一、引言
经济转型30多年来，民营经济逐步发展成为支撑我国经济持续快速增长的重要力量。民营经济创造的国内生产总值已占GDP的60%左右，吸纳的就业人数占全国城镇就业的70%以上(张平，2009)，缴纳的税收约占全部税收的80%(刘迎秋和刘霞辉，2008)。尽管民营经济成就如此巨大，但是民营企业的成长依然面临诸多瓶颈和制约，其中以融资约束问题最为突出(罗党论和甄丽明，2008)。外部融资是影响企业发展的重要因素(Demirgü -Kunt & Maksimovic，1998；Rajan & Zingales，1998)，而我国民营企业却长期遭遇融资困境，对企业发展相当不利(林毅夫和李永军，2001)。世界银行投资环境调查显示，75%的中国民营企业把融资约束视为企业发展的主要障碍(Claessens & Tzioumis，2006)。
伴随民营经济蓬勃发展的同时，一个非常有意思的现象是，民营企业家的参政议政积极性急剧提高。越来越多的民营企业家主动参政议政，并且取得了一定的政治地位(陈钊等，2008)；尚未参政的民营企业家也有很高的“争当人大代表、政协委员”以及“与党政领导人经常联系”的意愿(冯天丽和井润田，2009)。最近，学界开始关注民营企业家踊跃参政议政的动因，不少学者从融资约束角度理解民营企业家建立政治关联的积极性。来自美国(Houston et al.，2011)、马来西亚(Johnson & Mitton，2003)、巴基斯坦(Khwaja & Mian，2005)、泰国(Charumilind et al.，2006)、巴西(Claessens et al.，2008)以及跨国研究(Faccio，2007；Boubakri et al.，2009)的经验证据都表明，政治关联显著提高了企业的信贷获得能力，具体表现为贷款金额增大、贷款成本降低和债务期限延长。除了银行信贷方面的融资优惠，政治关联还能显著降低企业的股权融资资本(Boubakri et al.，2010)。
胡旭阳(2006)以浙江省2004年百强民营企业为研究对象，发现企业家的政治身份有助于企业进入金融行业，提高资本获得能力。白重恩等(2005)利用全国工商联调查数据所做的研究表明，政治关联有助于民营企业获得银行贷款。余明桂和潘红波(2008)以民营上市公司为样本的研究显示，建立了政治关联的企业更容易获得银行信贷，从而有更高的负债率。Fan et al.(2008)以23例省部级官员腐败案件作为自然实验，也发现政治关联能够帮助企业获得更多的银行贷款，尤其是长期贷款。罗党论和甄丽明(2008)以投资—现金流敏感度作为融资约束的衡量指标，发现了政治关联帮助企业缓解融资约束的直接证据。他们的研究表明，有政治关联的民营上市公司，投资对内部现金流的依赖程度较小，融资约束较轻。
国内外经验研究都发现政治关联有助于缓解企业融资约束，但至于政治关联究竟通过何种微观机制起作用，现有研究大多语焉不详，仅笼统地把融资约束的缓解视为由政治关联带来的“政治租金”(Khwaja & Mian，2005)。胡旭阳(2006)以及罗党论和甄丽明(2008)等认为，政治关联之所以能够帮助民营企业缓解融资约束，一个可能的原因是政治关联具有信号传递的功能：有政治关联的企业更有可能是那些绩效较好的优质企业。不过遗憾的是，上述研究都没有为此提供直接的经验证据，也没有验证政治关联缓解融资约束的具体作用机制。而只有厘清了机制，才能采取对症的政策措施切实破解民营企业的融资难问题，这就是本研究的核心所在。
本文通过全面考察企业政治关联、信息不对称与民营企业融资约束之间的关系，探讨政治关联影响企业外部融资的微观机制。首先，我们利用证券市场微观结构数据构造反映资金供求双方信息不对称程度的指标，对政治关联与信息不对称之间的关系加以直接检验，发现政治关联起到了信号发送功能，有助于缓解信息不对称；其次，基于Almeida et al.(2004)提出的现金-现金流敏感度融资约束识别策略，检验政治关联缓解民营企业融资约束的微观作用机制。在控制信息效应的基础上，研究发现政治关联缓解融资约束还存在资源效应，且资源效应占主导地位。本文的发现表明，要解决民营企业融资难问题，构建公平的市场环境，消解政策性歧视，给予所有企业同等的资源获取机会，比缓解信息不对称更为关键和紧迫。
本文其余部分安排如下：第二部分结合文献讨论政治关联缓解融资约束的作用机制；第三部分描述本文使用的数据并定义相关的变量；第四部分是实证分析，首先检验政治关联是否有助于缓解信息不对称，其次检验政治关联是否有助于缓解融资约束并检验其作用机制；第五部分是稳健性检验；最后是结论。
二、政治关联缓解融资约束的机制分析
(一)信息效应
我国资金市场上，资金供求双方关于企业未来经营状态的信息高度不对称，由此导致的逆向选择问题是妨碍民营企业融资的重要因素(林毅夫和李永军，2001；李志赟，2002；白重恩等，2005)。而政治关联则是关于企业未来业绩的有效信号，能降低资金供求双方之间的信息不对称程度，从而缓解民营企业融资约束，这就是政治关联的信息效应。
在向银行申请贷款或通过资本市场募集资金时，经营前景差的劣质企业会伪装成前景好的优质企业。成熟金融市场中有完善的评级机构和审计机构对企业质量和未来业绩加以分析评估，并提供给资金供给方。而我国金融系统的基础设施不健全，没有完善的信用评估体系，市场上缺乏具有高公信力和高专业水准的独立第三方认证机构。尽管我国的资信评级机构已有了初步的发展，但在人员、技术、业务范围等方面都与全球性评级机构有较大差距，研究报告的数量和质量都难以满足市场的需求，市场认可度不高(袁敏，2007)，信用评级的真实性值得怀疑(白重恩等，2005)。因此，作为资金供给方的银行和外部股权投资者关于企业信息的来源渠道非常有限，资金供求双方存在严重的信息不对称。资金供给方无力区分优质企业与劣质企业，难以对企业的未来收益做出准确的预期和判断，无法确保投资收益和资金安全，导致企业融资困难。作为本文经验研究样本的民营上市公司多是地方上的骨干企业，按照监管要求建立了信息披露制度，信息不对称相对要低一些，但由于信息披露整体质量依然低下(陈晓和秦跃红，2003；平新乔和李自然，2003)，特别是对包括公司战略信息在内的非财务信息的披露非常少，信息不对称问题依然严重。中国社科院和证券时报社联合发布的《中国上市公司非财务信息披露报告(2011)》显示，沪深300指数成分股公司的信息披露平均得分仅为29.8分(满分100分)，99%的企业低于及格线60分，近1/3的企业低于20分。而这些缺失的非财务信息是企业未来业绩的“先行指示器”(马连福和赵颖，2007)，是投资者评估企业价值、进行投资决策的必要参考依据。
政治关联的获取机制决定了相比于无关联企业，政治关联企业更可能是经营效率较高的优质企业。民营企业建立政治关联，大致有两种渠道：一是党委政府出于经济和政治考虑，树立优秀企业和企业家典型，给予龙头企业和企业主政治荣誉和地位；二是企业家聘请政治关联人物担任企业高管。无论哪种渠道，高效率的优质企业都有更大的可能性建立政治关联：效益好、纳税多的优质企业和企业家更有可能获得政治地位；出于自身利益的考虑，政治关联人物更愿意选择去业绩好和盈利能力强的企业任职。由于业绩好的优质企业更易建立起政治关联，政治关联可被视为反映企业未来经营表现的一种重要声誉机制(孙铮等，2005)，资金供给方认为具有政治关联的优质企业更有可能在未来取得良好的经营业绩。目前的实证证据也是支持以上判断的。从事后的角度看，本文所选样本的经验数据以及罗党论和唐清泉(2009a)的研究显示，政治关联企业的确要比无关联企业有更高的劳动生产率和更高的资产利润率，或者说具有更高的经营效率。
(二)资源效应
我国以国有商业银行为主的高度集中的金融体制下，信贷分配存在体制性主从次序(Huang，2003)，民营企业面临严重的融资歧视(林毅夫和李永军，2001)。尽管“非公经济36条”以及“新36条”等鼓励民营企业发展和融资的政策陆续颁布，但落实很不到位，政策歧视未有根本性转变。而政治关联则让民营企业与政府建立良好关系，部分消除政策歧视，在核心要素供给、税收缴纳以及市场准入等方面获得与国有企业类似的优惠待遇，从而切实提高企业市场价值，缓解企业融资约束。这就是政治关联的资源效应。资源效应可分为直接效应和间接效应，直接效应就是企业通过政治关联更加容易获得银行贷款、更加容易进入资本市场；而间接效应就是企业通过政治关联获得各种政策优惠，以低于市场的价格获得各种资源，从而增加企业的未来总收益和市场价值，降低资金供给方提供资金的风险。
Sapienza(2004)和Din (2005)指出，国有银行的政府背景会使其放贷行为受到政治目标的主导。在我国，尽管国有商业银行的股份制改革和上市弱化了地方政府对银行地方分支行的“话语权”，但在当前各级政府仍主要借助银行体系的力量来推动经济增长的背景下，商业银行依然不能完全摆脱政府的干预(吴军和白云霞，2009)。比如，各地政府普遍将政府性资金存款额度与商业银行对地方经济发展的贡献挂钩，按照贡献度确定政府性资金在各商业银行的存放比例，调动银行对地方的信贷投放积极性。在银行信贷投放受到政府偏好影响的背景下，有政治关联的民营企业往往会得到银行的优待。股权融资方面，虽然股票发行方式自2000年起由审批制转为核准制，但行政色彩依然较强，有政府支持的政治关联企业能够优先获取上市资格，上市后也更容易获得股权再融资资格。
政治关联的资源效应除了上述直接效应之外，其间接效应也非常重要。间接效应主要是通过以下三个途径发挥作用的。第一，政治关联企业能够利用与政府的良好关系，以低于市场的价格获得各种生产要素和资源。我国尚未形成完全以市场为主导的资源配置体系，行业准入限制也未放开，政府仍掌控大量稀缺资源和行政审批权，自由裁量的余地相当大，政治关联可以帮助民营企业形成更强的资源获取能力。政府及政府官员或出于政治目标或出于私人利益，资源分配往往会向与之关系密切的企业倾斜。政治关联有利于民营企业获得税收优惠(吴文锋等，2009)、政府补贴(潘越等，2009；余明桂等，2010)、管制行业的准入资格(罗党论和刘晓龙，2009；罗党论和唐清泉，2009b)等诸多好处，企业生产经营中遇到的能源、物资需求问题也得以优先协调解决，进而在市场竞争中占得先机。
第二，政治关联能够帮助民营企业化解政策风险。“摸着石头过河”的渐进改革过程中，政府政策变动频繁，缺乏长期一致性。政策环境的不确定性给民营企业带来了很高的政策风险(张维迎，2001；吴晓波，2007)。为及时准确地把握政府的制度调整和政策动态，民营企业家热衷通过政治参与同政府有关部门和官员建立联系，参加政府会议或者参加由与政府官员关系密切的经济学家作为主讲人的宏观经济形势研讨会。政治关联可以帮助民营企业家及时了解和把握政府的政策动向，化解政策风险，保障企业收益。
第三，政治关联作为产权保护的替代机制，有助于减少民营企业在生产经营活动中可能遭受的各方面侵害(罗党论和唐清泉，2009a；杨其静，2010)。转型经济中法律制度不健全，民营企业产权保护严重缺失、契约得不到有效保护，遇到纠纷时难以受到公平对待，与此同时“乱摊派、乱收费”现象高发，企业面临形形色色的掠夺和侵害(Che & Qian，1998；Cull & Xu，2004)，而企业可以利用政治关联获得更好的产权保护。王永进(2010)利用世界银行2003年中国企业投资环境调查数据所做的研究显示，政治关联显著提高了商业纠纷中企业的契约执行和产权保护的概率，表明政治关联在功能上起到了保护企业产权的作用，有效地降低了民营企业遭受的法律歧视、改善了企业的契约实施环境。
综上所述，政治关联可以通过信息效应和资源效应帮助民营企业缓解融资约束：拥有政治关联的民营企业更可能是经营效率较高的优质企业，同时关联企业具有更强的资源获取能力，企业未来的总收益和市场价值更高。而信息效应和资源效应的关键区别是，信息效应在于政治关联作为企业经营效率的信号，增加资金供给方关于企业未来业绩的信息，从而降低资金供求双方的信息不对称程度；而资源效应在于政治关联能增强企业获得资源的能力，提高企业的未来总收益，但并没有改变资金供求双方的信息不对称程度。在本文中，我们利用民营上市公司的微观数据，从实证角度检验政治关联缓解融资约束的具体机制：政治关联的信息效应和资源效应是否存在？如果存在，究竟是信息效应占据主导，还是资源效应占据主导，抑或两种效应同等重要？
三、数据与变量
(一)样本说明
本文选取1999年到2009年间在沪深证券交易所上市的民营上市公司数据为原始样本，构建了一个企业数据和高管数据相匹配的微观数据库。参照全国工商联《中国民营经济发展报告(2008-2009)》的做法，我们对民营上市公司的界定以实际控制人是自然人为标准，民营上市公司指由个人或家族最终控制的上市公司。需要说明的是，与许多早期的政治关联研究不同，我们的样本中没有包括买壳上市的民营企业。这类企业的高管构成较为复杂，在公司控制权发生转移的过程中，企业高层人事安排往往是几方妥协的结果，“不纯粹”(邓建平和曾勇，2009)。将样本限定在IPO时即为民营的上市公司，可以使得我们的分析免受上述复杂因素的干扰。
本研究所需的企业层面数据涉及公司财务和治理数据、金融市场微观结构数据以及高管政治关联信息三个方面。财务和治理数据为年度数据，市场微观结构数据为日频数据，取自CSMAR数据库和RESSET数据库。高管政治关联信息以手工方式收集。我们主要通过新浪网和凤凰网财经版块，并辅之以百度、Google等搜索引擎，搜集各上市公司历任总经理和董事长的简历，从其任职经历中提取政治关联信息。依照惯例，我们按以下原则对样本进行处理：(1)剔除数据不全的公司样本点；(2)剔除金融类公司和被特别处理的公司；(3)对连续变量在1%和99%分位上进行缩尾处理(winsorize)，以避免异常值对分析的影响。最终形成了一个包含260家公司1099个有效观测值的非平衡面板数据。
(二)变量设定
1.信息不对称指标ASY
借鉴金融市场微观结构文献(market microstructure literature)所采用的策略，本文利用公司个股的交易资料来捕捉证券市场上非知情交易者与知情交易者关于企业价值的信息的不对称程度，并以此作为资金供给方与企业之间信息不对称程度的代理变量。股票交易中，与企业关系密切的知情交易者通常比其他交易者拥有更多关于企业经营状况和经营前景的信息，非知情交易者由于担心其因处于信息劣势而蒙受损失，会要求一个“柠檬溢价”作为补偿，以弥补逆向选择问题可能给其带来的潜在损失。关于资产价值的信息不对称强度是资产流动性的重要决定因素，信息不对称程度和逆向选择问题越严重，柠檬溢价就越高，股票的流动性也就越差。
考虑到我国证券市场高频交易数据缺失严重，本文援用Amihud et al.(1997)、Amihud(2002)和Pastor & Stambaugh(2003)基于日频交易数据的方法来测算信息不对称程度。Amihud et al.(1997)流动性比率指标LR和Amihud(2002)非流动性比率指标ILL都利用买卖指令流(order flow)与股票价格之间的相互作用关系来识别流动性。基本思路是，逆向选择问题越轻，则股票流动性越高，单位成交量对应的价格变化越小。
我们利用中国民营上市公司股票交易的微观结构数据(按流通市值加权的市场收益率 、公司个股日收益率r、日成交量V和年度交易天数D)构建LR、ILL和GAM指标。但正如Hasbrouck(2007)所指出的，上述每个指标既包含与非对称信息相关的成分，也可能包含与非对称信息无关的成分，不能全面刻画信息不对称的全部特征。为此，我们遵循Bharath et al.(2009)的做法，对原始指标提取第一主成分，捕捉它们的共同变异信息也即与非对称信息相关的成分，记为信息不对称指标ASY。表1显示，各信息不对称指标的相关程度较高。从主成分分析的结果来看，仅第一主成分的特征值大于1，且对应的方差累积贡献率已近75%，表明第一主成分已经包含了三个原始指标的主要信息。我们主要以ASY作为资金供给方与企业之间信息不对称程度的代理变量。
2.政治关联POL
文献通常以企业高管的政治身份作为企业政治关联的代理变量(胡旭阳，2006；Fan et al.，2007；陈钊等，2008；罗党论和唐清泉，2009a，2009b；刘慧龙等，2010)。罗党论和唐清泉(2009a，2009b)以有政治背景高管占董事会规模的比例刻画企业政治关联；刘慧龙等(2010)选取总经理作为公司高管代表，衡量企业政治关联；Fan et al.(2007)用董事长和总经理的政治身份作为企业政治关联的代理变量。考虑到与非核心成员相比，董事长和总经理作为核心高管，对企业经营负有更多权利和责任，其政治背景可发挥更大作用，我们参照Fan et al.(2007)的做法，以总经理和董事长的政治身份衡量企业政治关联。本文所指的政治关联包括下述四种情形：曾任党政官员(包括人大和政协常设机构任职经历)；曾在军队任职；现任或曾任人大代表；现任或曾任政协委员。只要董事长或总经理有一人具有上述四类政治类别中的一项，我们就定义该企业为政治关联企业，POL取1，否则POL取0。
3.其他变量
本文参照Almeida et al.(2004)、张学勇和廖理(2010)等相关研究选取控制变量，表2列示了变量的度量方法和统计特征。我们还设置了省份、行业、年份虚拟变量，其中行业类别划分遵循证监会2001年发布的《上市公司行业分类指引》，参照张纯和吕伟(2009)的做法，制造业取2位行业代码，其余行业取1位。
四、实证结果和分析
本节首先检验政治关联有否降低资金供给方与企业之间的信息不对称，然后识别政治关联缓解融资约束的具体作用机制。
(一)政治关联和信息不对称
我们采用如下经验模型检验政治关联是否降低了资金供求双方的信息不对称程度：
信息不对称方程式(1)中，AsyInfo表示信息不对称程度，分别以前述的ASY、LR、ILL和GAM指标作为代理变量。POL表示企业政治关联。X为控制变量，参考张学勇和廖理(2010)等相关经验研究，我们选取企业规模、资产收益率、负债率、企业年龄、董事长是否兼任总经理、股权集中度、非流通股比例作为控制变量。Yr为年份虚拟变量，用以控制年份效应。 表示企业个体效应(individual effect)，用以控制那些难以观测和量化的非时变影响因素， 表示特异性误差(idiosyncratic error)。τ的符号及显著性将是我们的关注重点，假如τ显著为负，就表明政治关联可以帮助民营企业降低信息不对称。
模型设定检验表明，解释变量与企业个体效应之间存在相关性，固定效应法是较为合理的估计方法，回归结果如表3所示。政治关联POL对四个信息不对称指标ASY、LR、ILL、GAM的影响均为负。除了LR在15%水平上弱显著之外，其余至少在5%水平上显著。导致LR弱显著的原因可能是，它既包含与信息不对称相关的成分，也包含与之无关的噪音。对三个原始指标提取主成分ASY，捕捉原始指标中与非对称信息相关的共同变异信息，很有必要。经验结果表明，政治关联确实能够帮助民营企业有效降低信息不对称带来的逆向选择成本。当资金供给方观察到民营企业拥有政治关联后，会修正其先验信念，认为该企业是经营效率较高的企业的可能性会比较大，有良好经营前景的可能性也更大。
从表3之中，我们也发现控制变量的估计结果符合经济直觉。企业规模越大，越容易受到市场关注，资金供给方越容易了解企业的相关信息；资产收益率越高，企业运营状况越好，逆向选择成本越小；负债率越高，资金供给方对于企业破产风险的担忧加剧，逆向选择成本增大；企业存续越久，经营状况越稳定，信息不对称越低。
(二)政治关联缓解融资约束：信息效应与资源效应
1.融资约束的经验识别策略
如何从经验上识别融资约束的强弱，公司金融文献做了许多有益的探讨。Fazzari et al.(1988)率先提出投资—现金流敏感度(investment-cash flow sensitivity)融资约束识别策略。当面临融资约束时，企业的投资决策不仅取决于投资机会，还会受到自身财务状况的影响。Fazzari et al.(1988)把反映企业财务状况的变量现金流水平引入托宾Q投资模型，建议用投资—现金流敏感度的大小来衡量融资约束的强弱。但该策略的合理性饱受诟病。经验证据显示，投资对现金流的敏感性并未随着融资约束的增强而增大(Kaplan & Zingales，1997；Cleary，1999；李金等，2007；连玉君和程建，2007)。后续研究指出，投资—现金流敏感度的缺陷可能来自以下两方面：其一，从理论逻辑上讲，融资约束并非导致投资对现金流敏感的唯一原因(Vogt，1994)，经理人出于在职消费的考虑，往往会片面追求规模扩张(Jensen，1986；Stulz，1990)，把所有可用资金都用于新项目投资，进而提高投资—现金流敏感度；其二，从实证研究策略上讲，现金流不仅包含财务信息，也部分包含关于投资机会的信息，即便没有融资约束，投资—现金流敏感度也可能正显著(Hubbard，1998)。
为避免上述问题，Almeida et al.(2004)提出了一种基于现金—现金流敏感度(cash-cash flow sensitivity)的融资约束识别策略。他们关于企业现金持有策略的分析表明，由于不易获得外部融资，融资约束紧的企业需要储备现金来保证后续投资项目的实施，此种预防性储蓄动机促使企业从营业现金流中提取更多的部分作为储备现金，进而表现出更为强烈的现金—现金流敏感度。Almeida et al.(2004)分别以股利水平、企业规模、债券评级和商业票据评级作为分组标准，把样本企业划分为不同的融资约束组别，测算各组别企业的现金—现金流敏感度并进行组间比较。经验证据显示，在各分类标准下，融资约束紧的企业都表现出更高的现金—现金流敏感度，表明基于现金—现金流敏感度的融资约束识别策略是较为可靠的。
Wan & Zhu(2011)利用我国东北三省增值税试点改革作为自然实验，考察投资—现金流敏感度和现金—现金流敏感度在识别我国企业融资约束方面的合理性。从逻辑上讲，试点改革并不会对企业的外部融资约束造成实质性影响，假如识别策略是恰当的，则相应的敏感度在改革前后不至发生重大变化。经验证据显示，试点改革对现金—现金流敏感度无显著影响，却显著提高了投资—现金流敏感度，表明现金—现金流敏感度是更为合适的融资约束衡量方法。
2.政治关联缓解融资约束的机制检验
本文采用Almeida et al.(2004)的策略来检验政治关联有否缓解企业的外部融资约束，并识别具体的作用机制。模型设定如下：
其中ΔCash表示企业现金持有量的变动，Q表示投资机会，Size表示企业规模，CF表示营业现金流，POL表示政治关联，ASY表示信息不对称指标，POL•CF表示政治关联与营业现金流的交互项，ASY•CF表示信息不对称与营业现金流的交互项。
在融资约束方程式(2)之中，我们主要关注政治关联是否能够缓解企业的融资约束，也就是关注交互项POL•CF系数 的符号及显著性。假如 显著为负，就表明与有政治关联的企业相比，无关联企业的现金—现金流敏感度更高，有更紧的融资约束。在式(3)之中我们主要分析政治关联缓解融资约束的基本机制，具体做法是在式(2)的解释变量中同时引入政治关联POL、信息不对称指标ASY以及它们与现金流的交互项POL•CF和ASY•CF。在不控制ASY•CF的情况下，POL•CF的估计系数 包含了政治关联的信息效应和资源效应；而一旦通过控制ASY•CF分离出信息效应，POL•CF的估计系数κ则仅仅表示资源效应。检验的基本逻辑是，假如控制ASY•CF后，κ不再显著，则表明信息效应占据主导；假如ASY•CF的系数λ不显著而κ显著，则表明资源效应发挥主导作用；假如λ和κ均显著，则表明信息效应和资源效应都扮演了重要角色。考虑到企业现金持有行为的影响因素不仅仅是投资机会和企业规模，参考现金持有行为的相关文献，我们在扩展模型中进一步控制资本支出Expen、非现金净营运资本的变动ΔNWC和短期债务的变动ΔSD。
无论有无政治关联，民营企业的现金—现金流敏感度都显著为正，表明民营企业整体上面临融资约束的限制。POL•CF的估计系数 显著为负，说明与政治关联企业相比，无关联企业的融资约束更紧，需要从营业现金流中提取更多的部分用作预防性储蓄，现金—现金流敏感度更高。经验结果显示，政治关联能够显著缓解民营企业的融资约束，这个结论与罗党论和甄丽明(2008)的研究结论基本一致。
表4第2列和第4列则清楚地表明政治关联缓解融资约束的基本机制，政治关联通过信息效应和资源效应显著地降低企业的现金—现金流敏感度。ASY•CF的估计系数λ至少在5%水平上正显著，说明信息不对称问题是影响我国民营企业融资的重要因素。资金供给方与企业之间的信息不对称程度越高，现金—现金流敏感度就越高，企业的融资约束越紧。而表2的经验证据显示政治关联能够改善资金供给方与企业之间的信息不对称，因此政治关联能够通过信息效应帮助企业缓解融资约束。假如政治关联仅通过信息效应发挥作用，那么在控制ASY•CF之后，POL•CF应该不再表现出显著性；而实际上我们发现POL•CF的估计系数κ显著为负，政治关联企业仍表现出较低的现金—现金流敏感度。这表明即便控制政治关联的信息效应，关联企业仍会受到资金供给方的格外优待，资源效应也是缓解融资约束的重要机制。
接下来我们从数量上考察政治关联资源效应和信息效应的相对重要性。首先，分别考察政治关联通过资源效应和信息效应引起的企业现金—现金流敏感度变动；其次，对两者加以比较，看哪一种效应占主导。政治关联通过资源效应引起的现金—现金流敏感度变动为式(3)POL•CF的估计系数κ，通过信息效应引起的敏感度变动为式(3)ASY•CF的估计系数λ与式(1)POL的估计系数τ之乘积。相关显著性检验的统计量和显著性p值，除检验 ：κ=0直接由回归得到之外，其余均由Bootstrap方法反复抽样1000次得到，具体操作可参见Cameron & Trivedi(2005)。
政治关联通过资源效应引起的企业现金—现金流敏感度变动κ约为0.104(在10%水平上显著)；而通过信息效应引起的敏感度变动λτ约为0.016(在5%水平上显著)。差异性检验 ：κ-λτ=0显示，两者间的差异在10%水平上显著，表明政治关联的资源效应远远超过信息效应。前者约占政治关联总效应的85%(=0.104/(0.104+0.016))，后者约占15%。在加入更多控制变量之后(见表5第2列)，我们同样发现资源效应占主导地位。
五、稳健性检验
(一)关于信息不对称内生性的讨论
为避免信息不对称内生于政治关联可能给分析结论带来的影响，借鉴Agrawal & Knoeber(1996)的做法，我们将融资约束方程式(2)和式(3)与信息不对称方程式(1)组成联立方程，运用三阶段最小二乘法(3SLS)进行稳健性检验。检验分为两步：首先，把融资约束方程式(2)解释变量中的政治关联POL替换为信息不对称指标ASY，检验政治关联缓解融资约束的信息机制；其次，与固定效应回归中采取的策略相类似，我们在融资约束方程中同时引入POL、ASY、POL•CF和ASY•CF，检验除信息效应之外，政治关联缓解融资约束是否存在资源效应。出于篇幅考虑，这里仅给出第二步检验的联立方程：
式(4)控制了年份效应Yr、行业效应Indu和省份效应Provn，其他变量含义同前文。
表6列示了估计结果，第1列和第2列显示，信息不对称方程中POL负显著，融资约束方程中ASY•CF正显著，再次确认了信息机制。第3列和第4列显示，信息不对称方程中POL负显著，融资约束方程中ASY•CF和POL•CF均显著，又一次表明资源效应和信息效应都发挥了作用。采用同前面完全相同的分析方法发现，资源效应依然占主导地位。
(二)关于政治关联内生性的讨论
政治关联固定效应估计量的一致性依赖于严格外生假设，
检验的思路是：如果POL严格外生，则Ⅳ估计量与原估计量都是一致的，两者不会表现出系统性的差异，DWH统计量应不显著；反之如果内生性问题较严重，则原估计量不再是一致的，而Ⅳ估计量仍是一致的，两者存在系统性差异，DWH统计量应显著。检验结果表明，DWH统计量没有在10%水平上表现出显著性，不能拒绝严格外生假定。由于Ⅳ估计量标准误偏大，原估计方法更有优势。
对于融资约束方程式(2)和式(3)，我们也利用上述两种策略检验政治关联的内生性，发现同样不能拒绝严格外生假定。根据上述讨论，我们认为，政治关联的内生性问题，假如有的话，也不至于给我们的分析带来严重的影响，本文的经验结论是较为可靠的。①
