，2003，2007）。这为我们进一步分析各地区的制度环境如何影响政治关系的贷款效应提供了很好的条件。

已有研究表明，在金融发展越落后、政府越腐败、法律体系越弱、产权保护越差的国家和地区，私有企业更可能建立政治关系（Chen、Li and Su，2005；Faccio，2006；Li、Meng and Zhang，2006）。这些研究意味着，在制度环境较好的地区，私有企业可以更多地基于“硬”的市场化原则来获得银行信用；而在制度环境较差的地区，私有企业难以依靠市场化原则获得稀缺资源，只好转而寻求“软”的政治关系来获得银行信用。例如，在金融发展落后的地区，银行信贷规模较小，信贷资源的市场化配置程度低，易受政府和官员的控制，政治关系对于私有企业获得银行信用的作用比金融发展较好的地区更为重要。类似地，在私有产权保护较差的地区，法治效率较低、政府掠夺严重，私有企业的经营风险相对较高，银行基于风险防范的考虑，对这些企业的信用配置会相当谨慎，进而会增加这些企业的融资难度。所以，在产权保护较差的地区，政治关系作为产权保护的替代机制，对于私有企业获得银行信用的重要性远高于产权保护较好的地区。

基于以上讨论，我们提出以下假设。

假设2：在金融发展落后、法治效率低下、政府掠夺严重的地区，政治关系的贷款效应更为显著。

（一）样本

本文的样本包括截至2005年12月31日，所有在沪深交易所上市，且发行了A股的非金融类民营上市公司。根据Chen、Li和Su（2005），我们之所以将样本限制在民营企业，是为了保证样本企业的政治关系是由企业自己主动建立，而不是政府通过国有企业强加的⑤。我们还排除了国有上市公司通过股权转让而转化为民营企业的样本，因为这些企业的政治关系很可能是在转化之前就已经建立起来了。我们之所以排除了金融行业，是因为金融行业的公司的负债不同于非金融行业的公司。此外，我们还排除了年报中信息批露不详故无法判断是否具有政治关系的公司，以及财务信息无法得知的公司。最后，我们的样本包括1993~2005年间118家样本公司，共576个样本观察值。本文所使用的数据包括企业特征数据和制度环境数据，其中，企业特征数据来源于上海万得资讯有限公司开发的WIND数据库和深圳国泰安信息技术有限公司开发的CSMAR数据库。制度环境数据来自于樊纲等（2001，2003，2007）编制的中国各地区（包括31个省、自治区和直辖市）市场化指数体系。由于制度环境数据在本文的假设检验中极其重要，所以，为了进一步检验结果的稳健性，我们在下文的稳健性检验部分，还会以其他多种指标来衡量各地区的制度特征，具体的指标设置将在稳健性检验部分详细描述。

（二）模型设定和变量定义

为了检验假设1，我们将待检验的回归方程设定为：

在方程（1）中，Debt是被解释变量，表示企业的银行贷款特征，这里我们主要考虑政治关系对企业的银行贷款率和贷款期限的作用。银行贷款率定义为银行贷款总额（包括短期贷款和长期贷款）与总资产的百分比，贷款期限定义为长期贷款与银行贷款总额的百分比⑥。除了检验政治关系对银行贷款率和贷款期限的作用以外，我们还将在后文中分析政治关系对其他负债的影响。

Political是表示企业是否具有政治关系的虚拟变量。根据Chen、Li和Su（2005）的定义，如果公司的董事长或者总经理只要满足以下条件之一，我们就将其定义为具有政治关系：（1）现任或前任的政府官员；（2）现任或前任的人大代表；（3）现任或前任的政协委员⑦。这些有关政治关系的信息来自于WIND数据库中“股本股东”子库中的“上市公司实际控制人”数据库，这个数据库详细批露了企业自上市以来的历任董事长、高级管理层和董事会成员的个人简历及其他有关信息。我们首先在公司的年报中读取该年度的董事长和总经理，然后在WIND数据库中查找他们在当年或以前年度是否担任过政府官员、人大代表或政协委员。这样，我们通过手工收集整理，建立了企业的政治关系的数据库⑧。根据假设1，我们预期的符号为正，这意味着，有政治关系的企业能够比无政治关系的企业获得更多的银行贷款和更长的贷款期限。

表1　政治关系的描述性统计特征

表1列出了政治关系的描述性统计特征，其中A组描述董事长是否有政治关系，数据显示，在576个样本观察值中，有265个具有政治关系，超过样本的46%。这表明，我国民营企业上市公司普遍具有政治关系，这可能意味着，建立政治关系对民营企业来说是有利可图的。进一步将政治关系细分后发现，超过7%的董事长是现任或前任的政府官员，接近24%的董事长是现任或前任的人大代表，约15%的董事长是现任或前任的政协委员。B组描述总经理是否有政治关系，数据显示，在576个样本观察值中，有111个具有政治关系，约占样本的20%，这个比例小于董事长具有政治关系的比例。进一步将总经理的政治关系细分后发现，在111个有政治关系的总经理中，有42个是现任或前任的政府官员，48个是现任或前任的人大代表，有28个是现任或前任的政协委员⑨。

在方程（1）中，X是由多个企业特征变量构成的向量，根据已往的文献（Rajan and Zingales，1995；Demirguc -Kunt and Maksimovic，1999；Fan、Titman and Twite，2007），我们考虑以下影响债务融资的企业特征变量：企业规模、固定资产、盈利能力和成长机会。企业规模（Size）定义为总资产的自然对数。固定资产（Tangible）定义为固定资产净值与总资产的比值。盈利能力（EBIT）定义为息税前利润与总资产的比值。成长机会（Growth）定义为过去3年的年平均销售收入增长率，如果公司上市不足3年，则按照实际上市年数计算。此外，我们还考虑行业属性（Industry）和制度变迁对企业债务融资的可能影响。在垄断性行业、国家重点支持行业和高度管制行业（包括电力、电信、石油、开采、农业、土木工程建筑业）的企业更易于获得银行贷款，所以，如果样本企业属于这些行业之一，我们就将Industry定义为1，否则为0。根据刚才的描述，预期虚拟变量Industry的系数的符号为正。改革开放近30年来，我国的各项制度一直处于不断的变迁过程中，考虑到这些制度变迁可能对企业债务融资产生影响，我们设置年度虚拟变量（Year）进行控制，其中以1993年为基准年，共设置12个年度虚拟变量。

为了检验假设2，我们将待检验的回归方程设定为：

方程（2）是在方程（1）的基础上，增加了地区的制度特征虚拟变量InstitutionD，以及InstitutionD与政治关系虚拟变量Political的交叉项Institution-D×Political，用来检验在不同的地区，政治关系的贷款效应是否有显著差异。我们主要考虑地区的金融发展水平、法治水平和政府掠夺程度这3个制度特征对政治关系的贷款效应的影响。根据Li、Meng和Zhang（2006）的指标设置，我们使用樊纲等（2001，2003，2007）编制的我国各地区的市场化指数体系中的相关指标来度量地区的制度特征。例如，金融发展水平取自其中的金融业的市场化指数，根据樊纲等人的定义，这个指数越大，表示银行部门越可能基于经济原则进行放贷决策。当企业所在省份的这个指数低于所有31个省份的中位数时，我们将金融发展水平虚拟变量（CreditD）定义为1（表示金融发展水平相对较低），否则定义为0。根据假设2，交叉变量CreditD×Political的预期符号为正。法治水平指数取自市场化指数体系中的律师人数占当地人口数的比例。根据樊纲等人的定义，这个指数越小，地区的法治化水平越低。当企业所在省份的这个指数低于所有31个省份的中位数时，我们就将法治水平虚拟变量（LawD）定义为1，否则定义为0。根据假设2，交叉变量LawD×Political的预期符号为正。政府掠夺程度取自市场化指数体系中的“减轻企业的税外负担”，根据樊纲等人的定义，企业的税外负担指企业负担的收费、摊派等占销售收入的比例。这个指数是一个反向指标，指数越小，企业受到政府的产权侵害程度越大。当企业所在省份的这个指数低于所有31个省份的中位数时，我们就将政府掠夺程度虚拟变量（GovernmentD）定义为1，否则为0。根据假设2，交叉变量GovernmentD× Political的预期符号为正⑩。

实证分析的顺序是，首先通过单变量分析和多变量回归分析来检验政治关系是否对民营企业获得银行贷款具有显著的影响，然后分析政治关系的贷款效应在不同的地区是否具有显著差异。

（一）政治关系与银行贷款

1.单变量分析

表2列出了有政治关系和没有政治关系的民营企业在债务融资和企业特征方面的差异。表中的左边三列是以董事长是否有政治关系进行比较，右边三列是以总经理是否有政治关系进行比较。由于这两种衡量民营企业是否有政治关系的方法的检验结果类似，所以我们对左边三列的检验结果进行说明。

A组比较了有政治关系与无政治关系的两类企业的各种负债指标的差异，其中的数据显示，有政治关系的企业的银行贷款率平均为21.6%，无政治关系的企业则为18.6%，前者比后者高出3%，这种差异在1%的水平上高度显著。我们将银行贷款率分解为短期贷款率（短期贷款与总资产的比值）和长期贷款率（长期贷款与总资产的比值），结果发现，有政治关系的企业的短期贷款率平均为16.9%，而无政治关系的企业则为14.8%，这种差异在5%的水平上显著。特别地，有政治关系的企业的长期贷款率平均为6.4%，而没有政治关系的企业只有3.8%，前者是后者的近1.7倍，而且这种差异在1%的水平上高度显著。由此可见，有政治关系的企业与无政治关系的企业在银行贷款率上的差异更多地来自于长期贷款的差异。这个结果在两类企业的贷款期限上得到了进一步的证明，例如，有政治关系的企业的贷款期限平均为0.227，而无政治关系的企业只有0.155，而且这种差异也在统计上高度显著。此外，有政治关系的企业的其他负债（即银行贷款以外的负债，包括应付账款、应付票据、应付债券、其他应付款）平均为12.7%，仅比无政治关系的企业高0.9%，而且这种差异在统计上并不显著。这意味着，A组的最后一行中，两类企业的总负债（包括银行贷款与其他负债之和与总资产的比值）方面的差异主要来自于银行贷款方面的差异，而较少来自于其他负债方面的差异。以上这些单变量检验结果初步支持前文中提出的假设1。我们将在后文的多变量回归分析中进一步严格检验这个假设⑪。

B组比较了两类企业的企业特征变量的差异，其中的数据显示，有政治关系的企业的规模显著大于没有政治关系的企业，这个结果与Charumilind、Kali和Wiwattanakantang（2006）及Fraser、Zhang和Derashid（2006）对泰国和马来西亚的检验结果一致。类似地，有政治关系的企业的固定资产也显著高于没有政治关系的企业，这个结果与Fraser、Zhang和Derashid （2006）的检验结果类似。就盈利能力而言，有政治关系的企业的EBIT平均值为6.7%，无政治关系的企业的EBIT平均值为6.9%，两者之间并没有显著差异。在右边三列，以总经理是否有政治关系来进行比较，结果表明，有政治关系的企业的EBIT显著高于无政治关系的企业。就成长性而言，有政治关系的企业的销售收入增长率平均为126.6%，略高于无政治关系的企业（销售收入增长率的平均值为117.2%）。

2.多变量分析

表2　单变量分析

注：平均值的差异的检验使用双侧配对参数检验的t统计量，中位数的差异的检验使用Wilcoxon符号秩检验。***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。

表3　政治关系与银行贷款

注：***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平，括号中的数字为双尾检验的t值。

表2通过单变量分析初步支持假设1，这里我们在控制其他的可能影响银行贷款的企业特征和行业属性的条件下，进一步通过严格的回归分析来检验政治关系是否对企业的银行贷款具有显著影响。为此，我们这里采用普通最小二乘法（OLS）进行检验，为了避免可能存在的异方差问题，本文的回归分析使用了White（1980）的异方差校正技术。由于以董事长的政治背景来定义的政治关系的检验结果与以总经理的政治背景来定义的政治关系的检验结果基本一致，所以为了节约篇幅，我们只报告以董事长的政治背景来定义的政治关系的检验结果。检验结果如表3所示，模型（1）、（2）检验政治关系对银行贷款率的影响，在模型（1）中，我们只将政治关系虚拟变量Political放入模型进行检验，结果发现，Political的系数在1%的水平上显著为正，这个结果与单变量检验结果一致。在模型（2）中，我们将企业特征变量和行业虚拟变量作为控制变量放入模型中，Po-litical的系数仍然显著为正，这意味着，在控制了影响银行贷款的其他因素以后，政治关系仍然对民营企业获得银行贷款具有显著的促进作用，这个结果与假设1的预期一致。

模型（3）、（4）检验政治关系对贷款期限的影响，类似于模型（1），在模型（3）中，我们只将政治关系虚拟变量Political放入模型，检验结果发现，Political的系数在5%的水平上显著为正，这也与单变量检验结果一致。在模型（4）中，我们控制了可能影响贷款期限的企业特征和行业因素以后，发现Political的系数仍然在5%的水平上显著为正，这意味着，即使控制了其他因素以后，政治关系仍然对民营企业的贷款期限具有显著的促进作用，这个结果也支持假设1。

下面我们在表4中接着分析政治关系是否也对其他债务融资具有显著影响。首先，模型（1）和模型（2）分析检验政治关系是否对短期贷款率和长期贷款率具有显著影响。结果表明，政治关系对短期贷款率没有显著影响，而对长期贷款率有显著的正面作用，这些结果进一步支持表3中的模型（4）、（5）、（6）关于贷款期限的检验结果，意味着政治关系给民营企业带来的贷款效应主要来自于长期贷款，而不是短期贷款。这个结果是不难理解的。由于长期贷款的还款期限比短期贷款长，所以银行难以监督获得长期贷款的债务人，导致银行受到债务人的机会主义行为侵害的可能性较大。因此，在同等条件下，银行更愿意给企业提供短期贷款而不是长期贷款（Diamond，1991；Rajan，1992）。具有政治关系可能是企业能够得到政治官员的政治保护的一种信号，所以，对于其他条件相同的民营企业来说，银行更愿意将长期贷款配置给具有政治关系的民营企业。

其次，为了检验政治关系对其他负债的可能影响，我们在模型（3）中用其他负债与总资产的比值作为被解释变量。如果政治关系在债务融资方面的好处严格地来自于银行贷款，那么政治关系对其他负债应该不会产生显著的影响。模型（3）的回归分析结果表明，政治关系确实对其他负债没有显著的影响，这意味着政治关系在债务融资方面的好处主要是通过银行贷款发生作用的。模型（4）的检验结果表明，政治关系对总负债的作用也为正，而且在1%的水平上高度显著。以上这些检验结果意味着，政治关系的债务融资优势主要来自于银行贷款，特别是长期贷款，而不是其他债务来源。

表4　政治关系对其他负债变量的影响

注：***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平，括号中的数字为双尾检验的t值。

表5　制度环境与政治关系的贷款效应

注：***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平，括号中的数字为双尾检验的t值。

总体来说，表3和表4的检验结果与假设1一致。这些结果表明，我国民营企业获得银行贷款非常依赖于企业的政治背景。

（二）制度环境与政治关系的贷款效应

上一节的实证分析已经证明，政治关系具有显著的贷款效应。这里我们通过检验方程（2），以进一步分析政治关系的贷款效应在不同的制度环境中是否具有显著的差异。表5列出了相应的检验结果。模型（1）、（2）、（3）分别检验政治关系及其与3个制度变量构成的交叉变量对银行贷款率的影响。在模型（1）中，Political的系数仍然在10%的水平上显著为正，意味着有政治关系的企业可以比无政治关系的企业获得更多的银行贷款。交叉变量CreditD×Political由表示较低的金融发展水平的虚拟变量CreditD与Political相乘而得，其系数为正，而且在5%的水平上高度显著，与假设2的预期一致。这意味着，在金融发展相对落后的地区，政治关系在促进民营企业获得银行贷款方面的作用更大。换句话说，在金融发展较好的地区，政治关系对于民营企业获得银行贷款的重要性相对较低。这是因为，在金融发展较落后的地区，银行信贷资源的市场化配置程度较低，民营企业受到的信贷歧视较多，民营企业难以在市场化的基础上获得银行贷款，所以转而依靠政治关系来获得银行贷款。而在金融发展较好的地区，民营企业可以在更加市场化的基础上获得银行贷款，进而减少了对政治关系的依赖。在模型（2）中，Political的系数仍然显著为正。交叉变量LawD×Political由表示较低的法治水平的虚拟变量LawD与Political相乘而得，其系数在接近10%的显著性水平上为正（表示显著性水平的p值为0.112），也与假设2基本一致。这个检验结果表明，在法治水平较低的地区，民营企业对政治关系的依赖性较强，也就是说，在法治水平较高的地区，政治关系对于民营企业获得银行贷款的重要性降低了。这是因为，在法治水平较高的地区，各经济主体之间的合同的实施能够得到法律和司法体系的有效保护，这些正式机制的作用越大，政治关系这种非正式机制的重要性就越小。在模型（3）中，Political也与银行贷款率显著正相关。交叉变量GovernmentD×Political由表示较高的政府掠夺程度的虚拟变量GovernmentD与Political相乘而得，其系数为正，而且在5%的水平上显著。这个结果与理论预期一致，意味着在政府掠夺比较严重的地区，政治关系对于民营企业获得银行贷款的重要性更加突出。因为在政府掠夺严重的地区，民营企业的产权难以得到有效保护，政治关系可以作为一种替代性的产权保护机制，减少政府或官员的随意侵害，降低企业的经营风险，进而降低企业获得银行贷款的难度。

类似地，模型（4）、（5）、（6）分别检验政治关系及其与3个制度变量构成的交叉变量对银行贷款期限的影响。在这3个模型中，Political的系数均显著为正，这与前文中的单变量分析和多元回归分析结果一致，意味着政治关系有助于民营企业获得更长的贷款期限。在模型（4）中，交叉变量CreditD× Political与贷款期限在10%的水平上显著正相关，这表明，在金融发展较落后的地区，政治关系对于民营企业获得长期贷款的重要性大于金融发展较好的地区。在模型（5）中，交叉变量LawD×Political的系数为正，而且在5%的水平上显著。这意味着，在法治水平落后的地区，政治关系对于民营企业获得长期贷款的重要性更加突出。在模型（6）中，交叉变量GovernmentD×Political与贷款期限在5%的水平上显著。这表明，在政府对民营企业的产权侵害较严重的地区，政治关系对于民营企业获得较长期限的银行贷款来说更为重要。

总体来说，表5中的检验结果支持假设2。这些结果表明，政治关系的贷款效应在不同的制度条件下是有显著差异的。在制度相对落后的地区，政治关系作为正式制度的一种替代性机制，对于民营企业获得银行贷款来说尤其重要。特别地，在金融发展落后、法治水平低和政府侵害私有产权较严重的地区，政治关系对于民营企业获得更多的银行贷款和更长的贷款期限来说尤其重要。

（一）制度特征的其他替代变量

由于制度环境变量在本文的假设检验中相当重要，所以，为了进一步检验结果的稳健性，我们除了采用樊纲等（2001，2003，2007）编制的相关指标，还以其他指标来衡量各地区的金融发展水平、法治水平和产权侵害程度。例如，在衡量各地区的金融发展水平时，我们参照卢峰和姚洋（2004）的方法，新增了以下3个指标：（1）金融深度（定义为银行年末总贷款余额与GDP的比例），当企业所在省份的这个比例低于所有31个省份的中位数时，我们将金融发展水平虚拟变量（CreditD1）定义为1，否则定义为0。（2）银行系统内的竞争程度（定义为除四大国有银行以外的其他银行的信贷份额占当地信贷总额的比例），当企业所在省份的这个比例低于所有31个省份的中位数时，我们将金融发展水平虚拟变量（CreditD2）定义为1，否则定义为0。（3）私人部门所获信贷额度（定义为拨给私人部门的信贷额占各省总信贷额的比例），当企业所在省份的这个比例低于所有31个省份的中位数时，我们将金融发展水平虚拟变量（CreditD3）定义为1，否则定义为0。计算以上3项指标的原始数据来自于各年度《中国金融年鉴》和各省份的统计年鉴。

在衡量各地区的法治水平时，我们也参照卢峰和姚洋（2004），新增了一个指标，即各省份的经济案件结案率（即结案数与收案数之比），结案数与收案数的数据来自于各年度《中国法律年鉴》。当企业所在省份的这个比例低于所有31个省份的中位数时，我们将法治水平虚拟变量（LawD1）定义为1，否则定义为0。

在衡量各地区的产权侵害程度时，我们新增了以下两种方法：（1）参考Chen、Li和Su（2005）的方法，使用地方政府行政收入和罚没收入之和占地方政府财政收入的比例来表示政府侵害产权的程度，其中地方政府行政收入、罚没收入、地方政府财政收入这三项数据来自于各地区的各年度统计年鉴。当企业所在省份的这个比例高于所有31个省份的中位数时，我们将产权侵害虚拟变量（GovernmentD1）定义为1，否则定义为0。（2）根据世界银行（2006）的调查报告《政府治理、投资环境与和谐社会：中国120个城市竞争力的提高》中的有关数据来衡量各地区的产权侵害程度。这份报告对我国除西藏以外的30个省份的120个城市（12400家公司）进行调查，并根据这些调查数据，将30个省份划分为6个区域，对这些区域的投资环境进行综合评估，这6个区域分别是：（1）东南地区（江苏、上海、浙江、福建和广东）；（2）环渤海地区（山东、北京、天津和河北）；（3）中部地区（安徽、河南、湖北、湖南和江西）；（4）东北地区（黑龙江、吉林、辽宁）；（5）西南地区（云南、贵州、广西、四川、重庆和海南）；（6）西北地区（山西、陕西、内蒙古、宁夏、青海、甘肃和新疆）。报告中有一项指标是“企业在娱乐和旅游上的花费”，报告认为，“企业在娱乐和旅游上的花费”可能会成为给政府官员的非正规支出（世界银行，2006，第12页）。根据Cai、Fang和Xu（2005）的研究，“企业在娱乐和旅游上的花费”的很大部分是用来减少政府的掠夺和换取更好的政府服务。基于以上原因，我们使用世界银行报告的各地区的“企业在娱乐和旅游上的花费”来表示产权侵害程度，支出越多，意味着产权侵害程度越大。总体来说，在东南和环渤海地区，“企业在娱乐和旅游上的花费”较少，而在东北、西北、中部和西南地区，“企业在娱乐和旅游上的花费”较多（世界银行，2006，第12页）。所以，当企业所在地位于东北、西北、中部或西南地区时，我们将产权侵害虚拟变量GovernmentD2定义为1，否则定义为0。

表6　金融发展的替代变量与政治关系的贷款效应

注：***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平，括号中的数字为双尾检验的t值。

表7　法治及产权侵害的替代变量与政治关系的贷款效应

注：***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平，括号中的数字为双尾检验的t值。原来的样本中有22个观察点来自于西藏，而世界银行（2006）的调查报告中没有包括西藏，所以在模型（3）和（6）中，样本观察点减少了22个。

表6和表7复制了表5，然后以这里新增加的制度特征的替代变量取代了表5中原来的制度特征变量。从表6的检验结果来看，在所有6个模型中，Po-litical仍然保持显著为正。除了模型（3）和（6）以外，在其他4个模型中，表示金融发展的虚拟变量与Political的交叉变量的系数均显著为正，这个结果与表5中的模型（1）和（4）一致，意味着在金融发展较落后的地区，政治关系的贷款效应更加明显。

从表7的检验结果来看，Political仍然在所有6个模型中保持显著为正。在模型（1）和（4）中，新增加LawD1与Political的交叉变量系数分别在10% 和5%的显著性水平上为正。在其余的4个模型中，表示产权侵害的虚拟变量与Political的交叉变量的系数均显著为正，这与表5中的相关检验结果一致，意味着在法治水平落后和产权保护较差的地区，政治关系的贷款效应更为突出。

概括来说，表6和表7中的检验结果表明，当我们用不同的变量作为制度特征的代理变量时，除了个别情况以外，大多数制度特征的代理变量的检验结果是基本稳健的。这说明我们的假设检验结果具有普遍性。

（二）增量模型

我们在上一部分通过实证分析，检验了具有政治关系和不具有政治关系的企业在银行贷款和其他债务融资方面的系统性差异。在这些检验中，所有被解释变量和企业特征变量均为年度末的存量，为了测试上述检验结果的稳健性，我们下面将表3、表4和表5中所有模型中的被解释变量和企业特征变量替换为年度的增量，以进一步检验政治关系对银行贷款的年度增加值是否有显著的促进作用。

表8　政治关系、制度环境与银行贷款：对于年度增加值的检验

注：***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平，括号中的数字为双尾检验的t值。

表8综合了表3和表5中的模型，检验政治关系对银行贷款增量的影响，以及制度特征对政治关系的贷款效应的作用。模型（1）~（4）中的被解释变量为银行贷款率的年度增加值，模型（5）~（8）中的被解释变量为贷款期限的年度增加值。在所有的8个模型中，Political的系数均为正，除了模型（4）以外，在其余的7个模型中，Political的系数均通过了10%的显著性检验（在模型（4）中，表示显著性水平的p值为0.105，非常接近于10%的显著性水平）。这些结果基本与假设1一致。在模型（2）和（3）中，交叉变量的系数均为正，虽然没有通过显著性检验，但其显著性水平均接近于10%（p值分别为0.121和0.113）。在模型（4）中，交叉变量GovernmentD×Political的系数在10%的水平上显著为正。这些结果意味着，在制度较落后的地区，政治关系对于民营企业的增量银行贷款效应更强。在模型（7）中，交叉变量虽然没有通过显著性检验，但在模型（6）和（8）中，交叉变量的系数均在10%的水平上显著为正，这意味着，在金融发展相对落后和政府产权侵害较严重的地区，政治关系对于民营企业获得较长的贷款期限来说，显得更为重要。以上检验结果基本支持假设2。

表9复制了表4，差异在于将被解释变量和企业特征变量的年末存量替换为年度的增加值。在模型（4）中，Political的系数为正，且在5%的水平上显著。这表明，有政治关系的企业相对于没有政治关系的企业来说，可以获得更多的增量债务融资。在模型（1）和（2）中，Political的系数分别在10%和5%的水平上显著为正，这表明，有政治关系的企业相对于没有政治关系的企业来说，不仅可以获得更多的短期增量银行贷款，而且可以获得更多的长期增量银行贷款。在模型（3）中，Political的系数为负，但不显著，这表明，是否具有政治关系对于企业从银行以外的渠道获得增量债务融资没有显著差异。总的来说，表9中的检验结果意味着，政治关系的建立可以为民营企业获得更多的增量债务融资，这些增量债务融资主要来自于银行贷款的增加，而不是来自于其他债务融资渠道的增加。

表9　政治关系对其他负债变量增加值的影响

注：***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平，括号中的数字为双尾检验的t值。

（三）政治关系的内生性

前文检验了政治关系对企业银行贷款的影响，并发现政治关系与银行贷款之间具有系统性的关系。不过，这种相关关系可能是一种伪相关性，因为企业的政治关系的建立可能内生于一些外部经济因素和企业自身的特征（Fan, Wong and Zhang，2007）。为了减轻这种可能的内生性，我们参照Fan、Wong和Zhang（2007）的两阶段最小二乘法（2SLS）。第一阶段使用逻辑回归方法（Logit Regression），用外部经济因素（如地区的人均GDP、GDP增长率、财政赤字、失业率等）和企业特征（如规模、行业属性、固定资产、盈利能力和成长机会等）与虚拟变量Political进行回归分析。在第二阶段，我们用第一阶段回归分析中得到的政治关系虚拟变量Political的预测值来替代实际的政治关系虚拟变量Political，重新检验表3和表5中的所有回归模型。检验结果发现，在第一阶段，对于财政赤字多、企业规模较大，同时又处于垄断性行业、国家重点支持行业以及高度管制行业的企业，更可能有政治关系（无论是以董事长还是以CEO的政治关系作为虚拟变量进行检验，结果都很一致）。在第二阶段，检验结果发现，用Political的预测值来替代实际值，表3和表5中的大部分检验结果并没有发生实质性的改变⑫。

（四）其他稳健性检验

除了以董事长和总经理的政治背景来判断民营企业的政治关系以外，我们还以除董事长以外的董事是否具有政治背景来判断民营企业是否具有政治关系，以此来重新检验表（2）~（5）中的相关检验，结果没有太大差异。

此外，为了控制发生权益融资的观察点对检验结果的可能影响，我们尝试把发生过权益融资的公司从样本中剔除，也就是说，只要某个公司在样本期间发生过一次或一次以上的权益融资，我们就将这个公司在样本期间的所有观察点从样本中排除（实际上，发生过权益融资的企业很少，只有19家公司发生过权益融资，涉及117个样本观察点），再重新检验表（3）和表（5），结果没有实质性的差异。我们也尝试设置了一个虚拟变量Equity_Financing来控制权益融资对检验结果的影响。如果公司在样本期间发生过权益融资，就把Equity_Financing定义为1，否则定义为0。检验结果发现权益融资对银行贷款在统计上没有显著的影响。

本文分析政治关系是否有利于民营企业获得银行贷款。我们以我国1993~ 2005年在沪深交易所上市的民营企业为样本，以这些企业的董事长或总经理是否是现任或前任的政府官员、人大代表或政协委员来判断企业是否具有政治关系。实证检验结果发现，有政治关系的企业比无政治关系的企业获得更多的银行贷款和更长的贷款期限，而且，在金融发展越落后、法治水平越低和产权侵害越严重的地区，政治关系的贷款效应越显著。这些研究结果表明，在我国金融发展较落后、法治水平低下和政府随意侵害企业产权的条件下，政治关系可以作为一种替代性的非正式机制，缓解落后的制度对民营企业发展的阻碍作用，帮助民营企业获得银行的信贷支持，促进企业发展。

本文的研究结果意味着，在我国市场化的制度不健全的情况下，民营企业能够通过建立政治关系来缓解因制度缺陷而导致的银行贷款难的问题，这种基于关系的契约有助于促进民营企业的发展，（Allen、Qian and Qian，2005）。虽然在制度不健全的条件下，政治关系对民营企业的发展具有相当的积极作用，但是，也有研究表明，企业依赖于政治关系获取银行贷款对全社会的资源配置来说也并非总是没有成本的（Johnson and Mitton，2003；Claessens、Feijen and Laeven，2007）⑬。所以，促进金融市场的发展、加强法律和政府对民营企业的产权保护、为民营企业建立更加市场化的制度环境，对于民营企业的成长和国家的经济发展来说更为重要。

（作者单位：武汉大学经济与管理学院；责任编辑：蒋东生）

注释

①已有研究发现，在转型经济国家，私有企业依赖的替代性的非正规机制还有很多。例如，在越南，当缺乏法律和司法来保证合同的实施时，企业严重依赖于企业之间的关系来维持交易（McMillan and Woodruff，1999a，b）。在俄罗斯，私下机制如第三方仲裁被用来替代法院来解决企业间的纠纷（Hay and Shleifer，1998）。在东欧和俄罗斯，企业家通过地下经济的方式来逃避高税收负担和政府掠夺行为　（Johnson、Kaufmann and Shleifer，1997；Johnson et al.，2000；Friedman et al.，2000）；在法律制度较弱的地区，企业甚至出钱请黑手党来保护自己的利益（Frye and Zhuravskaya，2000）。

②除了能够使私有企业获得银行信用以外，政治关系还可以给企业带来其他好处，例如优先获得政府的合同（Agrawal and Knoeber，2001）、在企业陷入困境时受到政府的救助（Faccio、Masulis and McConnell，2006）、进入管制行业（胡旭阳，2006）、获得税收的减免、为企业提供法律或非法律方面的保护（Faccio，2006）以及各项费用的减免、政府的补贴、避免罚款等。

③尽管私有企业与民营企业在概念上有一些细微的区别，但我们在文中并不对二者进行严格的区分，而是交替使用。

④La Porta、Lopez-de-Silanes和Shleifer（2002）提出的国有银行的政治观认为，国有银行是政治家用来实现其政治目标或私人目标的一种工具，国家对银行的控制导致银行信贷资源的配置偏离经济和效率最大化目标。

⑤Fan、Wong和Zhang（2007）的研究表明，国有上市公司的政治关系的建立是政府为了实现其政治目标而建立的，而Chen、Li和Su（2005）的研究表明，民营上市公司的政治关系是企业家为了避免政府掠夺和争取政府优惠待遇而建立的。所以，民营企业的政治关系是企业家主动建立的，而国有企业的政治关系是政府强加的。

⑥在企业的资产负债表中，一年内到期的长期负债是流动负债的一个组成部分，但从契约性质来看，它仍然属于长期负债，所以，这里将其划分到长期贷款中。我们也尝试将其划分到短期贷款中进行检验，结果并没有实质性的差异。

⑦在我国的政治体制中，人大和政协都是有影响力的组织，人大是法律的制定者，而政协是官方咨询机构。主要政府官员的任命必须得到人大的同意和批准，并常常受到政协委员的评论和关注。因此，这两个组织对政府官员有重要的影响，且与政府官员关系密切。事实上，这两个政治组织的许多成员就是现任或前任的主要的政府官员（Chen、Li and Su，2005）。

⑧按照同样的判断标准，我们在这个数据库中同时也收集了董事会中除董事长以外的其他董事的政治背景的相关信息。

⑨此外，我们还统计了除董事长以外的其他董事是否具有政治关系，结果发现，在576个观察值中，有333个具有政治关系，占样本总体的57.81%。

⑩需要注意的是，樊纲等（2001，2003，2007）的市场化指数体系只涵盖1997~2005年，而我们的样本期间包括1993~2005年。对于1996年及以前的指数，本文采用1997年和1998年的指数的平均值来替代。不过，当仅仅用1997~2005年间的子样本进行检验时，结果几乎没有差异。实际上，在我们的样本中，1993~1996年间的观察值只有14个，仅占总样本的2.4%。另外，重庆于1997年单列为直辖市，因此，1997年以前，我们将四川和重庆合并考虑；1997年以后，将四川与重庆分别考虑。后文的制度变量处理同样。(www.chuimin.cn)

⑪此外，我们还比较了除董事长以外的董事是否具有政治关系的两类企业在债务融资方面的差异，检验结果类似。由于篇幅的限制，我们没有列出检验结果，有兴趣的读者请与我们联系。

⑫由于篇幅所限，我们没有在此列出检验结果，有兴趣的读者请来函索取。

⑬20世纪末东亚金融危机爆发的重要原因之一就是由于银行和金融机构基于裙带关系而不是基于“硬”的市场化原则对企业进行信用配置而导致的（Krugman，1998）。

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（51）McMillan, J. and C. Woodruff, 2002,“The Central Role of Entrepreneurs in Transition Economies”, Journal of Economic Perspectives, Vol. 16, pp.153~170.

（52）Pearson, M., 1997,“China’s New Business Elite: The Political Consequences of Economic Reform”,

Berkeley, University of California Press.

（53）Rajan, R., 1992,“Insiders and Outsiders: The Choice between Informed and Arm' s-Length Debt”, Journal of Finance, Vol. 47, pp.1367~1400.

（54）Rajan, R. and L. Zingales, 1995,“What Do We Know about Capital Structure? Some Evidence from International Data”, Journal of Finance, Vol. 50, pp.1421~1460.

（55）Rajan, R. and L. Zingales, 1998,“Financial Dependence and Growth”, American Economic Review, Vol. 88, pp. 559~586.

（56）Shleifer, A., 1997,“Government in Transition”, European Economic Review, Vol. 41, pp.385~410.

（57）Shleifer, A. and R. Vishny, 1998, The Grabbing Hand: Government Pathologies and Their Cures, Cambridge, MA: Harvard University Press.

（58）Walder, A., 1995,“China’s Transitional Economy: Interpreting its Significance”, China Quarterly, Vol. 144, pp.963~ 979.

（59）White, H., 1980,“Heteroskedasticity-Consistent Covariance Matrix Estimator and a Direct Test for Heteroskedasticity”, Econometrica, Vol. 48, pp.817~838.

A SUMMARY IN THEORY

The Balance in System: a View Based on the Theory of Games………………………………………by Nie Huihua

BRIFE COMMENTARIES

The New Problems, about the Protection for Knowledge Property, Produce by the Network Environment…………………………………………………………………………………………………by Jiang Dongsheng

The Nature of Scarcity of the System should be Faced up to in order to Formulate the Social Security System in

the Special Line—the Coal Mining………………………………………………………………………by Wei Jing

The Checking, Balancing and Re-construction of Power and Responsibility of the Administrative Organs at the

Basic Level during the Construction of New Vallages………………………………by Xie Bing and Zhang Junbiao

An Analysis of the Magnetic Field Effect in the Interactive Relationship between Regional Brands and Industrial

Clusters…………………………………………………………………………………………………by Xiong Aihua

The Coordinated Evolution of the Environment and the Strategy in the Economy in Transit: Taking the Growth of

China's Machine Tool Industry as an Example………………………………………by Lu Yuanyuan and Xue Lei

A Case Study on the Scale Economy of the Global Satellite Operation Industry………………………………………………………………………………by Cheng Guangren and Qi Zhongying

The Pluralistic Management of Employees, and the Innovation in Enterprises…………………………………………………………………………by Peng Siqing, Han Jian and Zhao Zhiyu

The Sensibility of the Relationship between the Company's Wealth and the Emolument of its High-ranking Managers……………………………………………………………………………by Xie Maoshi and Peng Xiuping

ABSTRACTS IN ENGLISH

The Relationship between Politics, Institutional Environments and Private Enterprises' Access to Bank Loans

by Yu Minggui and Pan Hongbo

In this paper, we have analyzed whether political relationship is conducive to China's private enterprises in terms of access to bank loans. Taking as our specimens the private enterprises listed during 1993 to 2005 in Shanghai Stock Exchange or in Shenzhen Stock Exchange, and according to whether the director of board or the CEO of a company is a former or incumbent government official, or a member of the People's Congress or a member of the Chinese People's Political Consultative Conference, we have judged whether this company has a political relationship. Our findings are that enterprises with political relations get more bank loans and longer loan maturity than those without political relations, and that the more backward the financial development in a region is and the poorer the law enforcement is and the more seriously the government violates property right, the more noticeable the effect of this kind of loan there is. The results of our study indicate that, in the present China with backward financial development and poor law enforcement and weak system protection for property right, the political relationship can be served as an informal substitute mechanism, to lessen the obstruction caused by the backward system to the growth of private enterprises and to help private firms gain bank loan supports to spur their development.

Between the Network Density and the Competitive Advantage: of the Economy and of the the Mediating Effect Agglomeration Collective Leaning

by Wu Jiebing and Xu Mengzhou

We have, in this article, integrated the three different theoretic views about industrial clusters—the theory of social network, the theory of agglomeration economy and the theory of collective learning, proposing the assumption of the inter-active relationship between network density, cluster efficiency and cluster effectiveness and for-

自主裁量的审批决策并没有体现出很强的遏制非经常性利得的倾向，市场对原本“看淡”的大幅非经常性利得后果产生了意外的正向反应；这并不能解释为市场非理性，因为ST公司的摘帽毕竟意味着交易涨跌幅限制的取消和公司市场声誉在一定程度上的恢复；我们更倾向于将这一现象理解为制度化之前的监管不完备条件下对市场原本合理的预期所造成的扰动。

与制度化之前的市场反应特征相比，我们发现在制度化之后，市场在公司年报公布日对大幅非经常性利得的负面反应明显减缓，在摘帽宣告日非经常性利得引发的市场正向反应也明显减缓。对于制度化之后的市场反应特征，我们认为监管制度化起到了减低市场波动的作用，但此作用主要是对制度化前不完备监管行为引发的市场扰动做出的校正。

综上，监管制度化降低了监管不完备对市场造成的干扰，因此制度化不仅对公司和监管者这样的特定信息使用人产生了有效的约束（吴溪，2006），对更广泛的信息使用人同样具有一定的积极意义。

本文利用的实验环境是中国证券市场中的ST公司摘帽过程，该环境的一系列制度背景（包括1998年4月底才开始有ST公司、1999年起才开始出现ST公司摘帽、1999年年报才开始普遍公开披露非经常性损益信息、2001年6月有关ST公司摘帽的监管标准进行了修订），限制了本文观察的监管标准制度化之前的观测数量。较小的样本规模和特定的制度背景使本文结论的一般性需要进一步检验。未来的研究可以考虑对可能产生更大样本规模的其他制度背景（如再融资）进行考察，以检验监管制度化对市场的潜在影响。

（作者单位：中央财经大学会计学院；责任编辑：蒋东生）

注释

①参见Beaver（1999）关于非经常性损益的经验研究的概要回顾。

②71例ST观测的形成过程，参见吴溪（2006，99-100）的描述。

③具有最短间隔天数（间隔交易日）的观测分别为1（3）例。

④这种情形在一些实际判例中有所体现，例如，有ST公司明确披露，监管者未批准其摘帽的原因是额外认定了一些非经常性利得，或是通过其他实质重于形式的原则不予批准。

（1）吴溪：《盈利指标监管与制度化的影响：以中国证券市场ST公司申请摘帽制度为例》，《中国会计与财务研究》，2006年第8卷第4期。

（2）Bartov, E., 1993,“The Timing of Asset Sales and Earnings Manipulation”, The Accounting Review, 68 (4), pp.840~855.

（3）Beaver, W., 1999,“Discussion of‘On Transitory Earnings’”, Review of Accounting Studies, 4 (3-4), pp.163~167.

（4）Chen, K. C. W. and H. Yuan, 2004,“Earnings Management and Capital Resource Allocation: Evidence from China’s Accounting-based Regulation of Rights Issues”, The Accounting Review, 79 (3), pp. 645~665.

（5）Chen, S. M. and Y. T. Wang, 2004,“Evidence from China on the Value Relevance of Operating Income vs. below-theline Items”, The International Journal of Accounting,39 (4), pp. 339~364.

（6）Chen, G. M., L. T. W. Cheng and N. Gao, 2005,“Information Content and Timing of Earnings Announcements”, Journal of Business Finance & Accounting, 32 (1-2), pp. 65~95.

（7）Clinch, G. J., 2005,“Discussion of‘Market Consequences of Earnings Management in Response to Security Regulations in China’”, Contemporary Accounting Research, 22 (1), pp. 141~143.

（8）Dechow, P. M. and D. J., Skinner, 2000,“Earnings Management: Reconciling the Views of Accounting Academics, Practitioners and Regulators”, Accounting Horizons, 14 (2), pp. 235~250.

（9）Haw, I-M., D. Qi, D. Wu and W. Wu, 2005,“Market Consequences of Earnings Management in Response to Security Regulations in China”, Contemporary Accounting Research, 22 (1), pp. 95~140.

（10）Herrmann, D., T. Inoue and W.B., Thomas, 2003,“The Sale of Assets to Manage Earnings in Japan”, Journal of Accounting Research, 41 (1), pp. 89~108.