一、引言

2012年，美国、法国、俄罗斯、韩国等58个国家都举行政府换届大选^①。根据政治经济周期理论，政治因素变化会引起经济繁荣与萧条的周期性波动(Nordhaus，1975；Hibbs，1977、1987；Frey和Schneider，1978；Alesina，1987；Rogoff和Sibert，1988)。在中国，地方政府官员存在周期性换届^②，一般5年为1届。新一任地方官员上任后，他们会制定新的经济目标，采取新的宏观调控手段，从而会影响当地的经济发展周期。在政治经济周期理论的框架下，一些学者开始研究政府换届对于宏观经济的影响。Tao(2003)发现，自1987年以来，中国的总固定资产投资增长率的四次峰值分别出现在党的十三大、十四大、十五大和十六大召开的次年。陈卫东和苗文龙(2010)研究发现，中央政府政治周期使财政政策、货币政策具有一定的顺周期特征，地方政府政治周期通过财政项目竞争、软预算约束以及货币信贷倒逼机制，扩大了财政政策、货币政策的顺周期性。

①2012年全球有58个国家和政府将进行换届，中国青年网http://www.youth.cn， 2012年1月2日。

②在本文中，我们把官员的更替看做是一种中国特色的“政治周期”，城市中地方官员对企业及当地经济的影响特别明显(陈艳艳和罗党论，2012) 。

已有文献表明，在宏观经济层面，政治经济周期理论具有较强的解释力；而在微观经济层面，相应的研究较少。由于官员更替导致的政治周期是如何影响企业行为的呢？本文将探讨这一问题以及其背后的作用路径和经济后果。本文的重要性体现在两方面。首先，本文从微观企业角度拓展政治经济周期理论。许多研究关注了政治周期与宏观经济的关系，但如果仅从宏观方面研究，就只能局限于经济总量的分析，而无法了解其背后千万个微观企业的行为变化。宏观的经济变动不是凭空而来的，最终需要落实到微观企业。特别是短期漂亮的宏观指标可能造成迷雾，掩盖地方官员执政理念短期化带来的问题，因此，如果深入到微观企业中，可能更容易发现问题。为了更全面地了解中国的政治经济周期，本文研究政治周期如何影响微观企业的资源配置。其次，本文从动态角度研究地方政府(官员)如何干预企业投资。以往的研究大多从静态角度研究地方政府对企业的干预，不能很好地反映现实。地方官员的周期性变更表明地方政府并非静止不变的，从动态角度看待地方政府更符合实际。由于地方官员的周期性变动，地方政府对于企业的干预也会呈现周期性的变化。

本文可能有三方面的贡献。其一，本文在陈艳艳和罗党论(2012)的基础上，进一步扩展政治周期与企业行为关系的研究。陈艳艳和罗党论(2012)研究发现，地方官员更替导致辖区企业的投资支出增加，投资效率下降。然而，该文只是研究地方官员更替的下一年，即讨论企业投资在政治周期中某一年的变化。与之相比，本文研究企业投资在整个政治周期的变化，并呈现其变化趋势。而且，本文进一步探讨该现象背后的影响机制与经济后果，增加了我们对中国政治经济周期前因后果的了解。

其二，本文与政治不确定性的研究有所区别。Julio和Yook(2012)在跨国研究中发现，企业在国家选举年的投资支出比非选举年减少4.8%。他们认为，这种现象是选举当年的政治不确定性较高所导致的。徐业坤等(2013)研究表明，在市委书记更替当年，民营企业的投资支出明显下降，他们对该现象的解释也是基于政治不确定性。首先，我们需要指出，这两篇论文的实证结果与本文并不矛盾。他们都发现，在官员变更(选举)当年，企业投资支出下降。而本文的研究结果表明，变更当年的企业投资支出尽管高于变更前一年，但是低于变更后的第1年和第2年。换言之，变更当年的企业投资支出在整个政治周期中处于较低水平。其次，本文采取的是政治经济周期理论，与政治不确定性有所不同。这两篇论文侧重于突出企业的主导性，即企业主动采取措施规避政治不确定性带来的风险；而本文侧重于突出政府官员的主导性，即政府官员主动影响企业投资。本文认为，政治经济周期比政治不确定性更能解释中国的情况。这是由于在我国市场化推进的转轨过程中，政府支配经济资源的方式和手段并没有彻底改变，政府对重要的资源配置仍有着巨大的支配力和影响力。面临地方官员变更时，可能并非企业主动采取措施规避不确定性，而是地方官员主动影响企业投资。

其三，本文提供详实的实证证据，表明地方官员更替所导致的政治周期会对企业资源配置产生深刻的影响。尽管地方官员的正常任期为5年，但是官员调动频繁，任期不满的现象较为普遍。本文对2001-2009年277个地级市市长任期的统计发现，市长任期均值为3.20年。其中，大部分市长任期为2年(26.90%)或3年(25.95%)，然后分别是4年(16.14%)、5年(12.82%)和1年(11.23%)，6年及以上的只有6.96%。这表明地方官员任期较短，更替较为频繁，地方官员更替会以牺牲企业的投资效率为代价来换取地区GDP的增长。政治周期越短，则对企业投资效率产生的损害越大，所带来的GDP增长也非高质量的GDP增长，这需要引起我们的关注和反思。

二、理论分析与研究假说

本文的理论分析框架如下：首先，我们分析政治周期所带来的经济现象，即企业投资增加。然后，我们分析这一现象背后的两种作用路径：增加企业负债与增加政府支出。最后，我们分析这一现象带来的经济后果，即企业投资效率下降。

市级政府有两位领导：市委书记与市长。Zheng等(2014)指出，市委书记是市里“一把手”，主要负责人事与政治事务；市长负责政府的日常运作，而经济发展是政府运作的首要任务。本文的研究对象是微观企业投资，以市长变更衡量政治周期更为合适。

(一) 政治周期与拉动企业投资

改革开放以来，中国经济经历了三十多年的高速发展。这种增长奇迹背后有许多解释理论，其中两种被广泛认可的理论是中国的财政分权与政治晋升体制。Qian和Weingast(1997)认为，财政分权使得地方政府获得财政收支自主的权力，从而获得自主发展地方经济的能力。中央政府在实施财政分权的同时，也采用政治晋升体制对地方官员进行监督与约束。周黎安(2004，2007)指出，中央政府以经济指标作为地方官员政绩考核的重要指标，根据其政绩表现进行升迁、平调与降职，从而实现对地方官员的奖赏或者惩罚。Li和Zhou(2005)基于1979-1995年省级官员变更数据，对中国的政治晋升机制进行实证检验。研究发现，省级官员的升迁概率与地方GDP增速显著正相关。GDP增速提升1%，则省级官员的升迁概率提高10%。此外，周黎安等(2005)研究发现，在考核地方官员政绩时，中央政府会采用相对绩效评估以减少考核误差。现任官员的升迁概率不仅取决于自身任期内的经济绩效，还取决于其相对于前任官员的绩效增长。

在“财政分权、政治集权”的委托代理机制下，地方官员同时具备发展地方经济的能力与动力。由于GDP增速是衡量地方经济发展的最重要指标，短期GDP增速最大化成为地方政府的行动目标。靳涛(2006)指出，从GDP支出法来看，增加地区GDP的主要方法是投资驱动或者消费驱动。与消费驱动相比，投资驱动增加GDP见效更快，更为切实可行。固定资产投资按照投资主体划分，可分为财政投资与企业投资。财政投资是以地方政府为主体的政策性投资，地方官员在任期内必然会扩大财政投资以增加地区GDP。企业投资并非由地方政府主导，但是地方官员仍然能对其产生重要的影响。地方官员对企业的影响途径有两个，分别是加大企业的负债融资与加大政府支出，这将会在后文重点阐述。因此，地方官员的投资冲动不仅会扩大财政投资，也会带动企业增加自身的投资支出。王贤彬等(2010)的实证研究支持这一结论。他们研究发现，在省级官员变更当年，地方固定资产投资的增长率高涨，表明地方官员通过扩大投资以实现GDP增速的目标。

尽管地方官员掌握较多的资源配置权，有能力也有动力通过拉动企业投资以实现GDP增速目标，然而，资源始终是稀缺的。面对资源有限的限制条件，地方官员需要考虑在任期内如何分配资源以实现GDP增速最大化。两个因素的存在，致使地方官员将更多的资源集中在任期前期，分配到后期的资源则会减少。第一个因素是任期较短。我国地方官员的任期一般是5年，但是由于各种原因任期通常不足5年。本文对2001-2009年277个地级市市长任期的统计发现，市长任期均值只有3.2年。第二个因素是成果显示的滞后性。因为中央政府会采用相对经济业绩进行考核，新任官员的业绩必须超越前任才有更多的升迁机会，所以他们会在任期内推行一系列经济措施以拉动投资，实现更高的GDP增速^①。然而，推行经济措施的效果并非“立竿见影”，经济成果的显示通常存在滞后性。考虑到任期均值只有3.2年，如果不在任期前期集中各种资源重点发展，经济成果极有可能无法在任期内展现出来，无法在政绩考核中得到承认，反而变成后任官员的政绩。这种“前人栽树，后人乘凉”的现象是现任官员所不愿意看到的。为了尽可能在自身任期内显示经济成果，地方官员会在上任之初就推行各种经济措施。而且，在任期前期，他们会集中各种资源拉动辖区内的企业增加投资；在任期后期，资源的投入则会相对减少。因此，企业投资在官员任期前期会迅速增加，后期增速有所下降。官员任期一般为5年，我们以变更当年为基准年，变更后第1年和第2年为任期前期，变更后第3年和第4年及以后为任期后期。本文提出第一个研究假说。

H1a：官员变更后的第1年和第2年，辖区企业投资支出及其增长速度高于官员变更当年。

H1b：官员变更后的第3年和第4年及以后，辖区企业投资支出及其增长速度低于官员变更当年，或者与变更当年无显著差异。

①2011年，在全国两会召开期间，地方官员袒露发展热情并多方争取支持的一幕已是屡见不鲜，甚至有的代表委员进京参会还肩负着为地方经济发展进行公关的重任。资料来源：吴丽华、陈岩鹏：《换届周期诱发地方投资冲动》，《华夏时报》，2011年3月19日。

(二) 拉动企业投资的作用路径 1. 微观路径——加大企业的负债融资

微观路径是加大企业的负债融资，特别是其中的银行贷款。目前，我国企业的银行贷款主要来源于国有商业银行、股份制商业银行与城市商业银行。其中，城市商业银行为地方经济提供金融服务，其控股股东一般为地方政府，因此地方官员能够对他们施加较强的影响力。与城市商业银行相比，国有商业银行与股份制商业银行的微观治理能力较强，运行的市场化程度较高。然而，这并不能使他们摆脱地方政府的影响。徐诺金(2005)、林永军(2005)、萧安富和徐彦斐(2005)等学者都指出，我们不应将金融机构视为独立存在的经济个体，而是要将其放在“金融生态”的框架中，与政治、经济、法治、文化等外部要素结合在一起分析^①。而且，徐诺金(2005)认为，法律制度是影响金融生态最直接和最重要的因素。目前，我国金融生态中的法治因素尚未完善，存在以下三方面的缺陷：(1)国有金融产权导致“所有者”缺位与内部人控制；(2)《公司法》和《破产法》缺乏相关法条对金融债权实施强有力的保护；(3)社会信用体系不完善。

因为中国“金融生态”中的外部法治环境较为薄弱，法律规范不能成为金融债权的保护机制，所以金融机构需要寻找替代的保护机制。地方政府掌握较多的资源配置权，能够为金融债权提供各种“无形”或“有形”的担保，从而在一定程度上成为金融债权的替代保护机制。换言之，商业银行愿意为有地方政府“背书”的企业或投资项目提供信贷资金，因为他们能够得到政府的支持，破产风险与违约概率较低，金融债权有所保障。因此，尽管国有商业银行、股份制商业银行的治理结构独立，地方官员仍然能够对他们的信贷资金配置产生重要的影响。为了配合任期内的新经济政策，地方官员会干预商业银行的信贷资源配置，使其增加企业贷款，从而使得辖区企业获得充足的资金用于项目投资。

在信贷资源有限性的约束下，为了在短期内最快地创造漂亮的经济指标，地方官员需要把资源集中在任期前期，分配到后期的资源则相对减少。换言之，在官员任期前期，银行贷款及其增长速度更高。因此，本文提出第二个研究假说。

H2a：官员变更后的第1年和第2年，辖区企业新增负债及其增长速度高于官员变更当年。

H2b：官员变更后的第3年和第4年及以后，辖区企业新增负债及其增长速度低于官员变更当年，或者与变更当年无显著差异。

①中国人民银行行长周小川在2005年提出“金融生态”概念后，引起学术界和经济政策界对金融生态建设的重视。

2. 宏观路径——加大政府支出

许多学者的相关研究支持政府支出的“挤入效应”，即政府支出的增加可以导致民间投资增加。Aschauer(1989)基于美国数据研究发现，美国政府在基础设施方面的公共投资带动了更多的民间投资。Vijverberg等(1997)指出，美国政府在公共投资的早期扩张，通常会带来更多的民间投资，从而对经济增长产生正面影响。基于中国数据的研究也表明，中国政府支出存在“挤入效应”。刘溶沧和马拴友(2001)研究结果表明，中国的赤字、国债规模没有产生挤出效应，不仅财政赤字没有使利率上升，而且财政投资也未挤出私人投资。吴洪鹏和刘璐(2007)采用1997-2004年的月度数据，运用VAR模型检验中国是否存在政府支出的“挤出效应”。研究表明，三种“挤出效应”的机制均不存在，公共投资的扩大不仅不会挤出民间投资，反而挤进民间投资。许莉和郭定文(2009)运用基于VAR模型的Johansen协整实证分析，发现经济建设支出和行政管理支出挤进了私人投资。

根据上述相关研究，拉动辖区企业投资的另一个路径是加大地方政府支出。地方官员上任后，通过扩大政府支出，其本身以及其对辖区企业投资的带动效应均能促进地区GDP的发展。同样，在政府支出有限性的约束下，考虑到任期较短与成果显示的滞后性，地方官员需要把政府支出集中在任期前期，而后期的政府支出则相对前期有所减少。因此，本文提出第三个研究假说。

H3a：官员变更后的第1年和第2年，政府支出高于官员变更当年。

H3b：官员变更后的第3年和第4年及以后，政府支出低于官员变更当年，或者与变更当年无显著差异。

(三) 拉动企业投资的经济后果

Jensen(1986)从股东与管理层之间的代理冲突出发，以自由现金流理论解释企业的过度投资。当经理人支配的运营现金流超过所有盈利项目所需资金时，多余的现金形成管理层的自由现金流。即使没有NPV为正的投资项目，管理层仍然会继续投资，这样可以增加他们控制的资源，从而攫取更多的个人利益。企业负债能够制约管理层的过度投资。第一，企业必须按期偿还本金与利息，从而直接减少自由现金流；第二，债权人为了保证债权安全，会对企业管理层实施更多的监控。然而，中国的金融市场环境较为薄弱，信用规则尚未完全建立，社会法律也不够完善，债权人无法对债务人形成足够的约束。因此，债权人需要依靠地方政府对金融债权进行保证。在地方官员任期前期，为了拉动企业投资，地方政府更加愿意为企业负债提供“无形”或“有形”的担保，企业从而获得更多的负债。由于债权人的监控较弱，以及地方政府拉动企业投资，新增的外部负债不但无法制约管理层的过度投资，反而成为“自由现金流”，导致过度投资增加。在资源有限性的约束下，考虑到任期较短与成果显示的滞后性，地方官员需要把资源集中在任期前期，分配到后期的资源则会减少。因此，在官员任期前期，企业新增债务及其增长速度更高；相应地，企业过度投资程度更高，出现过度投资的可能性更大。

此外，地方官员更替后，辖区企业在外部力量的推动下扩大自身投资支出。企业的投资决策不再是单纯考虑企业价值最大化的投资目标，还要配合地方官员短期GDP考核目标，投资项目需要在短期内立项。这会缩短决策过程，降低决策科学性，从而导致企业更容易出现过度投资。在官员任期前期，投资支出及其增长速度更高；相应地，企业过度投资程度更高，出现过度投资的可能性更大。

根据上面的理论阐述，本文提出第四个研究假说。

H4a：官员变更后的第1年和第2年，辖区企业过度投资的程度与可能性高于官员变更当年。

H4b：官员变更后的第3年和第4年及以后，辖区企业过度投资程度与可能性低于官员变更当年，或者与变更当年无显著差异。

三、研究设计 (一) 样本选择

本文所采用的企业层面数据来自工业企业数据库。该数据库包括全部国有和年营业收入500万元及以上的非国有工业企业，共约33万多家，占中国工业总产值的95%。与基于上市公司样本研究相比，本文样本涵盖范围较广，更具有代表性。本文删除变量缺失的原始数据后，得到的样本数为1 063 189，样本区间为2001-2009年。我们通过地方年鉴与百度百科等途径，手工收集277个地级市2001-2009年的市长变更数据。城市层面的经济数据来自《区域经济统计年鉴》。具体的样本分布如表 1所示。

(二) 模型与变量

1. 回归模型。本文通过模型(1)检验政治周期对于企业投资支出的影响，因变量分别为投资支出INV_t、投资支出增长ΔINV_t。然后，本文检验拉动企业投资的作用路径。模型(2)检验微观层面通过扩大企业融资获得更多的投资资金，因变量分别为新增负债DEBT_t、新增负债变动ΔDEBT_t。模型(3)检验宏观层面通过扩大政府支出带动企业投资，因变量为财政预算内支出占GDP比例SPEND_GDP_t。最后，本文通过模型(4)检验拉动企业投资的经济后果。因变量分别为企业投资效率INV_E_t和过度投资虚拟变量INV_E_D_t。INV_E_t为通过Richardson(2006)模型^①计算的残差，表示过度投资的程度。INV_E_D_t为过度投资的虚拟变量，过度投资为1，否则为0。模型(1)至模型(4)的自变量中，TENURE1-TENURE3分别表示市长变更后第1年、第2年、第3年，TENURE4表示市长变更后第4年及以后。TENURE1-TENURE4的比较基准是TENURE0，即市长变更当年。根据上文的理论阐述，我们预期：β₁>0，β₂>0，β₃<0，β₄<0。

$\begin{array}{l} IN{V_t}\left( {\Delta IN{V_t}} \right) = {\beta _0} + {\beta _1}TENURE1 + {\beta _2}TENURE2 + {\beta _3}TENURE3 + \\ {\beta _4}TENURE4 + {\beta _5}GROWT{H_{t - 1}} + {\beta _6}LE{V_{t - 1}} + {\beta _7}CAS{H_{t - 1}} + \\ {\beta _8}FIRMAG{E_{t - 1}} + {\beta _9}SIZ{E_{t - 1}} + {\beta _{10}}IN{V_{t - 1}} + {\beta _{11}}\Delta GD{P_t} + \\ {\beta _{12}}INV\_GD{P_t} + FirmEffect + YearEffect + \varepsilon \end{array}$

(1)

$\begin{array}{l} DEB{T_t}(\Delta DEB{T_t}) = {\beta _0} + {\beta _1}TENURE1 + {\beta _2}TENURE2 + {\beta _3}TENURE3 + \\ {\beta _4}TENURE4 + {\beta _5}GROWT{H_{t - 1}} + {\beta _6}CAS{H_{t - 1}} + {\beta _7}FIRMAG{E_{t - 1}} + \\ {\beta _8}SIZ{E_{t - 1}} + {\beta _9}DEB{T_{t - 1}} + {\beta _{10}}RO{A_{t - 1}} + {\beta _{11}}\Delta GD{P_t} + \\ {\beta _{12}}FIN\_GD{P_t} + FirmEffect + YearEffect + \varepsilon \end{array}$

(2)

$\begin{array}{l} SPEND\_GD{P_t} = {\beta _0} + {\beta _1}TENURE1 + {\beta _2}TENURE2 + {\beta _3}TENURE3 + {\beta _4}TENURE4 + \\ {\beta _5}REVENUE\_GD{P_t} + {\beta _6}FIN\_GD{P_t} + {\beta _7}\Delta POPULATIO{N_t}\\ + {\beta _8}SPEND\_GD{P_{t - 1}} + CityEffect + YearEffect + \varepsilon \end{array}$

(3)

$\begin{array}{l} INV\_{E_t}(INV\_E\_{D_t}) = {\beta _0} + {\beta _1}TENURE1 + {\beta _2}TENURE2 + \\ {\beta _3}TENURE3 + {\beta _4}TENURE4 + {\beta _5}\Delta GD{P_t} + \\ {\beta _6}INV\_GD{P_t} + FirmEffect + YearEffect + \varepsilon \end{array}$

(4)

2. 变量定义。表 2为本文的变量定义表。因变量共有7个。INV_t为投资支出，由于数据库的现金流量表数据存在缺失，本文采用资产负债表数据计算企业的投资支出，具体见表 2。ΔINV_t为投资支出的变动，等于INV_t-INV_t-1。INV_E_t表示企业过度投资的程度，INV_E_D_t刻画企业是否出现过度投资。DEBT_t表示企业新增负债，ΔDEBT_t表示新增负债的变动。SPEND_GDP_t为财政预算内支出占GDP比例。本文主要考察的自变量有4个，即TENURE1-TENURE3分别表示变更后第1年、第2年、第3年，TENURE4表示变更后第4年及以后(比较基准是TENURE0，表示市长变更当年)。最后是本文的控制变量。公司层面的变量设计主要参考Richardson(2006)对于企业投资的研究以及孙铮等(2005)对于企业债务融资的研究。它们包括上一年的成长机会、资产负债率、现金持有量、公司年龄、公司规模、投资支出、新增负债与资产报酬率。其中，由于现金流量表数据的缺失，上一年的现金持有量是采用资产负债表数据间接计算。城市层面的控制变量参考王贤彬等(2009)的研究，控制变量包括考虑通货膨胀的GDP增长率、地区固定资产投资占GDP比例、金融机构新增贷款占GDP比例、财政预算内收入占GDP比例、人口自然增长率、上一年财政预算内支出占GDP比例。

四、描述性统计

本文在1%范围内用Winsorize方法处理异常值(只限连续变量)。因变量与主要自变量的描述性统计见表 3。全样本中，28.04%处于市长变更当年，27.28%处于变更后第1年，19.56%处于变更后第2年，11.31%处于变更后第3年，13.81%处于变更后第4年及以后。

五、实证结果与分析 (一) 拉动企业投资：政治周期与企业投资

表 4的列(1)与列(2)报告了企业投资支出(INV_t)的回归结果。列(1)是控制企业和年份效应、未加其他控制变量的回归，列(2)是加入其他控制变量的回归。两者结果相近，本文主要分析列(2)。TENURE1和TENURE2的系数均在1%水平上显著大于0，TENURE3和TENURE4的系数均在1%水平上显著小于0，与研究假说相符。市长变更后第1年，辖区企业投资支出比变更当年增加0.83%；变更后第2年，增加幅度上升到1.22%。变更后第3年，投资支出开始下降，比变更当年下降0.31%；变更后第4年及以后，下降幅度为0.86%。进一步，我们进行系数比较。首先是TENURE1与TENURE2的比较，F统计值为21.44，表明TENURE2的增加幅度大于TENURE1的增加幅度；然后是TENURE3与TENURE4的比较，F统计值为18.81，TENURE3的减少幅度小于TENURE4的减少幅度。结果表明，自市长上任起，辖区企业投资开始增加，到任期中间(正常而言，市长任期为5年，上任后第2年位于任期中间)达到高峰；任期后期开始回落，企业投资水平低于上任当年。

表 4的列(3)与列(4)报告了企业投资支出变动(ΔINV_t)的回归结果。列(3)是只控制企业和年份效应的回归。TENURE4的回归系数统计上不显著，可能是未加入其他控制变量所导致的。列(4)是加入其他控制变量的回归。TENURE1和TENURE2显著大于0，TENURE3和TENURE4显著小于0，与预期相符。市长变更后第1年，企业投资增长比变更当年提高0.90%；变更后第2年，投资增长比变更当年提高1.14%；变更后第3年，增长速度开始下降，比变更当年下降0.33%；变更后第4年及以后，下降幅度为0.81%。进一步，本文对系数进行比较。结果表明，TENURE1的增长幅度大于TENURE2的增长幅度，显著水平在1%以下；TENURE3的减少幅度小于TENURE4的减少幅度，显著水平在1%以下。与投资支出相似，投资增长在市长变更后第2年达到高峰，然后开始回落，呈现先涨后跌的趋势。

(二) 拉动企业投资的微观路径：政治周期与企业融资

表 5中列(1)与列(2)报告了企业新增负债(DEBT_t)的回归结果。列(1)控制企业效应和年份效应，列(2)在列(1)的基础上加入其他控制变量。两个回归结果较为接近，本文主要分析列(2)。TENURE1的系数在10%水平下显著大于0；TENURE2和TENURE3的系数为正，但统计上不显著；TENURE4的系数在1%水平上显著小于0。市长变更后第1年，辖区企业新增负债比变更当年增加0.07%；变更后第2年，新增负债比变更当年增加0.04%；变更后第3年，新增负债比变更当年增加0.04%；变更后第4年及以后，新增负债比变更当年减少0.27%。回归结果表明，新增负债在市长变更后第1年达到峰值，然后逐步回落；而投资支出在变更后第2年达到峰值，然后逐步回落。一般而言，融资领先于投资，前者的峰值比后者早一年，其变化规律与企业投资相符。

表 5中列(3)与列(4)报告了企业新增负债变动(ΔDEBT_t)的回归结果。是否加入其他控制变量对回归结果影响不大。本文主要分析列(4)的回归结果。TENURE1的系数在10%水平下显著大于0；TENURE2和TENURE3的系数为正，但统计上不显著；TENURE4的系数在1%水平上显著为负。回归结果表明，市长变更后第1年，辖区企业新增负债增长比变更当年提高0.08%；变更后第2年，新增负债增长比变更当年增加0.08%；变更后第3年，增加幅度为0.06%；变更后第4年及以后，新增负债增长比变更当年降低0.28%。新增负债增长在市长变更后第1年达到峰值，然后逐步回落；而投资支出增长在变更后第2年达到峰值，然后有所回落。同样，融资增长领先于投资增长，前者的峰值比后者早一年，周期性与企业投资一致。

(三) 拉动企业投资的宏观路径：政治周期与政府支出

表 6报告了地区政府支出(SPEND_GDP)的回归结果。列(1)是控制年度与地区效应，未加其他控制变量的回归。TENURE1的系数为0.001 6，在5%水平上显著。TENURE2、TENURE3和TENURE4的系数符号为正，但统计上都不显著。列(2)在列(1)的基础上加入其他控制变量。TENURE1和TENURE2的系数显著大于0；TENURE3和TENURE4的系数符号为正，但两者统计上都不显著。这表明，市长变更后第1年，政府支出比变更当年增加0.19%；变更后第2年，增加幅度为0.16%；变更后第3年，增加幅度为0.12%，但统计上不显著；变更后第4年及以后，政府支出比变更当年增加0.16%，但统计上不显著。进一步，本文对TENURE1和TENURE2系数是否相等进行检验，发现它们并无显著性差异。整体而言，政府支出在市长变更后第1年(任期第2年)达到峰值，任期后期与变更当年无显著差异。政府支出增长领先于投资增长，前者的峰值比后者早一年，其变化规律与企业投资相符。

(四) 拉动企业投资的经济后果：政治周期与投资效率

表 7中的列(1)与列(2)报告了企业投资效率(INV_E_t)的回归结果。列(1)回归中只控制年度与企业效应。列(2)在列(1)基础上加入其他控制变量。两者回归结果较为一致，本文重点分析列(2)。TENURE1和TENURE2的系数在1%水平上显著大于0；TENURE3的系数在1%水平上显著小于0；TENURE4的系数符号为负，但统计上不显著。回归结果与研究假说相符。研究结果表明，市长变更后第1年，辖区企业过度投资程度比变更当年增加0.80%；变更后第2年，增加幅度为0.96%；变更后第3年，过度投资开始下降，比变更当年降低0.35%；变更后第4年及以后，过度投资比变更当年下降0.14%。进一步，本文对TENURE1与TENURE2的系数大小进行比较。F统计值为3.17，显著性为10%，表明TENURE2的增加幅度大于TENURE1的增加幅度。以5年的市长任期为例，自市长上任起，辖区企业过度投资程度开始增加，到任期中间(变更后第2年)达到峰值；任期后期开始回落，企业过度投资程度低于上任当年。整体而言，过度投资的变化规律与投资支出、投资支出增加是一致的，呈现前升后降的趋势。

表 7中的列(3)与列(4)报告了企业投资效率虚拟变量(INV_E_D_t)的回归结果。是否加入其他控制变量对回归结果影响不大，本文重点分析列(4)。TENURE1和TENURE2的系数在1%水平上显著大于0，TENURE3和TENURE4的系数显著小于0。回归结果与研究假说相符。市长变更后第1年，辖区企业发生过度投资的可能性比变更当年提高3.34%；变更后第2年，可能性提高6.84%；变更后第3年，过度投资的可能性开始降低，比变更当年降低1.91%；变更后第4年及以后，可能性降低2.60%。进一步，本文进行系数比较。首先是TENURE1与TENURE2的比较，Chi2统计值为21.23，表明TENURE2的增加幅度大于TENURE1的增加幅度；然后是TENURE3与TENURE4的比较，Chi2统计值为0.39，TENURE3和TENURE4无显著差异。过度投资可能性的变化规律也是与投资支出、投资支出增加基本相似。过度投资可能性与过度投资程度的回归结果共同表明：企业投资在官员任期前期迅速增加，导致企业过度投资，投资效率下降。

六、结论与讨论

本文研究政治周期对企业投资的影响及其现象、作用路径与经济后果。基于2001-2009年277个地级市市长变更所形成的政治周期，我们发现：(1)市长变更后第1年和第2年的投资支出及其增长速度均高于变更当年，市长变更后第3年及以后的投资指标均低于变更当年，投资峰值出现在变更后第2年。(2)在这种现象背后，是增加企业负债融资的微观路径与扩大政府支出的宏观路径。两者的变化规律与投资行为基本一致，负债融资和政府支出的峰值都出现在变更后第1年。(3)这种现象导致企业投资效率下降(过度投资增加)，过度投资程度与可能性的峰值都出现在变更后第2年。

地方官员变更形成的政治周期使得企业投资受到周期性干预，在微观层面上出现不良的经济后果。为了避免地方政府的周期性干预，可能需要在两方面有所改变。第一，改进基于GDP考核的政治晋升体制，约束地方官员的短期行为。中央政府在考察地区GDP时，不能只关注GDP增速，而要更多关注GDP增速的构成。目前，GDP增速主要依靠投资拉动，容易产生过度投资与重复建设的问题。中央政府未来需要更为关注由消费拉动的GDP增速，这样才能促使地方官员致力于地方经济的可持续发展。第二，尽量避免地方官员的频繁变更。地方官员变更会带来新一轮的政治周期，产生新一轮的投资建设，导致企业新一轮的过度投资。因此，中央政府需要将官员变更控制在合理范围内，这有利于地方经济保持稳定的周期循环。

市级政府有两位领导：市委书记与市长。Zheng等(2014)指出，市委书记是市里“一把手”，主要负责人事与政治事务；市长负责政府的日常运作，而经济发展是政府运作的首要任务。本文的研究对象是微观经济中的企业投资，因此选择市长变更作为政治周期的衡量角度。未来的研究可进一步关注：市委书记变更与市长变更如何共同发挥作用，从而影响地区经济活动。这将会为大家展示一个更加完整的政治周期。