一、引言
國務院于2005年頒布了《國務院關于鼓勵支持和引導個體私營等非公有制經濟發展的若干意見》，以下簡稱《若干意見》這是首部以促進民營經濟發展為主題的中央政府文件，主要內容是鼓勵民營企業進入法律沒有命令禁止進入的行業。那么該政策的發布是否會有助于促進民營企業的發展？張建軍等（2005）通過對溫州和蘇南的實地調查，認為我國處于轉型經濟中，政府對經濟的干預和對稀缺資源的控制仍然很強。與政府搞好關系對民營企業在關鍵資源的獲得、產業政策的傾斜、政府采購合同的獲得上以及銀行貸款的獲得上都有好處。羅黨論等（2009）發現在已經進入壟斷管制行業的民營企業中，有政治關聯或者政治關聯程度高的企業顯著更多。汪偉等（2005）通過對吉利公司成長過程的研究發現民營企業在突破管制行業進入壁壘時，更多地依賴其“政治企業家能力”。那么政治關聯是否有助于民營企業進入壟斷管制行業呢？本文將通過事件研究法來解答這些問題。
二、研究設計
（一）研究假設 分析行業管制與企業價值的關系可以發現，政府實行行業管制的原因通常是因為一些行業特有的成本劣加性（王俊豪， 2001）。有學者認為政府會被在位企業俘虜，在位企業為了維持他們的高利潤而要求政府實行行業進入管制（Stigler， 1971）。行業管制的難題在于政府客觀上可能無法獲得在為企業真實的成本效率信息，主觀上可能被利益所俘虜，因而無法做出合理的行業管制。不合理的行業管制導致市場缺乏競爭，在位企業效率低下；而沒有行業管制則可能會產生過度進入，導致整個行業無法達到規模效應。競爭市場理論認為，如果企業可以隨時選擇進入，一旦失敗也可立刻退出來，會給在為企業造成壓力，促使其努力提高效率，降低成本 （Baumol，1982）。這種理論成為了很多放松管制行為的理論依據。然而對于我國民營企業來說，即使行業管制放松了，也可能面臨較高的經濟性壁壘以及與我國大型在位壟斷企業的競爭。所以民營企業能否成功進入、生存下來并獲利并不確定。對于這個問題投資者是如何看待？如果民營上市公司的價值在放松管制政策頒布的時期得到了顯著提高，則說明投資者認為我國民營企業進入壟斷管制行業有利可圖，該政策的發布有助于增加民營企業的價值。綜合以上提出H1：
H1：在《若干意見》頒布時期，民營上市公司股票的累計異常收益率將顯著為正
對于政治關聯與企業價值的關系的研究成果主要集中在二個方面：一是從總體上說明了政治關聯來說對企業價值的影響是正面還是負面。Fisman（2001）、Roberts（1990）、Jayachandran（2006）、Calomiris et al.（2010）等通過對印尼、美國、還有中國的各類企業的研究表明政治關聯將對公司價值產生正面影響；而鄧建平等（2009）、Fan et al.（2007）等對中國各類企業的研究則表明政治關聯對企業價值有負面影響。二是研究政治關聯影響企業價值的渠道。國內外的很多研究表明政治關聯能給企業帶來銀行貸款、債券發行上的融資便利性，政府優先的金融援助，稅收優惠，政府采購合同等（吳文峰等，2008；Li et al.，2008；Faccio，2006；Johnson et al.，2003； Claessens et al.，2008；張建軍等，2005）；也有研究表明政治關聯可能會使得企業付出額外成本，為了使關聯的政治家獲得更多選票或維護當地穩定而增加的就業崗位和薪酬福利（Shleifer et al.，1994；Bertrand et al.2007；Fan et al.，2007）。以上文獻說明政治關聯將通過不同渠道對企業價值產生影響。假如進入壟斷管制行業對民營企業是有利的，即H1成立，政治關聯能否通過幫助民營企業進入壟斷管制行業來提高企業價值？前述的汪偉等（2005）、張建軍等（2005）以及羅黨論等（2009）的研究結果表明政治關聯對于企業進入壟斷管制行業可能會有幫助，所以對樣本民營上市公司按照有無政治關聯進行分組，檢驗其在放松進入管制政策發布時的市場反應。在投資者預期進入壟斷管制行業能給民營企業帶來更多的價值的情況下，投資者將給予更有可能進入壟斷管制行業的民營上市公司更高的定價，如果政治關聯對于民營企業進入壟斷管制行業是有幫助的，那么有政治關聯的民營上市公司會有更高的定價；而當放松壟斷管制行業進入門檻的政策出臺后，政治關聯作為消解管制的一種企業資源，對于民營企業的價值會降低。所以當放松管制政策發布時，有政治關聯的民營上市公司收益率會顯著低于沒有政治關聯的民營上市公司。綜合以上提出H2：
H2：《若干意見》政策發布時，沒有政治關聯的民營上市公司股票的累計異常收益率會顯著高于有政治關聯的民營上市公司。
（二）樣本選擇和數據來源 本文以民營上市公司為研究樣本。在判斷上市公司是否為民營企業時，使用了CSMAR數據庫中的中國民營上市公司數據庫，數據庫披露了2003年至2009年間曾經為民營公司的上市公司694家。由于從國有企業轉變而來的民營上市公司不能算作純粹的民營企業，僅選擇了首次公開發行股票時即為民營企業的上市公司作為研究樣本。此外，有過國有化經歷的民營上市公司也被剔除。這樣最終得到224個樣本。而上市公司股票市場數據以及其他控制變量如公司規模、資產負債率等數據則來自CSMAR數據庫。對除虛擬變量以外的因變量、自變量和控制變量都進行了極端值的處理。
在事件及其窗口期界定中，主要依據《若干意見》。其主要內容包括兩個方面：一是允許非公有制企業進入法律法規未禁入的行業和領域，包括電力、電信、鐵路、民航、石油等壟斷行業，教育、科研、衛生、文化、體育等社會事業的非營利性和營利性領域，金融服務業以及國防科技工業建設領域；二是圍繞著非公有制企業投資，對其進行財稅金融上的支持、完善對其的社會服務和政府服務。當然該文件僅僅是一個政策指導性文件，并不涉及具體的操作。這份文件的披露過程如（表1）所示。將2005年1月12日，國務院常務會議討論并原則通過該項政策，定義為Event1。后兩個時間點較為接近，因而將2005年2月19日至2005年2月25日（包括兩個端點），即國務院正式頒布和新華社首次全文發布該項政策，定義為Event2。將事件發生日的前后5天作為時間窗口期。在Event1期間，該文件的主要內容已經通過媒體透露出來，因而預期在Event2期間的市場反應可能不會很強烈。總體來說，這兩個事件的發生時間都很接近，因而使用同一個估計窗口期，即以2005年2月25日為0窗口的（-199，+10）共210個交易日。
（三）模型建立和變量定義 對于假設H1，沿用Berkman et al.（2010）的方法，使用投資組合的時間序列回歸進行檢驗。將樣本民營上市公司的股票收益率使用等權平均法構造成一個投資組合，然后使用模型（1）進行回歸：RETURNt=β0+ΣβJEVENTJ+εt。
其中，RETURNt表示樣本民營上市公司按照等權平均法組成的投資組合在t日的收益率；β0表示樣本民營上市公司按照等權平均法組成的投資組合在估計窗口期的平均收益率；EVENTJ是一個虛擬變量，當t處在第J個事件的窗口期內的時候，取值為1/nJ，nJ等于第J個事件的窗口期長度，若不在事件窗口期內，取值為0；βJ表示事件J發生時，樣本民營上市公司經平均值調整后的累計異常收益率；εt表示t日的獨立同分布的隨機誤差項。如果假設H1是正確的，模型（1）中βJ的取值應該顯著為正。對于假設H2，本文將采用兩種方法來檢驗。第一種方法是使用投資組合的方式來檢驗，同樣是來源于Berkman et al.（2010）的方法。為了檢驗本文的假設，首先建造一個投資組合，“買入”有政治關聯的民營上市公司，“賣出”沒有政治關聯的民營上市公司。再使用模型（2）進行時間序列回歸：R（PCt）-R（NON_PCt）=β0+ΣβJEVENTJ+β3RETURNt+εt， for J=1，2
該模型的事件窗口期和估計窗口期的區間與模型（1）的一樣。其中R（PCt）和R（NON_PCt）分別表示有政治關聯和沒有政治關聯的民營上市公司按照等權平均法構造的投資組合在t日的收益率；βJ表示事件J的窗口期內，沒有政治關聯與有政治關聯的民營上市公司的累計異常收益率的差異的估計值；EVENTJ， RETURNt和εt的含義與模型（1）中的相同。如果假設H2是正確的，模型（2）中的βJ應該顯著為負。在模型中，參考Calomiris et al.（2010）的文章所用的方法，本文所選取的衡量政治關聯的方式是上市公司是否有曾經任政府官員或者人大代表、政協委員的高管，并主要從新浪財經披露的信息中手工收集了高管的任職經歷。中國特有的區域分權式的中央集權制度（RDA， Regionally Decentralized Authoritarianism Regime）賦予了地方政府極大的自主制定經濟政策的權利，在某些方面甚至超過了諸如美國等聯邦制國家（Xu，2010），地方政府在諸如土地資源等關鍵資源、政府采購合同、基礎設施建設機會的分配，產業政策和地方發展戰略上都有很強的自主決定權（張建軍等，2005）。Fan et al.（2007）和吳文峰等（2008）也研究發現上市公司所在地的政治關聯對企業的影響較大，而中央和上市公司所在地之外的政治關聯則對企業的影響較小。因而本文使用上市公司高管是否曾經擔任過上市公司所在地的市（縣）的局長、副局長或者以上級別的政府官員（不包括曾在中央任職的官員），或者曾經或目前正在擔任市級或以上級別的人大代表或政協委員（不包括全國人大代表或政協委員）作為該公司是否存在政治關聯的判斷標準。
三、實證結果分析
（一）描述性統計 本文民營上市公司，所處行業以及政治關聯種類的描述性統計結果見（表2）。可以發現：（1）樣本公司在各個行業中的分布并不均勻。分布在機械、設備、儀表行業的公司最多，為14.73%；處在金融業和傳播與文化產業的公司分別只有一家，而處在采掘業和電力、煤氣及水的生產和供應業的公司數為零。顯示出民營上市公司對管制程度高的行業進入較少。（2）樣本中有政治關聯的公司的比例較高，達到了41.96%；進入金融業和文化與傳播行業的僅有的兩家公司都有政治關聯；交通運輸、倉儲業，房地產業和木材、家具行業，均高達66.67%；競爭較為充分的行業和高科技行業政治關聯程度較小，信息技術業、食品、飲料業和造紙、印刷業有政治關聯的公司分別只有14.29%，22.22%，和25.00%。這種現象與汪偉等（2005）的研究結論相符，即民營上市公司的發展過程也就是其不斷消解制度性壁壘和經濟性壁壘的過程，在制度性壁壘較高的行業，企業需要與之對應的“政治企業家能力”；而在制度性壁壘較低的行業，企業的發展主要面臨規模經濟壁壘和技術壁壘的挑戰，所以在這些行業有政治關聯的公司所占比例較小。
（二）回歸分析 本文通過模型（1）和模型（2）檢驗了放松壟斷管制行業政策的經濟后果。（1）民營上市公司政策頒布期間的財富效應。通過模型（1）來檢驗民營上市公司在政策頒布期間的財富效應，即《國務院關于鼓勵支持和引導非公有制經濟發展的若干意見》的頒布，是否有利于民營企業價值的增加。模型（1）的結果見（表4）。結果顯示，樣本民營上市公司按照等權平均法組成的投資組合在估計窗口的平均收益率在10%的水平下顯著為負。在國務院常務會議討論并原則通過《國務院關于鼓勵支持和引導非公有制經濟發展的若干意見》（Event1）的窗口期內，樣本民營上市公司按照等權平均法組成的投資組合經估計窗口內的平均收益率調整后的累積異常收益率在10%的水平下顯著為正，這表明，Event1的發生對民營上市公司來說是利好消息；在國務院正式頒布以及媒體全文發布《國務院關于鼓勵支持和引導非公有制經濟發展的若干意見》（Event2）的窗口期內，樣本民營上市公司按照等權平均法組成的投資組合經估計窗口內的平均收益率調整以后的累積異常收益率為正，但是不顯著，這與本文的預期相符，Event1的新聞報道已經透露了國務院放松管制文件的主要內容，因而后期市場的反映沒有那么強烈。結果顯示《國務院關于鼓勵支持和引導非公有制經濟發展的若干意見》的頒布顯著增加了民營上市公司的價值。即假設H1成立。（2）政治關聯對民營上市公司的財富效應。本文通過模型（2）來檢驗政治關聯對民營上市公司的財富效應，即政治關聯是否有助于民營企業進入壟斷管制行業，模型（2）結果見（表4）。結果顯示，在Event1的窗口期內，有政治關聯的投資組合累計異常收益率在5%的顯著性水平下更低；在Event2的窗口期內，有政治關聯的投資組合表現也更差，但差異并不顯著，這符合本文之前的預期，即放松管制政策的信息在Event1期間已經反映在市場中了。模型（2）的結果表明，有政治關聯的民營上市公司在《國務院關于鼓勵支持和引導非公有制經濟發展的若干意見》頒布期間的獲益要比沒有政治關聯的民營上市公司少，說明政治關聯確實有助于民營上市公司進入壟斷管制行業，但是這種優勢在《國務院關于鼓勵支持和引導非公有制經濟發展的若干意見》頒布之后變弱了，實證結果支持了假設H2。
四、結論
本文研究發現，《若干意見》頒布增加了民營上市公司的價值；有政治關聯的民營上市公司獲益要比沒有政治關聯的民營上市公司少。這些現象反映了投資者預期《若干意見》的頒布有利于民營上市公司拓寬投資渠道，增加自身價值，而政治關聯在民營上市公司進入壟斷管制行業的作用將隨著行業管制的不斷放松而不斷降低。但市場反映的僅僅是投資者的預期，該文件沒有涉及實際的操作，因而民營上市公司進入壟斷管制行業的門檻是否能夠得到實質性的降低仍然是一個問題。假如門檻降低，政治關聯作為企業進入壟斷管制行業的一種優勢，作用將變小。一個企業能否進入某個行業、并存活壯大起來，將更多地依靠其管理水平、資金技術和創新能力，企業將更多地關注經營能力的提高，減少對政治關聯的花費。對于全社會來說，這將有利于社會資源的優化配置，即將資源配置到更能有效經營它的公司中去，而非與政府關系更好的公司中去或者受到制度性壁壘保護的企業中去，使得全社會的生產效率和福利水平得到提高。所以建議政府盡快出臺更為細致的政策，在實質上降低壟斷管制行業的進入壁壘。
