【文章內(nèi)容簡介】 的原因可能是，它既包含與信息不對稱相關(guān)的成分，也包含與之無關(guān)的噪音。對三個原始指標提取主成分ASY，捕捉原始指標中與非對稱信息相關(guān)的共同變異信息，很有必要。經(jīng)驗結(jié)果表明，政治關(guān)聯(lián)確實能夠幫助民營企業(yè)有效降低信息不對稱帶來的逆向選擇成本。當資金供給方觀察到民營企業(yè)擁有政治關(guān)聯(lián)后，會修正其先驗信念，認為該企業(yè)是經(jīng)營效率較高的企業(yè)的可能性會比較大，有良好經(jīng)營前景的可能性也更大?！　谋?之中，我們也發(fā)現(xiàn)控制變量的估計結(jié)果符合經(jīng)濟直覺。企業(yè)規(guī)模越大，越容易受到市場關(guān)注，資金供給方越容易了解企業(yè)的相關(guān)信息；資產(chǎn)收益率越高，企業(yè)運營狀況越好，逆向選擇成本越?。回搨试礁?，資金供給方對于企業(yè)破產(chǎn)風(fēng)險的擔(dān)憂加劇，逆向選擇成本增大；企業(yè)存續(xù)越久，經(jīng)營狀況越穩(wěn)定，信息不對稱越低。　　(二)政治關(guān)聯(lián)緩解融資約束：信息效應(yīng)與資源效應(yīng)　　　　如何從經(jīng)驗上識別融資約束的強弱，公司金融文獻做了許多有益的探討。Fazzari et al.(1988)率先提出投資—現(xiàn)金流敏感度(investmentcash flow sensitivity)融資約束識別策略。當面臨融資約束時，企業(yè)的投資決策不僅取決于投資機會，還會受到自身財務(wù)狀況的影響。Fazzari et al.(1988)把反映企業(yè)財務(wù)狀況的變量現(xiàn)金流水平引入托賓Q投資模型，建議用投資—現(xiàn)金流敏感度的大小來衡量融資約束的強弱。但該策略的合理性飽受詬病。經(jīng)驗證據(jù)顯示，投資對現(xiàn)金流的敏感性并未隨著融資約束的增強而增大(Kaplan amp。 Zingales，1997；Cleary，1999；李金等，2007；連玉君和程建，2007)。后續(xù)研究指出，投資—現(xiàn)金流敏感度的缺陷可能來自以下兩方面：其一，從理論邏輯上講，融資約束并非導(dǎo)致投資對現(xiàn)金流敏感的唯一原因(Vogt，1994)，經(jīng)理人出于在職消費的考慮，往往會片面追求規(guī)模擴張(Jensen，1986；Stulz，1990)，把所有可用資金都用于新項目投資，進而提高投資—現(xiàn)金流敏感度；其二，從實證研究策略上講，現(xiàn)金流不僅包含財務(wù)信息，也部分包含關(guān)于投資機會的信息，即便沒有融資約束，投資—現(xiàn)金流敏感度也可能正顯著(Hubbard，1998)?！　楸苊馍鲜鰡栴}，Almeida et al.(2004)提出了一種基于現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度(cashcash flow sensitivity)的融資約束識別策略。他們關(guān)于企業(yè)現(xiàn)金持有策略的分析表明，由于不易獲得外部融資，融資約束緊的企業(yè)需要儲備現(xiàn)金來保證后續(xù)投資項目的實施，此種預(yù)防性儲蓄動機促使企業(yè)從營業(yè)現(xiàn)金流中提取更多的部分作為儲備現(xiàn)金，進而表現(xiàn)出更為強烈的現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度。Almeida et al.(2004)分別以股利水平、企業(yè)規(guī)模、債券評級和商業(yè)票據(jù)評級作為分組標準，把樣本企業(yè)劃分為不同的融資約束組別，測算各組別企業(yè)的現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度并進行組間比較。經(jīng)驗證據(jù)顯示，在各分類標準下，融資約束緊的企業(yè)都表現(xiàn)出更高的現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度，表明基于現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度的融資約束識別策略是較為可靠的。　　Wan amp。 Zhu(2011)利用我國東北三省增值稅試點改革作為自然實驗，考察投資—現(xiàn)金流敏感度和現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度在識別我國企業(yè)融資約束方面的合理性。從邏輯上講，試點改革并不會對企業(yè)的外部融資約束造成實質(zhì)性影響，假如識別策略是恰當?shù)?，則相應(yīng)的敏感度在改革前后不至發(fā)生重大變化。經(jīng)驗證據(jù)顯示，試點改革對現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度無顯著影響，卻顯著提高了投資—現(xiàn)金流敏感度，表明現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度是更為合適的融資約束衡量方法?！　　　”疚牟捎肁lmeida et al.(2004)的策略來檢驗政治關(guān)聯(lián)有否緩解企業(yè)的外部融資約束，并識別具體的作用機制。模型設(shè)定如下：　　其中ΔCash表示企業(yè)現(xiàn)金持有量的變動，Q表示投資機會，Size表示企業(yè)規(guī)模，CF表示營業(yè)現(xiàn)金流，POL表示政治關(guān)聯(lián)，ASY表示信息不對稱指標，POL?CF表示政治關(guān)聯(lián)與營業(yè)現(xiàn)金流的交互項，ASY?CF表示信息不對稱與營業(yè)現(xiàn)金流的交互項?！　≡谌谫Y約束方程式(2)之中，我們主要關(guān)注政治關(guān)聯(lián)是否能夠緩解企業(yè)的融資約束，也就是關(guān)注交互項POL?CF系數(shù) 的符號及顯著性。假如 顯著為負，就表明與有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)相比，無關(guān)聯(lián)企業(yè)的現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度更高，有更緊的融資約束。在式(3)之中我們主要分析政治關(guān)聯(lián)緩解融資約束的基本機制，具體做法是在式(2)的解釋變量中同時引入政治關(guān)聯(lián)POL、信息不對稱指標ASY以及它們與現(xiàn)金流的交互項POL?CF和ASY?CF。在不控制ASY?CF的情況下，POL?CF的估計系數(shù) 包含了政治關(guān)聯(lián)的信息效應(yīng)和資源效應(yīng)；而一旦通過控制ASY?CF分離出信息效應(yīng)，POL?CF的估計系數(shù)κ則僅僅表示資源效應(yīng)。檢驗的基本邏輯是，假如控制ASY?CF后，κ不再顯著，則表明信息效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)；假如ASY?CF的系數(shù)λ不顯著而κ顯著，則表明資源效應(yīng)發(fā)揮主導(dǎo)作用；假如λ和κ均顯著，則表明信息效應(yīng)和資源效應(yīng)都扮演了重要角色?？紤]到企業(yè)現(xiàn)金持有行為的影響因素不僅僅是投資機會和企業(yè)規(guī)模，參考現(xiàn)金持有行為的相關(guān)文獻，我們在擴展模型中進一步控制資本支出Expen、非現(xiàn)金凈營運資本的變動ΔNWC和短期債務(wù)的變動ΔSD?！　o論有無政治關(guān)聯(lián)，民營企業(yè)的現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度都顯著為正，表明民營企業(yè)整體上面臨融資約束的限制。POL?CF的估計系數(shù) 顯著為負，說明與政治關(guān)聯(lián)企業(yè)相比，無關(guān)聯(lián)企業(yè)的融資約束更緊，需要從營業(yè)現(xiàn)金流中提取更多的部分用作預(yù)防性儲蓄，現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度更高。經(jīng)驗結(jié)果顯示，政治關(guān)聯(lián)能夠顯著緩解民營企業(yè)的融資約束，這個結(jié)論與羅黨論和甄麗明(2008)的研究結(jié)論基本一致?！　”?第2列和第4列則清楚地表明政治關(guān)聯(lián)緩解融資約束的基本機制，政治關(guān)聯(lián)通過信息效應(yīng)和資源效應(yīng)顯著地降低企業(yè)的現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度。ASY?CF的估計系數(shù)λ至少在5%水平上正顯著，說明信息不對稱問題是影響我國民營企業(yè)融資的重要因素。資金供給方與企業(yè)之間的信息不對稱程度越高，現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度就越高，企業(yè)的融資約束越緊。而表2的經(jīng)驗證據(jù)顯示政治關(guān)聯(lián)能夠改善資金供給方與企業(yè)之間的信息不對稱，因此政治關(guān)聯(lián)能夠通過信息效應(yīng)幫助企業(yè)緩解融資約束。假如政治關(guān)聯(lián)僅通過信息效應(yīng)發(fā)揮作用，那么在控制ASY?CF之后，POL?CF應(yīng)該不再表現(xiàn)出顯著性；而實際上我們發(fā)現(xiàn)POL?CF的估計系數(shù)κ顯著為負，政治關(guān)聯(lián)企業(yè)仍表現(xiàn)出較低的現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度。這表明即便控制政治關(guān)聯(lián)的信息效應(yīng)，關(guān)聯(lián)企業(yè)仍會受到資金供給方的格外優(yōu)待，資源效應(yīng)也是緩解融資約束的重要機制?！　〗酉聛砦覀儚臄?shù)量上考察政治關(guān)聯(lián)資源效應(yīng)和信息效應(yīng)的相對重要性。首先，分別考察政治關(guān)聯(lián)通過資源效應(yīng)和信息效應(yīng)引起的企業(yè)現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度變動；其次，對兩者加以比較，看哪一種效應(yīng)占主導(dǎo)。政治關(guān)聯(lián)通過資源效應(yīng)引起的現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度變動為式(3)POL?CF的估計系數(shù)κ，通過信息效應(yīng)引起的敏感度變動為式(3)ASY?CF的估計系數(shù)λ與式(1)POL的估計系數(shù)τ之乘積。相關(guān)顯著性檢驗的統(tǒng)計量和顯著性p值，除檢驗 ：κ=0直接由回歸得到之外，其余均由Bootstrap方法反復(fù)抽樣1000次得到，具體操作可參見Cameron amp。 Trivedi(2005)?！　≌侮P(guān)聯(lián)通過資源效應(yīng)引起的企業(yè)現(xiàn)金—(在10%水平上顯著)；(在5%水平上顯著)。差異性檢驗 ：κλτ=0顯示，兩者間的差異在10%水平上顯著，表明政治關(guān)聯(lián)的資源效應(yīng)遠遠超過信息效應(yīng)。前者約占政治關(guān)聯(lián)總效應(yīng)的85%(=(+))，后者約占15%。在加入更多控制變量之后(見表5第2列)，我們同樣發(fā)現(xiàn)資源效應(yīng)占主導(dǎo)地位?！　∥?、穩(wěn)健性檢驗　　(一)關(guān)于信息不對稱內(nèi)生性的討論　　為避免信息不對稱內(nèi)生于政治關(guān)聯(lián)可能給分析結(jié)論帶來的影響，借鑒Agrawal amp。 Knoeber(1996)的做法，我們將融資約束方程式(2)和式(3)與信息不對稱方程式(1)組成聯(lián)立方程，運用三階段最小二乘法(3SLS)進行穩(wěn)健性檢驗。檢驗分為兩步：首先，把融資約束方程式(2)解釋變量中的政治關(guān)聯(lián)POL替換為信息不對稱指標ASY，檢驗政治關(guān)聯(lián)緩解融資約束的信息機制；其次，與固定效應(yīng)回歸中采取的策略相類似，我們在融資約束方程中同時引入POL、ASY、POL?CF和ASY?CF，檢驗除信息效應(yīng)之外，政治關(guān)聯(lián)緩解融資約束是否存在資源效應(yīng)。出于篇幅考慮，這里僅給出第二步檢驗的聯(lián)立方程：　　式(4)控制了年份效應(yīng)Yr、行業(yè)效應(yīng)Indu和省份效應(yīng)Provn，其他變量含義同前文?！　”?列示了估計結(jié)果，第1列和第2列顯示，信息不對稱方程中POL負顯著，融資約束方程中ASY?CF正顯著，再次確認了信息機制。第3列和第4列顯示，信息不對稱方程中POL負顯著，融資約束方程中ASY?CF和POL?CF均顯著，又一次表明資源效應(yīng)和信息效應(yīng)都發(fā)揮了作用。采用同前面完全相同的分析方法發(fā)現(xiàn)，資源效應(yīng)依然占主導(dǎo)地位。　　(二)關(guān)于政治關(guān)聯(lián)內(nèi)生性的討論　　政治關(guān)聯(lián)固定效應(yīng)估計量的一致性依賴于嚴格外生假設(shè)，　　檢驗的思路是：如果POL嚴格外生，則Ⅳ估計量與原估計量都是一致的，兩者不會表現(xiàn)出系統(tǒng)性的差異，DWH統(tǒng)計量應(yīng)不顯著；反之如果內(nèi)生性問題較嚴重，則原估計量不再是一致的，而Ⅳ估計量仍是一致的，兩者存在系統(tǒng)性差異，DWH統(tǒng)計量應(yīng)顯著。檢驗結(jié)果表明，DWH統(tǒng)計量沒有在10%水平上表現(xiàn)出顯著性，不能拒絕嚴格外生假定。由于Ⅳ估計量標準誤偏大，原估計方法更有優(yōu)勢?！　τ谌谫Y約束方程式(2)和式(3)，我們也利用上述兩種策略檢驗政治關(guān)聯(lián)的內(nèi)生性，發(fā)現(xiàn)同樣不能拒絕嚴格外生假定。根據(jù)上述討論，我們認為，政治關(guān)聯(lián)的內(nèi)生性問題，假如有的話，也不至于給我們的分析帶來嚴重的影響，本文的經(jīng)驗結(jié)論是較為可靠的。①　　六、主要結(jié)論　　長期以來，中國民營企業(yè)融資難問題突出，嚴重制約了企業(yè)的成長。為突破發(fā)展瓶頸，民營企業(yè)家積極與政府建立各種形式的政治關(guān)聯(lián)。前期經(jīng)驗研究顯示，政治關(guān)聯(lián)有助于民營企業(yè)緩解外部融資約束，但這些研究都沒有闡明微觀作用機理。我們認為，政治關(guān)