正式制度環境、地區關系文化與政治關聯的主動建立

鄧曉飛（博士），辛 宇（博士生導師）

一、引言

政治關聯在全球上市公司中普遍存在[1]。現有文獻主要關注公司建立政治關聯的經濟后果，例如融資支持、稅收優惠、政府補貼和壟斷行業準入等[2-5]，而對更為根本性的問題——公司建立政治關聯的成因關注相對不足。

制度理論認為，公司行為由制度環境所決定，制度環境提供了基本的“游戲規則”，公司就在這些規則下進行互動和競爭[6]。Faccio[1]通過跨國證據研究發現，法律制度越不健全的國家或地區，公司建立政治關聯的現象越普遍。Chen等[7]以中國上市公司為樣本研究發現，地區正式制度（用市場化指數度量）越不完善，公司建立政治關聯的可能性就越大。

不過，關于我國公司建立政治關聯的成因，現有文獻的一個不足之處在于：對非正式制度因素關注不足。Puffer等[8]指出，中國作為一個轉型經濟體，正式制度因素和非正式制度因素會同時影響經濟行為。Williamson[9]認為，制度可以分為四個層級——非正式制度、正式制度、治理機制、資源配置和使用，其中每一層會對下一層施以約束，而非正式制度則是最為根深蒂固和難以改變的，因此，非正式制度（包括規范、習俗和宗教等）處于四個層級的頂端位置。Giddens[10]提出的結構化理論也認為，文化觀念和規則對個體行為存在規范和導向作用。在非正式制度方面，我國是一個典型的“關系”社會[11]。李新春等[12]指出，文化的影響在人類學與社會學領域有許多討論，但在管理學領域則論述較少，特別地，關系文化是我國社會廣泛存在的一種非正式制度，管理學在實證研究上對其關注不足。

關于我國公司建立政治關聯的成因，現有文獻的另一個不足之處在于：在對公司政治關聯進行度量時，并未細分被動施加型（先天性）和主動尋求型（后天性）的政治關聯。由于CEO（即董事長或總經理）在公司治理結構中處于核心位置，其對公司經營決策的影響更為直接和重大，所以現有關于政治關聯的文獻主要關注的是公司董事長或總經理這一特定群體，通過CEO、董事會整體的政治關聯度量公司的政治關聯。國有企業中的CEO與政府的任命或提名密切相關，這些具有政治關聯的CEO許多本來就是現任或離任的政府官員、人大代表或政協委員[13]；而民營企業中具有政治關聯的CEO 不少本就是原來的政府官員“下海”經商[14]，且身兼上市公司大股東。在這種情況下，對公司而言，這是一種被動式的政治關聯。此外，民營企業的CEO 在公司發展過程中也可以通過參政議政被選為人大代表或政協委員，從而建立政治關聯，這是一種主動的政治關聯建立行為。如果這種政治關聯建立行為發生在公司創立之日或者公司IPO 之前，那么對IPO 后的公司而言，這種政治關聯也是一種偏被動施加型（先天性）的政治關聯。綜合上述分析可知，在考察公司建立政治關聯的影響因素時，以主動尋求型（后天性）的政治關聯為研究對象有助于降低研究噪音，使研究結論更加可靠。

獨立董事制度最早起源于美國，我國自2001年開始引進獨立董事制度。此后，我國上市公司選聘現任或離任政府官員擔任獨立董事的現象并不鮮見：2013年7月，中國重汽（香港）擬聘任三位省部級退休官員擔任公司獨立董事；有新聞報道發現，以A股上市公司2013年的官員獨立董事情況為例，平均每2.3 家上市公司就聘請1 人次的官員獨立董事[15]。由于選聘獨立董事貫穿公司發展的始終（無論是IPO前還是IPO后），因此，對公司而言，選聘具有政治背景的獨立董事相對于CEO 政治關聯是一種更為純粹的主動尋求型（或者說偏后天性質）政治關聯建立行為。因此，A股上市公司選聘具有政治背景的獨立董事這一主動尋求型（后天性）的政治關聯建立場景，為降低研究噪音、考察公司建立政治關聯的成因提供了較好的研究數據。

本文將正式制度因素和非正式制度因素同時納入公司建立政治關聯的影響因素的研究框架中，考察地區正式制度因素及地區關系文化這一非正式制度因素是否都會影響公司建立政治關聯的行為。如果會，兩者之間又存在怎樣的交互作用。

本文的研究意義主要體現在以下幾個方面：

首先，有助于更準確地認識公司（特別是新興及轉型經濟國家的公司）建立政治關聯的影響因素。由于我國公司在CEO政治關聯、獨立董事政治關聯這兩種政治關聯的形成過程中存在著不同的特征，相對而言，公司選聘具有政治背景的獨立董事是一種較為純粹的主動尋求型（后天性）政治關聯建立行為。本文以具有政治關聯的獨立董事為研究對象考察公司建立政治關聯的影響因素，相對于以CEO政治關聯、董事會整體政治關聯為研究對象，可以降低研究噪音，使得研究結論更加可靠。

其次，本文有助于找到進一步降低公司建立密切的顯性或隱性政治關聯的必要性和可能性的方法。Peng[16]認為，在轉型經濟國家，制度環境是影響公司行為的重要宏觀環境因素。一系列的文獻也為外部制度環境對公司財務行為的重要影響提供了經驗證據支持[17-19]。不過，獨立董事政治關聯只是公司建立顯性政治關聯的一種典型方式[20]。因此，本文基于制度環境視角的考察，有助于找到從根本上降低公司通過各種方式建立政治關聯的必要性和可能性的方法。

再次，本文豐富了政治關聯的研究文獻。現有文獻主要關注公司建立政治關聯的經濟后果，對更為根本性的問題——公司建立政治關聯的成因關注相對不足。本文從制度環境視角考察制度環境對公司建立政治關聯行為的影響，豐富了政治關聯的相關研究文獻。

最后，本文補充了關于非正式制度因素的研究文獻。李新春等[12]指出，在人類學與社會學領域，對于文化的影響有比較多的論述，但在管理學領域，對文化的影響則討論得相對較少，特別地，關系文化是我國社會普遍存在的一種非正式制度，管理學在實證研究上對其關注不足。區別于現有文獻主要從正式制度因素角度考察制度環境對公司建立政治關聯行為的影響，本文將正式制度因素和非正式制度因素同時納入公司建立政治關聯的影響因素的考察范圍，并考察兩者之間的交互作用，這豐富了關于地區關系文化這一非正式制度因素的研究文獻。

二、文獻回顧、理論分析與研究假設

North[6]認為，制度是一個社會的博弈規則，由一系列與政治、經濟、文化有關的法律、規范、習俗等組成，是生產和分配等經濟活動的基本原則，并把制度分為正式制度和非正式制度。正式制度指的是通過官方認可的渠道產生、傳播和實施的規則與規程，主要包括政府政策、法律制度和市場制度等；而非正式制度是指社會共享的不成文、非政府強制執行的規則，主要包括行為規范、傳統習俗以及人們普遍接受的行為準則等[21]。

Peng[16]指出，在轉型經濟中，制度環境是影響公司行為的重要宏觀環境因素。現有的經驗證據也表明，正式制度環境會影響公司的財務行為。唐躍軍等[19]發現，正式制度環境會影響公司慈善行為，市場化改革會減少我國公司由于“主動配合”或“被動選擇”而進行慈善捐贈的行為。李雪靈等[18]使用跨國數據研究發現，正式制度環境對尋租活動有顯著影響，國家的法律和金融環境越不完善，尋租活動表現越活躍。

作為一個“新興+轉軌”的經濟體，我國的正式制度安排具有如下典型特征：首先，就關鍵經濟資源的配置來說，如管制行業準入、產業政策制定、信貸優惠支持、稅收補貼安排等多個方面，政府經常會發揮非常重要的作用。其次，政府對企業施加影響的目標摻雜著較多的非經濟目標，如就業、維穩、政治晉升等，而這些非經濟目標的實施往往會使企業正常的商業戰略受到干擾，影響甚至打斷其正常的生產經營活動[22，23]。最后，在以法律制度為代表的正式制度建設過程中，存在產權保護相對不足、執行力不強的現象。尤其是民法典尚未出臺，導致在公司產權的界定和保護方面缺少系統性的法律支持[24]，雖然從形式上借鑒了歐美國家的法律制度安排，但是在現實中，這些法律制度未能有效實施，執行效率不是很高[25]。

資源依賴理論認為，任何一個組織都不可能擁有維持生存所必需的全部資源，都需要獲取外部環境中的資源以維持生存，從而與環境進行交換，此時，組織對資源的依賴程度由資源的稀缺性和重要性決定。正式制度的不完善使得公司有動機通過各種途徑構建政治關聯，來獲得資源支持。公司經營者自身的從政經歷、通過參政議政獲得的政治頭銜、公司的國有產權性質等雖然也是公司具有政治關聯的標識，但公司日常經營過程中所面臨的管制與干預，可能不僅來自各個不同的政府部門，而且種類繁多，以至于上述政治關聯特征不管是在適用范圍還是影響力上，均難以完全滿足公司的期望。當公司經營者自身沒有政治關聯或者原有的政治關聯難以滿足現實中的政治關聯需求時，有針對性地建立或強化政治關聯便成了理所當然的應對策略[23]。

從政治資源市場的角度來看，政府官員的背景及從業經驗往往意味著擁有人脈、渠道、影響力、游說能力等，能夠對政府的公共決策（如各項管制安排和審批流程）施加一定的影響。這些寶貴的“專有政治資本”有助于企業獲得更多的稀缺資源或尋租利益[26]。相對于直接行賄的違法性所帶來的高成本以及尋租過程的巨大不確定性，選聘具有政治關聯的獨立董事的裁量空間較大，可以更好地實現成本收益最大化。在這種情況下，公司對政治關聯的現實需求與官員政治資源的充足供給兩相結合，公司建立獨立董事政治關聯“蔚然成風”的現象便不足為奇。

需要指出的是，在由政府主導的計劃經濟向市場經濟轉型的過程中，正式制度環境的變化主要表現在以下方面[27]：經濟資源的配置方式從政府主導分配向市場配置轉變，政府逐漸減少了對經濟活動的直接干預，轉變為主要扮演監督和管理角色；在這個漸進式的改革進程中，形成的是政府與市場并存的混合型經濟。因為各地區之間的稟賦條件不一樣，且改革開放的推進也是從沿海逐步向內地延伸，以至于我國各個地區之間在轉型進程上存在一定的梯度差異，不同地區之間在政府控制、干預程度等方面也相應地存在差異，即各地區正式制度不完善程度存在較大的差異。在正式制度不完善程度高的地區，不但政府干預較多、政府的服務意識較弱，還存在中介組織發展較慢、法律執行力不足的情況。此時，公司的生產經營與產權保護都面臨較大的不確定性，與政府的關系對公司的生存和發展就更為重要，公司也就更需要通過建立獨立董事政治關聯——作為正式制度不完善的替代性機制之一，來得到“專有政治資本”所提供的資源支持，這些支持包括但不限于信貸、稅收、補助、行業準入等。

基于此，提出本文的第一個研究假設：

H1：限定其他條件，地區正式制度不完善程度越高，公司通過選聘具有政治背景的獨立董事建立政治關聯的可能性越大。

Williamson[9]將制度劃分為四個層級：非正式制度、正式制度、治理機制、資源配置和使用。他認為，每一層會向下一層施加約束，其中非正式制度是最為根深蒂固和難以改變的。因此，他把非正式制度（例如規范、習俗和宗教等）放在這些層級的頂端位置。非正式制度是指社會共享的不成文、非政府強制執行的規則，主要包括行為規范、傳統習俗以及人們普遍接受的行為準則等。Puffer 等[8]指出，中國作為一個轉型經濟體，正式制度因素和非正式制度因素會同時影響經濟行為。Giddens[10]的結構化理論認為，文化觀念和規則對行動者的實踐具有規范和導向作用。現有文獻在實證上也發現非正式制度環境會影響公司的行為。張建君、張志學[17]通過實地調查發現，地方文化氛圍是影響公司政治關聯行為的重要因素：每個企業家均處于特定的地方環境中，當地的歷史和經濟活動形成的集體記憶和集體實踐會影響企業家的精神特質和行為模式，而且相同地方的企業家之間也會互相感染和影響，所以，當地文化和集體氛圍會潛移默化地影響企業家的思想和行為。

當新興經濟國家處于轉型時期，正式制度還不完備或者無法發揮作用時，非正式制度會成為重要的替代或者補充機制[11]。我國的非正式制度具有非常明顯的關系文化特征，這種關系文化特征已經深入人心，并且經過長期演化成為一種被普遍接受的觀念及行為準則。相應地，我國社會也經常被看作是一個典型的“關系”社會，而“關系”是儒家文化構建社會秩序的基礎，特別重視親疏有別[11]。此時，為了獲得資源與機會，希望得到資源支持的一方會通過請客、送禮等關系構建行為來與資源提供方建立情感聯結與商業信任。

關系文化作為一種非正式制度，其在衍變過程中由于外部環境的復雜性（包括歷史、地理、文化、市場制度等各種條件的非均衡性與局限性），以至于在不同的地區其強度有所差異[28]。在關系文化強度大的地區，“關系”作為維持社會秩序的基本規范會顯得更加重要，人們在認知層面也更普遍地接受將“關系”作為價值觀和行為準則，從而該地區的公司通過選聘具有政治背景的獨立董事建立政治關聯的可能性也就更大。

基于此，提出本文的第二個研究假設：

H2：限定其他條件，地區關系文化強度越大，公司通過選聘具有政治背景的獨立董事建立政治關聯的可能性越大。

三、研究設計

1.檢驗模型與變量定義。為檢驗以上假設，本文構建如下Logit回歸模型：

上式中，Pc_outd 是獨立董事政治關聯虛擬變量。參考杜興強等[13]對政治關聯的度量方法，本文把現在或曾經在中央或地方各級黨委、政府部門、法院、檢察院、軍隊、人大、政協任職的經歷定義為具有政治關聯。如果公司當年至少有一名獨立董事存在政治關聯，則說明公司具有獨立董事政治關聯，Pc_outd賦值為1，否則為0。

Umkt 是指地區正式制度不完善程度。本文用地區市場化指數衡量一個地區的正式制度完善程度。地區市場化指數來自樊綱等[29]。通過將市場化指數乘以-1 得到地區正式制度不完善程度指數（Umkt），數值越大代表地區的正式制度不完善程度越高。本文借鑒韋倩等[30]的研究方法，以2000～2009年間的市場化總指數作為因變量、非國有企業工業產值比重為自變量（數據來自國家統計局網站），分省份回歸得到擬合方程，再根據擬合方程、各省份2010～2012年的非國有企業工業產值比重，預測各省份2010～2012年的市場化指數，從而獲得2003～2012年各地區的市場化指數。需要說明的是，雖然最新的市場化指數涵蓋區間是2008～2016年，但因測算口徑與之前不同，出于研究數據可比性的考慮，本文未使用最新的市場化指數報告。

Guanxi 是指地區關系文化強度。參考李新春等[12]、李新春和肖宵[21]的文獻，地區關系文化強度指數（Guanxi）來自葉文平等[28]的研究。葉文平等[28]根據2000～2010年偶數年的六次全國私營企業抽樣調查數據，采用一個地區企業平均關系投入強度（包括企業家用于關系活動的時間和企業在關系活動上的公關招待費用支出）來反映不同地區關系規則的約束力，進而衡量該地區關系文化的強度。由于原始數據只有2000～2010年的偶數年份數據，本文通過插值法（前后兩年數值求平均數得到中間年數值）將數據擴展到2003～2012年。

在控制變量方面，參考Chen 等[7]的研究，本文控制了公司規模（Size）、盈利能力（ROA）、資產負債率（LEV）、公司成長性（Tobinq）、第一大股東持股比例（Big1）、行業虛擬變量（Ind）、年度虛擬變量（Year）。此外，本文還控制了公司產權性質（SOE）、CEO政治關聯（Pc_ceo）。本文采取的是Logit回歸模型，回歸分析中所涉及各變量的定義及其詳細度量方法參見表1。

2.樣本選擇與數據來源。本文以2003～2012年A 股上市公司為原始研究樣本。選擇2003年為起始年是因為我國在2001年才引入獨立董事制度，因此從2003年開始上市公司獨立董事的資料才比較完整；選擇2012年為結束年的原因在于，2013年10月19 日《關于進一步規范黨政領導干部在企業兼職（任職）問題的意見》（中組發［2013］18號）的頒布引發了A 股上市公司大規模的獨立董事“辭職潮”。本文根據如下原則對樣本進行了篩選：剔除金融、保險業上市公司的樣本，因為這些公司的財務指標與其他行業公司存在較大差異；剔除相關財務數據缺失的樣本。經篩選后最終共獲得15337個樣本。

表1 變量定義與度量

本文所使用的CEO（即董事長或總經理）政治關聯數據、獨立董事政治關聯數據通過閱讀上市公司年度財務報告中董事會和高管的簡歷資料、職位信息手工搜集、整理獲得。地區關系文化指數來自葉文平等[28]的研究，市場化指數來自樊綱等[29]的研究，所使用的公司財務數據、公司治理數據均來自CSMAR或Wind數據庫。為了降低極端值的影響以增加研究結論的可靠性，本文對連續變量進行了1%的縮尾處理。

四、實證分析

1.描述性統計分析。表2 報告了在截面回歸中各主要變量的描述性統計結果。被解釋變量Pc_outd的均值是0.3568，說明樣本內具有獨立董事政治關聯的公司比例高達35.68%，大約平均每3 家上市公司就有1 家選聘了具有政治背景的獨立董事。而控制變量Pc_ceo 的均值是0.2463，說明樣本內具有CEO 政治關聯的公司比例為24.63%，大約平均每4家上市公司就有1 家具有CEO 政治關聯。由此可見，政治關聯在A股上市公司中相當普遍，且獨立董事政治關聯現象相對于CEO 政治關聯現象更為普遍。主要解釋變量的統計結果顯示，Umkt 的均值是-8.3067，最小值是-11.54，最大值是-3.54，說明各地區的市場化進程（即正式制度不完善程度）差異較大。Guanxi 的均值是7.1287，最小值是3.026，最大值是12.4455，標準差為2.1765，說明各地區的關系文化強度差異較大。控制變量方面，LEV 的均值為0.4657，說明樣本上市公司的資產負債率平均值高達46.57%；Big1的均值為0.3784，中位數為0.3607，說明A 股上市公司股權集中、“一股獨大”的現象仍較為普遍；SOE的均值為0.5744，說明樣本中的國有企業樣本數量比非國有企業稍微多一些。

2.分組差異分析。根據樣本公司是否通過聘請具有政治背景的獨立董事建立政治關聯，本文把全樣本分為公司有獨立董事政治關聯的子樣本和公司無獨立董事政治關聯的子樣本，并對變量進行組間均值、中位數差異檢驗，檢驗結果如表3所示。表3顯示，在公司有獨立董事政治關聯的子樣本中，上市公司所在地的正式制度不完善程度在均值和中位數方面均在1%的統計水平上顯著更高，這表明地區正式制度不完善程度越高，公司越可能通過選聘具有政治背景的獨立董事建立政治關聯，以上結果初步支持了H1；在公司有獨立董事政治關聯的子樣本中，上市公司所在地的關系文化強度在均值或者中位數方面均在1%的統計水平上顯著更大，這表明地區關系文化強度越大，公司越可能通過選聘具有政治背景的獨立董事建立政治關聯，以上結果初步支持了H2；同時，公司規模、盈利能力、資產負債率、公司成長性、第一大股東持股比例、產權性質、CEO政治關聯等變量的組間差異也顯著，說明資產規模大、獲利能力差、資產負債率高、成長性差、第一大股東持股比例高、國有控股、CEO 有政治關聯的公司更可能通過選聘具有政治背景的獨立董事建立或強化政治關聯。各變量對公司建立政治關聯（通過選聘具有政治背景的獨立董事）的影響還需要在后續的多元回歸中作進一步分析。

表2 主要變量的描述性統計

表3 全樣本分組差異分析結果

3.回歸分析。表4列（1）的回歸結果顯示，Umkt與Pc_outd在1%的統計水平上顯著正相關，說明公司注冊地所屬省份正式制度的不完善程度越高，則公司通過選聘具有政治背景的獨立董事建立政治關聯的可能性越大，這與Faccio[1]、Chen等[7]的結論一致，即正式制度的不完善是公司建立政治關聯的重要影響因素。列（2）的回歸結果顯示，Guanxi 與Pc_outd 在1%的統計水平上顯著正相關，說明公司注冊地所屬省份的關系文化強度越大，公司通過選聘具有政治背景的獨立董事建立政治關聯的可能性越大，這表明公司建立政治關聯不僅是對正式制度不完善的一種應對，而且會受地區關系文化強度這一非正式制度的影響，這支持了H2。在列（3）本文同時將變量Umkt 和Guanxi 放進回歸方程，結果顯示，Umkt 與Pc_outd 在5%的統計水平上顯著正相關，Guanxi 與Pc_outd在1%的統計水平上顯著正相關，結論與前文一致。

在控制變量方面，表4 列（1）～（3）的結果一致顯示，SOE 與Pc_outd 在1%的統計水平上顯著正相關，這說明相對于非國有控股上市公司，國有控股上市公司更可能選聘具有政治關聯的獨立董事。這表明在我國資本市場中，盡管國有控股上市公司由于產權性質的原因已經具備了先天性（被動施加型）的政治關聯，但對后天性（主動尋求型）的政治關聯的需求仍有增無減，反過來說明在我國這一新興和轉型經濟國家中政治關聯的重要性，建立或強化政治關聯是國有企業和民營企業共同面對的重要問題。同樣，列（1）～（3）的結果一致顯示，Pc_ceo 與Pc_outd 在1%的統計水平上顯著正相關，這說明CEO 有政治關聯的公司更可能選聘具有政治關聯的獨立董事。這表明盡管公司的董事長或總經理因為過去的政治經歷或者后天通過參政議政獲得政治頭銜已經建立了政治關聯，但公司還會繼續通過選聘獨立董事建立或強化后天性的政治關聯。可見，政治關聯的建立在我國資本市場上呈現“強強聯合”而非“優勢互補”的特征，這也進一步佐證了在我國這一新興及轉型經濟國家中政治關聯的重要性。

在其他控制變量方面，表4 列（1）～（3）的結果一致顯示：Size 與Pc_outd 在1%的統計水平上顯著正相關，說明規模大的公司更可能建立政治關聯；LEV 與Pc_outd 在1%的統計水平上顯著正相關，說明資產負債率高的公司更可能建立政治關聯，這可能是因為在我國的轉型經濟中，政治關聯可以在信貸支持方面起到重要作用[2]；Big1 與Pc_outd 在5%的統計水平上顯著正相關，說明第一大股東持股比例高的公司更可能建立政治關聯，這可能是因為在我國上市公司的治理實踐中，“一股獨大”的股權結構導致中小股東在股東大會中話語權不足，此時控股股東可利用其對股東大會投票權的獨斷地位來直接選擇符合自己意愿（具有政治關聯）的獨立董事。

4.進一步分析與討論。至此，本文已經發現，地區正式制度不完善程度、地區關系文化強度均是公司建立政治關聯的重要影響因素。那么，一個值得進一步探究的問題是，在驅動公司建立政治關聯的制度因素中，地區正式制度不完善程度與地區關系文化強度之間存在怎樣的交互影響呢？

表4列（4）的回歸結果顯示，地區正式制度不完善程度與地區關系文化指數的交互項（Umkt×Guanxi）與Pc_outd在1%的統計水平上顯著為負，這表明地區正式制度不完善程度與地區關系文化強度這兩種因素在驅動公司建立政治關聯的作用中存在此消彼長的相互替代關系。也就是說，在正式制度不完善程度較低（即市場化指數高）時，關系文化強度對公司建立政治關聯可能性的正向影響作用更大；在關系文化強度較小時，正式制度不完善程度對公司建立政治關聯可能性的正向影響作用更大。這說明在正式制度不完善程度低的地區，地區關系文化強度不但會正向影響公司建立政治關聯的可能性，而且其作用更大。因此，本實證結果的政策啟示意義在于，如果要降低公司建立政治關聯的必要性和可能性，除了在短期完善正式制度的建立，更要注意在長期內對文化因素進行培育與引導。

5.穩健性檢驗。為提高實證結論的可靠性，本文還從以下方面做了穩健性檢驗（限于篇幅，未列示實證結果）：

（1）重新定義獨立董事政治關聯。在前文的研究中，本文關于獨立董事政治關聯的定義包括政府官員、人大代表或政協委員這兩大類。由于人大代表或政協委員的權力僅限于參政議政，與政府官員手中控制的權力不可等量齊觀，所以前文中對獨立董事政治關聯的定義是一個相對廣泛的定義。在某種程度上，是否現任或離任的政府官員是對獨立董事政治關聯更為嚴格的定義（即所謂的“官員獨立董事”）。因此，本部分將獨立董事現在或曾經在中央或地方各級黨委、政府部門、法院、檢察院、軍隊任職的經歷定義為獨立董事政治關聯（狹義上的定義），如果公司當年至少有一名獨立董事存在政治關聯，則說明公司具有獨立董事政治關聯。回歸結果顯示，實證結果與前文保持一致。

表4 地區正式制度不完善、地區關系文化與公司政治關聯建立的回歸分析

（2）使用連續變量衡量獨立董事政治關聯。在前文的研究中，用虛擬變量衡量獨立董事政治關聯，本部分將使用連續變量衡量獨立董事政治關聯。依據《國家公務員暫行條例》（自1993年10月1 日起施行）的第十條和《中華人民共和國公務員法》（自2006年1月1日起施行）的第三章，根據具有政治關聯的獨立董事現任或離任前的最高行政級別來進行打分賦值，再分公司進行加總。回歸結果顯示，實證結果與前文保持一致。

（3）使用Probit 模型和LPM（線性概率）模型進行回歸分析。在前文的研究中，使用了Logit 模型進行回歸分析。本部分分別采用Probit模型和LPM（線性概率）模型進行回歸分析。回歸結果顯示，實證結果與前文保持一致。

（4）使用其他方式衡量地區正式制度不完善程度。在前文的研究中，使用樊綱等[29]的市場化指數衡量地區正式制度的不完善程度。本部分使用樊綱等[29]的市場化指數中的“中介組織發育與法律制度環境”子指數來衡量地區正式制度的不完善程度。需要指出的是，由于樊綱等[29]的數據只更新到2009年，所以本部分回歸分析中使用的是2000～2009年的數據。回歸結果顯示，實證結果與前文保持一致。

（5）將控制變量數據滯后一期。在前文的回歸分析中，回歸模型的因變量、考察變量和控制變量使用的均是當期的數據。為緩解可能存在的內生性問題，本部分將控制變量數據滯后一期，重新進行回歸分析。回歸結果顯示，實證結果與前文基本一致。

五、結論與啟示

1.結論。本文通過“中組部18號文”這一規制沖擊之前公司選聘具有政治背景的獨立董事這一主動尋求型（后天性）的政治關聯建立場景，將正式制度因素（地區正式制度不完善）和非正式制度因素（地區關系文化）同時納入考察范圍，從制度環境視角考察公司建立政治關聯的影響因素，并進一步考察地區正式制度不完善和地區關系文化這兩個因素之間的交互作用。

使用手工搜集的2013年“中組部18 號文”這一規制沖擊之前（2003～2012年）A股上市公司的獨立董事政治關聯數據，本文研究發現：①正式制度環境因素是公司建立政治關聯的重要影響因素。正式制度不完善程度越高，公司建立政治關聯的可能性越大。②在非正式制度因素方面——地區關系文化同樣是公司建立政治關聯的重要影響因素。地區關系文化強度越大，公司建立政治關聯的可能性越大。③地區正式制度不完善程度和地區關系文化強度在正向影響公司建立政治關聯可能性的作用上存在相互替代的關系。

本文的研究結果表明：公司建立政治關聯的行為與制度環境緊密相關，不過，這不只是對正式制度不完善的一種應對，還受到地區文化氛圍的影響。2013年的“中組部18號文”出臺之后，雖然公司顯性政治關聯被大大弱化，但公司仍然有可能通過各種途徑建立隱性政治關聯。因此，本文的研究結果仍然具有現實意義。

2.啟示。基于上述研究結論，本文有如下啟示：

（1）政府監管部門要加強正式制度環境的建設。本文研究發現，地區正式制度不完善程度是公司建立政治關聯的重要影響因素。但選聘具有政治背景的獨立董事只是公司建立顯性政治關聯的典型方式之一，因此，需要更多的制度建設來限制官員濫用政治權力尋租牟利，進而營造“公平、公正、透明”的外部治理環境，從而從根本上大幅降低公司通過各種方式建立政治關聯的必要性和可能性。

（2）政府監管部門需要重視地區關系文化這一非正式制度因素的影響。本文研究發現，除了地區正式制度，地區關系文化這一非正式制度因素同樣是公司建立政治關聯的重要影響因素。因此，要降低公司通過各種方式建立政治關聯的必要性和可能性，不僅需要在短期內完善正式制度環境的建設，還需要在長期對非正式制度中文化與價值觀進行培育和改進。