政治关联与企业的契约实施环境（二）

四、计量分析结果
    在前文计量模型和数据描述的基础上，本节报告计量分析结果。在本节，为与没有克服选择性偏差之前的结果进行对比，并考察结论的稳健程度，我们首先报告了普通最小二乘估计结果，并在此基础上逐步克服变量内生性和样本选择偏差的影响。
    (一)普通最小二乘估计结果
    表3汇报了普通最小二乘(OLS)估计结果，并比较了政治关联对不同所有制企业所受到的法律保护影响的差异性。考虑到解释变量多重共线性对估计结果的影响，我们在不同的回归组合中，去掉了与核心解释变量相关性较高的样本。由表3可知：政治关联指数(political)对民营企业契约实施环境起到了积极作用，但对非民营企业契约环境的影响虽然也为正，但显著性不高。因此，总体上来看，不论是对于民营企业还是非民营企业而言，政治关联均能够提高法律对其的保护程度。而且政治关联对民营企业受法律保护程度的影响更大。这表明，从契约和产权保护的角度来看，政治关联确实降低了民营企业受到的法律歧视。我们再来看具体的分类指标：
    1.与企业经常交往的官员中，政府要员所占比重(competent)越高，则企业的契约和产权受到保护的概率越大。而且不论从估计系数的绝对值还是统计显著性来看，该变量对民营企业的影响要高于其对非民营企业的影响。例如在回归组合(1)和(2)中，该变量对民营企业的估计系数为0.332，对非民营企业的估计系数为0.238，前者为后者的1.39倍；从统计显著性上来看，这一差异则更加明显，其对民营企业的估计系数的t统计量达到10.68，是非民营企业的2.22倍。这表明，与企业交往的官员的地位对企业受保护的概率有重要影响，其地位越高，则企业越能够在商业纠纷中得到保护。
    
    
    
    2.与企业经常交往的官员中，那些旨在帮助企业发展的政府官员所占比重(help)越高，则企业的契约和产权受到保护的概率越大。这表明，如果一个地方的官员倾向于扶植本地企业的发展，则企业的政治关联能够显著地提高其契约和产权被保护的力度。这说明，不仅企业的政治关联重要，而且企业与什么样的官员交往更为重要。即与“好”官员进行交往，可以明显提高企业受保护的概率。当然，这里的“好”官员是从帮助企业发展的角度来定义的。另外，比较help与competent的估计系数不难发现，competent的估计系数的显著性更高，且其对不同所有制企业影响的差异也越大。这就意味着，企业经常与之交往的官员的“地位”比官员的“好坏”更为重要。
    3.企业的董事会中是否有政府官员(board)、总经理是否被任命(appoint)以及总经理是否为党员(party)这三项的估计系数并不显著。这说明，董事会中有政府官员参与、总经理被政府任命未必能够提高企业的契约和产权被保护的概率。其原因可能在于很多情况下，在董事会中安插政府官员以及对企业的总经理进行任命是政府实现对企业控制的重要方式(俞鸿琳，2006)。如果一个企业的总经理是党员或在党中担任党委书记职务，这可能是政府希望控制企业发展的一个信号。作为掌握“特权”的官员来讲，官员既可以利用手中的权力来帮助企业，也可以掠夺企业。当官员控制企业的目的是希望掠夺企业时，此时的政治关联可能起不到改善企业契约实施环境的效果。通过观察表2的相关系数矩阵不难发现，help与party之间的相关系数为-0.01，也就是说，在这样一些企业，帮助企业发展的官员所占的比重并不高。由此可以得出结论，在那些“党政合一”的企业，政府控制企业的目的可能并非帮助企业发展。因此，董事会中有政府官员以及总经理被政府任命不仅不会起到保护企业的作用，甚至可能是政府的“掠夺之手”的具体表现形式，从而不会起到改善企业契约实施环境的作用。
    4.企业的规模(size)、利润(profit)和全员劳动生产率(prod)与企业契约实施环境之间呈现出一定程度的负相关关系。这就表明，从契约实施环境，优秀的企业并没有得到良好的保护，该结论与聂辉华(2011)的发现不谋而合。聂辉华(2011)通过分析企业TFP的离散程度和对TFP进行分解发现，我国制造业存在普遍的生产率配置错误，即优秀的企业并没有得到优质的资源。本文的研究则意味着，企业之间契约实施环境的差异可能是导致资源配置错误的原因之一。
    5.民营企业销售给国有企业和政府的比重(sale_soe和sale_gov)越高，民营企业的契约实施环境越好。其原因可能是，与国有企业和政府的业务往来为企业建立社会关系网络创造了良好的条件，从而有助于改善其契约实施环境。中间投入进口比重(import)和出口规模(export)虽然均在一定程度上有利于民营企业的改善，但效果并不明显。企业的年龄(age)与企业受保护的概率之间没有明确的关系。
    (二)工具变量两阶段最小二乘估计
    严重的内生性会大大降低估计结果的可靠性。就本文要考察的问题而言，一方面，如果企业的契约实施环境较差，这就可能激励企业去建立政治联系；另一方面，某些影响政治关联的因素也可能同时影响企业的契约实施环境，这也可能会导致变量的内生性问题。一般来说，工具变量选择需要满足两个条件：一是与内生解释变量之间具有较高的相关性；二是要求工具变量必须是外生的。本文采用n-1变量，即本市其他企业政治关联变量的平均取值作为企业政治关联变量的工具变量。③例如，对于企业i而言，若其在城市为c，则competent变量的工具变量为：
    
    首先，从本文主要考察的变量来看，competent、help、board、appoint、party和political的估计系数及回归系数的t统计量均未发生本质改变。其中，competent和political变量的估计系数略有下降，但下降幅度不大。表明变量内生性使得政治关联变量产生了向上的偏倚。help变量对民营企业的回归系数略有提高，对非民营企业的回归系数略有下降，表明普通最小二乘估计低估了该变量对民营企业契约实施环境的影响，并高估了其对非民营企业的影响。
    其次，为检验工具变量的有效性，我们对工具变量进行了识别不足检验、弱识别检验和过度识别检验，这三类检验所对应的原假设分别是：工具变量是内生的、工具变量与内生解释变量之间强相关、工具变量是外生的。从工具变量检验结果来看，计量结果在1%的统计水平上拒绝弱识别检验的原假设，表明工具变量与内生解释变量之间具有较强的相关性，满足工具变量的第一个条件。综合识别不足和过度识别检验结果可知，本文选取的工具变量是外生的，符合工具变量的第二个条件。
    其他解释变量的估计系数和统计显著性未发生显著改变，限于篇幅，此处不再赘述。
    
    
    (三)基于工具变量的内生转换模型估计结果
    正如我们在前文中所指出的，由于样本选择偏差和变量内生性的存在，采用普通最小二乘法得到的估计结果可能是有偏的和非一致的。鉴于此，我们采用Lee(1978)所发展的内生转换模型来克服该问题。首先我们使用probit模型对样本选择方程进行估计，然后根据结果算出逆米尔斯比率(inverse Mills ratio)λ，最后在表4的估计方程基础上引入λ进行回归。需要指出的是，原始的内生转换模型能够较好地处理private变量的内生性问题，但是却难以同时克服政治关联变量内生性。为此，我们在引入逆米尔斯比率λ的基础上采用工具变量两阶段最小二乘法对(3)式和(4)式进行估计。估计结果见表5。
    由表5可知，在表5所有12个回归组合中，逆米尔斯比率λ回归系数的t统计量均至少在5%的统计水平上保持显著，这说明我们采用内生转换模型来克服样本选择偏差有一定的合理性。
    此外，对于民营企业而言，出口规模以及中间投入进口比重的增加提高了民营企业的契约和产权受保护的概率，而对非民营企业而言，这一结论并不成立。对该结果可能的解释是：对于那些从事国际贸易进口和出口的民营企业而言，为了在激烈的海外市场竞争中脱颖而出，不仅需要通过降低成本和提高品质的方式来提高企业的竞争力，而且还要熟悉国外的消费者偏好、文化和法律法规。这就要求企业雇佣一定数量的法律人员，而这可能进一步提高其在国内商业纠纷中的胜诉和受保护的概率。尤其是对于那些经常面临国外反倾销的行业而言更是如此，为了在反倾销中获胜，企业必须储备大量的法律人才，并熟悉国外贸易法律规则。
    同时，由于民营企业缺乏资金和技术，这些企业往往从事的是一些劳动密集型行业的出口，这些行业本身的附加值较低，在国际市场上主要依靠的是低价竞争，因此，那些出口规模较大的民营企业也往往熟悉国外法律环境并拥有丰富的法律人员储备，这就为其在国内处理商业和法律纠纷提供了便利。而相比之下，我国的国有企业则资金实力雄厚，因此，其在资本密集型产品上的出口比较优势相对较强。这些行业的出口主要依靠的是技术和品质，因此，不太容易遭受反倾销威胁，这就不需要其花费太多的时间去熟悉国外环境。另外，由于行政垄断，国有企业享有法律、政策和融资方面的各项优惠，这就进一步削弱了其储备法律人才的积极性。当然，民营企业从事国际贸易会提高其在国内受到的法律保护也可能与我国出口导向型的外贸政策有关。

（未完待续）