王 兵 呂 夢 蘇文兵

(南京大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 210093)

一、引言

自Fisman(2001)提出政治關(guān)聯(lián)的價值以來，政治關(guān)聯(lián)的相關(guān)研究受到廣泛重視。政治關(guān)聯(lián)現(xiàn)象不僅存在于發(fā)展中國家和轉(zhuǎn)型經(jīng)濟體，發(fā)達(dá)國家也普遍存在(Faccio,2006;Boubakri et al.,2008)。對關(guān)系的依賴源于正式制度的不完備，例如法律制度的不完善會導(dǎo)致公平交易的不可靠(Johonson et al.,2002)。如果缺乏治理的正式機制，那么將經(jīng)濟和金融交易嵌入至社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中的非正式機制就是一種內(nèi)生的反應(yīng)(Greif,1993)。相較于發(fā)達(dá)經(jīng)濟體，發(fā)展中國家和轉(zhuǎn)型經(jīng)濟體的正式制度不夠健全，處于此類環(huán)境中的企業(yè)缺乏完善的法律和制度的支持與保護(hù)，再加上金融市場本身不發(fā)達(dá)，因此對于政治關(guān)聯(lián)這一重要的非正式機制的需求顯得更為迫切。利用這種機制，企業(yè)可以相對容易地獲取資源、占據(jù)優(yōu)勢。Li et al.(2006)基于中國背景的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)家參與政治的原因可能在于市場或支持市場的制度(market-supporting institutions)不夠發(fā)達(dá)。

現(xiàn)有關(guān)于政治關(guān)聯(lián)的研究框架，更多是遵循“政治關(guān)聯(lián)—資源—價值(績效)”的路徑展開，如：政治關(guān)聯(lián)不僅可以幫助企業(yè)獲得融資優(yōu)勢(余明桂 等，2008)，還有助于使企業(yè)享受更低的稅收優(yōu)惠(吳文鋒 等，2009)、獲得更多的政府補貼(Faccio,2006)，更容易跨越行業(yè)壁壘而進(jìn)入管制性行業(yè)(羅黨論 等，2009)，甚至突破地區(qū)分割，擴大企業(yè)的經(jīng)營范圍等(Lu,2011)，而這些最終可能會增加(或減少)企業(yè)的價值(績效)(Faccio,2006)。上述研究重點突出了政治關(guān)聯(lián)的資源效應(yīng)，也就是說，政治關(guān)聯(lián)有助于企業(yè)獲取直接或間接的資源，包括銀行貸款、各種政策優(yōu)惠和寬松的管制等。

此外，在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟中，由于法律制度不夠健全，企業(yè)產(chǎn)權(quán)保護(hù)缺失較為嚴(yán)重、契約得不到有效保護(hù)，在此背景下，政治關(guān)聯(lián)可以發(fā)揮產(chǎn)權(quán)保護(hù)的替代機制，體現(xiàn)為保護(hù)效應(yīng)，包括降低政府和執(zhí)法部門的檢查頻率、緩解政府官員的尋租行為等(張建君 等，2005)。在缺乏正式的法律和司法體系為企業(yè)產(chǎn)權(quán)提供有效保護(hù)時，企業(yè)間的經(jīng)濟糾紛常常是由政府官員而非法院來解決的(Li et al.,2006)。然而，有關(guān)這方面的研究更多是理論上的規(guī)范分析，實證研究相對匱乏。Firth et al.(2011)考察了訴訟事件發(fā)生后有無政治關(guān)聯(lián)對市場反應(yīng)的影響，結(jié)果顯示，對外公告訴訟事件后會導(dǎo)致公司股價下跌，但作為被告的企業(yè)如果具有政治關(guān)聯(lián)，則其涉訴后股價下跌的幅度更小，這說明市場可能感知到此類企業(yè)涉訴后獲得司法程序支持的可能性更大。Lu et al.(2012)發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)勝訴率為8.6%，高于非國有企業(yè)。魏下海等(2017)的研究表明，可供企業(yè)選擇的糾紛解決途徑是多元化的，但具有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)更愿意訴諸“法院仲裁”和“政府渠道”。

基于上述分析，本文從政治關(guān)聯(lián)的保護(hù)效應(yīng)出發(fā)，采用2011—2015年滬深兩市A股非國有上市公司為樣本，以企業(yè)年度涉訴次數(shù)和涉訴金額為被解釋變量，考察政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)涉訴風(fēng)險的關(guān)系。本研究的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：第一，相對于已有的政治關(guān)聯(lián)保護(hù)效應(yīng)的規(guī)范分析而言，本文通過實證檢驗證實政治關(guān)聯(lián)確實可以發(fā)揮保護(hù)機制的作用，減少企業(yè)法律訴訟的次數(shù)和金額。同時，本文也補充了Firth et al.(2011)、Lu et al.(2012)和魏下海等(2017)的實證研究。具體而言，F(xiàn)irth et al.(2011)側(cè)重于關(guān)注訴訟公告對企業(yè)股價的影響，以及國有產(chǎn)權(quán)和政治關(guān)聯(lián)下法律訴訟的市場表現(xiàn)和結(jié)果；Lu et al.(2012)重點比較了國有企業(yè)和民營企業(yè)的訴訟結(jié)果差異；魏下海等(2017)則更多是從糾紛解決途徑展開研究。而本文探討的主題更加關(guān)注政治關(guān)聯(lián)作為產(chǎn)權(quán)保護(hù)的替代機制，是否發(fā)揮了保護(hù)效應(yīng)的作用，研究發(fā)現(xiàn)政治關(guān)聯(lián)能降低企業(yè)涉訴風(fēng)險。第二，本文也補充了張維迎等(2002)的研究。張維迎等(2002)通過對基層法院的案例進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)了司法和訴訟中的逆向選擇效應(yīng)，同時，所有制和地域差別會通過影響雙方當(dāng)事人的討價還價能力從而影響判決。本文則采用實證研究方法，發(fā)現(xiàn)政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)涉訴風(fēng)險的作用受當(dāng)?shù)胤ㄖ仆陚涑潭鹊挠绊懀?dāng)?shù)赜蚍赏陚涑潭容^差時，政治關(guān)系更能發(fā)揮保護(hù)效應(yīng)的作用。第三，以往有關(guān)企業(yè)訴訟的文獻(xiàn)重點聚焦于企業(yè)訴訟的經(jīng)濟后果，比如企業(yè)訴訟與盈余預(yù)告披露、IPO定價、審計定價、債務(wù)成本、慈善捐贈等關(guān)系，也有部分研究關(guān)注了企業(yè)訴訟的前置影響因素，比如股權(quán)結(jié)構(gòu)、內(nèi)部控制質(zhì)量等，但相對較少。本研究緊密圍繞政企關(guān)系和司法系統(tǒng)的運行展開，探討中國制度背景下企業(yè)與政府、政府與司法之間的相互影響，進(jìn)一步豐富和拓展了企業(yè)訴訟或糾紛的文獻(xiàn)。

二、理論分析與研究假設(shè)

Allen et al.(2005)發(fā)現(xiàn)，中國的法律和制度水平較低，金融市場較不發(fā)達(dá)，國有經(jīng)濟增長速度較慢，但民營經(jīng)濟發(fā)展速度快。原因可能是，存在替代的融資和治理機制，其中最重要的是聲譽和關(guān)系。同樣，Choi et al.(1999)也指出，在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型過程中，由于缺乏良好的價格機制和完善的法律系統(tǒng)，從定價和法律執(zhí)行的角度來說，交易成本太高，企業(yè)更傾向于將人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)作為自身經(jīng)營戰(zhàn)略的一部分，而不是通過市場去獲取資源或開展戰(zhàn)略聯(lián)盟。

長期以來，由于法律對私有產(chǎn)權(quán)保護(hù)不夠完備，民營企業(yè)在發(fā)展中不具備明顯優(yōu)勢(Bai et al.,2003)。在面對這些不確定時，民營企業(yè)有動機采取策略，通過建立政治關(guān)聯(lián)以尋求保護(hù)。Xin et al.(1996)發(fā)現(xiàn)，相比于國有企業(yè)和集體企業(yè)，民營企業(yè)傾向于將關(guān)系放在更加重要的位置，愿意投入更多的資源構(gòu)建關(guān)系，以期得到從法律和正式制度中無法獲取的支持。

企業(yè)的政治關(guān)聯(lián)可以使企業(yè)家與地方官員或司法官員建立直接關(guān)系或聯(lián)系。企業(yè)家憑借自身的信息優(yōu)勢，熟悉司法運行程序，了解最優(yōu)糾紛處理解決途徑和糾紛處理中的核心人物，便于及時化解糾紛和矛盾。甚至可以說，政治關(guān)聯(lián)本身就是一種公開的信號機制，其能夠向市場傳遞企業(yè)具有政府關(guān)系，從而降低訴訟的概率。同時，黃少卿(2006)認(rèn)為在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟過程中，企業(yè)更愿意采用地方官員來解決糾紛而不是依托法院來執(zhí)行合同。因此，對于具有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)而言，它們與地方官員的關(guān)系更有可能促使相關(guān)的經(jīng)濟糾紛問題通過地方官員的協(xié)調(diào)來解決，而不是訴諸于法院。因此，通過建立政治關(guān)聯(lián)，企業(yè)卷入訴訟事件的可能性將變小。

同時，企業(yè)的政治關(guān)聯(lián)還可能通過間接的傳導(dǎo)機制來減少企業(yè)涉訴風(fēng)險。已有研究發(fā)現(xiàn)，政治關(guān)聯(lián)能提高民營上市公司內(nèi)部控制的執(zhí)行力度(逯東 等，2013)。企業(yè)良好的內(nèi)部控制又有助于減少企業(yè)的涉訴風(fēng)險，表現(xiàn)為內(nèi)部控制越有效，公司涉訴次數(shù)和涉訴金額越低，面臨的訴訟風(fēng)險越低(毛新述 等，2013)。因此，民營企業(yè)的政治關(guān)聯(lián)可以通過間接傳導(dǎo)機制降低企業(yè)的涉訴風(fēng)險。

因此，基于以上分析，我們提出：

假設(shè)1：相比于無政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)，有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)涉訴風(fēng)險更低。

企業(yè)在建立政治關(guān)聯(lián)時可以采用不同的途徑，已有研究通常會將其劃分為兩個方面：一是，具有從政經(jīng)歷的官員擔(dān)任公司高管；二是，通過公司高管擔(dān)任各級人大代表和政協(xié)委員的方式參與政治，從而建立政治關(guān)聯(lián)。因此，學(xué)界將其歸為官員型和代表型兩大類(逯東 等，2013)。

目前的研究結(jié)論顯示，通常代表型政治關(guān)聯(lián)比官員型政治關(guān)聯(lián)發(fā)揮的作用更有效。杜興強等(2009)的研究表明，民營上市公司的官員型政治關(guān)聯(lián)對公司業(yè)績具有顯著的負(fù)向影響，而代表型政治關(guān)聯(lián)則具有顯著的正向影響。逯東等(2013)將政治關(guān)聯(lián)區(qū)分為官員型和代表型兩大類后發(fā)現(xiàn)，只有當(dāng)公司CEO具有代表型政治關(guān)聯(lián)時，其內(nèi)部控制執(zhí)行才有效。他們認(rèn)為原因可能在于，政治關(guān)聯(lián)存在“政府干預(yù)”和“關(guān)系”兩種不同角色，官員型政治關(guān)聯(lián)主要扮演“政府干預(yù)”角色，而代表型政治關(guān)聯(lián)主要扮演“關(guān)系”角色?！罢深A(yù)”理論認(rèn)為，政治關(guān)聯(lián)是政府的“掠奪之手”伸向企業(yè)的結(jié)果，是政府對企業(yè)持續(xù)控制的一種手段(Boubakri et al.,2008)，會從多個方面干擾公司經(jīng)營決策，并不利于企業(yè)實現(xiàn)利潤最大化的市場目標(biāo)?！瓣P(guān)系”理論認(rèn)為，代表委員型政治關(guān)聯(lián)是企業(yè)主動采取戰(zhàn)略方式進(jìn)入政治的有效途徑，一旦被選舉為人大代表或政協(xié)委員，他(她)們勢必會利用政治關(guān)系為企業(yè)謀利，進(jìn)而有助于提升企業(yè)業(yè)績。

因此，在特定的轉(zhuǎn)型背景下，具有官員型政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)會更多迎合政治的需要，體現(xiàn)為政府干預(yù)企業(yè)的手段，而不是企業(yè)獲得政府扶持的途徑。當(dāng)企業(yè)發(fā)生訴訟風(fēng)險時，官員型政治關(guān)聯(lián)可能無助于降低訴訟風(fēng)險或解決訴訟問題；而代表型政治關(guān)聯(lián)則更多從“關(guān)系”中為企業(yè)爭取利益，通過關(guān)系減少或降低訴訟風(fēng)險。

此外，官員型政治關(guān)聯(lián)可能存在代理問題。一般來說，官員型政治關(guān)聯(lián)是企業(yè)聘請離職或退休的官員來發(fā)揮“余熱”，以利用他(她)們擁有的政府資源。一方面，此類擔(dān)任高管的離職官員與民營企業(yè)家可能存在不同的目標(biāo)，從而存在代理問題。因此，他(她)們不可能完全按照民營企業(yè)家的目標(biāo)行事，在公司面臨訴訟風(fēng)險時，這些離職官員不僅可能不急于幫助解決訴訟風(fēng)險，甚至有動機利用這樣的訴訟問題謀取私利。當(dāng)然，即使不存在代理問題，離職官員隨著時間的推移和政府資源的有限性，其影響力也會被稀釋，從而無助于減少企業(yè)面臨的訴訟風(fēng)險。然而，代表型政治官員更多是企業(yè)家本人通過多種途徑獲得政治資格，并通過這樣的平臺或機制來結(jié)識不同領(lǐng)域的官員，以獲得經(jīng)濟資源和利益保護(hù)，因而有助于降低企業(yè)的訴訟風(fēng)險。另一方面，各級人大代表和政協(xié)組織具有不同的層級。人大和政協(xié)的層級越高，其政治權(quán)力越大。因此，當(dāng)企業(yè)家擔(dān)任人大、政協(xié)等政治身份越高，接觸的政府官員級別越高，就越能幫助企業(yè)實現(xiàn)利益訴求。因此，當(dāng)企業(yè)面臨訴訟風(fēng)險時，企業(yè)家政治身份級別越高，越能發(fā)揮其影響力，繼而減少企業(yè)的涉訴風(fēng)險。

因此，結(jié)合上述理論分析，我們提出：

假設(shè)2a：相比于官員型政治關(guān)聯(lián)，代表型政治關(guān)聯(lián)降低企業(yè)涉訴風(fēng)險的效果更明顯；

假設(shè)2b：其他條件一定的情況下，政治身份級別越高，企業(yè)涉訴風(fēng)險越低。

當(dāng)前，中國各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平不均衡，各地區(qū)的市場化程度和制度環(huán)境差異很大(王小魯 等，2017)。正如上面討論的，當(dāng)法律環(huán)境差時，企業(yè)更可能通過替代性機制，如政治關(guān)聯(lián)等方式來獲取利益或保護(hù)。但政治關(guān)聯(lián)本身也存在成本，如政府官員可能會利用與公司的親密關(guān)系謀取私利。Caprio et al.(2013)發(fā)現(xiàn)，政治侵占風(fēng)險不僅會引發(fā)政府官員索取政治回報的直接成本，而且也可能使得政治關(guān)聯(lián)企業(yè)偏離最優(yōu)的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)。同時，政府官員往往會要求政治關(guān)聯(lián)公司幫助其實現(xiàn)政治或社會目標(biāo)，如充分就業(yè)、財政安全、經(jīng)濟增長、社會穩(wěn)定等，這些均會加大企業(yè)成本，導(dǎo)致投資行為扭曲和低效率。Chen et al.(2011)的研究就表明，政治關(guān)聯(lián)會顯著降低企業(yè)的投資效率。因此，在法制相對完善的地區(qū)，法律制度和執(zhí)行機制相對健全，企業(yè)可以不通過替代性機制來解決可能存在的法律訴訟問題，而直接求助于法院裁決等。但是在法制不完善的地方，法律執(zhí)行機制無效或者可能不公的預(yù)期更強烈，因此傾向于選擇政治關(guān)聯(lián)等非正式機制來影響企業(yè)訴訟，降低企業(yè)訴訟的風(fēng)險。因此，本文提出：

假設(shè)3：政治關(guān)聯(lián)降低企業(yè)涉訴風(fēng)險的效果主要發(fā)生在法制完善程度較低的地區(qū)。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2011—2015年滬深A(yù)股上市的非國有企業(yè)作為研究樣本，而未考慮國有企業(yè)，原因主要在于，國有企業(yè)與政府之間的關(guān)系本身就很緊密，具有“天然”的政治聯(lián)系，而本文主要探討政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)訴訟的影響，因此選用非國有企業(yè)更加合適、合理。樣本數(shù)據(jù)主要來自于CSMAR和WIND數(shù)據(jù)庫，法律環(huán)境指數(shù)數(shù)據(jù)來源于王小魯?shù)?2017)的分省份市場化指數(shù)報告。基于原始數(shù)據(jù)剔除了以下樣本：(1)金融行業(yè)樣本；(2)資產(chǎn)負(fù)債率大于100%或者小于0的樣本；(3)數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終獲得4953個樣本。為避免極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量在上下1%分位進(jìn)行了縮尾處理。關(guān)鍵數(shù)據(jù)來源及搜集整理方法如下：

(1)政治關(guān)聯(lián)。在中國上市公司中，董事長往往是連接外部的核心人物，本文以董事長的政治關(guān)聯(lián)作為研究對象。董事長的政治關(guān)聯(lián)數(shù)據(jù)主要通過搜索上市公司董事長的簡歷信息，并結(jié)合CSMAR人物特征數(shù)據(jù)中政治背景數(shù)據(jù)以及百度百科、問財?shù)染W(wǎng)站搜索進(jìn)行補充得到。政治身份的確定過程如下：首先，在簡歷中篩選人大代表、人民代表大會、人代會、人大常委、黨代會、政協(xié)、政治協(xié)商等關(guān)鍵詞得到初步的政治身份數(shù)據(jù)；然后，從CSMAR人物特征數(shù)據(jù)庫中篩選出董事長具有政治背景的樣本進(jìn)行補充，并結(jié)合網(wǎng)站搜索結(jié)果一一核對得到最終政治身份數(shù)據(jù)；最后，進(jìn)一步確定董事長擁有的最高政治身份級別，并按照全國級、省級、市級、區(qū)縣級、鄉(xiāng)鎮(zhèn)級依次取5、4、3、2、1。從政經(jīng)歷的數(shù)據(jù)是通過逐一查看董事長簡歷信息確定的，從政經(jīng)歷是指董事長具有公務(wù)員背景，如果董事長擔(dān)任過中國共產(chǎn)黨機關(guān)、人大機關(guān)、行政機關(guān)、政協(xié)機關(guān)、審判機關(guān)、檢察機關(guān)和民主黨派機關(guān)的工作人員，則認(rèn)定為具有公務(wù)員背景。

(2)企業(yè)涉訴風(fēng)險?！渡虾ＷC券交易所股票上市規(guī)則》和《深圳證券交易所股票上市規(guī)則》中規(guī)定，公司涉案金額超過1000萬元(深交所創(chuàng)業(yè)板標(biāo)準(zhǔn)為500萬元)并且占公司最近一期經(jīng)審計凈資產(chǎn)絕對值10%以上的重大訴訟、仲裁事項以及雖未達(dá)到上述標(biāo)準(zhǔn)但案件特殊的訴訟、仲裁事項應(yīng)當(dāng)及時披露。根據(jù)WIND數(shù)據(jù)庫整理的訴訟仲裁數(shù)據(jù)，并借鑒毛新述等(2013)的方法，本文采用公司年度涉訴次數(shù)和年度涉訴金額占總資產(chǎn)比重作為公司涉訴風(fēng)險的衡量指標(biāo)。值得注意的是，上市公司涉訴情況較為復(fù)雜，通常上市公司是作為原告或被告涉訴，但亦有公司是作為第三人涉訴，甚至有些訴訟案件中公司并不是訴訟主體，比如只是上市公司準(zhǔn)備購買的標(biāo)的作為訴訟主體的訴訟或者其他利益方之間買賣公司股權(quán)造成的訴訟?？紤]到涉訴案件對公司有最直接影響的是作為原告、被告的訴訟，且作為原告和被告涉訴的性質(zhì)存在本質(zhì)不同，因此我們還手工搜索了上市公司訴訟案件簡介，進(jìn)一步區(qū)分公司(包含上市公司的子公司)作為原告和被告的涉訴次數(shù)與涉訴金額。同時，在搜索過程中還將案件類型區(qū)分為與借款融資相關(guān)的訴訟、買賣合同相關(guān)的訴訟和其他類訴訟[注]在訴訟樣本中，涉及買賣合同類的訴訟占所有訴訟比重高達(dá)54.92%，借款融資類訴訟所占比重為28.33%。。最終，經(jīng)過處理后得到467個公司-年度的訴訟樣本，共涉訴1355起。

(3)法律制度環(huán)境。本文采用王小魯?shù)?2017)編制的《中國分省份市場化指數(shù)報告》中公布的2008—2014年各省份市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境指數(shù)來衡量法律制度完善程度，穩(wěn)健性部分還將采用市場化總指數(shù)替代衡量法制完善程度。由于目前該報告中的指數(shù)僅更新到2014年，因此本文2015年的法律制度完善程度仍沿用2014年的數(shù)據(jù)。通過對報告中各省份指數(shù)與上市公司樣本進(jìn)行匹配后，將指數(shù)高于分年度指數(shù)中位數(shù)的樣本確定為法制完善程度較高地區(qū)的樣本，而其余樣本則確定為法制完善程度較低地區(qū)的樣本。

(二)模型設(shè)計與變量說明

為檢驗提出的假設(shè)，本文構(gòu)建以下模型，模型中各變量的具體說明如表1所示。

Litigationi,t= α0+α1PCi,t+α2Subi,t+α3BD_Indi,t+α4Duali,t+α5Sizei,t+α6Levi,t+

α7Roai,t+α8StdReti,t+α9Growthi,t+α10Zi,t+α11Lossi,t+α12Own_Centrai,t+

α13Crosslisti,t+α14DAi,t+α15CVi,t+α16Diboi,t+YearAffect+IndAffect+εi,t

企業(yè)涉訴風(fēng)險Litigation為被解釋變量，本文采用兩種方式衡量：企業(yè)年度涉訴次數(shù)(Litigaiton1)、年度涉訴金額(Litigation2)。由于涉訴金額受規(guī)模效應(yīng)的影響，因此采用上市公司年度涉訴金額除以年末總資產(chǎn)衡量。當(dāng)被解釋變量為Litigation1時，考慮到企業(yè)涉訴次數(shù)是有序變量，因此采用Ologit模型進(jìn)行回歸；當(dāng)被解釋變量為Litigation2時，由于大部分公司并未涉及訴訟，因此采用Tobit模型進(jìn)行回歸，以防止較多Litigation2取值為0，導(dǎo)致計量結(jié)果出現(xiàn)偏差?？紤]到政治關(guān)聯(lián)可能對不同訴訟主體有不同影響，這里另分別考慮公司作為原告和被告時的涉訴風(fēng)險(Litigation1_P、Litigation2_P、Litigation1_D、Litigation2_D)，并在穩(wěn)健性部分增加企業(yè)作為原告涉訴頻率(Litigation3_P)和被告涉訴頻率(Litigation3_D)以補充涉訴風(fēng)險的衡量指標(biāo)。

表1 變量說明

本文關(guān)鍵解釋變量為PC，即政治關(guān)聯(lián)。借鑒潘紅波等(2008)，用董事長的政治身份(PC1)、董事長的從政經(jīng)歷(PC2)衡量。此外，還進(jìn)一步設(shè)置了政治身份級別變量(PC1_level)，即如果董事長具有的最高政治身份是全國人大代表、全國政協(xié)委員等，PC1_level取5，是省級政治身份取4，是市級政治身份取3，是區(qū)縣級政治身份取2，是鄉(xiāng)鎮(zhèn)級身份取1，無政治身份取0。

本文還參考毛新述等(2013)，對以下變量進(jìn)行了控制：企業(yè)子公司數(shù)量(Sub)，根據(jù)我們整理的上市公司訴訟數(shù)據(jù)，樣本期內(nèi)子公司涉訴的比例高達(dá)43.44%，子公司數(shù)量反映了企業(yè)的經(jīng)營復(fù)雜程度，從而會影響企業(yè)涉訴概率；公司治理變量，包括獨立董事比例(BD_Ind)、兩職合一(Dual)、股權(quán)集中度(Own_Centra)、兩權(quán)分離度(CV)等；公司經(jīng)營狀況變量和財務(wù)狀況，包括資產(chǎn)回報率(Roa)、企業(yè)成長性(Growth)、Z指數(shù)(Z)、是否虧損(Loss)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、盈余管理程度(DA)、股票波動率(StdRet)；公司基本特征變量，包括企業(yè)規(guī)模(Size)、是否交叉上市(Crosslist)、內(nèi)部控制情況(Dibo)等。此外，本文還控制了年份因素和行業(yè)因素，考慮到引入所有行業(yè)作為虛擬變量會導(dǎo)致模型出現(xiàn)多重共線性問題，因此，行業(yè)采用一個虛擬變量表示，即公司處于壟斷性行業(yè)時取1，否則取0。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計和均值差異檢驗

表2列示了樣本公司的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從中可以看出，平均每家公司涉訴次數(shù)為0.27(Litigation1均值為0.27357)，方差為2.35，最高涉訴次數(shù)高達(dá)110次，且平均每家公司的涉訴金額接近總資產(chǎn)的0.22%，其中最高涉訴金額接近總資產(chǎn)的11%，說明不同公司間的涉訴次數(shù)和涉訴金額差異較大。從企業(yè)分別作為原告和被告的統(tǒng)計結(jié)果可以看到，企業(yè)作為被告的涉訴次數(shù)、涉訴金額均值均大于作為原告的(比如Litigation1_D的均值0.18大于Litigation1_P的均值0.09)。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

在政治關(guān)聯(lián)方面，36.67%的企業(yè)董事長有政治關(guān)聯(lián)(PC均值為0.36665)，且以具有政治身份的董事長居多，比例接近85.57%(0.31375/0.36665)，而從政經(jīng)歷的樣本則相對偏少，這較為符合非國企為建立與政府的聯(lián)系而更加偏向積極獲取政治身份的現(xiàn)狀。Sub均值為2.36，說明非國企上市公司中平均擁有11.6個子公司。平均有33.66%的董事長兼任總經(jīng)理，上市公司平均資產(chǎn)回報率接近7%，平均有17.48%的上市公司存在虧損，2.16%的上市公司存在交叉上市情況。

表3是對有政治關(guān)聯(lián)和無政治關(guān)聯(lián)的樣本進(jìn)行單因素均值差異檢驗的結(jié)果。從中可見，當(dāng)不區(qū)分涉訴樣本中公司是否作為原告或被告時，有政治關(guān)聯(lián)的公司涉訴次數(shù)(涉訴金額)均值為0.15(0.0011)，而無政治關(guān)聯(lián)的公司涉訴次數(shù)均值為0.343(0.0028)，且均值差異在1%水平顯著。進(jìn)一步區(qū)分不同政治關(guān)聯(lián)類型后顯示，僅政治身份差異會造成涉訴風(fēng)險顯著差異，而從政經(jīng)歷差異并未對涉訴風(fēng)險產(chǎn)生明顯影響?？v向來看，區(qū)分公司作為原告和被告涉訴后發(fā)現(xiàn)，有無政治關(guān)聯(lián)下涉訴風(fēng)險的差異在公司作為被告時更顯著，表現(xiàn)為Litigation1_D、Litigation2_D均值差異均在1%水平顯著，且無政治關(guān)聯(lián)的公司作為被告涉訴的次數(shù)和金額達(dá)到有政治關(guān)聯(lián)的3倍左右，差異倍數(shù)明顯大于未區(qū)分原被告涉訴情況時的結(jié)果。同樣地，這種差異僅在政治關(guān)聯(lián)是政治身份時顯著。當(dāng)公司作為原告涉訴時，涉訴次數(shù)、涉訴金額的均值差異顯著性并不統(tǒng)一，表現(xiàn)為有無政治身份會對涉訴風(fēng)險造成一定影響，但顯著性水平相對較弱，而有無從政經(jīng)歷下涉訴風(fēng)險差異依然不明顯。上述結(jié)果初步驗證了假設(shè)1和假設(shè)2。

表3 涉訴風(fēng)險均值差異性檢驗

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

(二)政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)涉訴風(fēng)險的影響

表4列示了政治關(guān)聯(lián)影響企業(yè)涉訴風(fēng)險的回歸結(jié)果。從中不難看出，PC的系數(shù)均在5%水平顯著為負(fù)，表明政治關(guān)聯(lián)顯著降低了企業(yè)涉訴風(fēng)險。而且，從系數(shù)來看，有政治關(guān)聯(lián)企業(yè)的涉訴次數(shù)比無政治關(guān)聯(lián)企業(yè)低0.285次，涉訴金額也比無政治關(guān)聯(lián)企業(yè)低，涉訴金額降低幅度相當(dāng)于總資產(chǎn)的0.8%。該結(jié)果驗證了假設(shè)1。對政治關(guān)聯(lián)進(jìn)行分類回歸后發(fā)現(xiàn)，政治身份更能顯著降低企業(yè)涉訴風(fēng)險，表現(xiàn)為列(2)、列(4)、列(7)、列(9)中PC1的系數(shù)均顯著為負(fù)。而列(5)、列(10)中PC1_level的系數(shù)顯著為負(fù)則進(jìn)一步說明，董事長擁有的政治身份級別越高，企業(yè)涉訴風(fēng)險越低。但從政經(jīng)歷對企業(yè)涉訴風(fēng)險的影響相對較弱，表現(xiàn)為PC2的系數(shù)僅在列(9)中顯著。穩(wěn)健性部分本文還將采用兩種替代的涉訴風(fēng)險衡量指標(biāo)重新進(jìn)行上述檢驗。

對于控制變量，Sub的系數(shù)均顯著為正，說明擁有的子公司數(shù)越多，公司涉訴的可能性越高；Lev的系數(shù)均在1%水平顯著為正，表明企業(yè)負(fù)債水平較高時給企業(yè)帶來的資金周轉(zhuǎn)壓力會導(dǎo)致企業(yè)涉訴概率增加；企業(yè)財務(wù)狀況越差，業(yè)績虧損越嚴(yán)重，企業(yè)涉訴風(fēng)險也越大，表現(xiàn)為Loss的系數(shù)均在1%水平顯著為正；Own_centra的系數(shù)顯著為負(fù)，表明股權(quán)越集中，企業(yè)涉訴的可能性越??；Dibo的系數(shù)在列(1)至列(10)中均在1%水平顯著，再次證實內(nèi)部控制越有效，企業(yè)涉訴風(fēng)險越小。

表4 政治關(guān)聯(lián)影響企業(yè)涉訴風(fēng)險的回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；t值均為經(jīng)White異方差和公司cluster調(diào)整以后的穩(wěn)健性t值。

(三)不同法律環(huán)境下政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)涉訴風(fēng)險的影響

為進(jìn)一步探討政治關(guān)聯(lián)降低企業(yè)涉訴風(fēng)險的效果是否會受法律制度完善程度的影響，本文將樣本區(qū)分為法制完善程度較低和較高的地區(qū)，再次進(jìn)行檢驗，結(jié)果列于表5。與預(yù)期一致，政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)涉訴風(fēng)險的影響僅僅在法制完善程度較低的地區(qū)顯著，表現(xiàn)為列(1)中PC的系數(shù)在5%水平顯著，而列(7)中PC的系數(shù)不顯著，驗證了假設(shè)3。細(xì)分政治關(guān)聯(lián)類型后進(jìn)行的回歸結(jié)果顯示，在法制完善程度較高的地區(qū)，PC1、PC2、PC1_level的系數(shù)均不顯著；在法制完善程度較低的地區(qū)，與表4回歸結(jié)果一致，依然是政治身份降低涉訴風(fēng)險的效果更明顯(PC1、PC1_level)，而從政經(jīng)歷的影響較弱。以上結(jié)論說明，政治關(guān)聯(lián)的作用效果會受公司所在地法律環(huán)境因素的影響。此外，控制變量中，Dibo的系數(shù)無論是在法制完善程度較低的地區(qū)還是較高的地區(qū)依然均在1%水平顯著，表明內(nèi)部控制對企業(yè)涉訴風(fēng)險的影響并不隨法制完善程度的變化而變化。

表5 不同法律制度完善程度地區(qū)政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)涉訴風(fēng)險的影響

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；t值均為經(jīng)White異方差和公司cluster調(diào)整以后的穩(wěn)健性t值。

五、進(jìn)一步檢驗

(一)區(qū)分原被告后政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)涉訴風(fēng)險的影響

前文已檢驗了政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)涉訴風(fēng)險的影響，但企業(yè)可能是作為不同的訴訟主體涉訴，即作為原告或作為被告涉訴[注]也可能是作為第三人涉訴，鑒于訴訟樣本中作為第三人涉訴情況較少(不到3%)，這里忽略。。原告或被告的利益訴求并不相同，因此政治關(guān)聯(lián)是影響企業(yè)作為原告的涉訴情況還是影響企業(yè)作為被告的涉訴情況值得進(jìn)一步探討。表6是區(qū)分訴訟主體后政治關(guān)聯(lián)與涉訴風(fēng)險的回歸結(jié)果。

表6 區(qū)分原被告后政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)涉訴風(fēng)險的影響

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。t值均為經(jīng)White異方差和公司cluster調(diào)整以后的穩(wěn)健性t值。Pseudo R-squared是偽R2，等于(1-L1/L0)，其中L1表示全模型的似然估計值，L0表示僅常數(shù)項模型的似然估計值，對于連續(xù)分布來說，似然估計值是密度的自然對數(shù)，而密度函數(shù)可能大于1，這樣似然估計值可能為正也可能為負(fù)，從而出現(xiàn)L1>L2>0，偽R2小于0的情況。偽R2并不具有解釋意義，觀察模型p值更準(zhǔn)確，我們檢查了所有模型(包括后續(xù)圖表中出現(xiàn)類似情況的回歸模型)的F值或Wald chi2值，并不存在模型整體不顯著的情況。

從表6可見：政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)作為原告的涉訴風(fēng)險沒有影響，表現(xiàn)為當(dāng)公司作為原告時，PC、PC1、PC2、PC1_level的系數(shù)均不顯著，即政治關(guān)聯(lián)并不影響企業(yè)起訴其他主體的決定；但政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)作為被告的涉訴風(fēng)險有顯著影響，其中政治身份對涉訴風(fēng)險的影響更為顯著，且政治身份級別越高，涉訴風(fēng)險越小，表現(xiàn)為列(7)、列(10)中PC的系數(shù)在5%水平顯著為負(fù)，列(8)、列(11)中PC1的系數(shù)在5%水平顯著，列(9)、列(12)中PC1_level的系數(shù)均顯著為負(fù)。政治關(guān)聯(lián)之所以會降低企業(yè)被訴的可能性，原因是：一方面，政治身份可能促使企業(yè)提前采取與相關(guān)對立主體進(jìn)行交涉或協(xié)商的措施而非選擇成本較為高昂的訴訟方式解決糾紛；另一方面，對于準(zhǔn)備起訴公司的主體來說，他們可能會因為顧慮公司強大的政治背景而選擇私下解決或妥協(xié)。

表7 不同法制環(huán)境下區(qū)分原被告后政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)涉訴風(fēng)險的影響

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；t值均為經(jīng)White異方差和公司cluster調(diào)整以后的穩(wěn)健性t值。

此外，表7列示了區(qū)分法制完善程度后政治關(guān)聯(lián)與涉訴金額的回歸結(jié)果。不難得知，無論是在法制完善程度較低還是較高的地區(qū)，企業(yè)作為原告時的涉訴風(fēng)險并未受到政治關(guān)聯(lián)的影響，表現(xiàn)為列(1)、列(2)、列(3)、列(7)、列(8)、列(9)中PC、PC1、PC2、PC1_level的系數(shù)均不顯著；政治關(guān)聯(lián)影響企業(yè)被訴的可能性主要發(fā)生在法制完善程度較低的地區(qū)，且相較于從政經(jīng)歷，政治身份在法制完善程度較低地區(qū)的作用效果更明顯，而在法制完善程度較高的地區(qū)政治關(guān)聯(lián)的影響效果均不顯著。綜合表6和表7可知，政治關(guān)聯(lián)主要會影響企業(yè)被訴的風(fēng)險而不是企業(yè)起訴的風(fēng)險，且這種影響效果僅發(fā)生在法制完善程度較低的地區(qū)。

(二)政治關(guān)聯(lián)對不同案件類型涉訴風(fēng)險的影響

政治關(guān)聯(lián)對涉訴風(fēng)險的影響可能會因訴訟案件類型而異。在此，我們將訴訟案件區(qū)分為較為常見的借款融資類和買賣合同類，這兩類訴訟案件個數(shù)幾乎占所有訴訟樣本的80%。借款融資類訴訟涉及到借款和融資兩方面，這些都與資金相關(guān)。對于借款類訴訟，由于存在政治關(guān)聯(lián)這些非替代性機制，甚至有政府機構(gòu)提供擔(dān)保，因此能更好地避免或降低訴訟。對于融資類，余明桂等(2008)發(fā)現(xiàn)有政治關(guān)系的企業(yè)比無政治關(guān)系的企業(yè)能夠獲得更多的銀行貸款和更長的貸款期限，因此，銀行會給予企業(yè)更多的融資便利，放寬條款限制，以避免訴訟的發(fā)生。但是對于買賣合同類，訴訟糾紛的重點可能在于貨物或合同的履行，且買賣合同較為標(biāo)準(zhǔn)化，利用政治關(guān)聯(lián)進(jìn)行干預(yù)的難度大，所以政治關(guān)聯(lián)影響此類訴訟的可能性并不大。因此，區(qū)分案件類型有助于更加深入地了解政治關(guān)聯(lián)的影響效果是否存在不同。表8報告了區(qū)分案件類型后的回歸結(jié)果，從中可以看出，政治關(guān)聯(lián)對借款融資類涉訴風(fēng)險的影響更為顯著，且在統(tǒng)計上，政治身份對該類涉訴風(fēng)險的影響均在1%水平顯著，而政治關(guān)聯(lián)對買賣合同類涉訴風(fēng)險的影響均不顯著。

表8 政治關(guān)聯(lián)對不同案件類型涉訴風(fēng)險的影響

(續(xù)表8)

借款融資類涉訴次數(shù)(Litigation1_P)(1)(2)(3)涉訴金額(Litigation2_P)(4)(5)(6)買賣合同類涉訴次數(shù)(Litigation1_D)(7)(8)(9)涉訴金額(Litigation2_D)(10)(11)(12)Crosslist0.390(0.66)0.398(0.68)0.383(0.66)0.012(1.16)0.012(1.17)0.012(1.17)0.496(1.05)0.506(1.07)0.496(1.06)0.005(1.28)0.005(1.31)0.005(1.29)DA-0.217(-0.21)-0.206(-0.20)-0.212(-0.20)-0.011(-0.63)-0.011(-0.67)-0.012(-0.67)-0.628(-0.67)-0.618(-0.66)-0.622(-0.66)-0.005(-0.67)-0.005(-0.65)-0.006(-0.67)CV0.110(0.08)-0.032(-0.02)-0.020(-0.01)0.009(0.40)0.006(0.26)0.006(0.27)-0.610(-0.49)-0.593(-0.48)-0.636(-0.51)-0.006(-0.58)-0.006(-0.53)-0.007(-0.61)Dibo-0.367???(-5.83)-0.366???(-5.77)-0.368???(-5.78)-0.007???(-6.81)-0.007???(-6.78)-0.007???(-6.82)-0.287???(-5.19)-0.287???(-5.19)-0.288???(-5.20)-0.003???(-5.76)-0.003???(-5.77)-0.003???(-5.74)年份控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制行業(yè)控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制Observations495349534953495349534953495349534953495349534953Pseudo R20.1190.1210.1200.5130.5210.5180.07710.07700.07711.5291.5271.525

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；t值均為經(jīng)White異方差和公司cluster調(diào)整以后的穩(wěn)健性t值。

(三)穩(wěn)健性檢驗

本文開展了一系列穩(wěn)健性檢驗，以確保結(jié)論的可靠性。一是，采用另外兩種方法衡量企業(yè)訴訟，即企業(yè)是否涉訴(涉訴次數(shù)不為0時取1，為0時取0)，涉訴金額加1后的自然對數(shù)。二是，在區(qū)分原告和被告時，采用涉訴頻率作為被解釋變量重新檢驗區(qū)分原被告后的結(jié)論，其中涉訴頻率包括：企業(yè)作為原告的涉訴頻率(Litigation3_P)，等于企業(yè)作為原告涉訴次數(shù)除以企業(yè)年度涉訴總次數(shù)，如果企業(yè)并未涉訴，則取0；企業(yè)作為被告的涉訴頻率(Litigation3_D)，等于企業(yè)作為被告涉訴次數(shù)除以企業(yè)年度涉訴總次數(shù)，如果企業(yè)并未涉訴，則取0。三是，采用董事長和總經(jīng)理的政治關(guān)聯(lián)數(shù)據(jù)重新檢驗本文主要結(jié)論。四是，考慮到政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)訴訟的影響不一定體現(xiàn)在當(dāng)期，采用t+1期的訴訟數(shù)據(jù)重新進(jìn)行檢驗。五是，上文對于法制完善程度的衡量采用了王小魯?shù)?2017)公布的市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境指數(shù)，此處重新采用市場化指數(shù)衡量。六是，考慮到有超過60%的企業(yè)無政治關(guān)聯(lián)，這可能會導(dǎo)致研究所得受無政治關(guān)聯(lián)企業(yè)的影響，因此采用PSM方法重新予以檢驗。以上不同穩(wěn)健性檢驗得出的結(jié)果并未表現(xiàn)出顯著差異，由此說明本文結(jié)論是可靠的。限于篇幅，具體的檢驗結(jié)果并未列示。

六、結(jié)論

本文以2011—2015年滬深A(yù)股的非國有上市企業(yè)為研究樣本，實證檢驗了政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)涉訴風(fēng)險的影響，得到以下結(jié)論：(1)政治關(guān)聯(lián)能夠降低企業(yè)涉訴風(fēng)險；(2)相比于官員型政治關(guān)聯(lián)，代表型政治關(guān)聯(lián)降低企業(yè)涉訴風(fēng)險的效果更明顯；(3)政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)涉訴風(fēng)險的影響受限于當(dāng)?shù)氐姆ㄖ仆晟瞥潭?，僅當(dāng)法制完善程度較差時政治關(guān)聯(lián)才能降低企業(yè)涉訴風(fēng)險，而當(dāng)法制完善程度較高時政治關(guān)聯(lián)難以發(fā)揮作用；(4)政治關(guān)聯(lián)主要降低的是企業(yè)被訴的概率而不是企業(yè)起訴的概率；(5)政治關(guān)聯(lián)主要降低的是企業(yè)借款融資類訴訟發(fā)生的概率而不是買賣合同類訴訟。本文結(jié)論有助于進(jìn)一步理解企業(yè)與政府、政府與司法系統(tǒng)之間的關(guān)系，并對中國法律制度的完善以及司法改革具有一定指導(dǎo)意義。