一、 引 言

在中国，政府掌握着土地、矿产、进出口配额、补贴和信贷等重要资源的分配，以及各种商业行为的行政审批和企业经营范围的规制权限(Fan等，2007)。因此，企业家往往热衷于与政府建立并维持良好的关系。良好的政企关系不仅可以为企业带来经济利益和政治庇护，而且能够弥补正式制度缺失所带来的损失(Allen等，2005；Faccio，2006；罗党论和唐清泉，2009；杜兴强等，2010)。

然而，政企关系并非一成不变。地方政治权力转移意味着原有政企关系重新洗牌。在这个机遇与挑战并存的关键时期，企业往往会主动出击，重新与政府建立政企关系(戴亦一等，2014；申宇等，2015)。申宇等(2015)研究发现，企业在政治权力转移时会采取寻租手段，与政府重新建立沟通与联系。但上述研究可能忽略了一个重要事实，即寻租的前提条件。陆铭和李爽(2008)认为，寻租需要依托强关系网络和交易双方的高度信任。那么，企业是通过何种方式，在地方政治权力转移当年及之后几年，与政府从互不了解发展到互相信任，甚至能够产生寻租交易的呢？换句话说，寻租行为可能不是企业与政府的“第一次亲密接触”。在寻租活动开始之前，政企双方的关系网络已经搭建完毕，彼此之间也已经取得了信任。寻租是企业关系网络和信任成熟后的活动。

企业社会资本往往以关系网络与信任为主要表现形式。程恩富和彭文兵(2002)认为，关系网络中的各方最初可能是以合作和交换为基础而联系起来的，但随着双方经济活动的增加以及信任的加深，一种特殊的私人关系便会形成。如果这种特殊的私人关系嵌入到政治治理结构中，则私人权力与公共权力相结合，会产生腐败与不公平(陆铭和李爽，2008)。因此，从逻辑顺序来看，企业寻租活动所依托的关系网络和高度信任，恰恰是企业社会资本投资的结果。有了关系网络和信任机制的担保，寻租活动才得以展开。因此，本文的研究将关注地方政治权力转移当年及之后几年企业社会资本投资的变动情况，并希望以此揭示政企关系从破裂到重建的动态过程^①。

①Acquaah(2007)认为，企业社会资本是企业拥有的一项能力，这种能力能够使企业与政府、股权人、债权人、供应商、客户、其他社会团体以及内部员工形成关系网络，并从中获取稀缺资源。Liu等(2009)将企业社会资本划分为商业关系型和政治关系型两类，后者是本文所述的主要内容。刘林平(2006)认为，企业社会资本投资的本质是花费在社会关系上的费用。那么，本文中的企业社会资本投资是指企业为与政府官员、行政管理机构等建立政企关系网络并从中获取社会资本而付出的成本。同时需要指出的是，本文所研究的企业社会资本投资不同于寻租。但必须承认，企业社会资本投资会使寻租和腐败更可能发生。

本文的贡献主要体现在：第一，本文的发现是对政企关系重构研究的一个重要补充。以往关于政企关系的研究大多集中在企业寻租和政治关联两个方面(Faccio，2006；杜兴强等，2010；申宇等，2015)，但却忽略了一个重要事实，即政治关联和企业寻租的前提是关系网络和利益双方高度信任，而寻租可能只是上述条件成熟后的活动。本文认为，在寻租或形成政治关联之前，企业已经对政府进行了大量的社会资本投资。因此，企业通过社会资本投资来构建关系网络、增进利益双方信任，才是企业发展政企关系的逻辑起点。第二，许多研究认为，企业在地方政治权力转移当年的迎合行为(如捐赠、寻租等)能够迅速(政治权力转移次年)为其带来便利与实惠。但本文研究发现，政企利益的交换可能并不满足“一手交钱，一手交货”的传统买卖逻辑。从企业社会资本投资到政企关系建立，再到优惠与便利获取，可能是一个投资不断积累、信任逐步建立的漫长过程，即投资方与被投资方之间存在投资和回报上的时滞。

二、 制度背景、理论分析与研究假设 (一) 转型经济中政企关系的建立手段

地方政府干预和正式制度缺失是中国企业热衷于构建政企关系的深层原因。国内外文献对企业建立政企关系手段的研究大多集中在政治关联和寻租两个方面(Faccio，2006；Xu等，2013；曹伟等，2016)。但如果将政治关联看作是企业隐性寻租的一种结果(杜兴强等，2010)，则寻租将是企业建立政企关系的重要手段之一。但进一步研究却使我们发现一个新问题。寻租往往具有“灰色交易”的特征，这就需要依托强关系网络和利益双方的高度互信(陆铭和李爽，2008)。政府官员贸然设租，寻租者贸然寻租，势必会导致极大的交易风险和交易成本。由此可以推断，寻租可能不是企业与政府的初次接触。在寻租活动开始之前，利益双方就已经取得了互信，关系网络也已经搭建完毕，寻租只是信任增进和关系网络成熟后的活动。

那么，在政企关系形成初期，政府与企业之间互不了解、互不信任，企业是如何与政府建立沟通联系机制的呢？已有研究认为，强关系网络和利益双方高度互信是企业寻租的前提条件。那么，企业是如何与政府建立关系网络，继而取得政府信任的呢？陆铭和李爽(2008)认为，企业社会资本往往以关系网络和信任为主要表现形式。Acquaah(2007)认为，企业社会资本是企业与各利益相关方形成关系网络并从中获取稀缺资源的一种能力。因此，企业社会资本投资是其建立社会关系网络、增进利益双方互信的一种交易费用(刘林平，2006)。Williamson(1985)认为，牢固的社会关系网络可以作为抵押品抑制机会主义行为(Baker和Murphy，2002)，同时信任会降低交易双方的不确定性和交易成本(程恩富和彭文兵，2002)。因此，企业社会资本投资才是政企关系形成的起点。换句话说，企业在寻租之前往往已经进行了大量的社会资本投资。

(二) 政治权力转移、政企关系重构与企业社会资本投资周期

既然企业社会资本依托社会关系网络发挥作用，那么关系网络的特征就显得尤为重要。Coleman(1988)认为，封闭性是社会关系网络的重要特点。封闭性意味着在关系网络内部，利益各方可以进行充分有效的激励、约束和惩罚，并将社会资本转换为利益各方的专用资产，但政府与企业的关系网络并不总是稳定的。在中国，出于反腐败、官员考察和政治晋升等目的，上级政府会定期或不定期地对下级官员进行调岗或轮换。官员的离任会使原先封闭的关系网络被打破，利益各方也就失去了专用资产的控制权和使用权，资源分配格局就此破裂。但继任官员的上任却给企业重构政企关系提供了契机。为了争夺政府手中的稀缺资源，降低政策不确定性给企业带来的风险，企业需要一个平台或渠道与继任官员建立沟通联系。此时，企业进行社会资本投资，不仅能够向继任官员介绍企业、彰显自身实力，也能与继任官员建立联系，增加了解，增进互信。Bromiley和Cummings(1996)研究发现，如果企业家对政府缺乏了解和信任，则会更多地将资源投入到与政府关系的建立和维护上，并有可能通过行贿等手段来避免政府对自身利益可能造成的损失。因此，在地方政治权力转移当年，企业会显著提高社会资本投资力度。

那么，企业社会资本投资在地方政治权力转移之后几年会呈现怎样的变化呢？关系网络中的各方最初可能以了解、简单合作的形式开展交易，但随着频繁的接触和深入的了解，这种关系便会逐渐演变成为特殊的关系网络，即强关系网络。关系网络由弱到强的转换，其实质是交易双方信任不断增加的过程。信任是指个人或组织承担易损性风险的意愿(Rousseau等，1998)，具有降低交易成本、减少机会主义行为的作用。在政府与企业的关系网络中，从最初地方政治权力转移当年双方不了解，到后来双方信任增加，必定会导致交易费用下降。既然企业社会资本投资的本质是企业构建关系网络的交易费用(刘林平，2006)，那么随着政企双方信任的增加，企业社会资本投资力度会逐渐降低。

基于以上分析，本文提出假设1：在地方政治权力转移当年，企业会显著提高社会资本投资力度；随着主政官员任期的增加，企业社会资本投资呈现下降趋势。即在主政官员任期内，企业社会资本投资呈现先增后减的周期性特点。

(三) 产权性质、政治权力转移与企业社会资本投资周期

本文认为，地方政治权力转移对企业社会资本投资的周期性影响可能因企业产权性质的不同而有所差异。首先，与国有企业相比，民营企业构建关系网络的动机更强。企业的社会关系网络可以分为生成性社会关系网络和继承性社会关系网络(程恩富和彭文兵，2008)。生成性社会关系网络是指企业需要通过自身努力去构建与拓展的社会关系。而继承性社会关系网络则是指在企业从事经济活动之前，其先天性的社会资源就已经存在。那么毫无疑问，民营企业属于前者，而国有企业属于后者。Faccio(2006)认为，与国有企业天生具有政治资本优势不同，民营企业在许多方面处于弱势地位，与政府维系良好的关系是其生存与发展的关键。因此，民营企业在政治权力转移当年构建政企关系网络、进行社会资本投资的动机更强。

其次，在未熟悉继任官员行事作风的情况下，作为“政治企业家”的国企高管贸然对继任主政官员进行社会资本投资，可能会给自己带来不必要的麻烦和政治风险。根据《中华人民共和国企业国有资产管理法》的相关规定，国有企业高管的任免与选拔由地方政府负责，而实际上是由掌握政治权力的官员负责(杨瑞龙等，2013)。另外，地方政府与地方国企高管之间的层级关系使彼此之间承担易损性风险的意愿非常强烈，从而通过增加信任来降低交易费用的效应不明显。

基于以上分析，本文提出假设2：相对于国有企业，地方政治权力转移所带来的企业社会资本投资周期性特点在民营企业中更加明显。

三、 研究设计 (一) 样本选择和数据来源

本文选择2007－2012年沪深两市A股上市公司作为初始样本，并剔除了以下观测值：(1)ST和^*ST上市公司；(2)金融、保险、证券以及公共事业类上市公司；(3)交叉上市的AB股和AH股公司；(4)2007－2012年企业注册地发生变更的上市公司；(5)在巢湖市上市的公司，因为安徽省巢湖市2011年被撤销；(6)当年上市的公司，因为个别指标的计算需要前一期的相关财务数据；(7)财务数据缺失的样本；(8)未单独披露业务招待费的上市公司。我们最终获得5 313个观测值。

基于本文的研究内容，我们手工收集和整理了三组数据：一是企业注册地市委书记的变更信息；二是企业当期支付的业务招待费；三是企业当期的慈善捐赠数据。本文借鉴徐业坤等(2013)、戴亦一等(2014)以及申宇等(2015)的研究，选用市委书记变更来衡量地方政治权力转移。为了获得该数据，我们首先找到样本公司的注册地，然后利用择城网找到样本期间注册地的市委书记(包括州委书记、盟委书记和地委书记)简历，^①最后为保证信息的准确性，通过人民网和百度进行确认。企业业务招待费数据从CSMAR数据库财务报表附注中披露的“损益项目－管理费用明细”中整理获取，具体包括业务招待费、行政招待费、招待费、协调周边关系费、交际应酬费、应酬费等。同时，本文仅保留单独披露业务招待费的样本。^②企业慈善捐赠数据从CSMAR数据库财务报表附注中披露的“损益项目－营业外收支－(非)公益性捐赠”中整理获取。其他数据主要来自CSMAR数据库。

①历任市委书记(包括州委书记、盟委书记和地委书记)的信息来自http://www.hotelaah.com。

②某些上市公司将管理费用的其他明细项目如董事会费、差旅费等与业务招待费一同披露，本文剔除了这类样本。

(二) 模型设定和变量说明

为了检验假设1，本文借鉴Liu等(2015)的研究，构建了模型(1)和模型(2)。对于假设2，我们在模型(1)和模型(2)的基础上，按企业产权性质进行分组检验。

$\begin{align} & Social={{\alpha }_{0}}+{{\alpha }_{1}}First+{{\alpha }_{i}}\sum\limits_{i=1}^{n}{Controls}+YearDummy \\ & +IndDummy+CityDummy+\varepsilon \\ \end{align}$

(1)

$\begin{align} & Social={{\beta }_{0}}+{{\beta }_{1}}Tenure+{{\beta }_{i}}\sum\limits_{i=1}^{n}{Controls}+YearDummy \\ & +IndDummy+CityDummy+\varepsilon \\ \end{align}$

(2)

1.被解释变量。本文采用管理费用明细中的业务招待费(Social)来衡量企业的社会资本投资。这是因为企业日常活动中用于维系政企关系的花费往往反映在业务招待费科目中。需要指出的是，企业的业务招待费支出是一个混合体，除了维系政企关系的支出外，还包括维护客户关系的正常应酬支出(Cai等，2011)。在中国，“交朋友”往往是企业“做生意”的先决条件，而宴请和馈赠礼物则是中国人“交朋友”通常采取的办法。本文用当期业务招待费除以当期营业收入，这在一定程度上可以平滑业务招待费中用于维系客户关系的花费。

2.解释变量。 本文参照Liu等(2015)的研究，采用市委书记变更当期(First)和继任市委书记任期(Tenure)两个指标来检验企业社会资本投资周期。本文认为，在市委书记变更当期，企业会显著提高社会资本投资水平，预期模型(1)中α₁＞0。同时，随着市委书记任期的增加，企业会逐渐降低社会投资水平，预期模型(2)中β₁＜0。如果企业社会资本投资随地方政治权力转移呈现先增后减的周期性特点，则要同时满足α₁＞0和β₁＜0。对于市委书记变更当期(First)指标，本文参照戴亦一等(2014)以及申宇等(2015)的衡量方法。如果市委书记变更发生在6月30日之前，则当年记为1；如果市委书记变更发生在6月30日之后，则下一年记为1。同一年度发生2次以上变更的，以最后一次变更为准。对于继任市委书记任期(Tenure)指标，本文参照Liu等(2015)的衡量方法，变更当年继任官员的任期为1，变更次年继任官员的任期为2，以此类推。

3.控制变量。本文选取企业规模(Size)、资产负债率(Lev)、固定资产密集度(Capint)、营业毛利率(Margin)、员工规模(Staff)等指标作为控制变量，并取滞后一期值。同时，本文还控制了董事长与总经理是否两职合一(Same)、第一大股东持股比例(Topone)、股权集中度(Hfd)、物价水平(Prclevel)以及政府和市场的关系(Relation)等变量(取当期值)。由于樊纲等编制的市场化指数只披露到2009年，之后年份数据用2009年的政府和市场关系得分来替代。另外，本文还控制了行业、年度与城市固定效应。变量定义见表 1。

四、 实证结果分析 (一) 描述性统计

本文对主要的连续变量进行了上下1%的Winsorize处理，以消除极端值的影响。表 2报告了样本期间官员变更的分布情况。2007－2012年共有298个城市发生了市委书记的变更，占统计城市数的25.85%。其中，2008年和2012年官员变更的城市较多，分别占当年统计城市数的38.06%和36.61%，其主要原因可能是中共十七大、十八大前后对部分领导干部进行了集中调整。

表 3报告了样本期间变量的描述性统计结果。可以看到，企业社会资本投资Social的均值为0.4001，中位数为0.2397，标准差为0.0056。这说明上市公司在社会资本投资方面存在一定的差异。其他变量的描述性统计结果都在合理范围内。

(二) 回归结果分析

表 4报告了假设1和假设2的检验结果，其中列(1)和列(2)列示了全样本下的回归结果。市委书记变更当期(First)的系数为0.0138，继任市委书记任期(Tenure)的系数为-0.0056。虽然解释变量系数的符号与预期一致，但回归结果并没有通过显著性检验。这说明地方政治权力转移对企业社会资本投资的影响可能与企业产权性质有关。因此，我们按企业产权性质进行分组，做了进一步的探讨。

表 4中列(3)至列(6)列示了国有企业和民营企业的回归结果。其中，列(3)和列(4)为国有企业样本的回归结果。市委书记变更当期(First)和继任市委书记任期(Tenure)的系数分别为-0.0135和0.0021，不仅系数符号与预期相反，而且均未通过显著性检验。列(5)和列(6)为民营企业样本的回归结果。市委书记变更当期(First)和继任市委书记任期(Tenure)的系数分别为0.0403和-0.0132，至少在10%的水平上显著。这说明在民营企业中，社会资本投资呈现出在市委书记变更当年增加、随继任官员任期的增加而逐渐减少的周期性现象。可见，与国有企业相比，民营企业社会资本投资的周期性特点更加明显。假设2得到验证。

五、 进一步的讨论

上文已经证实，地方政治权力转移所引起的企业社会资本投资周期性变化仅在民营企业中存在。下文将从官员特征、企业特征和企业社会资本投资经济后果三个方面，进一步考察这种周期性现象的基本逻辑。

(一) 继任官员特征、地方政治权力转移与民营企业社会资本投资

1.继任官员来源。参照徐业坤等(2013)以及戴亦一等(2014)的研究，本文将继任官员分为外调官员和内升官员。外调官员是指来自外地且没有本地工作经历的官员，内升官员则是指来自本地或在本地有工作经历的官员。如果继任官员来自外地，辖区内的民营企业在地方政治权力转移后需要与继任官员建立政企关系。而如果继任官员来自本地或在本地有工作经历，则情况刚好相反。由于沟通渠道、政企关系没有发生变化，原来与政府已建立良好政企关系的民营企业不需要重新进行社会资本投资。同时，由于与本地企业家较为熟悉，或碍于前任领导的情面(戴亦一等，2014)，内升官员一般不会轻易打破原有政企关系。本文认为，外调官员所引发的地方政治权力转移更容易导致民营企业社会资本投资的周期性变化。表 5中的回归结果支持上述推断。

2.继任官员的预期任期。企业社会资本投资的时点是在继任官员上任之初，因此对继任官员任期的预期就成为企业决策的重要依据。如果继任官员的预期任期短，那么企业进行社会资本投资的动机就不强。毕竟企业花费大量时间和精力建立起来的政企关系可能还未体现优势又将面临瓦解。如果继任官员的预期任期长，那么企业进行社会资本投资的动机就更强。毕竟在相对较长的任期内，企业有足够的时间和精力与政府建立良好的关系，并从中获得利益和好处。本文认为，与预期任期短的样本组相比，企业社会资本投资的周期性特点在预期任期长的样本组中会更加明显。

而在现实中，企业很难估计继任官员的预期任期。徐业坤等(2013)研究发现，在离任市委书记任期较短的地区，为了规避政策不确定性所带来的风险，企业会主动减少投资支出，而且可以预判这种因任期制而导致的地方政府正常换届。不可否认，对预期的估计必须建立在对过去客观事物研究和分析的基础上。由此可以推断，企业对继任官员任期的估计必定建立在对以往离任官员任期分析的基础上。本文对继任官员预期任期的衡量方法为：首先，统计每次市委书记继任之前，该城市前三届离任市委书记的任期；然后，计算前三届离任市委书记的平均任期，即继任市委书记的预期任期；最后，将样本中市委书记预期任期不满3年的(不包括3年)归为预期任期短的样本组，反之则归为预期任期长的样本组。^①表 5中的回归结果支持上述推断。

①具体的计算方法如下：以济南市为例，2012年为市委书记变更年，前三任市委书记的任期分别为10年、3年和5年。因此，2012年继任市委书记的预期任期为(10+3+5)/3=6年。2007年也为市委书记变更年，前三任市委书记的任期分别为1年、10年和3年。因此，2007年继任市委书记的预期任期为(1+10+3)/3=4.67年。徐业坤等(2013)将离任市委书记任期少于3年的定义为非正常换届，多于3年的定义为正常换届。这说明3年是人们对市委书记任期的一个普遍共识。因此，本文以3年为界来区分预期任期的长短。

(二) 民营企业特征、地方政治权力转移与企业社会资本投资

1.是否属于管制行业。在分权改革之后，地方政府拥有一定的管制进入审批权。为了继续获得所在行业的生产经营权，处于管制行业的民营企业愿意进行必要的社会资本投资。本文认为，与非管制行业相比，管制行业中的民营企业社会资本投资的周期性特点会更加明显。参照罗党论和刘晓龙(2009)对管制行业的划分，本文将采掘业(B)，石油、化学、塑料、塑胶(C4)，金属、非金属(C6)，电力、煤气、水的生产和供应(D)，交通运输、仓储(F)，信息技术(G)，房地产(J)以及传媒(L)界定为管制行业。表 6中Panel A的回归结果支持上述推断。

2.企业融资约束程度。作为企业的一项重要战略决策，融资影响其生产经营的各个方面。由于自身声誉或担保机制不强，融资约束程度高的企业更希望通过社会资本投资，借得政府声誉或得到政府帮助，获得贷款便利。本文认为，与融资约束程度低的企业相比，融资约束程度高的民营企业社会资本投资的周期性特点会更加明显。借鉴Hadlock和Pierce(2010)的研究，本文使用企业规模和企业年龄两个外生变量构建了融资约束指数(SA指数)，^①将大于等于该指数行业年度中位数的企业界定为融资约束程度低的企业，其他企业则为融资约束程度高的企业。表 6中Panel B的回归结果支持上述推断。

①融资约束指数(SA指数)为SA=-0.737×Size＋0.043×Size²－0.04×Age，其中Size为企业规模，用总资产的对数值来表示，Age为企业年龄。

3.企业是否具有政治关联。政治关联能够为民营企业带来融资便利、政府补助和投资机会等。政治关联在一定程度上为企业与主政官员的沟通提供了机会与便利，所以有政治关联的民营企业进行社会资本投资的动机不强。而对于无政治关联的民营企业，则情况刚好相反。本文认为，与有政治关联的民营企业相比，无政治关联的民营企业社会资本投资的周期性特点会更加明显。借鉴罗党论和唐清泉(2009)的研究，本文将实际控制人、董事长和总经理曾任或现任政府官员，或者具有人大代表或政协委员身份的企业界定为政治关联企业，反之则为无政治关联企业。表 6中Panel C的回归结果支持上述推断。

(三) 民营企业社会资本投资的经济后果

基于上文的理论分析，在地方政治权力转移当年，民营企业加大社会资本投资力度的目的是试图与继任官员构建长期的关系网络，以便获得或调用嵌入在关系网络中的显性和隐性资源。而企业社会资本投资往往是一种情感、信任的投资。胡刚(2004)认为，情感、信任的构建需要一个长期的积累过程。这种投资不同于寻租支出，其往往难以立即得到回报；同时，企业家将过多的精力放在关系的投资与维护上，有可能会对企业正常的生产经营活动产生“挤出效应”(肖兴志和王伊攀，2014)。因此，本文将从政府补贴和研发投入两个方面，对民营企业社会资本投资的经济后果进行实证检验。

1.在地方政治权力转移当年，企业增加社会资本投资能够获得更多的政府补贴吗？借鉴赵璨等(2015)的研究，本文构建了模型(3)来回答这一问题。其中，被解释变量为企业获得的政府补贴程度(Sub)，用企业获得的政府补贴与总资产的比值来衡量。为了检验企业社会资本投资对政府补贴的持续影响，被解释变量包括地方政治权力转移当年、次年的政府补贴程度以及继任官员任期内企业获得的政府补贴程度的均值。解释变量为企业社会资本投资(Social)。控制变量包括企业规模(Size)、资产负债率(Lev)、资产收益率(Roa)、第一大股东持股比例(Topone)、当年是否亏损(Loss)、扣除政府补贴后是否亏损(Loss_sub)、地区赤字程度(Deficit)以及是否属于重点扶持行业(Support)。另外，模型中还控制了行业与年度固定效应。

$Sub={{\alpha }_{0}}+{{\alpha }_{1}}Social+{{\alpha }_{i}}\sum\limits_{i=1}^{n}{Controls}+YearDummy+IndDummy+\varepsilon $

(3)

回归结果见表 7中列(1)至列(3)。在列(1)和列(2)中，Social的回归系数分别为0.0013和0.0014，均未通过显著性检验。这说明虽然民营企业在地方政治权力转移当年提高了社会资本投资力度，但在转移当年和次年，获得的政府补贴并没有明显增加。列(3)中Social的回归系数为0.0020，在10%的水平上显著。这说明民营企业在地方政治权力转移当年提高社会资本投资力度，在继任官员任期内确实有所收获。政企关系的建立是一个投资不断积累、信任逐步建立的缓慢过程。

2.在地方政治权力转移当年，企业社会资本投资是否会对研发投入产生挤出效应。借鉴谢维敏和方红星(2011)的研究，本文构建了模型(4)来回答这一问题。其中，被解释变量为企业研发投入强度(R & D)，用企业R & D投入与总资产的比值来衡量。为了检验企业社会资本投资对研发投入的持续影响，被解释变量包括地方政治权力转移当年、次年的企业研发投入强度以及继任官员任期内企业研发投入强度的均值。解释变量为企业社会资本投资(Social)。控制变量包括企业规模(Size)、资产负债率(Lev)、资产收益率(Roa)、反映投资机会的托宾Q值(Tobinq)、成长性(Growth)、第一大股东持股比例(Topone)、董事长与总经理是否两职合一(Same)、股权集中度(Hfd)以及公司年龄(Age)。另外，模型中还控制了行业与年度固定效应。

$R\And D={{\alpha }_{0}}+{{\alpha }_{1}}Social+{{\alpha }_{i}}\sum\limits_{i=1}^{n}{Controls}+YearDummy+IndDummy+\varepsilon $

(4)

回归结果见表 7中列(4)至列(6)。可以看出，无论是在地方政治权力转移当年(列(4))、次年(列(5))，还是在继任官员的整个任期内(列(6))，企业社会资本投资(Social)的回归系数均为负，且至少在5%的水平上显著。这说明企业社会资本投资会对其研发创新活动产生挤出效应，这种挤出效应不仅表现在地方政治权力转移当年，也表现在地方政治权力转移次年，甚至贯穿于继任官员的整个任期内。

六、 稳健性检验

为了保证回归结果的可靠性，我们做了以下稳健性检验：(1)考虑到四个直辖市的市委书记在组织任命、职务级别、任期等方面与其他城市不同，本文剔除了四个直辖市的样本。(2)考虑到市级地方政府很难干预中央国有企业和省级国有企业的生产经营活动，本文剔除了中央国有企业和省级国有企业样本。(3)考虑到企业社会资本投资可以分为“明”的慈善捐赠和“暗”的寻租费用，而且两者之间可能存在替代关系(肖兴志和王伊攀，2014)，本文采用企业业务招待费与慈善捐赠费用之和除以营业收入来衡量企业社会资本投资(Socialb)。(4)考虑到市委书记变更可能并不是外生的，本文采用DID分析方法，缓解可能存在的内生性问题。此外，借鉴Liu等(2015)的研究，我们从样本期间内筛选出“突然死亡”“双规”“接受调查”和“落马”等非正常变更样本，共计11个类似事件，分别为这些非正常变更样本寻找一个配对样本。以上回归结果都没有发生实质性变化。

受篇幅限制,文中未报告稳健性检验结果,如有需要可与通讯作者联系.

七、 结论与启示

本文利用市委书记变更这一外生事件，实证检验了地方政治权力转移对企业社会资本投资的周期性影响。结果显示，地方政治权力转移确实激发了民营企业社会资本投资的热情。同时，随着继任官员任期的增加，企业会逐渐减小社会资本投资力度，直到现任主政官员被继任者所代替。这种周期性特点是由政企之间信任程度的变化所导致的。分组检验结果表明，官员来自外地、继任官员预期任期较长都会显著增强地方政治权力转移对企业社会资本投资的周期性影响效应。同时，民营企业社会资本投资的周期性特点在管制行业、融资约束程度高以及无政治关联的企业样本中更加显著。本文还发现，民营企业在地方政治权力转移当年提高社会资本投资力度，虽然不能在政治权力转移当年和次年立刻得到实惠，但在新的政治周期中仍会有所收获。实证结果同时表明，在地方政治权力转移当年，企业加大社会资本投资力度会对其研发投入产生挤出效应，而且这种挤出效应持续存在于继任官员的整个任期内。

本文的研究具有一定的启示：第一，在正式制度缺位和剧烈变化的关系型社会中，企业社会资本投资是促进其发展的“润滑剂”，但同时也可能成为阻碍创新的“绊脚石”。企业积极与地方官员建立沟通、交流渠道，并进行必要的社会资本投资，确实能够帮助企业赢得资源竞争优势，但也会影响其研发创新。第二，从“关系”交易到“规则”交易，政府需要通过建立制度规则，公平对待交易双方，进一步降低履约成本。第三，中央政府在监督和治理腐败的过程中应结合企业社会资本投资的特点确定监管的重点和范围。例如，建立常态化的官员异地任职制度，加大对外地调任官员上任之初的监管力度；此外，坚持对官员的任中审计和不定期审计，对任期较长的官员进行重点的离任审计。