一、引言

在传统的金融理论中，证券被认为是各期现金流现值的组合，如债券能够得到利息。然而，对证券的定义还应包含其给持有者带来的权利，如在债券不能被偿还时，持有者拥有对质押物的索取权，这被认为是对投资者的保护。长期以来，人们认为证券赋予持有者的权利是其固有特征，这类观点忽略了权利背后的法律体制。Lopez-De-Silanes et al.(1998)首次将法律制度对金融体系的影响进行了研究，从法系的角度解释了不同国家投资者保护质量的差异及对金融体系和公司治理的影响，被视为“法与金融”理论研究的开山之作。以此为起点，“法与金融”研究开始兴盛，并逐步发展成为法和经济学的重要研究领域。现有“法与金融”的文献主要从投资者保护质量与金融发展、经济增长、公司治理的关系等方面进行研究。

峋四爷走近香炉，点头道：“难怪，的确是好香。既然是香囊里的残香，也没什么可惜的，物尽其用，倒也得其所哉。”

由于物权制度改革能够促进制度质量的提升，从而对产权保护、企业资本结构、风险承担等行为产生较为重要的影响。近年来，物权制度改革与公司经济行为研究逐步引起学术界的关注。国内外学者主要从以下两个方面对物权制度改革与公司经济行为的关系展开研究：一是物权制度改革与公司投融资的关系。Campello和Larrain (2016)研究发现东欧国家的物权法律改革能够促进公司提升融资能力，增加投资，改善经营绩效。Haselmann et al.( 2010 )通过研究中东欧经济转轨国家的司法改革发现，加强物权制度改革推动了银行信贷增加和企业负债融资增长。Djankov et al.(2010)通过考察129个国家的信贷融资情况，得出加强物权制度改革可以促进信贷融资增长。钱雪松和方胜(2017)考察了《物权法》对企业负债融资的作用，研究表明，《物权法》出台后，固定资产占比较低企业的负债融资增长得更快。二是物权制度改革与公司风险承担的关系。Hall(2012)运用大量新兴市场国家中小企业的数据，研究得出物权法律改革有助于提升公司财务杠杆。张小茜和孙璐佳(2017)研究表明，以《物权法》、《动产抵押登记办法》为代表的动产抵押改革既有信用增进作用，又有增大公司破产风险的负面影响。

共有19处。平泉市的街旁绿地总量不多，且规模都偏小，超过5000m2的绿地2处，面积1000-3000m2的绿地有8处，面积不足1000m2的绿地9处，可见，这些街旁绿地虽然在城市中做到了见缝插绿，但总量远远不够。

《如此温柔》的音乐非常优美和温暖，确实“很温柔”。旋律流畅如歌，西洋浪漫曲的风格。例1中前八小节是引子，旋律在右手，左手的伴奏织体是分解和弦，速度是慢板。第一段音乐（A段）的伴奏织体变成了优雅、缓慢的圆舞曲和声。右手的旋律诉讼着温柔和发自内心的真情。速度标记是“慢圆舞曲”。

现有文献表明，物权制度改革促进了制度质量的提升，在提高公司投融资规模的同时，增加了公司风险承担水平。而企业价值是公司投融资绩效、风险承担水平的集中体现，是公司金融关注的核心问题之一。物权制度改革对企业价值影响如何？现有文献，尤其是国内文献，对该问题缺乏深入的研究。此外，关于物权制度改革对企业经济行为影响的研究常常忽略内生性问题，影响因果关系识别的准确性。因此，以我国物权制度改革的核心法律——《物权法》为切入点，系统研究《物权法》实施对企业价值的影响对于从“法与金融”领域丰富法和经济学的研究文献，综合评估新兴市场国家物权制度改革对企业经济行为的影响效果，具有重要的理论意义和现实价值。

由于存在遗漏变量问题，当研究《物权法》对企业价值的影响时，我们不能简单比较法律实施前后企业价值的变化。为了识别《物权法》与企业价值之间的因果关系，本文从《物权法》实施在企业层面的差异切入构造对照组和实验组进行双重差分建模(DID)。现有研究表明，政治关联对企业价值存在显著影响(Fisman，2001)，而政治关联具有替代正式制度的属性。因此，作为正式制度的《物权法》对企业价值的影响在政治关联企业和无政治关联企业间存在显著差别，本文以政治关联为切入点进行分组。引入政治关联分组的另一个重要意义是可以进一步检验《物权法》和政治关联的替代机制。鉴于直接引入政治关联样本分组可能产生样本选择偏误的内生性问题，本文采用倾向得分匹配方法筛选出企业特征相似的政治关联企业和无政治关联企业进行比较以消除该问题。

综上，本文基于制度质量视角的法经济学分析，综合运用倾向得分匹配(PSM)和双重差分方法(DID)，将样本企业分为政治关联组和无政治关联组，实证研究《物权法》对无政治关联民营企业价值的影响。

本文的边际贡献为：(1)首次综合使用倾向得分匹配法(PSM)和双重差分模型(DID)系统研究了《物权法》对无政治关联企业价值的影响机理，有效评估了《物权法》的实施效果。首先，将物权制度改革因素引入到对企业价值的研究中，系统考察了物权制度改革对企业价值的影响；其次，将经济学的分析方法引入到对物权法律制度实施效果的评估中，从对企业价值影响的角度科学评估了《物权法》的实施效果；最后，综合使用倾向得分匹配法(PSM)和双重差分模型(DID)，克服了模型内生性问题，论证了《物权法》实施与无政治关联企业价值的因果联系；(2)首次基于法和经济学的分析视角，以《物权法》实施为准自然实验，利用微观企业数据，证实了法律制度对企业政治关联行为的替代作用。目前的研究大多只是描述性的论述政治关联和法律制度的替代关系，并未在微观企业层面做出严格的实证检验，同时，由于存在遗漏变量的影响，仅仅对政治关联变量和法律制度变量直接回归也难以准确考察它们之间的因果联系，本文将样本企业按照政治关联分组，进行双重差分分析，克服了内生性问题，论证了《物权法》实施后政治关联企业价值相对降低，从而政治关联动机相对降低，进而较为准确地证实了《物权法》和政治关联的替代关系。

多元主体广泛参与是我国社区教育的顶层设计，即政府统筹、教育部门牵头、相关部门配合、社会积极支持、社区自行活动的现实体现，通过社会各界的聚合力量推动社区教育内容和形式的不断充实和发展，大大提高了社区居民的凝聚力和社会影响力。

本文余下部分安排如下：第二部分为理论分析与研究假设；第三部分为研究设计；第四部分为实证结果；第五部分为进一步分析；第六部分为结论与启示。

二、理论分析及研究假设

(一)《物权法》与政治关联存在替代关系

《物权法》于2007年正式实施，它是我国社会主义市场经济法制体系逐步完善的一个重要标志。作为正式制度的典型体现，《物权法》通过明确物的归属，扩大可抵押担保资产范围，简化物权实现程序等途径，缓解了企业融资约束。首先，明确物的归属，强调国家、集体和私人的物权一体保护的原则。《物权法》第四条规定“国家、集体、私人的物权和其他权利人的物权受法律保护，任何单位和个人不得侵犯。”明确物权可以稳定债权人的预期，保障债权人债权，促进其融出资金，从而减轻企业的融资约束。其次，扩大可抵押担保资产范围。《物权法》分别在第180条和第223条中，增加了存货、应收账款质权、基金份额质权等新型抵押担保物。抵押担保品是影响借款人融资能力的重要因素，《物权法》的出台，扩大了抵押担保资产范围，缓解了企业融资约束。第三，简化物权实现程序。《物权法》第195条明确“抵押权人与抵押人未就抵押权实现方式达成协议的，抵押权人可以请求人民法院拍卖、变卖抵押财产”。这个规定免除了繁琐的事前诉讼程序，降低了违约后抵押担保物的实现成本，提升了抵押担保活动的规模和效率，缓解了企业融资约束。

His views have been expressed in numerous speeches.

在新兴市场国家，法律制度和金融环境的完善需要一个长期过程，民营企业为寻求资源优势建立了各种政治关联。由于商业银行依然难以摆脱政府的干预，政治关联企业能够利用其获得的政治资源影响银行信贷投放，获取融资便利，从而缓解融资约束。国内外的实证结果都表明，政治关联提升了企业的融资能力，具体表现为贷款数量增加、贷款成本减少和债务期限延长。

综上，《物权法》和政治关联都可以缓解企业融资约束，不同点在于政治关联只作用于关联企业，《物权法》作用于所有企业。因此《物权法》和政治关联存在替代关系，相对于无政治关联的企业，《物权法》的实施会通过在全社会层面普遍缓解所有企业的融资约束，部分抵消政治关联企业的融资优势。

民国时期，图书馆文献捐赠活动的进行和发展是在其特定的背景环境下进行的。众所周知，西方近代图书馆的诞生以1850年英国国会通过英国第一部图书馆法为标志，我国近代图书馆之产生则是维新变法所推动的，时在清朝末年。进入民国，在1925年前后，以庚子赔款施用于图书馆事业为契机，全国掀起了“新图书馆运动”，这个运动，旨在效法欧美公共图书馆制度以改革和发展中国的图书馆事业，取得了显著成绩。

(二)政治关联提升企业价值

相对于无政治关联的企业，政治关联企业能够利用政治关联的影响，增加融资便利，提升企业价值。主要通过以下机制实现：一是资源机制，政治关联企业可以利用政治资源获得融资便利，进而扩大生产规模，建立竞争优势，提升企业效益，进而提高企业价值；二是信号机制，政治关联企业可释放出拥有融资便利的信号，投资者预期政治关联企业能够利用政治资源，获得融资优势，提高经营绩效，化解经营风险，进而提高其资本市场估值溢价，促进其价值提升。相关实证文献也支持政治关联的价值提升作用。Fisman( 2001) 通过考察政治关联对印度尼西亚企业的影响，首次较为系统地研究了政治关联与企业价值之间的关系，研究表明政治关联能显著提升企业价值。国内外的后续研究也证实，政治关联可以给企业带来融资便利，增进企业价值。

由上述理论分析可得出，政治关联企业可利用政治资源，获得融资便利优势及溢价，进而提升企业价值，《物权法》与政治关联存在替代关系。《物权法》通过在整个社会层面缓解所有企业融资约束，部分抵消了政治关联企业的融资便利优势，在资本市场上降低了其融资便利溢价，从而相对提升了无政治关联企业的价值。因此，本文提出如下假设：

《物权法》于2007年出台，为了尽可能避免《物权法》出台前后其他事件的影响，本文借鉴钟覃琳等(2016)的样本选择方法，在保证研究样本充足的同时，尽量缩小样本选择的时间窗口，选取《物权法》出台前后两年(2005-2009年)的上市公司作为研究样本。由于国有企业独特的产权结构，《物权法》对国有企业的影响较为复杂而且难以准确识别，而对民营企业的影响更加直接，研究《物权法》实施对民营企业的影响更能揭示其作用实质，本文选择上市民营企业作为研究对象。

下面，本文进一步探讨《物权法》对无政治关联民营企业价值提升作用的内在机制，如上文分析，《物权法》能够通过缓解企业融资约束相对提升无政治关联企业价值，但是不同企业在《物权法》实施之前资产规模和融资环境不同，《物权法》对其融资约束的缓解程度不同，企业价值提升效果也不同。

银行信贷是企业获得融资的主要方式，对于资产规模较大的企业，由于抵押担保品较为充足，政治关联企业和无政治关联企业通常均面临较小的融资约束压力，政治关联企业利用政治资源获得的融资便利优势和溢价相对不显著。而对于资产规模较小的企业，由于抵押担保品不足，通常面临较大的融资约束压力，政治关联企业利用政治资源获得的融资便利优势及溢价相对会更加显著。因此，在规模较小企业组，《物权法》通过缓解所有企业融资约束，抵消政治关联企业融资便利优势及溢价，进而对提升无政治关联企业价值的作用会更加显著。

在融资环境较好的地区，信贷资源相对较多，政治关联企业和无政治关联企业面临的融资约束压力均相对较小，政治关联企业利用政治资源获得的融资便利优势及溢价也相对不显著。而在融资环境较差的地区，信贷资源相对较少，企业面临的融资约束压力相对较大，政治关联企业利用政治资源获得的融资便利优势及溢价也会相对更加显著。因此，在融资环境较差地区，《物权法》通过缓解所有企业融资约束，抵消政治关联企业的融资便利优势及溢价，进而相对提升无政治关联企业价值的作用会更加显著。

综上，如果《物权法》缓解企业融资约束是其价值提升作用的渠道，那么《物权法》对规模较小企业和处于较差融资环境地区企业的作用会更加明显。本文提出以下假说:

假设2：《物权法》对规模较小的无政治关联民营企业的价值提升作用更加明显。

假设3：《物权法》对融资环境较差地区的无政治关联民营企业的价值提升作用更加明显。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

假设1：相对于政治关联的民营企业，《物权法》实施提升了无政治关联民营企业价值。

本文剔除了金融类上市公司、st上市公司、样本缺失的上市公司以及在样本观测期间实际控制人政治关联发生变化的上市公司。为了控制异常值的影响，对变量在1%的水平上做了缩尾处理。本文所涉及的数据来自国泰安、万得和锐思数据库。

(二)识别策略、模型设定及变量定义

1、识别策略

3、改变回归方法

2、模型设定及变量定义

为了检验《物权法》对无政治关联民营企业价值的影响，本文借鉴相关文献的建模方法，引入《物权法》实施虚拟变量、企业政治关联分组虚拟变量的交乘项建立双重差分模型，具体模型设定如下：

TobinQi,t=β0+β1Treat*Post+β2Controlsi,t+γi+λindus+εi,t

(1)

被解释变量和解释变量分别为：

(1)企业价值(TobinQ)。参考有关文献，本文选择托宾Q衡量企业价值，取值为总资产市场价值/账面价值。

(2)无政治关联虚拟变量(Treat)。本文参照马丽华等(2017)的做法，设定如果在样本观测期内，民营企业实际控制人一直是曾(现)任党代表、人大代表、政协委员或者曾任政府部门官员，则样本企业为对照组—政治关联组，Treat取0。如果在样本观测期，民营企业实际控制人一直未获得上述身份，则样本企业为处理组—无政治关联组，Treat取1。

(3)《物权法》实施虚拟变量(Post)。当样本值在《物权法》出台的当年(2007年)及之后取1，否则取0。

(4)企业特征控制变量(Controls)，参照马丽华等(2017)的研究，本文包括公司规模、资本支出、现金流量、净营运资本、股利支付、资产负债率；控制变量的具体计算方法如下：公司规模(Siz)取总资产自然对数；资本支出(Inv)取购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金/总资产；现金流量(Cfl)取经营活动的现金流量净额/总资产；净营运资本(Nwc)取流动资产与流动负债、现金及现金等价物之差/总资产；股利支付(Div)取虚拟变量，公司发放股利取1，不发放股利取0；资产负债率(Lev)取总资产/总负债。

此外，本文还控制了年度固定效应(γ)和行业固定效应(λ)，ε是残差项。

本文主要关注Treat*Post的系数β1的符号及显著性水平，它衡量了《物权法》对无政治关联民营企业价值影响的双重差分效应。表1列示了本文主要变量的基本统计量。企业价值变量(TobinQ)的均值是1.882，标准差为1.019。

 

表1 主要变量的基本统计量

  

变量均值标准差最小值最大值TobinQ1.8821.0190.8627.087Treat0.6230.48501Post0.2270.41901Siz21.1331.08419.06323.661Inv0.0650.0620.0000.275Clw0.0560.073-0.1330.242Nwc-0.0180.255-1.5320.408Div0.6320.48301Lev0.4840.2660.0891.969

四、实证结果

(一)倾向得分匹配

本文采用倾向得分匹配模型来控制样本选择偏差产生的内生性问题。该方法的基本思想是，如果无政治关联民营企业在《物权法》实施前与政治关联民营企业特征相同，则导致其在《物权法》实施后与政治关联民营企业价值上差异的唯一因素就是《物权法》实施。倾向得分匹配模型通过将高维度的企业特征转化为倾向得分，为本文寻找与无政治关联企业样本相似的政治关联企业样本提供了一个可行的策略。本文选择6个控制变量，公司规模、资本支出、现金流量、净营运资本、股利支付、资产负债率为协变量，通过用logit回归估计倾向得分，进行一对一倾向得分匹配，并依据倾向得分筛选出匹配后的处理组和控制组样本。表2列示了平衡性检验结果。可以看出在匹配前无政治关联组和政治关联组样本的全部特征变量差异都是显著的，匹配后所有特征变量差异都变为不显著，匹配估计通过平衡性检验，匹配有效。说明经过倾向得分匹配，政治关联组和无政治关联组的样本企业特征不存在显著差异。

PaaS层则为应用支撑平台层，实现数据集中存储和控制，其中包括门户集成、数据集成、业务流程集成和应用集成等[3]。

 

表2 倾向得分匹配

  

匹配变量公司规模投资支出现金流量净营运资本股利支付资产负债率匹配前无政治关联组均值20.4210.0430.043-0.1010.3910.595

 

续表2

  

匹配变量公司规模投资支出现金流量净营运资本股利支付资产负债率政治关联组均值21.3410.0720.0600.0070.7030.452差异百分比(%)-94.9***(-9.02)-49.3***(-4.83)-21.6***(-2.27)-32.7***(-4.25)-65.8***(-6.67)42.9***(5.53)匹配后无政治关联组均值20.5620.0460.0500.0400.4590.451政治关联组均值20.5350.0470.0470.0190.4500.445差异百分比(%)2.7(0.24)-1.7(-0.14)3.8(0.28)6.5(0.87)1.9(0.14)1.8(0.21)

注：括号内的数值为 t 值；*、**、***分别表示在 10% 、5% 和 1% 的显著性水平下显著。

(二)平行趋势检验

使用双重差分方法的重要前提是处理组样本企业和控制组样本企业需要符合平行趋势假设，即在政策实施前两组企业保持基本相同的变化趋势，在政策实施后开始出现差异。参考张劲帆等(2017)的处理方法，本文使用经过倾向得分匹配后的无政治关联组和政治关联组样本企业，分别计算两组企业在2005-2009年企业价值(TobinQ)的均值，在此基础上生成时间趋势图(如图1所示)。

如图1所示，在《物权法》实施之前两组样本企业的企业价值(TobinQ)呈现大体平行的发展趋势，且基本无差异。《物权法》实施的当年(2007年)，无政治关联组企业价值出现快速上升，而政治关联组企业价值则呈现相对缓慢的上升趋势，两组样本企业价值出现显著差异，无政治关联组企业价值显著高于政治关联组企业价值。平行趋势检验为《物权法》实施促进无政治关联民营企业价值相对上升提供了直观证据，同时，该检验也说明经过倾向得分匹配后的样本企业满足双重差分方法要求的平行趋势假设，适合运用双重差分方法进行进一步更加严谨的分析。

以上海某电气设备制造企业分布式储能项目为例，对分布式储能项目的应用需求、技术方案、运行策略、项目经济性进行分析，为类似项目提供借鉴参考。

  

图1 平行趋势图

(三)双重差分分析

本文使用双重差分方法对经过倾向得分匹配后的无政治关联组和政治关联组样本企业进行逐步回归分析，本文的回归采用固定效应模型，实证结果列于表3第(1)至第(4)列。其中第(1)列是单变量回归结果，Treat*Post的回归系数β1为1.255，在1%水平上通过显著性检验；第(2)列是控制了年度和行业固定效应的回归结果，Treat*Post的回归系数β1为0.378，在5%水平上通过显著性检验；第(3)列是控制了企业特征控制变量的回归结果，Treat*Post的回归系数β1为1.141，在1%水平上通过显著性检验；第(4)列是同时控制年度、行业固定效应和企业特征变量的回归结果，Treat*Post的回归系数β1为0.348，在5%水平上通过显著性检验。

上述逐步回归结果均在5%水平以内显著，有效的支持了本文的假设1：相对于政治关联民营企业，《物权法》实施提升了无政治关联民营企业价值。企业价值增长是社会经济增长的基础，以《物权法》为代表的担保物权法律体系，通过保护物权、扩大抵押担保品范围、降低交易成本等方式，稳定了经济主体投融资预期，缓解了融资约束，在微观层面促进了企业价值提升，在宏观层面促进了经济增长。

本文改变回归方法，分别采用随机效应模型和混合OLS回归，将样本企业重新代入模型(1)进行回归分析，实证结果列于表5的第(1)至第(4)列。表5第(1)列和第(2)列是采用随机效应模型的回归结果，其中第(1)列是单变量回归结果，Treat*Post的回归系数β1为0.419，在1%水平上通过显著性检验，第(2)列是控制了企业特征变量的多变量回归结果，Treat*Post的回归系数β1为0.362，在1%水平上通过显著性检验。表5第(3)列和第(4)列是采用混合OLS模型的回归结果，其中第(3)列是单变量回归结果，Treat*Post的回归系数β1为0.514，在1%水平上通过显著性检验，第(4)列是控制了企业特征变量的多变量回归结果，Treat*Post的回归系数β1为0.399，在1%水平上通过显著性检验。上述实证结果再一次支持了本文的结论，《物权法》实施促进了无政治关联企业价值的相对提升。

 

表3 双重差分分析

  

变量TobinQ(1)(2)(3)(4)Treat*Post1.255***(8.00)0.378**(2.52)1.141***(6.95)0.348**(2.33)Siz0.418***(2.95)-0.241*(-1.65)Inv-0.978(-1.08)0.535(0.70)Clw0.480(0.71)-0.381(-0.67)Nwc-1.864***(-3.35)-1.171**(-2.50)Div-0.062(-0.49)0.046(0.46)Lev-1.654***(-2.70)-1.008**(-1.96)截距1.739***(27.49)1.063***(2.98)-6.142**(-2.15)6.594**(2.20)年度控制控制行业控制控制N431431431431R20.1660.5050.2200.526

注：括号内的数值为 t 值；*、**、***分别代表在 10% 、5% 和 1% 的显著性水平下显著。

(四)稳健性检验

1、缩小样本区间

2008年爆发了国际金融危机，政府为了应对金融危机实施了四万亿的经济刺激计划，该计划可能对企业价值产生影响。为了消除《物权法》实施后，包括四万亿经济刺激计划在内的其他事件对本文研究结果的影响，本文进一步缩小样本区间，仅保留《物权法》实施前两年(2005年、2006年)和实施当年(2007年)的样本企业数据，所用样本企业数据同样是经过倾向得分匹配处理后的数据。本文将研究样本重新代入模型(1)，并采用固定效应模型进行逐步回归分析。实证结果列于表4第(1)和第(2)列，其中第(1)列是单变量回归结果，Treat*Post的回归系数β1为0.358，在5%水平上通过显著性检验；第(2)列是控制企业特征变量的多变量回归结果，Treat*Post的回归系数β1为0.329，在5%水平上通过显著性检验。该实证结果消除了《物权法》实施后，包括四万亿经济刺激计划在内其他事件对实证结果的影响，支持了本文的结论，《物权法》实施相对提升了无政治关联民营企业价值。

 

表4 稳健性检验

  

变量TobinQ缩小样本区间安慰剂检验(1)(2)(3)(4)Treat*Post0.358**(1.89)0.329**(1.85)0.281(1.43)0.238(1.19)Siz-0.203(-0.97)-0.240(-1.62)Inv0.812(0.90)0.430(0.56)Clw0.399(0.56)-0.419(-0.74)Nwc-1.252**(-2.13)-1.198**(-2.52)Div0.0220.190.0480.48Lev-1.017(-1.57)-1.071**(-2.08)截距1.227***(19.68)5.798*(1.36)1.355***(3.54)6.596**(2.18)年度控制控制控制控制行业控制控制控制控制N263263431431R20.5930.6200.4980.519

注：括号内的数值为 t 值；*、**、***分别代表在10% 、5% 和 1% 的显著性水平下显著；回归结果均控制了年度固定效应和行业固定效应。

2、安慰剂检验

民族声乐作品能否触动人心，关键在于创作者和演唱者的情感是否真挚。创作民族声乐作品时，词曲作者的强烈情感，使其内涵更加丰富。而表演者则通过科学把握旋律、歌词等关键要素，依托肢体语言，将声音与作品融合，使声乐作品更加生动。这一过程中，词曲作为第一创作而存在，但这远远不够。演唱者需要依托作品背景、作者情感等，进行二次创作。二次创作的同时，演唱者对词曲作者的人生经历、声乐作品时代背景等具备了一定的认识，继而借助自身特有的声音，传达声乐作品思想感情，对作品整体内容和风格等进行演绎，从而使声乐作品更加独特，内涵和质量兼备[2]。

为进一步排除《物权法》实施前其他事件对研究结果的影响，本文开展安慰剂检验。本文进行虚拟假设，《物权法》出台前一年(2006年)是事件发生年，当企业样本观测值在2006年至2009年时，令《物权法》实施虚拟变量Post取1，否则(即2005年)取0，重新将样本企业代入模型(1)进行回归分析。如果无政治关联民营企业价值相对提升是因为《物权法》实施前其他事件导致，则在以2006年为虚拟事件发生年的安慰剂检验中，Treat*Post的系数应该是显著的。反之，如果无政治关联民营企业价值相对提升确实因《物权法》实施导致，在安慰剂检验中，Treat*Post的系数应该不再显著。表4第(3)和第(4)列列出了采用固定效应模型的逐步回归结果，其中第(3)列是单变量回归结果，Treat*Post的回归系数β1为0.281，没有通过10%的显著性水平检验；第(4)列是控制了企业特征变量的多变量回归结果，Treat*Post的回归系数β1为0.238，同样没有通过10%的显著性水平检验。这一实证结果排除了《物权法》实施前其他事件对研究结果的影响，进一步论证了2007年《物权法》实施导致了无政治关联民营企业价值提升。

为了探求《物权法》实施对无政治关联民营企业价值的影响，本文需要处理两个可能的内生性问题。一是样本选择偏误，政治关联企业与无政治关联企业的特征可能存在较大差异，这些差异会影响到企业价值。因此，本文使用倾向得分匹配方法，从政治关联样本企业中筛选出各方面特征与无政治关联样本企业相似的企业，使样本更加平衡，之后再进行比较，从而使处理组与控制组具有可比性。二是遗漏变量，倾向得分匹配方法只能根据企业可观测的特征来匹配处理组与控制组，还有不可观测的企业特征也可能会影响企业价值，而双重差分法可消除不可观测遗漏变量对结果的影响。因此，本文参考张劲帆等(2017)的做法，综合运用倾向得分匹配和双重差分方法建模，以克服计量模型内生性问题，有效识别变量的因果效应。

该实证结果也说明了，与无政治关联民营企业相比，《物权法》实施导致政治关联民营企业价值相对降低，这会削弱企业建立政治关联动机，从而也进一步验证了法律制度和政治关联的替代关系。政治关联是新兴市场经济国家法制体系不完善的产物，在新兴市场国家，政府控制着巨大的资源，政治关联企业在利用自身政治优势获取各种社会资源的同时，与无政治关联企业形成了不平等竞争，损害了社会的公平。同时，政治关联企业为了维系自身政治优势，会进行“寻租”。这一方面会造成社会资源无谓损失，损害经济效率，另一方面会造成官员腐败，产生严重社会问题。本文在微观企业层面论证了《物权法》和政治关联存在替代关系，说明不断加强以《物权法》为代表的担保物权法律体系建设是弱化企业政治关联，提升社会公平和效率，遏制官员腐败的重要方式。

 

表5 稳健性检验

  

变量TobinQ随机效应模型混合OLS回归(1)(2)(3)(4)Treat*Post0.419***(3.24)0.362***(2.89)0.514***(3.99)0.399***(3.33)Siz-0.270***(-3.97)-0.293***(-5.24)Inv-0.125(-0.18)-1.486*(-1.93)Clw0.374(0.70)1.553***(2.59)Nwc-0.756**(-2.19)-0.387(-1.25)Div0.022(0.25)0.018(0.19)Lev-1.057***(-3.03)-1.001***(-3.24)截距1.137***(3.23)7.168***(5.12)1.168***(4.53)7.819***(6.84)年度控制控制控制控制行业控制控制控制控制N431431431431R20.4870.5070.3540.463

注：括号中数值为 t(z)值；*、**、***分别代表在 10% 、5% 和 1% 的显著性水平下显著；回归结果均控制了年度固定效应和行业固定效应。

五、进一步分析

本文分别依据资产规模以及融资环境将研究样本分组，进一步探讨《物权法》是否通过缓解融资约束相对提升了无政治关联企业价值。

(一)按资产规模分组分析

本文利用经过倾向得分匹配后的样本企业在《物权法》实施前一年的企业资产规模的中位数作为分组依据，区分资产规模较小组和资产规模较大组，并代入模型(1)进行分组回归。回归结果列于表6的第(1)至第(4)列。第(1)和第(2)列是规模较小组样本企业的回归结果，其中第(1)列是单变量回归结果，Treat*Post的回归系数β1为0.507，在5%水平上通过显著性检验，第(2)列是控制了企业特征变量的多变量回归结果，Treat*Post的回归系数β1为0.428，在5%水平上通过显著性检验。第(3)和第(4)列是规模较大组样本企业的回归结果，其中第(3)列是单变量回归结果，Treat*Post的回归系数β1为-0.130，没有通过10%的显著性水平检验；第(4)列是控制了企业特征变量的多变量回归结果，Treat*Post的回归系数β1为-0.125，同样没有通过10%的显著性水平检验。上述回归结果验证了本文的假设2，《物权法》实施对规模较小无政治关联民营企业的价值提升作用更加明显。

 

表6 稳健性检验

  

变量TobinQ规模较小企业组规模较大企业组(1)(2)(3)(4)Treat*Post0.507**(2.39)0.428**(2.01)-0.130(-1.19)-0.125(-1.13)Siz-0.234(-1.21)-0.192(-1.43)Inv1.245(1.27)-0.269(-0.34)Clw-0.725(-0.91)0.075(0.17)Nwc-1.645**(-2.34)-0.018(-0.06)Div0.128(0.84)0.043(0.65)Lev-1.581**(-2.15)-0.560(-1.40)截距1.393***(7.21)6.431*(1.67)1.128***(24.08)5.544**(1.98)年度控制控制控制控制行业控制控制控制控制N253253178178R20.5770.6030.5810.608

注：括号内的数值为 t(z)值；*、**、***分别代表在 10% 、5% 和 1% 的显著性水平下显著；回归结果均控制了年度固定效应和行业固定效应。

(二)按融资环境分组分析

贷款余额占地区GDP比例越高，说明每单位GDP可以获得的贷款越多，融资约束越小，地区融资环境越好。参考陈健等(2012)的做法，本文以企业所在地金融机构的贷款余额占地区生产总值的比例作为衡量融资环境的变量。本文利用经过倾向得分匹配后的样本企业在《物权法》实施前一年所在地区金融机构贷款余额与地区生产总值比例的中位数作为分组依据区分融资环境较好组和融资环境较差组，并进行分组回归。回归结果列于表7的第(1)至第(4)列。第(1)和第(2)列是融资环境较差组企业的回归结果，其中第(1)列是单变量回归结果，Treat*Post的回归系数β1为0.474，在1%水平上通过显著性检验，第(2)列是控制了企业特征变量的多变量回归结果，Treat*Post的回归系数β1为0.435，在1%水平上通过显著性检验。第(3)和第(4)列是融资环境较好组企业的回归结果，其中第(3)列是单变量回归结果，Treat*Post的回归系数β1为0.226，没有通过10%的显著性水平检验；第(4)列是控制了企业特征变量的多变量回归结果，Treat*Post的回归系数β1为0.280，同样没有通过10%的显著性水平检验。 上述回归结果验证了假设3，《物权法》实施对融资环境较差地区无政治关联民营企业的价值提升作用更加明显。

对患者实施无陪护护理前、3个月后危险事件发生率以及焦虑情绪进行对比，其中焦虑情绪通过汉密尔顿焦虑量表（HAMA）给予评估，总分29分，分值越高表明焦虑情绪越严重。

通过对煤样在有机/酸复合溶液化学作用下破裂的微观实验观测，得到了煤样的表观形貌、矿物质成分、孔隙结构及宏观力学特性随浸泡时间的变化规律。主要结论如下：

上述结果证实了《物权法》实施对规模较小和处于较差融资环境地区的无政治关联民营企业的价值提升作用更加显著。在规模较大和处于较好融资环境样本企业组中，抵押担保品相对充足，信贷资源相对充裕，政治关联企业和无政治关联企业均面临相对较小的融资约束压力，政治关联企业利用政治资源获得的融资便利优势及溢价相对不明显。而在规模较小和处于较差融资环境样本企业组中，由于抵押担保物缺失和信贷资源匮乏，企业面临相对更大的融资约束压力，政治关联企业利用政治资源获得的融资便利优势及溢价会表现得更加明显，无政治关联民营企业面临相对更大的融资约束。因此，上述结果进一步证实了《物权法》通过普遍缓解所有企业融资约束这一渠道，抵消政治关联企业融资便利优势及溢价，从而相对提升无政治关联民营企业的企业价值。

 

表7 融资环境分组分析

  

变量TobinQ融资环境较差企业组融资环境较好企业组(1)(2)(3)(4)Treat*Post0.474***(2.97)0.435***(2.81)0.226(0.95)0.280(1.15)Siz-0.576***(-4.26)-0.009(-0.04)Inv-0.322(-0.52)1.363(0.88)Clw-1.029*(-1.93)-0.208(-0.21)Nwc-0.932*(-2.15)-1.609**(-1.99)Div0.110(1.30)-.040(-0.21)Lev-0.643(-1.36)-1.487(-1.62)截距1.391***(17.44)13.548***(4.92)1.127***(4.88)2.060(0.39)年度控制控制控制控制行业控制控制控制控制N208208223223R20.6810.7360.4400.461

注：括号内数值为 t值；*、**、***分别代表在 10% 、5% 和 1% 的显著性水平下显著；回归结果均控制了年度固定效应和行业固定效应。

六、结论与启示

本文基于2005年至2009年上市公司数据，综合运用倾向得分匹配法(PSM)和双重差分模型(DID)实证分析了《物权法》对无政治关联民营企业价值的影响。本文研究结论是：相对于政治关联的民营企业，《物权法》实施提升了无政治关联民营企业的价值。进一步分析发现，《物权法》的价值提升作用是通过缓解融资约束渠道实现的，它对规模较小和融资环境较差地区无政治关联企业的价值提升作用更显著。本文的研究结果一方面科学评估了《物权法》对无政治关联民营企业的价值提升作用，丰富了法和经济学的研究文献；另一方面也证实了《物权法》对政治关联的替代作用。而政治关联在给关联企业带来好处的同时，也会带来“寻租”、不平等竞争等一系列问题，容易引发官员腐败，对社会资源配置效率产生负面影响。本文的研究结论也从法和经济学的角度揭示了“四个全面”战略布局是内在统一的有机整体，通过全面深化以《物权法》为代表的担保物权制度改革，促进全面推进依法治国，一方面可以提高资源配置效率，提升企业价值，实现民生改善。另一方面可以弱化企业政治关联，遏制寻租，抑制官员腐败。从而达到全面从严治党，进而实现全面建设小康社会的战略目标。

基于上述实证结果，本文提出应大力推进以保护所有者物权、扩大抵押担保品范围、降低抵押担保交易成本为特征的担保物权法律体系建设，这是提升社会公平和经济效率，遏制官员腐败的关键措施。

第二、逐步扩大抵押担保品范围。我国的民营企业特别是民营中小企业普遍面临因抵押担保品不足导致的融资约束，缓解该问题需要在风险可控的前提下，逐步扩大无形资产，各类收益权等动产抵押质押物范围。一是要完善土地、房屋及机器设备等物权作为担保、抵押物的制度体系。二是探索将发明、专利等知识产权作为担保、抵押物。三是支持将企业生产经营过程中的各类收益权纳入担保、抵押品范畴。四是鼓励在金融风险可控的前提下，将法律规章没有禁止、产权归属明确的各类资产作为担保、抵押物。

在国家治理明星偷税漏税的现象同时，也应尽量发挥社会监督的优势。积极建立信用奖惩机制，营造 “纳税光荣，偷税可耻”的社会风气。有一点特殊的是，由于我国有“明哲保身”的传统，会造成人们有“没必要插手”的心理，因此出现各种空档。相反，崔永元选择曝出这样实属惊天动地，一方面警醒了税务部门对查税环节有所纰漏，另一方面也为“如何做好一个监督者”做了良好示范效果。

第一、加强物权保护。物权的有效保障是稳定经济主体投融资预期，激发培育企业家精神，促进企业价值提升，实现经济增长的基础。一是加强法制建设。加强物权保护，根本在于法制建设，要不断完善物权、合同、知识产权等法律法规，建立健全物权保护长效机制。二是重视全面保护。不仅包括债权和股权保护，还要加强知识产权等无形财产权的保护。三是加大惩戒力度。要加大对物权侵权行为惩戒的力度，提升法定赔偿的上限，建立健全对包括专利、著作权等知识产权侵权行为的惩戒性赔偿制度，提升知识产权侵权成本。

第三、不断降低抵押担保交易成本。交易成本是影响企业抵押担保行为的重要因素，需要积极探索交易机制和交易方式创新，简化抵押担保实现方式，不断降低抵押担保活动的交易成本。一是要规范金融机构的收费行为。要求金融机构不得在发放贷款时附加不合理条件，不得设置直接与贷款挂钩、没有实质性服务内容的抵押担保收费项目。二是要加强社会融资担保体系建设。中小企业融资担保具有社会效益高、自身风险大准公共产品属性。因此，要适度提高财政支持力度，探索建立风险补偿机制，由财政对融资担保机构给予一定比例的风险补偿。三是要改进财政投入方式。将支持企业发展的财政资金由直接投入企业向重点支持融资担保体系建设倾斜，充分发挥财政资金的作用。

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