地方金融发展对企业寻租治理的影响——来自城商行设立的准自然实验分析

The Impact of Local Financial Development on Corporate Rent-Seeking Governance—A Quasi-Natural Experimental Analysis Based on the Establishment of City’s Commercial Banks

摘要: 本文以城市商业银行设立为准自然实验，就地方金融发展对中国民营企业寻租的影响进行了系统分析。基于2002~2016年中国城市商业银行成立数据与中国私营企业调查数据库的研究发现，城市商业银行设立对民营企业的寻租行为有显著的抑制作用；城商行设立可以通过改善融资约束、提升企业治理水平、改善信息透明化程度以及地方政府干预等途径影响企业寻租，并且前三者对企业寻租的积极作用超过了地方政府干预的消极作用，整体表现为城商行设立抑制了企业寻租，但这样的抑制作用会受到企业规模以及企业家是否具有政治身份等异质性因素的影响。基于多种方法的稳健性检验也验证了本文结论的稳健。文章结论有助于深入理解地方金融发展对企业营商环境优化的内在联系，同时为客观评估地方金融机构发展以及企业的寻租行为提供了经验证据。

Abstract: This paper systematically analyzes the impact of local financial development on rent-seeking behavior of private enterprises in China, using the establishment of urban commercial banks as a quasi-natural experiment. Based on data from the establishment of urban commercial banks in China from 2002 to 2016 and the Chinese Private Enterprise Survey Database, the study finds that the establishment of urban commercial banks significantly inhibits rent-seeking behavior among private enterprises. The establishment of urban commercial banks can influence corporate rent-seeking through various channels such as improving financing constraints, enhancing corporate governance, increasing information transparency, and local government intervention. Among these channels, the positive effects of the first three outweigh the negative effects of local government intervention, leading to an overall inhibition of corporate rent-seeking by the establishment of urban commercial banks. However, this inhibition can be influenced by heterogeneous factors such as firm size and whether entrepreneurs hold political affiliations. Robustness tests using various methods further validate the conclusions of this paper. The findings contribute to a deeper understanding of the intrinsic relationship between local financial development and the optimization of the business environment for enterprises, while also providing empirical evidence for objectively assessing the development of local financial institutions and corporate rent-seeking behavior.

1. 引言

民营企业是中国经济的重要组成，为民营企业发展营造良好的法治环境和营商环境，引导非公有制经济继续发展壮大是新阶段中国经济发展的内在诉求。寻租作为一种非生产性活动，是企业在不进行生产活动的情况下，为了对一定的社会资源进行垄断或者保持企业本身具有的垄断地位，获得额外利润而进行的一种非生产性的寻利活动，这一活动往往会降低企业将资源与精力投入产品生产中的比重。

既有研究认为，资源获得的不均衡[1]已经成为民营企业寻租的重要原因[2]。在我国市场经济仍受到政府干预的特殊制度基础下，何轩等[3]通过对家族企业样本进行研究，发现企业通过寻租构建政商关系，可以帮助企业获得更多的财政补贴、税收优惠、政府合约以及信贷等资源。因此企业由于资源获取需求会主动寻找寻租；另一方面，由于民营企业很长一段时间在资源配置体系中地位较低，面临更大的不确定性，为了获得更好的资源，民营企业的寻租动机往往也更为强烈。而金融系统作为现代经济的核心，对资源配置起着举足轻重的作用。随着多元化银行体系的不断推进，以城市商业银行作为代表的地方金融发展迅速。根据中国银行协会发布的《城市商业银行发展报告2022》，截至2021年年末，我国城商行总规模资产为45.1万亿元，占银行金额机构的13.1%，贷款余额(扣除减值准备后净值)占总资产49.9%。城商行已成为中国银行体系和地方金融体系的重要组成部分。那么，以地方政府为依托、服务地方企业和城市居民的城市商业银行能否发挥其本地化信息、运营模式灵活、资金支持快捷等优势，优化企业融资环境，提升企业资源配置效率、减少企业寻租行为，最终实现金融市场支持实体经济发展呢？

已有文献对金融发展的研究大多基于国家级数据和省级数据，关注地方金融发展对宏观经济政策有效性、宏观经济分析、商业银行发展以及产业结构变化的影响[4]，但鲜有文献系统评估地方金融发展对企业行为的影响。作为地方金融体系中最具代表性的城市商业银行，其发展结果体现了地方金融的发展进程。基于此，本文根据银行证监会发布的关于各个城市商业银行不同成立时间这一政策冲击效应，结合《全国私营企业调查数据库》2002年~2016年数据，使用渐进双重差分方法探究城市商业银行设立对企业寻租的影响以及其内在机制。与现有文献相比，本文可能的贡献如下：第一，本文利用2002年~2016年《全国私营企业调查数据库》的实证研究，补充了关于“企业寻租治理”这一研究领域的实证研究，证实了城市商业银行设立对中国民营企业寻租行为的实质性影响。第二，关于城市商业银行成立影响企业寻租的作用机制的研究指出，城商行设立可能通过改善融资约束、提升企业治理水平、改善信息透明化程度以及地方政府干预等途径影响企业寻租，前三者对企业寻租存在积极的抑制作用，后者则存在加剧企业寻租的消极作用，以上研究结论将有助于深化我们对地方金融发展和银行结构与微观企业行为之间内在关系的理解。第三，本文探究了城市商业银行设立对民营企业寻租的异质性影响，城市商业银行设立对寻租的影响会因企业规模以及企业家政治身份的不同而存在明显差异，由此得到的重要结论丰富了对中国银行业改革的经济效应的研究。本文余下部分安排如下：第二部分是理论分析与研究假设；第三部分是实证模型和数据说明；第四部分是实证分析；第五部分是对分析结果的稳健性及异质性检验；第六部分将总结全文并提出政策建议。

2. 理论分析与研究假说

近年来，随着我国一系列金融改革措施的出台，地方政府对以地方性银行为代表的金融体系关注度显著上升。城商行作为最具有代表性的地方金融机构，其前身为城市信用合作社，其定位是“市民的银行”，主要功能是“服务地方经济”“服务中小企业”“服务城市居民”，毛其淋和王澍[5]通过对城商行研究发现，其作为以地方政府为依托、服务地方企业和城市居民的金融机构，具有决策链短、资金审批速度快、周转灵活，无需经过多层决策和审批流程就可以有效解决地方部门应急性需求的特点。同时，王晖[6]通过对银行治理的研究，发现随着城商行的成立，银企之间距离得到拉近，银行等金融机构作为债权人，为保障自身权益，会积极参与到企业决策中，提升企业的内部治理水平。基于以上分析，本文认为，以城商行成立为代表的地方金融发展将从以下四个方面对企业寻租行为产生影响：

首先，城商行的设立将有助于缓解企业的融资约束，进而抑制企业寻租行为。在金融发展越落后、政府管制越多、非正式税收负担越严重、法律体系越弱的地区，民营企业将更有动力进行寻租以建立政企联系渠道[7]。中国银行体系出于自身利益和风险原则的考虑，对民营企业存在明显的“所有制歧视”，导致民营企业难以得到银行信贷的支持[8] [9]，普遍陷入信贷融资歧视和融资难的困境，余明桂等[10]研究发现而这种不能公平获取银行或政府信贷资源的情况也将成为企业进行寻租的动机。地方金融发展作为活跃地方市场的一种方式，在提升中小企业的信息投资效率同时，能够有效降低信息租金水平，降低企业融资成本，有利于中小企业进行融资。因此，随着城商行的设立，企业所获得的资金将更加充裕，能够更加顺畅地在市场中运转，从而减小寻租行为的可能性。

其次，城商行的设立能通过作用于企业的治理能力对企业寻租行为产生影响。城商行的设立加剧了金融市场的竞争，不同的金融机构将根据企业的风险、盈利、诚信等条件制定不同的融资条件，金融机构在考虑企业是否能够获得融资时，会考虑企业的治理能力、规范运作和合规程度等因素。这将促使企业改进管理、提高规范程度，降低风险等级，以获得更好的融资条件，从而抑制企业寻租。同时，城商行作为深耕于本地市场的金融机构，在城市和县域以及乡镇中都设立了大量的分支机构。银行为了提升自身的经营绩效，或者是出于保护自己债务人的权益，会通过签订契约等手段获取企业的信息，这种做法减少了信息不对称造成的逆向选择的同时，也发挥了契约的约束作用[11]，使得企业更加注重费用的支出，减少会降低企业生产效率的支出费用，如寻租产生的非生产性支出等。

再次，城商行作为地方性金融机构，将提升银行和企业之间的信息传导的效率，减少企业通过寻租建立政治关联获取信息资源的动机。立足于地方经济的城商行，缩短了银行和企业之间的空间距离，企业能够更便捷地获得相关银行的消息，市场透明度提高，使得银企之间信息不对称程度、交易成本以及事后监管成本下降，降低了企业进行寻租的概率。结合庄芹芹和司登奎[12]等学者的研究，发现城商行的设立可能通过银企之间信息透明度上升、传递效率提升大幅度提升企业信贷资金的可得性和便利性[13]，因此推断城商行将通过提高信息传输效率，使企业出于信息获取的寻租动机下降。

最后，考虑到城商行设立后存在一定的地方政府干预，可能会加剧企业寻租。城商行从诞生之日起就与地方政府有着千丝万缕的联系[14]。城商行往往被视为地方政府的重要金融支柱。Dinc [15]和Ferri [16]研究发现，地方政府也会通过对城商行的干预促进地方企业获得银行信贷，以此来吸引和稳定在地的外来投资、推动地方经济增长和就业扩容。地方政府对城商行的干预行为可能导致市场资源不公平分配、政策制定不公，企业之间的竞争环境可能也会受到影响，这可能使得其他企业开始寻求非法手段以获取优惠并缓解自身的竞争劣势。此外，政府对城市商业银行的经营行为进行干预时可能存在监管不力或干预方式不规范的情况，这也可能扩大企业的寻租空间。基于以上分析，提出本文的第一个假说：

假说1 城商行的设立可能会通过缓解企业融资约束、提升企业治理水平和提升信息透明化程度抑制企业的寻租行为，也可能会因为地方政府的干预引发企业寻租，因此城商行设立对企业寻租的影响是不确定的，整体表现取决于上述多种机制作用之和。

企业寻租行为也会因企业自身异质性特点而不同。首先，企业规模的大小代表了企业获取资源能力的差异，因此一个地区内城商行设立对不同规模企业发生寻租的影响效果也不同。其次，当企业与政府之间没有直接关系时，则可能会更需要通过寻租等手段建立政治关联。此时，在具有不同政治身份企业家的企业其寻租意愿是不同的，因此城商行设立对有不同政治身份企业家的企业寻租的影响也会不同。基于以上分析，提出本文的第二个假说：

假说2 城商行设立对企业寻租的影响在不同企业规模和企业家是否具有政治身份的企业样本中存在差异。

3. 研究设计

3.1. 数据来源

本文的分析对象为中国私营企业，使用数据来自2002~2016年所进行的私营企业调查数据，该数据样本区间涵盖了我国34个省级行政区的企业数据，能够比较准确地反映私营经济发展中所遇到的迫切需要解决的问题。关于地方金融发展程度，本文使用城商行分支机构建立作为代理变量，该数据由中国银行监督管理委员会(在下文中简称原银监会)统计。在下文中将利用中国城市商业银行分批分次、逐渐推广的模式，来考察地方金融发展是否会影响企业寻租。

本文的被解释变量为企业寻租程度，具体使用中国私营企业调查问卷中的“公关、招待费用”(rent)以及“摊派费用”(rent1)支出作为寻租的代理变量[17]，并对其总量数值进行对数化的标准化处理。其中“公关、招待费用”为本文的核心被解释变量。公关、招待费用代表企业为获得政治关联产生的费用支出，很好地诠释了企业为了实现某些计划而对非生产性活动的支出，因此选取这一费用作为衡量寻租行为的主要指标。摊派费用(rent1)在很大程度上也代表了企业在非生产性活动上的支出，摊派费用的存在衡量了企业不能计入产品生产和日常经营活动中的费用，因此使用摊派费用作为衡量企业寻租行为的第二个指标。

本文关注的核心解释变量为地方金融发展程度，从已有的文献来看，国内外关于金融发展的度量主要采用分类别赋值后进行主成分分析[18] [19]。考虑到中国有关金融发展的政策大部分是在全国范围内统一实行，因此这种构造方法只能测度中国整体金融发展程度，而没有办法体现出地区金融发展水平发展的差异。在本文中，对于地级市层面的地方金融发展，借鉴已有的研究，将使用城商行设立数据作为地方金融发展水平代理变量[20]。

对于控制变量的选择，借鉴已有的关于影响企业寻租因素的相关研究[21]，并且考虑到数据的可得性，本文选取了以下几个控制变量：企业家性别(xingbie)、企业家年龄(age)、企业家受教育程度(education)、企业家政治身份是否为人大代表或政协委员(rendazhengxie)以及是否是中国共产党党员(dangpai)、企业规模：采用企业就业员工人数代理(workers)、企业注册成立时间(zhuce)。企业规模和企业年龄可以较为外生的表征企业的融资约束程度[22]，而融资约束会直接影响企业的寻租行为。最后，一个地区的经济发展水平、政府管理水平、行业之间的差异等都会影响企业的寻租和资金使用成本，因此本文通过控制城市固定效应和行业固定效应来缓解遗漏变量偏误对实证结果产生的影响。具体变量统计见表1：

Table 1. Descriptive statistics of key variables

表1. 主要变量描述统计

变量名	变量说明	变量数	均值	中位数	最大值	最小值
rent	企业公关招待费用支出(万元)	19,100	23.060	4	21,119.5	0
rent1	企业摊派费用支出(万元)	14,897	11.510	0.400	3800	0
age	企业家在调查当年年龄	27,274	49	49	92	23
education	企业家受教育程度	24,124	4	4	8	1
zhuce	企业注册成立时间	26,503	10	9	44	1
workers	企业员工数量(人)	26,646	192	42	53000	0
yingshou	企业营业收入(万元)	24,554	153,713	800	3.50e+09	−5000

3.2. 模型设定

考虑到影响企业进行寻租的原因是多样的，并且城商行的成立是分批次的，每个城市中城商行成立的时间都可能是不同的，因此在本文中将使用多期双重差分模型来考察城商行的成立是否会对企业寻租行为产生影响。模型设计如下：

$ren{t}_{ijt}=\alpha +{\beta }_{1}polic{y}_{it}\ast trea{t}_{it}+{\displaystyle \sum _{i=1}^N{\beta }_2{X}_{ijt}}+{\eta }_i+{\delta }_j+{\xi }_{ijt}$ (1)

其中，$i$ 代表城市，$j$ 代表行业，$t$ 代表年份。在本文的研究设计中，$rentijt$ 为被解释变量，表示$i$ 城市$j$ 行业企业在$t$ 年份的寻租水平。$polic{y}_{it}$ 为时间虚拟变量，来反映$i$ 城市在$t$ 年份是否成立了城商行，在一个城市有城商行成立之前取值为0，成立后取值为1。$trea{t}_{it}$ 为组间虚拟变量，若一个城市在我们的样本区间(2002年~2016年)成立城商行，则为实验组($treat$ = 1)，否则为对照组($treat$ = 0)，这样的设置就产生了“实验组”和“对照组”、“处理前”和“处理后”的双重差异。本文在多期DID回归中引入影响企业寻租活动的一系列控制变量$X_{ijt}$ 且引入双向固定效应模型，加入行业固定效应(${\eta }_i$ )和城市固定效应(${\delta }_j$ )。模型中${\xi }_{ijt}$ 为随机扰动项。

4. 实证结果分析

4.1. 基准回归

4.1.1. 基准回归结果

在表2中分别对两个被解释变量公关招待费用(rent)、摊派费用(rent1)进行了固定效应回归。在固定效应回归(1)中，我们控制了行业固定效应和城市固定效应，但没有加入企业层面的影响因素，回归结果显示，变量policy × treat的系数显著为负，这初步表明城商行的成立对企业的寻租具有抑制作用。在固定效应回归(2)中，加入了有关企业家和企业自身情况的控制变量，结果显示，变量policy × treat的系数在1%的水平下显著为负，并且模型拟合优度上升，再次表明城市商业银行的设立会抑制企业寻租。从对摊派费用(rent1)的回归结果中可以发现，随着城市商业银行的设立，企业的非生产性支出是下降的。并且在加入控制变量之后，R²也呈现上升的趋势，反映出模型中的控制变量均为影响企业进行寻租的重要因素。

Table 2. Baseline regression results

表2. 基准回归结果

解释变量	被解释变量：rent		被解释变量：rent1
	固定效应回归(1)	固定效应回归(2)	固定效应回归(3)	固定效应回归(4)
policy × treat	−0.136*** (0.031)	−0.143*** (0.039)	−0.115*** (0.032)	−0.191*** (0.042)
xingbie		−0.206*** (0.032)		−0.029 (0.034)
age		0.002 (0.001)		−0.006*** (0.001)
education		0.172*** (0.011)		0.070*** (0.011)
rendazhengxie		0.498*** (0.028)		0.207*** (0.031)
dangpai		0.071*** (0.018)		0.044** (0.019)
zhuce		0.034*** (0.002)		0.026*** (0.002)
workers		0.0002*** (1.22e−05)		6.16e−05*** (1.18e−05)
Constant	1.938*** (0.028)	0.594*** (0.089)	1.030*** (0.028)	0.757*** (0.096)
城市固定效应	控制	控制	控制	控制
行业固定效应	控制	控制	控制	控制
Observations	16,921	13,008	13,247	10,079
R-squared	0.161	0.262	0.163	0.205

注：***、**、*分别表示系数在1%、5%、10%显著性水平下显著，( )内为标准差。

另外，从控制变量的回归结果中可以发现：(1) 企业家教育程度越高，进行寻租的概率会更高，这是因为更高的受教育水平使得企业家能够具有更为丰富的人脉资源，同时企业家对于资源的运用能力会更强；(2) 对于企业家具有政治身份的企业，其寻租概率会更高。当企业家是人大代表或政协委员时，对于企业的非生产性支出影响是显著为正的，同时当企业家为中共党员时，企业的寻租动机同样会增加；(3) 企业注册成立时间和企业员工人数系数显著为正，表明随着企业资源的累积和规模的扩大，企业的寻租成本减少，从中获得的回报更多，因此具有更大规模和成立时间更久的企业会具有更大的寻租概率。

4.1.2. 平行趋势检验

在本文中，多期DID模型成立的前提是，早成立城商行的城市与晚成立城商行的城市在成立城商行之前的发展趋势应该是不会存在系统性差异的，或者即使差异存在，这种差异也是固定的，即两者的发展趋势应该是一致的。因此，我们构建以下模型进行平行趋势检验：

$ren{t}_{ijt}=\alpha +{\beta }_1{\displaystyle \sum _{2002}^{2006}polic{y}_{it}\ast trea{t}_{it}}+{\displaystyle \sum _{i=1}^N{\beta }_2{X}_{ijt}}+{\eta }_i+{\delta }_j+{\xi }_{ijt}$ (2)

模型中$policy\times treat$ 为城商行成立的虚拟变量，如果企业所在的城市在2002年到2016年中有城商行成立，则取值为1，否则为0。结果如图1所示，从图1中可以看到，在城商行成立之前，实验组和对照组的企业寻租水平并没有显著差异。因此，实验组和对照组在冲击前不具有显著差异，样本的平行趋势检验通过。

Figure 1. Parallel trend test plot

图1. 平行趋势检验图

4.1.3. 安慰剂检验

为避免回归结果受到不可观测的遗漏变量的影响，借鉴陆菁等[23]和李青原[24]的做法，通过对变量组进行1000次的随机抽样，观察随机化后的DID系数或观测值的核密度是否集中于0附近，以及是否显著偏离真实值这一方法进行安慰剂检验。本文在原始数据集中单独剔除核心变量样本数据，并将剔除样本数据打乱，再将随机化的核心解释变量合并至已被处理过的原始数据集中，将随机化后的数据集重复回归1000次，提取回归结果中核心解释变量的系数与标准误，结果见图2，三幅图按顺序依次为系数核密度估计图、t值核密度估计图和P值–系数散点图。

Figure 2. Randomization placebo test for treatment group

图2. 处理组随机化安慰剂检验

从图2中随机化之后的回归结果来看，t值核密度估计均值接近于0，随机化后的P值多位于Pvalue = 0.1线以上，说明多数系数至少在10%的水平下不显著。从P值的散点图中可以发现，更多的散点集中于0附近，真实值垂线上不存在散点，说明在随机化后真实值是一个异常点。因此，通过对处理组随机化可以发现，城市商业银行成立这一自然事件对企业寻租的影响不是由其他不可观测因素或是遗漏变量推动的。

4.2. 城商行设立抑制企业寻租机制分析

本部分我们将考察地方金融发展影响企业寻租的作用机制。考虑到城商行设立对企业寻租的影响是不确定的，整体表现取决于上述多种机制作用之和。在这一部分将使用杨青龙和张欣悦[25]的方法，在基准回归式(1)中添加城市商业银行设立与影响机制变量的交叉项对影响机制进行检验，回归模型如下：

$ren{t}_{ijt}=\alpha +{\beta }_{1}polic{y}_{it}\ast trea{t}_{it}+{\beta }_{2}polic{y}_{it}\ast trea{t}_{it}\ast M+{\displaystyle \sum _{i=1}^N{\beta }_3{X}_{ijt}}+{\eta }_i+{\delta }_j+{\xi }_{ijt}$ (3)

其中$rent$ 为本文核心被解释变量公关、招待费用，是代表企业寻租行为的指标，$policy$ 为时间虚拟变量，在一个城市有城商行成立之前取值为0，成立后取值为1。$treat$ 为组间虚拟变量，若一个城市在我们得样本区间(2002年~2016年)成立城商行，则为实验组(treat = 1)，否则为对照组(treat = 0)，$policy\times treat$ 代表了城商行设立，M表示不同影响机制所选取的代理变量。

4.2.1. 缓解融资约束的机制检验

城市商业银行的设立促进了当地金融市场的活跃程度，提高了企业资金的可得性，因而可以缓解企业的融资约束。为避免内生性的干扰，参考Hadlock & Pierce [22]的方法，使用KZ方法依据企业财务报告划分企业融资约束类型，然后仅使用企业规模和企业年龄两个随时间变化不大且具有很强外生性的变量构建SA指数(SA指数越接近于0，融资约束越大)¹，将计算得到的企业融资约束指标(SA)与城商行成立($policy\times treat$ )的交叉项($policy\times treat\times SA$ )进行回归分析，结果如表3中回归(1)所示。

在表3的回归(1)中，交叉项$policy\times treat$ 系数显著为负，表明城商行设立能显著缓解企业融资约束问题，同时三重交叉项($policy\times treat\times SA$ )的系数在1%的显著性水平下显著为正，表示与SA取值较大的地区相比(即融资约束较小的地区)，城商行设立对企业寻租行为的抑制作用在SA取值较小的地区(融资约束较大的地区)的影响更大，城商行设立可以活跃当地金融市场，完善金融市场结构，提高企业获得贷款的可能性，缓解了融资约束问题，减少了企业出于融资而进行寻租的动机。即城市商业银行的设立可以通过缓解企业融资约束进而抑制企业进行寻租。

Table 3. Mechanism analysis of local financial development inhibiting corporate rent-seeking

表3. 地方金融发展抑制企业寻租的机制分析

变量名称	(1) rent	(2) rent	(3) rent	(4) rent	(5) rent
Policy * treat	−0.528*** (0.042)	−0.001* (0.039)	−0.005* (0.042)	−0.370*** (0.077)	−0.087** (0.041)
Policy * treat * SA	0.729*** (0.018)
Policy * treat * IG1		−0.362*** (0.023)
Policy * treat * IG2			−0.408*** (0.025)
Policy * treat * IC				0.285*** (0.084)
policy × treat × PGL					−0.442*** (0.1064)
控制变量	控制	控制	控制	控制	控制
Constant	1.242*** (0.099)	0.756*** (0.090)	0.705*** (0.093)	0.816*** (0.110)	0.575*** (0.090)
行业、年份固定效应	控制	控制	控制	控制	控制
Observations	8996	12,915	12,184	13,008	13,008
R-squared	0.368	0.274	0.269	0.262	0.263

注：***、**、*分别表示系数在1%、5%、10%显著性水平下显著，( )内为标准差。

4.2.2. 优化企业内部治理机制检验

企业的内部治理(IG, internal governance)会对企业的经营风格以及行事习惯产生影响，而企业家作为企业内部治理的核心组成部分，是一个企业治理水平的集中体现，改善管理者治理水平能够明显促进企业管理绩效的提升。不同的权力配置方式会影响企业的资源配置、治理效应、管理效率和组织激励，进而对企业的各种生产要素配置产生影响[26]。本文认为，城商行设立能够通过外部治理机制强化对管理者的监督，提高民营企业的治理水平，减少企业由于治理机制不完善导致的寻租支出。因此本文选取中国私营企业调查问卷中“您企业的重大决策做出者(IG1)”和“您企业日常管理负责人(IG2)”两个问题的答案作为中介变量，若重大决策做出者为企业家本人，则IG1取值为1，否则取值为0；同样地，若企业的日常管理负责人为企业家本人，则IG2取值为1，否则取值为0。以往文献研究表明，所有权和经营权的分离是公司治理的基础，是提升公司治理的必经之路，进行合适的两权分离对公司的发展具有支持效应[27] [28]。因此，当企业的决策和日常管理由企业家负责时，该企业的治理水平是较低的。

机制检验结果如表3中列(2)和列(3)所示。$policy\times treat$ 的系数显著为负，表明城商行设立抑制了企业的寻租行为的结论非常稳健。$policy\times treat\times IG1$ 、$policy\times treat\times IG2$ 的系数都显著为负，但$policy\times treat\times IG2$ 的系数绝对值更大，表示与治理水平高的企业样本相比，城商行设立对企业寻租行为的抑制作用在治理水平低企业样本中的影响更大，这意味着对于低治理水平的公司而言，城商行设立将通过提升公司治理水平实现对寻租行为的抑制。

4.2.3. 提升信息透明度机制检验

金融发展在很大程度上增加了银行和企业之间的信息沟通，减少了信息不对称的发生，为企业提供了更多信息获取渠道(IC, information channel)，理论上可以减少企业为获取信息资源进行寻租的概率。因此本文中使用“企业家是否为人大代表或政协委员”(若企业家为人大代表或政协委员则取值为1，否则取值为0)代表企业所能获得政策资源的能力大小(取值为1则表示有一定政治身份的企业可以获得更多的信息)，并使用这一虚拟变量与交乘项$policy\times treat$ 做交互项处理，得到$policy\times treat\times IC$ 三重交叉项，结果如表3中(4)列所示。从回归结果来看，$policy\times treat$ 的系数显著为负，表明城市商业银行设立抑制了企业的寻租行为的结论非常稳健。$policy\times treat\times IC$ 系数显著为正，表示与取值为1的公司相比(即信息透明度较高的企业样本)，城商行设立对企业寻租行为的抑制作用在取值为0的公司(即信息透明度较低的企业样本)的影响更大，即城商行设立可以通过缓解企业信息不透明抑制企业寻租。

4.2.4. 地方政府干预机制检验

城商行从诞生之日起就与地方政府有着千丝万缕的联系。目前，中国城商行重组改革模式可以分为三种：第一种模式是省政府主导型。省政府出面通过新设成立或联合重组方式，把省内多家城商行和城市信用社组建为省级法人银行并纳入省级管理。第二种模式是省内业绩突出的城商行通过兼并收购经营不佳的城商行和城市信用社，形成多家城商行并存的“多法人”市场格局，这种模式没有省政府干预，是市场自发的商业行为。我们把这种省内多法人模式称为“N”模式。第三种模式是上述两种模式的混合，我们称为“1 + N”模式。该模式下既有纳入省政府管理的省级城商行，也有多家通过市场自发重组而成的城商行。

对于重组的模式“1”而言，由于存在省政府主导，即意味着城商行联合重组把低层级、市场化程度低的地方政府股权转移到高层级、市场化程度高的地方政府手里，减少了低层级地方政府行政干预。本文基于城商行重组模式将样本分为省政府主导型和其他类型的实验组和对照组，当企业所在城市的城商行重组类型为省政府主导型时，将虚拟变量PGL (Provincial government led)赋值为1；相反，则赋值为0。使用这一虚拟变量与交乘项$policy\times treat$ 做交互项，得到三重交互项$policy\times treat\times PGL$ ，使用模型3进行回归，结果如表3中列(5)所示。从回归结果中可以看到，$policy\times treat\times PGL$ 的系数显著为负，表示与取值0的地区相比(即地方政府干预大的样本)，地方金融发展对企业寻租行为的抑制作用在取值1的地区(即地方政府干预小的样本)的影响更大。

基于以上四个影响渠道的检验可知，在城商行设立影响企业寻租行为的过程中，上述四个影响机制都存在，城商行成立可以通过缓解企业融资约束、提升企业治理水平以及提升信息透明程度抑制企业寻租行为，也会由于地方政府对于城商行的干预程度不同而诱发企业进行寻租，结合上文整体性检验的结果，笔者认为城商行设立所带来的融资约束缓解、企业治理水平提升以及信息透明程度提高对企业寻租的积极作用超过了地方政府干预的消极作用，整体表现为城商行设立抑制了企业寻租行为，本文假说1得到验证。

5. 稳健性及异质性检验

5.1. 稳健性检验

5.1.1. 替换解释变量

为了保证结果的稳定性，同时更直观地考察城商行成立前后有城商行和没有城商行对城市中企业寻租治理的影响，本文使用城商行的成立数量作为主要解释变量，进行线性回归。回归使用模型如下：

$ren{t}_{ijt}=\alpha +{\beta }_1\ln blank{s}_{it}+{\displaystyle \sum _{i=1}^N{\beta }_2{X}_{ijt}}+{\eta }_i+{\delta }_j+{\xi }_{ijt}$ (4)

具体回归结果如表4中回归(1)所示，从回归结果中可以发现，控制与基准回归中相同的变量以及行业固定效应和城市固定效应，城市商业银行数量的增加，会导致企业寻租行为的显著减少。这说明城市商业银行设立将会抑制企业的寻租行为。

Table 4. Robustness checks

表4. 稳健性检验

变量名	(1)	(2)	(3)	(4)
	rent	rent	rent	rent
	替换解释变量	更换样本期	1%截尾	5%截尾
banks	−0.028*** (0.008)
Policy * treat		−0.182*** (0.047)	−0.145*** (0.038)	−0.145*** (0.036)
Constant	0.567*** (0.088)	0.643*** (0.101)	0.607*** (0.088)	0.671*** (0.083)
控制变量	控制	控制	控制	控制
城市固定效应	控制	控制	控制	控制
行业固定效应	控制	控制	控制	控制
Observations	12,993	11,438	13,008	13,008
R-squared	0.261	0.263	0.263	0.261

注：***、**、*分别表示系数在1%、5%、10%显著性水平下显著，( )内为标准差。

5.1.2. 更换样本期

考虑到城商行合并重组后会存在机构设立位置、银行规模和管理制度等方面的变化，将样本的时间更改为2006年~2016年，进行稳健性检验。更换样本期后的回归结果如表4中回归(2)所示，交叉项$policy\times treat$ 系数显著为负，表明在城商行开始重组改革后，城商行的成立仍然会对企业的寻租行为产生抑制作用，假说1仍然成立。

5.1.3. 样本数据筛选

为避免极端值对基准回归结果的影响，根据变量rent对研究样本分别截尾1%和5%后，重新对基准回归方程式(1)进行回归，结果如表4中(3) (4)列所示。估计结果表明，剔除极端值后，$policy\times treat$ 的系数估计值都在1%水平上通过了显著性检验，该结论与基准回归结论相似。

5.2. 异质性检验

5.2.1. 基于企业规模的异质性分析

在表5中，回归(1) (2)显示了不同规模的企业(划分依据为企业的员工人数是否小于总体样本均值)寻租行为受到城市商业银行设立的影响情况。从回归结果来看，小规模企业的寻租行为会更显著地因为城市商业银行的成立而受到抑制，也就是城商行设立对于规模较小企业的寻租抑制作用更为显著。企业规模大小通常而言代表了企业对于信息的获取能力，相较于小企业而言，大企业会有更完善的信息和资源获取渠道，并且在市场中具有更强的竞争博弈水平。大规模企业在与银行进行贷款谈判博弈过程中，可能因为自身更容易满足银行的抵押担保需求，从而凭借其本身具有的资本就能获得需要的资源[29]。并且随着企业成立时间的增长和规模的增加，企业能够更好地利用自身的声誉机制减少资源获取中的信息不对称性，因此大规模企业也更加容易获得较多数量或以较低的成本获得所需资本。其次，鉴于银行业存在“规模分工”，即大型银行主要为大型企业提供信贷资金，而小银行主要为小企业提供信贷资金[30]，城商行对于小规模企业提供的信贷支持也将是更为显著的，在小规模企业中对于寻租的抑制作用也将更明显。出于以上原因，小规模的企业更倾向于通过寻租手段获取企业自身所需要的资源，而随着城商行的发展，企业获取资源能力增强，此时城市商业银行的设立对于小规模企业寻租行为的抑制作用将会更加明显。

Table 5. Heterogeneity test

表5. 异质性检验

变量	区分企业规模		区分企业家政治身份
	小规模企业	大规模企业	企业家有政治身份	企业家无政治身份
	rent (1)	rent (2)	rent (3)	rent (4)
policy * treat	−0.073** (0.036)	−0.093 (0.078)	−0.117*** (0.044)	−0.308*** (0.106)
Constant	0.779*** (0.081)	2.018*** (0.213)	0.938*** (0.116)	0.709*** (0.182)
控制变量	控制	控制	控制	控制
城市固定效应	控制	控制	控制	控制
行业固定效应	控制	控制	控制	控制
Observations	10,292	2711	8974	3275
R-squared	0.306	0.145	0.235	0.322

注：***、**、*分别表示系数在1%、5%、10%显著性水平下显著，( )内为标准差。

5.2.2. 基于企业家政治身份的异质性分析

在表5的回归(3)和回归(4)中，基于企业家是否具有政治身份将样本分为了两个组，在回归(3)中企业家具有人民代表大会代表、中国人民政治协商会委员、中共党员三种身份中至少一个，而在回归(4)中的企业家则不具备上述三种身份。从回归结果中可以看到，对于企业家没有政治身份的企业而言，地方城商行成立这一事件对企业的非生产性支出减小效果更为明显。当企业家具有政治身份时，企业家和政府之间的关系会更加密切，更有利于民营企业融资，而民营企业家的政治身份有利于缓解民营企业所面临的债务融资约束，企业管理人员的政治身份级别越高，民营企业受到的融资约束越小[31]。因此，企业家具有政治身份的企业本身的资源获取能力会更强，并且已有的政治联系会更加紧密，新政策的出现对这些企业的冲击就会小于企业家没有政治身份的企业，因此城市商业银行的设立对于企业家没有政治身份的企业的寻租行为具有更显著的抑制作用。

6. 结论和政策启示

在理论分析的基础上，本文以2002年~2016年中国私营企业调查数据库中的中小私(民)营企业为研究对象，利用城商行成立的数据对地方金融发展在民营企业寻租治理方面的影响进行了分析并探讨了其影响机制。研究发现：(1) 随着一个地区城市商业银行的设立，地区内企业的寻租行为会被显著抑制，地方金融发展程度和企业寻租支出之间显著负相关；(2) 城商行设立可以通过缓解企业融资约束、优化企业内部治理机制以及提升信息透明度三条路径抑制企业寻租行为，但在城商行重组过程中地方政府不同的干预程度会诱发企业寻租。整体而言，城商行设立所带来的融资约束缓解、企业治理水平提升以及信息透明程度提高对企业寻租的积极作用超过了地方政府干预的消极作用，整体表现为城商行设立抑制了企业寻租行为；(3) 对于小规模的企业，城商行的设立对企业寻租的抑制作用更为显著，并且当企业家不具有政治身份时，这种抑制作用也会更加突出。

当前，我国经济正处于高速增长转向高质量发展的阶段，优化企业的生产资源配置是企业高质量发展的重中之重，也是经济高质量发展的基础。但由于寻租行为的存在，资本在企业之间存在错配，导致了生产效率降低。从本文的研究中可以对企业寻租治理提出以下政策：首先，城商行的成立促进了当地的经济增长，为当地企业融通资金，使得我国民营企业融资渠道更广泛。但民营企业自身的治理问题仍是不可忽视的，而本文也证实了城商行成立可以抑制企业寻租行为。因此，应该继续发展地方性的中小金融机构，并且在金融供给侧改革中要注重激发银行体系服务实体经济的功能，积极稳妥地推进银行业改革，充分激发银行业作为国民经济命脉在国民经济发展中的作用，为企业提供更丰富的融资来源。其次，城商行的成立对民营企业的治理在一定程度上也发挥了监管作用，因此，监管部门需要逐步放松对于银行业的管制程度，培育多元化的银行经营主体，形成良好的银行竞争体系，同时建立多层次、广覆盖、有差异的银行系统，为不同类型的企业提供对应的资源供给，充分发挥其对于企业的监管作用。最后，企业应该积极地学习科学创新的管理方法，优化对于企业内部的治理机制，更加合理地对企业生产资料进行分配。

但应注意在城商行发展过程中政府所扮演的角色，要始终坚持城商行主要服务于当地居民和企业这一宗旨，避免由于政府在城商行成立以及合并中发挥作用过大而导致的企业寻租行为。本文的研究重点是以城商行的成立作为地方金融发展的一个代表事件研究其对于企业寻租的影响，对于地方金融发展的多种表现形式还需要更深入的研究，这也是我们下一步需要考虑的问题。

项目基金

主要包括：扬州大学商学院2023年度研究生科研创新计划项目(项目编号：SXYYJSKC202302)。

NOTES

¹计算公式如下：$SA=0.737\times Size+0.043\times Siz{e}^2-0.04\times age$ 。鉴于本文使用的是非上市公司数据，没有股利支付以及托宾Q等指标，无法完整计算KZ指数。因此，本文使用SA指数测度企业的融资约束(鞠晓生等，2013)，SA指数不仅没有包含有内生性特征的融资变量，而且易于计算。