李香花　高博　李世輝

【摘要】依托資源依賴理論、社會責任理論和前景理論， 以2008 ～ 2019年滬深A股上市公司為研究樣本， 實證檢驗政策性負擔與企業(yè)風險承擔之間的關系。 結果表明： 政策性負擔能夠發(fā)揮資源支持作用， 提高企業(yè)風險承擔水平， 并且管理者過度自信可以增強政策性負擔對企業(yè)風險承擔的正向影響。 進一步研究發(fā)現(xiàn)， 非國有企業(yè)承擔政策性負擔能夠更加顯著地提高企業(yè)風險承擔水平， 在市場化進程快的地區(qū)政策性負擔能夠更加顯著地提高企業(yè)風險承擔水平。

【關鍵詞】政策性負擔;企業(yè)風險承擔;管理者過度自信;產權性質;市場化進程

【中圖分類號】F276? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）19-0048-10

一、引言

改革開放以來， 中國經濟大步向前邁進， 在與世界各國經濟增速與增量的比賽中， 我國取得了讓人引以為傲的成績。 投資作為推動中國GDP增長的三個加速器之一， 已成為最強勁的動力引擎。 在企業(yè)投資決策過程中， 至關重要的一步是對投資項目風險進行選擇[1] 。 企業(yè)對投資項目的風險選擇傾向主要是由企業(yè)風險承擔水平這一指標來衡量的[2，3] ， 該指標越大， 表明企業(yè)越愿意將資金投向那些風險高、收益高的項目。 2008年金融危機爆發(fā)以后， 企業(yè)將之前聚焦于提高企業(yè)績效方面的注意力慢慢轉移到提升企業(yè)自身風險承擔能力上[4] ， 并深刻思索在嚴峻的競爭形勢中該怎樣抵抗風險、獲得生存機會和實現(xiàn)自身可持續(xù)發(fā)展[5] 。 然而， 過度的風險承擔亦會導致企業(yè)業(yè)績出現(xiàn)較大幅度的波動， 嚴重時可能讓企業(yè)深陷財務困境， 甚至瀕臨破產。 所以， 如何合理評價企業(yè)風險承擔這一舉動的利與弊， 讓企業(yè)從風險承擔中獲得最大收益并實現(xiàn)最高價值， 成為學者們在后經濟危機時代研究和探索的重點[6] 。

在我國經濟慢慢轉型的大環(huán)境下， 政府的行為是企業(yè)進行項目投資時需要重點考慮的因素之一[7] 。 政策性負擔是指企業(yè)承擔的政府職責[8] ， 林毅夫等[8] 對企業(yè)在國家經濟轉型過程中所承擔的政策性負擔進行了深入和系統(tǒng)的分析， 并進一步將這種負擔劃分為兩種類型： 一種是戰(zhàn)略性的， 一種是社會性的。 企業(yè)承擔政策性負擔的結果喜憂參半[9] ： 一方面， 會讓企業(yè)獲得政府補助和補貼， 在貸款、交稅時得到一些優(yōu)惠; 但另一方面， 也會讓企業(yè)經營活動受到干擾， 使得企業(yè)的利潤率不能真實地反映其經營績效[10] ， 嚴重時還會導致企業(yè)面臨政策性虧損[11，12] 。 因而， 企業(yè)如何把握和處理與政府的關系， 既是企業(yè)進行戰(zhàn)略投資決策時需要審慎思考的問題， 也是目前全面深化改革大背景下不可避免的重要議題。

鑒于此， 本文基于滬深A股上市公司2008 ～ 2019年的數(shù)據(jù)， 實證檢驗政策性負擔與企業(yè)風險承擔的關系。 本文的主要貢獻如下： 第一， 深化和拓展了企業(yè)風險承擔的相關研究， 使其更加系統(tǒng)化和全面化。 目前， 學者們大多是從公司治理機制、管理者特征以及資本結構等視角研究企業(yè)風險承擔問題， 本文則基于每個企業(yè)在不同程度上背負著政策性負擔這一事實， 研究政策性負擔與企業(yè)風險承擔之間的因果關系， 從而將政府行為融入企業(yè)投資決策框架。 第二， 為理解政策性負擔提供了新的思路。 以往研究多是從政府干預的角度理解政策性負擔， 容易忽視政策性負擔帶來的資源支持作用。 特別是在目前全面深化改革走深走實的背景下， 應對政策性負擔的研究更加深入， 本文對政策性負擔的經濟后果研究形成了有益的補充。 第三， 我國目前正處于經濟轉型過程之中， 本文以此為切入點， 從微觀視角衡量政府行為， 研究政府行為對資本投資風險偏好的影響， 有助于厘清宏觀公共治理和微觀公司治理二者間的關系。

二、理論分析與研究假設

（一）政策性負擔與企業(yè)風險承擔的關系

我國經濟體制改革過程中的主要關注點之一是政府和企業(yè)之間的關系， 越來越多的企業(yè)被賦予了政策性負擔[13] 。 已有研究大多是從政治觀和掠奪效應視角看待政策性負擔對企業(yè)活動造成的影響， 認為政策性負擔是政府干預企業(yè)的一種直接手段[14] 。 雖然隨著我國全面深化改革的走深走實以及法律制度的逐漸完善， 政府對企業(yè)的干預越來越困難， 但企業(yè)依然承擔著某種程度的政策性負擔， 因而從其他角度理解政策性負擔對企業(yè)活動造成的影響是必要的。

1. 基于資源依賴理論的分析。 資源依賴理論認為， 企業(yè)要想實現(xiàn)長遠且持續(xù)的發(fā)展， 除了滿足自身條件， 還需要尋找有力的政治資源， 以及時了解各種動態(tài)， 調整發(fā)展戰(zhàn)略。 政策性負擔為企業(yè)向政府尋求資源搭建了一座橋梁。

在實物資源方面， 企業(yè)承擔政策性負擔有助于其從政府那里獲得各種政策優(yōu)惠， 如政府追加投資、提供政府補助或補貼、給予信貸資源、減稅等[15] ; 政府會根據(jù)企業(yè)承擔政策性負擔的程度來決定向企業(yè)提供多少資源。 喻貞等[16] 通過實證研究發(fā)現(xiàn)， 無論是國有企業(yè)還是民營企業(yè)， 都會因為承擔大量的政策性負擔而獲得政府補貼。 陳德球等[13] 也發(fā)現(xiàn)， 社會性負擔越高的企業(yè)獲得的政府補助越多。 不僅如此， 企業(yè)獲取的信貸資源與自身承擔的政策性負擔也是正相關的[17] 。 無論是政府補助和補貼還是信貸資源及稅收優(yōu)惠， 本質上都會改善企業(yè)財務狀況、增加企業(yè)現(xiàn)金持有量， 而良好的財務狀況和充足的資金支持正是影響企業(yè)進行風險項目投資決策的重要因素， 這不僅可以為企業(yè)選擇的風險項目提供前期資金支持， 還能夠讓企業(yè)有充足的資金以應對不利投資情況的發(fā)生， 因而企業(yè)此時的風險承擔水平較高， 會將更多的資金投入風險與收益雙高的項目中。

在無形資源方面， 企業(yè)承擔政策性負擔有利于其獲得政府隱性擔保， 這種擔保既可以幫助企業(yè)從銀行那里獲得融資貸款[18] ， 也可以為企業(yè)在風險投資項目中的得失提供保障。 張龑等[19] 用實證的方式檢驗了擔保網絡和企業(yè)風險承擔之間的關系， 發(fā)現(xiàn)擔?？梢燥@著提升企業(yè)風險承擔水平， 并且在經濟處于增長期時這種提升效應更加明顯。 另外， 政策性負擔也可以幫助企業(yè)與政府建立“關系”這種無形資源。 已有研究發(fā)現(xiàn)， 除了國有企業(yè)， 民營企業(yè)也會積極主動地承擔政策性負擔以期建立政企關聯(lián)[14] 。 部分企業(yè)高管期望通過承擔政策性負擔獲得職位上的晉升或者與政府官員建立友好的人脈關系[20] 。 擔保和關系兩種無形資源對企業(yè)形成了一種無形的保護， 這種保護可以讓管理者在進行投資決策時有更多的安全感， 從而提高企業(yè)風險承擔水平。

2. 基于社會責任理論的分析。 企業(yè)積極履行社會責任對其未來長遠戰(zhàn)略發(fā)展具有積極作用， 企業(yè)維持一定的政策性負擔是必要的， 因為政策性負擔在一定程度上與企業(yè)社會責任存在重疊， 兩者屬于表象與本質的關系。 企業(yè)承擔政策性負擔是積極履行社會責任的體現(xiàn)， 這并非對企業(yè)稀缺資源的浪費， 而是價值創(chuàng)造的一個重要方面[21] 。 此外， 企業(yè)承擔政策性負擔有助于其在其他利益相關者面前樹立負責任、有擔當?shù)男蜗螅?提高大眾以及供應鏈上下游合作者的信任程度， 從而獲得更多的投資機會， 提高自身對外投資效率[22] 。 劉傳俊和楊希[23] 通過梳理企業(yè)與客戶等外部利益相關者的關系發(fā)現(xiàn)， 有較好社會責任表現(xiàn)的企業(yè)風險承擔能力更強。 因此， 政策性負擔能發(fā)揮社會責任帶來的積極效應， 進而提升企業(yè)風險承擔水平。

3. 基于心理學的分析。 從前景理論的角度來看， 壓力會對決策產生影響。 在面臨巨大壓力的情況下， 人們更偏好風險[24] 。 政策性負擔是一把“雙刃劍”， 其在為企業(yè)帶來各種優(yōu)惠的同時， 也會耗費企業(yè)許多資源， 削弱企業(yè)自身競爭力， 降低財務績效[25] 。 如雇傭過多的職工會提高企業(yè)的人力成本， 降低企業(yè)運行效率， 導致企業(yè)業(yè)績下滑甚至產生政策性虧損。已有研究發(fā)現(xiàn)， 企業(yè)承擔政策性負擔會提高其發(fā)生政策性虧損的可能[12，14，26] 。 政策性虧損不僅會對管理者自身聲譽和未來職業(yè)生涯產生不利影響， 還會破壞此前企業(yè)與政府建立的良好關系。 在這種不利情況下， 政策性虧損對企業(yè)決策者會形成一種巨大的壓力，在高壓力情形下決策者會將企業(yè)風險承擔維持在一個較高水平。 基于以上分析， 本文提出以下假設：

H1： 限定其他條件不變， 政策性負擔對企業(yè)風險承擔具有正向促進作用。

（二）政策性負擔、管理者過度自信與企業(yè)風險承擔的關系

管理者是企業(yè)進行投資決策的主體， 管理者過度自信不僅會影響其對項目投資的判斷， 還會影響其處理政企關系的態(tài)度和方式， 因而， 本文認為管理者過度自信會影響政策性負擔與企業(yè)風險承擔的關系。 一方面， 管理者過度自信會影響其對自身能力的評價[27] 。 面對政策性負擔， 過度自信的管理者相信以自己的能力可以處理好政策性負擔帶給企業(yè)的影響， 并更容易將政策性負擔看作與政府建立關聯(lián)的機會， 牢牢把握機會幫助企業(yè)拓寬獲取資源和利益的途徑[28] 。 無論是有形資源還是無形利益， 都能幫助企業(yè)獲取更多的投機機會以及增強資本實力， 從而提高企業(yè)風險承擔水平。 而對于缺乏自信的管理者來說， 其更多地將政策性負擔看作政府對于企業(yè)的一種干預和掠奪， 并容易對自身的工作能力產生懷疑， 因而會做出保守的投資決策。 另一方面， 管理者過度自信會讓管理者更加樂觀地看待投資環(huán)境。 企業(yè)承擔政策性負擔會增加經營活動的不確定性， 而過度自信的管理者往往認為這些不確定性所帶來的負面影響是有限且可控的。 即使面臨政策性虧損的巨大壓力， 過度自信的管理者也會放手一搏， 將企業(yè)風險承擔維持在一個較高水平。 基于此， 本文提出以下假設：

H2： 管理者過度自信強化了政策性負擔對企業(yè)風險承擔的正向影響。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取我國資本市場2008～2019年A股上市公司為初始研究樣本， 由于實證分析過程中解釋變量政策性負擔取值需要滯后一期， 被解釋變量企業(yè)風險承擔需要企業(yè)當年及未來兩年的盈余回報率數(shù)據(jù)， 因而實際研究區(qū)間為2009～2017年。 結合相關文獻與實際研究情況， 本文剔除了以下樣本數(shù)據(jù)： ①金融類企業(yè); ②ST、?ST類公司; ③資產負債率大于1的樣本; ④凈資產收益率為負的企業(yè)。 經過上述處理， 共得到12642個初始樣本。 另外， 為了削弱極端值對結果產生的不利影響， 對所有連續(xù)變量在1%的水平上進行了縮尾處理。

（二）變量選取與模型設計

1. 主要變量的衡量。

（1）企業(yè)風險承擔。 由于無法直接觀測到企業(yè)在對每個投資項目進行決策時的風險偏好選擇， 目前多數(shù)學者對于企業(yè)風險承擔的測量指標為企業(yè)盈余的波動率[1，29-31] 、股票收益的波動性[32，33] 、企業(yè)生存概率[34] 等。 考慮到我國股票價格和股票市場存在較大的波動性， 本文通過計算企業(yè)盈余的波動率實現(xiàn)對企業(yè)風險承擔的量化。 具體計算過程如下： 首先， 計算出用行業(yè)均值調整以后的盈余回報率AdjROAijq; 然后， 選取第q～q+2年三年觀測期， 滾動計算AdjROAijq的標準差， 得到CRT1; 最后， 滾動計算AdjROAijq在第q～q+2年三年觀測期的極大值和極小值并相減， 將得到的極差記為CRT2。

（2）政策性負擔。 政策性負擔是指企業(yè)承擔的政府職責[8] ， 它是國家實施比較優(yōu)勢發(fā)展戰(zhàn)略的過程中所孕育出的產物， 其在滿足政府財政收入和公共治理目標中扮演著重要角色。 政策性負擔又可細分為戰(zhàn)略性負擔和社會性負擔兩種類型： 前者是指企業(yè)為執(zhí)行國家發(fā)展戰(zhàn)略而投資于無相對優(yōu)勢的資本密集型產業(yè)所形成的負擔， 這會使企業(yè)實際資本密集度超過各要素稟賦決定的最優(yōu)資本密集度; 后者是指因承擔過多的冗員和福利費用等社會性職能所形成的負擔， 這會造成實際資本密集度低于最優(yōu)資本密集度。 借鑒已有文獻的衡量方法[18，35] ， 當模型（1）中的殘差δ為正時表示戰(zhàn)略性負擔， 殘差δ為負時表示社會性負擔， 取殘差δ的絕對值衡量政策性負擔：

其中： Cit表示資本密集度， 由固定資產凈值（百萬元）除以員工數(shù)量計算得出的; 模型右側的變量依次為企業(yè)t-1年的規(guī)模、資產負債率、資產盈利能力、成長性、資產結構， 并對地區(qū)、行業(yè)和年度進行控制， 以此計算企業(yè)最佳資本密集度。

（3）管理者過度自信。 對于管理者過度自信的衡量， 國內外的研究集中在管理者股票期權到期是否行權[36] 、大眾媒體對企業(yè)管理者的相關評價[37，38] 、企業(yè)的發(fā)展前景指數(shù)[39] 和企業(yè)盈利預測判斷[40] 等方面。 但是， 這些指標都不可避免地存在一些缺陷， 如： 我國上市公司中用股票期權方式進行激勵的企業(yè)數(shù)量和占比很小， 無法準確度量管理者過度自信; 大眾媒體對企業(yè)管理者的評價客觀性不強; 企業(yè)發(fā)展前景指數(shù)與管理者過度自信之間的關聯(lián)性不高等。 因而， 本文更多地從管理者個人特質方面進行衡量， 參考魏哲海[41] 等人的研究， 對管理者個人的性別、年齡、受教育水平和職位狀況四個方面進行打分來構建管理者過度自信指標。

具體打分原則為： ①性別。 已有研究發(fā)現(xiàn)， 男性比女性更為激進， 男性過度自信的程度也遠遠超過女性， 因而當管理者為男性時打1分， 管理者為女性時打0分。 ②年齡。 通常年齡大的管理者比年齡小的管理者有更多的閱歷和經驗， 而且在考慮事情時會做出更加準確的判斷， 對自身能力水平也有更為全面的認識， 所以其過度自信程度較低。 年齡分數(shù)用以下公式計算： S_Age=[max（Age）-Age]/[max（Age）-min（Age）] 。 其中max（Age）表示所選樣本中管理者的最大年齡， min（Age）則為樣本中的最小年齡。 ③受教育水平。 心理學研究表明， 受教育水平較高的人會對自己的能力與判斷更加自信， 其過度自信的傾向更加明顯， 因而本文將擁有本科及以上學歷的管理者賦值為1， 本科以下的管理者賦值為0。 ④職位狀況。 若一個高管在企業(yè)中既擔任總經理又擔任董事長， 則他在決策過程中往往更容易表現(xiàn)出盲目自信。 本文對那些兼任董事長和總經理職位的管理者打1分， 對只擔任其中一個職位的管理者打0分。 最后， 對以上四項得分求和然后取平均值作為管理者過度自信的替代變量。

2. 模型設計與變量定義。 為了檢驗上述假設是否成立， 本文構建了模型（2）和模型（3）。

在模型（2）和模型（3）中， 左側的CRT是因變量企業(yè)風險承擔， 右側的OVCI為解釋變量政策性負擔。 在已有參考文獻的基礎上， 本文選取企業(yè)規(guī)模、企業(yè)成長性、自由現(xiàn)金流占比、高管薪酬水平、獨董比例、經營年限、兩職合一、董事會規(guī)模、大股東持股比例和地區(qū)經濟發(fā)展狀況作為控制變量。 此外， 采用虛擬變量的方式對行業(yè)以及年度兩個固定效應進行了控制。 各個變量的具體描述及計算方法如表1所示。

四、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列示了本文主要研究變量的描述性統(tǒng)計結果。 由表2可知， 政策性負擔（OVCI）的均值為0.43， 標準差為0.602， 標準差大于均值， 并且其最大值和最小值分別為4.402和0.00509， 兩者差距較大。 這說明樣本企業(yè)普遍承擔了政策性負擔且各公司間政策性負擔是有差異的， 其中個別企業(yè)承擔了比較沉重的政策性負擔。 CRT1的均值和標準差分別為0.0443和0.0504， CRT2的均值和標準差分別為0.084和0.0943， 標準差均大于均值， 說明樣本企業(yè)之間的風險承擔水平存在較大差異。

（二）回歸結果分析

本文對模型（2）進行了全樣本回歸以檢驗H1是否成立， 得到的結果如表3第（1）列和第（2）列所示。 其中， 第（1）列以CRT1衡量企業(yè)風險承擔， 第（2）列以CRT2衡量企業(yè)風險承擔。 表3第（1）列顯示， OVCI的回歸系數(shù)為0.0029， 且在1%的水平上顯著; 表3第（2）列顯示， OVCI的回歸系數(shù)為0.0054， 且在1%的水平上顯著。 這說明承擔較多的政策性負擔會提高企業(yè)風險承擔水平， H1得到驗證。 此外， 對加入交互項的模型（3）進行回歸， 得到如表3第（3）列和第（4）列所示的結果。 可以看出， 在不同的企業(yè)風險承擔衡量方式下， OVCI的系數(shù)依然顯著為正， 與主效應結果是一致的， 進一步驗證了H1; OVCI×OC的系數(shù)分別為0.0233和0.0437， 均在1%的水平上顯著， 表明管理者過度自信在政策性負擔對企業(yè)風險承擔的促進作用中起到了正向的調節(jié)作用， 與H2相一致。

五、內生性控制與穩(wěn)健性檢驗

（一）內生性控制

1. 工具變量法。 考慮到內生解釋變量可能會對本文的研究結論產生干擾， 選用滯后一期政策性負擔（LOVCI）作為OVCI的工具變量重新進行檢驗， 表4為采用工具變量法進行回歸得到的結果。 從第一階段的估計結果可以看到， 工具變量LOVCI的系數(shù)為0.8389， 在1%的水平上顯著， 說明滯后一期的政策性負擔會對本期的政策性負擔產生影響。 此外， 通過檢驗發(fā)現(xiàn)， 工具變量不存在識別不足、弱工具變量和過度識別問題， 表明本文選取的工具變量是合理的。 第二階段主效應的回歸結果顯示， OVCI的估計系數(shù)分別為0.0042和0.0079， 并且都在1%的水平上顯著， 說明在控制內生性問題后政策性負擔對企業(yè)風險承擔的促進作用依然顯著。

2. 傾向得分匹配。 為了緩和可能存在的樣本自選擇問題， 本文采用傾向得分匹配（PSM）的方法進行估計。 在估計之前對所有協(xié)變量進行平衡性檢驗， 進行半徑匹配后發(fā)現(xiàn)每個協(xié)變量的標準偏差都不到10%， 表明匹配符合平衡性的假設， 即選擇的匹配方法是有效的。 在半徑匹配后， 對模型（2）進行估計， 得到的結果如表5所示。 表5顯示， OVCI的系數(shù)均為正并且在1%的水平上顯著， 說明無論是處理組樣本還是對照組樣本， 政策性負擔對企業(yè)風險承擔的促進作用都是顯著的。 匹配后估計的結果和前文得到的結果十分接近， 進一步驗證了本文假設。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1. 替換政策性負擔的衡量指標。 政策性負擔包含戰(zhàn)略性負擔和社會性負擔兩種類型[8] 。 戰(zhàn)略性負擔更多的是由于企業(yè)將資金投向自身不具備相對優(yōu)勢的產業(yè)區(qū)段所導致的， 這一負擔在一定程度上是企業(yè)投資傾向的體現(xiàn)。 而社會性負擔往往能更純粹地體現(xiàn)政府對企業(yè)干預的程度和造成的經濟后果[42] 。 百姓充分就業(yè)是社會穩(wěn)定之基， 也是各級政府工作的重點和難點， 各級政府為了解決所管轄區(qū)內的就業(yè)問題， 會倡導企業(yè)盡可能多地提供就業(yè)崗位， 多雇傭一些員工， 并限制企業(yè)不得隨意裁員， 從而造成了冗余雇員問題， 這是企業(yè)社會性負擔的主要來源。 因而， 參考廖冠民和沈紅波[10] 、趙純祥等[43] 的做法， 選用冗員雇傭率作為政策性負擔的替代變量。 冗員雇傭率通過以下公式計算得到：

ExEmp=（Emp_firm-Sales_firm×[Emp_indSales_ind]）÷Emp_firm

其中， ExEmp表示冗員雇傭率， Emp_firm表示企業(yè)的員工人數(shù)， Sales_firm表示企業(yè)的營業(yè)收入， Emp_ind表示企業(yè)所屬行業(yè)的員工人數(shù)均值， Sales_ind表示企業(yè)所屬行業(yè)的營業(yè)收入均值。

用冗員雇傭率作為替代變量進行回歸得到的結果如表6所示。

表6第（1）列和第（2）列的結果顯示， ExEmp的回歸系數(shù)分別為0.0002和0.0004， 并且在10%的水平上顯著; 在第（3）列和第（4）列中， 交互項ExEmp×OC的系數(shù)均顯著為正。 以上結果依然符合前文假設的預期， 說明本文的結論是穩(wěn)健可信的。

2. 改變企業(yè)風險承擔的觀測期。 將計算企業(yè)風險承擔過程中所選取的三年觀測時段調整為五年， 在此基礎上計算企業(yè)盈余的波動性。 為保持樣本量和前面一致， 2016年和2017年的計算結果通過第q-2～q+2年五年的數(shù)據(jù)得到。 將調整觀測期后得到的企業(yè)風險承擔變量分別代入模型（2）和模型（3）， 得到的結果如表7所示。

表7第（1）列和第（2）列顯示， OVCI的系數(shù)均大于0， 并且在5%的水平上顯著; 第（3）列和第（4）列顯示， 交互項OVCI×OC的系數(shù)也均大于0， 并且在5%的水平上顯著。 以上結果說明改變企業(yè)風險承擔的觀測期后本文結論依然是成立的， 與前文保持一致。

3. 縮小樣本量。 制造業(yè)在一個國家當中擁有重要的戰(zhàn)略地位， 是國家先進生產力的體現(xiàn)。 制造業(yè)不僅可以吸收大量勞動力就業(yè)， 而且是推動我國經濟發(fā)展的主要動力。 因此， 本文基于制造業(yè)樣本進一步檢驗政策性負擔對企業(yè)風險承擔的影響， 得到的結果如表8所示。

表8顯示： OVCI的系數(shù)均為正， 且在1%的水平上顯著; 交互項OVCI×OC的系數(shù)也均為正， 且在5%的水平上顯著。 以上結果都與前文結論保持一致。

六、進一步分析

（一）產權性質的影響

在我國相對獨特的情景下， 產權性質對政策性負擔可能會產生異質性的影響， 因而本文進一步按照產權性質劃分樣本， 檢驗政策性負擔與企業(yè)風險承擔的關系是否依然成立， 得到的回歸結果如表9所示。

表9第（1）列和第（2）列顯示， 在國有企業(yè)樣本組中， OVCI的系數(shù)均為正但不顯著; 表9第（3）列和第（4）列顯示， 在非國有企業(yè)樣本組中， OVCI的系數(shù)分別為0.0063和0.0116， 均在1%的水平上顯著。 不同產權性質下之所以會產生這種差異， 可能有以下兩方面原因： 一方面， 非國有企業(yè)可通過承擔政策性負擔顯著減弱其遭受的所有制歧視， 拓寬其資源獲取途徑， 保護企業(yè)產權， 從而提高其投資高風險項目的動機和能力[44] ; 另一方面， 相比于國有企業(yè)， 非國有企業(yè)對于政策性負擔的反應更加強烈和主動[14] ， 非國有企業(yè)會依據(jù)政府相關政策的變動及時調整企業(yè)經營戰(zhàn)略， 必要時進行產業(yè)轉型， 這可以明顯提高非國有企業(yè)的風險承擔水平[45] 。

（二）市場化進程的影響

考慮到地區(qū)間市場化程度的差異， 本文依據(jù)王小魯?shù)萚46] 編制的市場化指數(shù)報告， 選取2009～2017年市場化指數(shù)均值最高的五個省份（上海、浙江、江蘇、廣州、天津）的企業(yè)和市場化指數(shù)均值最低的五個省份（西藏、青海、新疆、甘肅、貴州）的企業(yè)作為兩組研究樣本， 以檢驗市場化程度不同地區(qū)間政策性負擔對企業(yè)風險承擔的影響， 得到的結果如表10所示。

表10顯示： 在市場化進程快的地區(qū)， OVCI的系數(shù)分別為0.0037和0.0070， 均在5%的水平上顯著; 在市場化進程慢的地區(qū)， OVCI的系數(shù)均為正但不顯著。 產生這種差異的原因可能是： 一方面， 市場化進程的提高可以改善政府與企業(yè)之間的關系， 使得政策性負擔的干預約束減弱[47] ， 發(fā)揮的資源支持作用更加明顯， 從而提高了企業(yè)風險承擔水平; 另一方面， 在市場化進程快的地區(qū)， 各方利益相關者對企業(yè)的社會責任預期都比較高[48] ， 企業(yè)承擔政策性負擔既能滿足各方的預期， 又能發(fā)揮社會責任的積極作用， 有利于提高風險承擔水平。

七、研究結論與建議

政府與企業(yè)之間的關系歷來都是學者們研究的熱點， 政策性負擔作為連接政府與企業(yè)的橋梁， 對企業(yè)各項活動的影響頗有爭議。 本文基于資源依賴理論、社會責任理論和前景理論， 選擇我國滬深A股上市公司2008～2019年數(shù)據(jù)為研究樣本， 研究了政策性負擔和企業(yè)風險承擔的關系。 結果表明， 政策性負擔能夠為企業(yè)帶來資源支持， 幫助企業(yè)樹立負責任、有擔當?shù)牧己眯蜗螅?從而提高企業(yè)風險承擔水平， 并且管理者過度自信可以增強政策性負擔對企業(yè)風險承擔的正向影響。 進一步研究發(fā)現(xiàn)， 非國有企業(yè)對政策性負擔的反應更加積極主動， 從而能更顯著地提高企業(yè)風險承擔水平; 在市場化進程快的地區(qū)， 政策性負擔對企業(yè)風險承擔的影響更加顯著。

針對以上研究結論， 本文提出如下建議： 對于政府而言， 要將對企業(yè)的干預限制在法律規(guī)定范圍內， 在全面深化改革走深走實的大背景下， 適度運用政策性負擔這一工具， 充分發(fā)揮政策性負擔的資源支持作用， 為企業(yè)營造良好的營商環(huán)境; 對于企業(yè)而言， 應該合理、合法、合規(guī)運用政府資源， 與政府建立長效溝通機制， 理性選擇投資項目， 將風險承擔水平控制在合理范圍內。

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