李 健 曹文文 陳傳明

一、引 言

對企業(yè)而言，其經(jīng)濟行為嵌入在特定的社會關(guān)系和社會結(jié)構(gòu)中（Granovetter，1985），在政治關(guān)聯(lián)與信貸融資關(guān)系研究中，國外研究者發(fā)現(xiàn)具有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)會比其他企業(yè)獲得最多超過45%的銀行貸款（Mian&Khwaja，2008）并可以有50%的利率優(yōu)惠（Khwaja&Mian，2005），也更容易以較少的抵押物獲得較多的長期貸款（Charumilind et al.，2006）。在國內(nèi)，現(xiàn)有研究也發(fā)現(xiàn)具有政治關(guān)聯(lián)的民營企業(yè)更容易克服信貸歧視，獲得銀行貸款（Li et al.，2008；靳來群和林金忠，2015；徐偉和劉志闊，2011），并且有實證結(jié)果顯示這種貸款效應(yīng)主要反映在長期貸款上（張敏等，2010）。在政治關(guān)聯(lián)所產(chǎn)生的信貸融資經(jīng)濟效應(yīng)研究中，張敏等（2010）發(fā)現(xiàn)政治關(guān)聯(lián)帶來的信貸融資會給企業(yè)帶來過度投資問題，進而降低企業(yè)價值，但也有研究認(rèn)為政治關(guān)聯(lián)所帶來的信貸融資，能夠發(fā)揮一定的債務(wù)治理作用，有利于促進企業(yè)價值的提升（孫夢男等，2017）。

在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上，本文可以從以下三個方面進一步拓展，以增加該領(lǐng)域的研究貢獻(xiàn)：

第一，增加政治關(guān)聯(lián)與信貸融資關(guān)系研究的理論視角。張敏等（2010）通過實證研究得出了政治關(guān)聯(lián)只對長期信貸融資有影響的結(jié)論。那為何政治關(guān)聯(lián)對短期信貸融資的影響沒有體現(xiàn)出來呢？現(xiàn)有研究多采用資源依賴?yán)碚摶蛱娲鷻C制理論，關(guān)注政治關(guān)聯(lián)在中國制度環(huán)境下對企業(yè)信貸融資帶來的利益。這種從企業(yè)出發(fā)的單一研究視角，難以關(guān)注政治關(guān)聯(lián)動員的“成本”。本研究將企業(yè)動員政治關(guān)聯(lián)獲取信貸融資不同類型的選擇、不同層級政府對關(guān)聯(lián)企業(yè)互惠回報的行為差異，以及企業(yè)家個體有限理性心理特征的影響統(tǒng)一在社會交換理論框架中。

第二，區(qū)分政治關(guān)聯(lián)層級差異，呼應(yīng)分權(quán)化改革。在我國分權(quán)化改革過程中，地方政府獲得了更多的經(jīng)濟自主權(quán)，推動了經(jīng)濟顯著增長。如地方政府推動企業(yè)非國有化以避免中央政府的管制（朱紅軍等，2006）、以降低社會整體福利水平為代價對地方政治關(guān)聯(lián)民營企業(yè)進行財政補貼（余明桂等，2010）、利用違規(guī)優(yōu)惠政策引發(fā)企業(yè)進行過度投資（郭慶旺和賈俊雪，2006）。本文應(yīng)用社會交換理論細(xì)化政治關(guān)聯(lián)層級對企業(yè)信貸融資的差異化影響的同時，也豐富了以上分權(quán)化改革的相關(guān)研究成果。

第三，增加基于企業(yè)家個體心理特征的情境效應(yīng)研究。企業(yè)家是企業(yè)的決策者和人格代表，因此現(xiàn)有研究多用企業(yè)家個體政治關(guān)聯(lián)作為企業(yè)與政府關(guān)系具體化的測度（潘紅波等，2008；張敏等，2010）。然而，當(dāng)選擇使用企業(yè)家個體政治關(guān)聯(lián)作為企業(yè)政治關(guān)聯(lián)代表時，需要考慮企業(yè)家個體政治關(guān)聯(lián)附著于企業(yè)家個體的事實。那么是否動員其政治關(guān)聯(lián)影響企業(yè)信貸融資就可能受到企業(yè)家個體主觀判斷的影響，因此在兩者關(guān)系研究中需要探討企業(yè)家個體心理特征的影響。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

政治關(guān)聯(lián)的社會交換更多體現(xiàn)為一種隱性契約關(guān)系(Ham&Reilly,2002)，政府（官員）在交換中給予關(guān)聯(lián)企業(yè)所持有的制度性資源和保護，自然會對相關(guān)聯(lián)企業(yè)產(chǎn)生期望和要求，而企業(yè)為維護和發(fā)展其與政府的關(guān)系，必然需要以互惠回報的方式滿足政府的期望和要求（李四海等，2012）。

社會交換理論為政治關(guān)聯(lián)類社會交換的隱性契約關(guān)系研究提供了支持：首先，社會交換強調(diào)互惠原則，即為繼續(xù)得到收益而彼此互惠的需要是社會互動的“啟動機制”——受惠的一方必須承擔(dān)和履行回報義務(wù)，否則交換就會停止、關(guān)聯(lián)就會結(jié)束甚至?xí)a(chǎn)生沖突。因此互惠原則提供了政治關(guān)聯(lián)社會交換視角研究的“成本”觀基礎(chǔ)，即政治關(guān)聯(lián)社會交換的發(fā)生需要付出成本；其次，社會交換的理性原則進一步指出，既然社會交換意味著在獲得的同時需要付出成本，那么參與交換的行動者應(yīng)當(dāng)有一個事先的利益判斷和是否選擇參與交換的考量過程，行動者按照“行動=價值*可能性”來進行各項決策。因此，基于社會交換理論的互惠原則和理性原則，對企業(yè)獲取信貸融資的類型差異、政府層級行為差異進行研究。

1.政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)信貸融資類型選擇

經(jīng)過30多年的改革，中國社會主義市場經(jīng)濟體制已初步建立，但轉(zhuǎn)型經(jīng)濟時期的中國制度建設(shè)尚不健全。在此背景下，在獲取銀行信貸融資的行為中，企業(yè)更有動機與政府建立政治關(guān)聯(lián)，以獲得來自政府的保護和干預(yù)。然而為什么在現(xiàn)有研究中（余明桂和潘紅波，2008；張敏等，2010），只發(fā)現(xiàn)政治關(guān)聯(lián)與長期信貸融資的正向顯著關(guān)系？而不影響短期信貸融資呢？本文認(rèn)為社會交換理論可以幫助解釋企業(yè)動員政治關(guān)聯(lián)影響不同類型信貸融資獲取的行為差異：長期信貸融資中，銀行面臨的企業(yè)償還風(fēng)險更高，需要更多的監(jiān)督成本來保證信貸融資的償還。有研究證實，在法律保護程度越弱的國家，長期貸款比例越低（Demirguc-Kunt&Maksimovic,1999）。銀行為補償長期信用風(fēng)險通常要求高額回報率，從而為企業(yè)獲取長期信貸融資增加了成本、提高了門檻。因此，基于社會交換理論的互惠原則和理性原則，企業(yè)更有動機通過成本付出來動員政治關(guān)聯(lián)，獲取信貸償還的聲譽以幫助其通過銀行的信貸違約風(fēng)險評估；相對于長期信貸而言，短期信貸多被用于償債性較強的流動性資產(chǎn)，并且在短期內(nèi)企業(yè)的運營、資產(chǎn)價值等出現(xiàn)巨大變化的可能性較小，對于銀行而言，企業(yè)短期信貸融資監(jiān)督成本和所遇風(fēng)險更?。ɡ鑴P和葉建芳，2007）。因此，短期信貸融資相對于長期信貸融資的“自我清償性”所帶來的銀行借貸的低風(fēng)險，使我國企業(yè)在信貸融資中遇到的風(fēng)險補償問題弱化。據(jù)此提出本文第一個假設(shè)：

假設(shè)1：政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)信貸融資的影響，反映在長期信貸融資而非短期信貸融資方面。

2.政治關(guān)聯(lián)對長期信貸融資影響的層級差異

1994年分稅制改革[1]1993年12月15日國務(wù)院頒布《關(guān)于實行分稅制財政管理體制的決定》，從1994年1月1日起正式實行。之前，地方財政收入占全國財政收入的70%以上，改革后這一比例降低到50%以下（朱恒鵬，2004）。然而，中央政府在獲取了更多財政收入后卻沒有相應(yīng)的提高財政支出比例，使地方政府普遍承受著財政收支缺口的壓力。地方政府彌補財政缺口的途徑主要有三種：一是獲得中央對承辦委托事務(wù)、政策導(dǎo)向事務(wù)的地方給予的轉(zhuǎn)移支付，但該項收入并不具有均等化效應(yīng)（潘鎮(zhèn)等，2013）；二是增加預(yù)算外收入，主要是法律規(guī)定范圍之外的各項收費。但是這項收入容易造成政府亂收費、亂攤派等現(xiàn)象；三是提高預(yù)算內(nèi)財政收入，這也是地方政府最為穩(wěn)定的收入來源，即通過大力扶持當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展以擴大稅基。因此，地方政府?dāng)U大的財政缺口促使地方政府有較強的動機追求本地區(qū)經(jīng)濟的增長，從而不可避免地產(chǎn)生了地方政府間較強的稅收競爭壓力。其次，在黨中央的十一屆三中全會以后，經(jīng)濟改革和發(fā)展成為各級黨委和政府的工作重心，這在推動地方經(jīng)濟增長的同時也使地方政府官員之間的晉升競爭也逐漸演變?yōu)橐訥DP為基礎(chǔ)的晉升錦標(biāo)賽模式（周黎安，2007）。因此，在財政缺口、政治晉升等多重壓力下，分權(quán)后擁有更多經(jīng)濟決策權(quán)的地方政府官員，有足夠的動機對轄區(qū)內(nèi)具有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)進行行政保護和干預(yù)并獲得互惠回報。

相對而言，盡管中央政府在行政權(quán)力上高于地方政府、財政分權(quán)改革后的經(jīng)濟資源也更多于地方政府，但是減少政府的干預(yù)、充分發(fā)揮市場機制對資源的配置功能一直是中央政府持續(xù)改革的目標(biāo)。中央政府作為經(jīng)濟轉(zhuǎn)型規(guī)則的制定者，對外代表了中國市場化轉(zhuǎn)型的形象，對內(nèi)是各級地方政府的行為示范對象。與中央政府關(guān)聯(lián)的企業(yè)往往是本行業(yè)中的龍頭企業(yè)（朱家誼，2010），相對而言更具有規(guī)模和競爭優(yōu)勢，因此往往能夠通過銀行對其貸款違約風(fēng)險的評估?？紤]到社會交換互惠要發(fā)生的成本，企業(yè)的理性選擇也應(yīng)當(dāng)是不動員與中央政府的政治關(guān)聯(lián)獲取信貸融資。

綜合以上分析，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)長期信貸融資的影響，反映在地方政治關(guān)聯(lián)而非中央政治關(guān)聯(lián)層面。

3.過度自信的情境效應(yīng)

心理學(xué)的很多研究表明，個體并非完全理性，在經(jīng)濟活動中或多或少表現(xiàn)出有限理性特征，其中過度自信在管理者身上的表現(xiàn)尤其明顯（Malmendier et al.，2005）。本文認(rèn)為，企業(yè)家越具有過度自信的心理特征，越可能在判斷過程中削弱其動員政治關(guān)聯(lián)獲取信貸融資的動機。這主要是因為：①企業(yè)家越是過度自信，就越容易高估融資項目未來的收益。他們對企業(yè)未來現(xiàn)金流更容易存在良好的預(yù)期；②越是過度自信的企業(yè)家，越容易低估所融資項目成功的風(fēng)險。他們所估計的項目回收期往往要短于項目實際回收期，從而低估了企業(yè)流動性風(fēng)險；③企業(yè)家過度自信越強，越容易高估自己資金籌措能力。他們相信自己有足夠的能力，在債務(wù)期限到來之前從資本市場不斷籌措新的資金償還債務(wù)，發(fā)行新債的頻率也更高（Hackbarth，2009），從而受信貸融資的約束越??；④企業(yè)家過度自信越強，更容易高估企業(yè)的成長性。過度自信的企業(yè)家更愿意通過企業(yè)間拆借迅速獲得資金進行項目投資，以避免投資不足帶來的負(fù)債代理成本（Hackbarth，2008）。因此，企業(yè)家過度自信越強，其動員政治關(guān)聯(lián)獲取信貸融資的動機越弱。

而另一方面，只有雙方擁有各自需要的資源，社會連帶才會發(fā)生?；セ菔巧鐣B帶“資本”作用發(fā)生的前提，是社會連帶能夠維持和發(fā)展的基礎(chǔ)。因此，當(dāng)企業(yè)家發(fā)揮政治關(guān)聯(lián)的“資本”作用，通過政府影響銀行獲取信貸融資時，也必然需要對連帶對象——政府承擔(dān)回報責(zé)任。如具有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)家需要承擔(dān)更多政府?dāng)偱上碌纳鐣?zé)任（巫景飛等，2008），更有可能進行無效率的并購重組以提高當(dāng)?shù)谿DP（潘紅波等，2008）、雇傭更多的員工減輕當(dāng)?shù)卣木蜆I(yè)壓力（梁萊歆和馮延超，2010）、企業(yè)捐贈的可能性更大、捐贈水平更高（李四海，2010）。因此，對于企業(yè)動員政治關(guān)聯(lián)的行為，既要看企業(yè)是否具有動員政治關(guān)聯(lián)的能力，也要看企業(yè)是否有動員政治關(guān)聯(lián)的意愿。而動員政治關(guān)聯(lián)的意愿，則依賴于企業(yè)家作為決策者對政治關(guān)聯(lián)社會交換的互惠成本、收益的判斷和選擇。綜上所述，我們認(rèn)為過度自信的企業(yè)家更會因為對融資項目的風(fēng)險和收益的樂觀評估，從而產(chǎn)生政治關(guān)聯(lián)社會交換的互惠價值低于互惠成本的判斷，弱化了其動員政治關(guān)聯(lián)獲取信貸融資的動機。本文在前兩個假設(shè)基礎(chǔ)上進一步提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：企業(yè)家個體過度自信越強，地方政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)長期信貸融資的關(guān)系越弱。

三、研究設(shè)計

Debt代表企業(yè)信貸融資作為被解釋變量，與張敏等（2010）對企業(yè)信貸融資的分類檢驗相同，分別用總信貸融資（Debt1）、長期信貸融資（Debt2）、短期信貸融資（Debt3）作為因變量。Govern代表政治關(guān)聯(lián)作為解釋變量，Control代表其它影響企業(yè)信貸融資的控制變量集合。

設(shè)定回歸方程（2）檢驗本文假設(shè)2：

其中P_Cengn代表只具有中央政治關(guān)聯(lián)，P_Locgn代表只具有地方政治關(guān)聯(lián)。借鑒杜興強等（2009）和唐松等（2011）的做法，通過比較P_Cengn和P_Locgn系數(shù)的差異，可以反映地方政治關(guān)聯(lián)與中央政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)信貸融資影響的差異。回歸方程（3）用以對假設(shè)2進行進一步檢驗，D_Govern代表同時具有地方政治關(guān)聯(lián)與中央政治關(guān)聯(lián)。

根據(jù)不同過度自信替代測量變量將樣本劃分為強過度自信組與弱過度自信組，如果分組之間P_Locgn回歸系數(shù)存在顯著差異，則表明過度自信的情境效應(yīng)存在于地方政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)長期信貸融資關(guān)系之間。

2.變量選擇和說明

（1）被解釋變量——信貸融資（Debt）?？傂刨J融資（Debt1）用總銀行借款與總資產(chǎn)之比衡量；長期信貸融資（Debt2）用長期銀行借款與總資產(chǎn)之比衡量；短期信貸融資（Debt3）用短期銀行借款與總資產(chǎn)

1.模型設(shè)定與估計方法

為研究本文假設(shè)1，即政治關(guān)聯(lián)與信貸融資類型的關(guān)系，設(shè)定了回歸方程（1）：之比衡量。

（2）解釋變量——政治關(guān)聯(lián)。董事長曾在政府任職或者擔(dān)任人大/政協(xié)委員則對變量Govern賦值為1，沒有則賦值為0；當(dāng)董事長僅有地方政府任職經(jīng)歷或擔(dān)任地方人大/政協(xié)委員，而沒有中央政府任職經(jīng)歷或擔(dān)任全國人大/政協(xié)委員時，則對變量P_Locgn賦值為1，否則賦值為0；當(dāng)董事長僅有中央政府任職經(jīng)歷或擔(dān)任全國人大/政協(xié)委員，而沒有地方政府任職經(jīng)歷或擔(dān)任地方人大/政協(xié)委員時，則對變量P_Cengn賦值為1，否則賦值為0；當(dāng)董事長既有中央政治關(guān)聯(lián)，同時也有地方政治關(guān)聯(lián)時，則對變量D_Govern賦值為1，否則賦值為0。

（3）情境變量——過度自信（Confidence）。借鑒Jiang et al.（2011）的做法，使用企業(yè)家兩職兼任情況（Concurrent）、企業(yè)家性別（Gender）、企業(yè)家年齡（Age）、企業(yè)家學(xué)歷（Edu）、企業(yè)家任職背景（Background）和企業(yè)家專業(yè)（Specialty）這六個變量作為企業(yè)家過度自信的替代測量變量：①企業(yè)家兩職兼任情況（Concurrent）。當(dāng)董事長同時兼任總經(jīng)理時，Concurrent賦值為1；當(dāng)董事長并不同時兼任總經(jīng)理時，Concurrent賦值為0。②企業(yè)家性別（Gender）。借鑒譚松濤和王亞平（2006）以性別作為過度自信的替代測量變量，當(dāng)董事長性別為男性時，Gender賦值為1；當(dāng)董事長性別為女時，Gender賦值為0。③企業(yè)家專業(yè)（Specialty）。當(dāng)董事長學(xué)科背景為經(jīng)濟管理類時，Specialty賦值為1；當(dāng)董事長學(xué)科背景為非經(jīng)濟管理類時，Specialty賦值為0。④企業(yè)家任職背景（Background）。具有財務(wù)專業(yè)背景的管理者更容易對融資能力、融資項目風(fēng)險管理自信，從而采取更為激進的財務(wù)政策（Custódio和Metzger，2014）。因此，當(dāng)董事長具有財務(wù)任職背景時，Background賦值為1，否則賦值為0。⑤企業(yè)家年齡（Age）。將樣本中董事長年齡按照中位數(shù)分為高年齡組和低年齡組，當(dāng)董事長年齡屬于低年齡組時，Age賦值為1；當(dāng)董事長年齡屬于高年齡組時，Age賦值為0。⑥企業(yè)家學(xué)歷（Edu）。將董事長學(xué)歷按照博士、碩士、本科、大專、大專以下分別賦值為5到1，并在此基礎(chǔ)上根據(jù)學(xué)歷賦值的中位數(shù)將樣本分為高學(xué)歷組和低學(xué)歷組。當(dāng)董事長學(xué)歷屬于低學(xué)歷組時，Edu賦值為1；當(dāng)董事長學(xué)歷屬于高學(xué)歷組時，Edu賦值為0。

（4）其他控制變量

在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上，選擇了以下變量作為控制變量：①盈利能力（Roe）；②企業(yè)規(guī)模（Size）；③產(chǎn)品獨特性（Uniq）；④非債務(wù)稅盾（Ndts）；⑤企業(yè)年齡（Yof）；⑥時間效應(yīng)；⑦行業(yè)效應(yīng)；⑧企業(yè)成長性（Growth）。此外，為保證因果關(guān)系的證明更可信，其它變量都采用因變量的前一期變量。

3.數(shù)據(jù)來源與樣本描述

本研究根據(jù)Wind數(shù)據(jù)庫中的“上市公司實際控制人”數(shù)據(jù)庫對政治關(guān)聯(lián)進行編碼，使用的財務(wù)數(shù)據(jù)主要來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫。按照以下標(biāo)準(zhǔn)對原始樣本進行篩選：（1）剔除B股或H股的上市公司；（2）剔除曾被ST和PT的樣本；（3）剔除資產(chǎn)負(fù)債率超過100%的樣本；（4）剔除總資產(chǎn)回報率在（-50%，50%）之外的樣本；（5）剔除企業(yè)家簡歷介紹缺失或者不詳細(xì)的樣本。最終，樣本為2007—2016年中國制造業(yè)A股上市公司，樣本數(shù)為5357。表1報告了變量間的相關(guān)系數(shù)。

四、實證結(jié)果及討論

1.實證結(jié)果

（1）政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)信貸融資的影響分析

模型（1）、模型（2）與模型（3）分別以總體信貸融資（Debt1）、長期信貸融資（Debt2）和短期信貸融資（Debt3）為因變量報告了回歸方程（1），實證結(jié)果顯示政治關(guān)聯(lián)對長期信貸融資（Debt2）存在正向影響、與總體信貸融資（Debt1）關(guān)系不顯著、對短期信貸融資（Debt3）存在負(fù)向影響（見表2）。以上結(jié)論支持了理論假設(shè)1。

表1 相關(guān)分析

模型（4）以長期信貸融資（Debt2）為因變量報告了回歸方程（2）的實證結(jié)果，實證結(jié)果顯示：P_Locgn的系數(shù)顯著為正，說明地方政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)長期信貸融資有顯著正向影響；而P_Cengn的系數(shù)即使在10%的水平上也不顯著，這說明中央政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)長期信貸融資沒有顯著影響。進一步，在模型（5）中考察同時具有地方政治關(guān)聯(lián)與中央政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)信貸融資的影響，回歸結(jié)果顯示D_Govern系數(shù)即使在10%的水平上也不顯著。模型（4）和模型（5）的實證結(jié)果都支持了理論假設(shè)2（見表2）。

表2 政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)信貸融資關(guān)系的實證結(jié)果

（2）過度自信的情境效應(yīng)分析

按照不同的過度自信替代測量變量，將樣本分為強過度自信組與弱過度自信組進行分組回歸，并對回歸結(jié)果進行對比分析。具體結(jié)果如表3、表4所示：

模型（6）與模型（7）的結(jié)果顯示，在兩職兼任組（強過度自信組）中地方政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)長期信貸融資的回歸系數(shù)即使在10%的水平上也不顯著，而對于非兩職兼任組（弱過度自信組）而言，地方政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)長期信貸融資的回歸系數(shù)在5%的水平上正向顯著。模型（8）與模型（9）分組回歸的結(jié)果顯示，對于非經(jīng)管專業(yè)組（弱過度自信組）而言，地方政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)長期信貸融資的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正，而在經(jīng)管專業(yè)組（強過度自信組）中地方政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)長期信貸融資的回歸系數(shù)即使在10%的水平上也不顯著。企業(yè)家專業(yè)背景帶來的過度自信情境效應(yīng)得到支持。模型（10）與模型（11）分組回歸的結(jié)果顯示，對于非財務(wù)背景組（弱過度自信組）而言，地方政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)長期信貸融資的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著正相關(guān)，而在財務(wù)背景組（強過度自信組）中地方政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)長期信貸融資的回歸系數(shù)即使在10%水平上也不顯著。企業(yè)家財務(wù)背景帶來的過度自信情境效應(yīng)得到了支持。

表3 兩職兼任、專業(yè)及任職背景帶來的過度自信情境效應(yīng)

表4 性別、年齡及學(xué)歷帶來的過度自信情境效應(yīng)

模型（12）與模型（13）的結(jié)果顯示，在女性組（低過度自信組），地方政治關(guān)聯(lián)對長期信貸融資影響的回歸系數(shù)為正，且在5%的水平上顯著。在男性組（強過度自信組），地方政治關(guān)聯(lián)對長期信貸融資影響的回歸系數(shù)為負(fù)，即使在10%的水平上也不顯著。企業(yè)家性別帶來的過度自信情境效應(yīng)得到了支持。模型（14）與模型（15）的結(jié)果顯示，高年齡組（弱過度自信組）和低年齡組（強過度自信組）中，地方政治關(guān)聯(lián)對長期信貸融資的影響都沒有得到證實。這可能與前后企業(yè)家之間的言傳身教有關(guān)：老一代企業(yè)家對新一代企業(yè)家的言傳身教，會使兩者在對影響企業(yè)長期健康發(fā)展的重要因素的重視程度方面達(dá)成一些共識。在這些共識中，企業(yè)家的外部關(guān)系網(wǎng)絡(luò)尤其是與政府關(guān)系的重要性成為老一代企業(yè)家與新一代企業(yè)家共同最為重視的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)節(jié)點。因此，單一的年齡因素所可能產(chǎn)生的經(jīng)驗差異，并沒有在對政治關(guān)聯(lián)的作用方面產(chǎn)生不同的過度自信表現(xiàn)。模型（16）與模型（17）的結(jié)果顯示，對于高學(xué)歷組（弱過度自信組）而言，地方政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)長期信貸融資的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著。而在低學(xué)歷組（強過度自信組）中地方政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)長期信貸融資的回歸系數(shù)即使在10%的水平上也不顯著。企業(yè)家學(xué)歷帶來的過度自信情境效應(yīng)得到了支持。

五、結(jié) 論

十八屆三中全會通過的《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》明確指出，堅持市場配置金融資源、明確政府作用的領(lǐng)域和邊界是完善金融市場體系改革的方向。本文研究結(jié)論在對企業(yè)與地方政府建立政治關(guān)聯(lián)的行為進行解釋同時，也進一步拓展了相關(guān)理論研究，對我國經(jīng)濟體制改革具有一定的指導(dǎo)意義。

第一，社會交換理論在政治關(guān)聯(lián)研究中的意義。有研究者在信貸融資、稅收負(fù)擔(dān)、財政補貼等多個領(lǐng)域發(fā)現(xiàn)了政治關(guān)聯(lián)對現(xiàn)階段中國企業(yè)發(fā)展的重要性，然而同樣有學(xué)者提出政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)績效具有負(fù)向影響的研究結(jié)論(Faccio,2006)。政治關(guān)聯(lián)的“成本”應(yīng)當(dāng)值得研究者重視，實際上，政治關(guān)聯(lián)的成本不僅體現(xiàn)在企業(yè)對政府的互惠回報上，也同樣存在于政府對企業(yè)期望的回報上，這才能解釋為何中央政府和地方政府對企業(yè)的影響存在差異。

第二，我國現(xiàn)階段只有加快法律、金融體系等正式制度建設(shè)，加大對薄弱領(lǐng)域的金融支持，推動資本市場和保險市場建設(shè)，才能減少企業(yè)家利用自身政治關(guān)聯(lián)與政府進行社會交換的動機，達(dá)到市場對金融資源配置起主要引導(dǎo)作用的目的。

第三，本文所提出的中央政治關(guān)聯(lián)與地方政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)信貸融資影響存在差異的研究結(jié)論，在一定程度上也反映了我國中央政府在金融資源配置上存在較高的自我約束、而地方政府對金融資源配置的影響仍然較高的事實。因此，未來減少政府對金融資源配置的改革重點仍然在地方政府層級。

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