中国地区制度质量对企业资产结构的影响.DOC

1、本文发表于经济社会体制比较2018 年第 4 期1中国地区制度质量对企业资产结构的影响方明月 内容提要：一个地区的制度环境决定了企业发展。与经典的公司金融文献不同，最新文献从制度质量的角度来研究企业的资产结构。本文利用 1998-2013 年中国工业企业数据库和地区制度质量数据库，首次从制度质量（产权制度和缔约制度两个维度）的角度分析了中国民营工业企业的资产结构，并通过固定效应模型和工具变量回归后发现：（1）一个地区的产权制度越差，企业就越是倾向于提高无形资产相对于固定资产的比例；（2）一个地区的缔约制度越差，企业就越是倾向于降低无形资产相对于固定资产的比例；（3）相对于大企业，中小民营企业的

2、资产结构对制度质量更加敏感。本文的发现对于改善企业的资产配置效率和改进地区营商环境具有重要的启示。关键词：产权保护；缔约制度；资产结构中图分类号：F062.9 文献标示码：A 文章编号：一、导论一个企业花多少钱投资于固定资产、流动资产或无形资产，是一个非常重要的战略决策。因为企业的资产结构会影响企业的资本结构、生产技术和市场价值（Harris and Raviv， 1990），从而决定了企业的生存和发展。经典的公司金融文献或契约理论通常是从微观的角度来分析企业的资产结构以及资本结构，例如税收、破产风险（Harris and Raviv， 1991）以及剩余控制权（ Aghion and Bol

3、ton，1992 ；Hart，1995）。制度经济学认为，制度是长期经济增长最重要的决定因素。任何企业的行为都是既定的制度环境下最优化的结果，而且中国的政府对企业的影响非常广泛。因此本文独辟蹊径，试图从制度质量的角度来分析企业的资产结构。在现实中，一个企业需要面对两类经营风险：来自政府的侵权风险和来自同行企业的侵权风险。为了化解企业的这两类风险，政府需要建立一系列的制度安排。对前者的制度安排主要体现为政府对企业的产权保护，对后者的制度安排主要体现为企业之间的缔约制度。这两者正好对应于两类制度质量（Acemoglu and Johnson，2005）。我们主要关注三个问题：（1）产权制度是否会对

4、企业的资产结构产生影响？比如，在那些产权保护程度较好的地区，企业是否更安心进行固定资产投资？（2）缔约制度是否会对企业的资产结构产生影响？比如，在一个知识产权侵权行为比较普遍的作者简介：方明月，首都经济贸易大学经济学院副教授，经济学博士。基金项目：国家社会科学基金青年项目“混合所有制企业中国有资本与民营资本的合作机制研究”(项目编号：15CJL019)。本文发表于经济社会体制比较2018 年第 4 期2地方，企业是否缺乏进行技术创新从而积累无形资产的激励？（3）同时考虑产权制度和缔约制度时，两种制度的作用是否存在抵消效果？对上述问题的回答，具有重要的理论意义以及明显的政策含义。因此，我们有必要

5、利用中国的数据对制度质量和企业资产结构的关系进行检验。为此，本文利用 1998-2013 年中国工业企业数据库和地区制度质量数据库，首次从制度质量的角度分析了中国民营制造业企业的资产结构。通过面板数据固定效应和工具变量回归模型，本文发现：（1）一个地区的产权制度越差，企业就越是倾向于提高无形资产相对于固定资产的比例；（2）一个地区的缔约制度越差，企业就越是倾向于降低无形资产相对于固定资产的比例；（3）相对于大企业，中小民营企业的资产结构对制度质量更加敏感。本文从三个方面对现有文献做出了贡献。首先，本文是第一篇从中国地区制度质量的角度分析企业资产结构的文章，从一个新的角度推动了中国的公司金融研究

6、。目前现有文献几乎都是从微观角度分析企业的资产结构。例如，分析资产结构对企业并购的影响（Ambrose and Megginson，1992），资产结构对企业流动性和负债的影响（Harris and Raviv， 1990；Hall，2012），资产结构和资本结构的关系（Koralun-Bereznicka ，2013），以及资产结构对企业价值的影响（Nyamasege et al.，2014）。其次，本文明确区分了产权制度和缔约制度这两个维度的制度质量对企业资产结构的不同影响，从而丰富了制度质量的实证研究。克莱森斯和雷伊文（Claessens and Laeven，2003）发现，一个国家的

7、产权保护程度越好，企业的无形资产比例就越高。这是与本文最相关的文章。本文的发现似乎与之相反。由于克莱森斯和雷伊文提到的产权保护其实不是财产权制度，而是保护知识产权的缔约制度，因此本文的主要结论与之并不矛盾。这表明，区分两个不同维度的制度质量是非常有必要的，否则会得到相反的政策含义。再次，过去的制度文献主要聚焦于制度对长期经济增长的影响，例如莫罗（Mauro，1995 ）、阿西莫格鲁等（Acemoglu et al.，2005），而本文聚焦于中国地区制度质量对企业资产结构的影响，视角更为细致，为制度经济学的研究提供了微观基础和具体机理。本文剩余部分的结构安排如下。第二部分是理论分析和计量模型，第

8、三部分是数据和变量，第四部分是主要回归结果和稳健性检验，最后是结论。二、理论分析和计量模型（一）制度质量与资产结构从资产的周转性质上看，一个企业的总资产包括流动资产、固定资产、长期投资、无形资产以及递延资产这五类。其中，固定资产指企业为生产产品或提供劳务而持有的、使本文发表于经济社会体制比较2018 年第 4 期3用时间超过 12 个月的非货币性资产，包括房屋、建筑物、机器等。无形资产指企业长期使用而没有实物形态的资产，包括专利权、商标权、著作权和专有技术等。从物质形态上讲，固定资产和无形资产是两个极端，前者可以看到、难以移动、可以抵押，而后者难以观察、容易移动和无法抵押。对于制造业企业而言，

9、这两者的差异决定了它们受到制度环境的影响有所不同。我们从一个地区的产权制度和缔约制度两个维度分析制度环境对一个企业资产结构的影响。首先，产权制度会影响企业的资产配置。在一个产权保护程度较差的地区或经济体内，企业的财产面临被政府侵占的风险（Hall and Jones，1999 ；Acemoglu et al.，2005）。政府剥夺的方式有很多，例如扣押财产、挪用资产，或者低成本征用以及没收企业的财产。从保护企业财产的事前角度讲，相对于企业的商标、商誉、专利、发明和技术等无形资产，企业的机器、设备和厂房等固定资产（或有形资产）更容易被政府侵占。因为固定资产越多表示企业规模越大，而固定资产又难以隐

10、藏，更容易成为政府征税、收费、摊派的基础。从事后的角度来讲，一旦企业在当地签订了投资契约，在契约不完全的情况下会发生事后的敲竹杠问题（Hart，1995）。此时，有固定资产的企业就有更多的沉淀成本，更容易被政府敲竹杠，而“轻资产化”的企业更容易“用脚投票”，因此相对容易减少这种风险。对于制造业企业而言，固定资产带来的事前和事后风险尤其明显。因此，我们认为，一个地区的产权保护程度越差，企业的固定资产相对于无形资产的比例会越低；或者反过来说，一个地区的产权保护程度越好，企业的固定资产相对于无形资产的比例会越高。类似地，拉詹和津加莱斯（Rajan and Zingales，2003）认为，在农业经济

11、时代，战争对地主的破坏比对资产阶级的破坏要更严重，因为地主的主要财产是不能移动的田地。于是，我们得到假说 1。假说 1：其它条件相同，一个地区的产权制度越差，企业就越是倾向于提高无形资产相对于固定资产的比例。有趣的是，衡量制度质量的另一个维度缔约制度对企业资产配置的影响却可能相反。当侵犯产权的风险主要来自竞争对手而非政府时，企业的商标、专利和发明等无形资产更容易受到竞争对手的侵犯（Claessens and Laeven，2003）。因为相对于固定资产，企业的无形资产往往更难以被法院所证实，从而侵权成本更低。在转型国家，契约往往更不完善，法院执行效率往往更低，世界银行（World Bank，2

12、008）对中国商业纠纷的司法诉讼结果统计也证明了这点。中国各种“山寨”产品的出现就是例证。例如，市面上充斥的各种山寨茅台酒、以假乱真的五常大米和南丰蜜桔等。因此，正如克莱森斯和雷伊文（Claessens and Laeven，2003）指出的那样，如果一个地方对知识产权的保护程度越差，企业就越是会减少无形资产相对于固定资产的比例；反之，如果一个地方的缔约制度越好，企业就越是会提高无形资产相对于固定资产的比例。本文发表于经济社会体制比较2018 年第 4 期4福尔曼等（Furman et al., 2002）用国际专利数量来度量知识产权保护程度（缔约制度质量），发现知识产权保护越弱的国家，企业越

13、是更少投资于无形资产。昂等（Ang et al., 2014）利用 2001-2005 年的中国数据，发现知识产权保护程度与企业的研发投入和产出都是显著正相关的，这从另一个角度证明了上述观点。但是，克莱森斯和雷伊文（Claessens and Laeven，2003）提到的 “产权保护 ”没有涉及政府和企业之间的关系，而实际上是指竞争性企业之间的关系（缔约制度），因此这种制度测度是不完整的。而且，因为两种制度质量对资产结构的影响是相反的，所以从计量经济学的角度看，忽视产权制度对资产结构的影响，观察到的缔约制度与资产结构的关系显然是有偏的。于是，我们有假说 2。假说 2：其它条件相同，一个地区的

14、缔约制度越差，企业就越是倾向于降低无形资产相对于固定资产的比例。在现实中，国有企业因为隶属政府部门而具备制度化的产权保障措施，但民营企业往往暴露在来自政府部门或者来自同行的侵权风险之中。已有的政治关联文献发现，那些规模较大的民营企业家更容易获得诸如人大代表、政协委员的政治身份（梁莱歆和冯延超，2010），从而在融资成本、政府补贴以及市场准入等多个方面获得政府优待（胡旭阳，2010）。这意味着，同样是民营企业，大规模的民企相对于中小民企具有更多的政治惠顾，因此能够更好地依靠政治关联保护自己，减少来自政府部门或者竞争同行的侵权。反过来说，越是中小民营企业，越是在乎所处地区的制度质量，其资产结构越是

15、容易受到影响。于是，我们有假说 3。假说 3：其它条件相同，相对于中小民营企业，规模大的民营企业的无形资产相对比例对地区制度质量更不敏感。（二）计量模型设定为了估计中国各省制度质量对企业资产结构的影响，我们设定的基本计量模型如下。为了避免反向因果关系，同时反映制度环境对企业行为的时滞效应，借鉴现有制度经济学研究的做法（如 Du 等，2008 ），我们在回归中主要使用制度质量的一阶滞后项。（1）,1_idtidtitidtaseroIQX其中， 表示第 i 个企业在 d 地区第 t 年的无形资产相对于固定资产的it比例，关键解释变量 表示第 d 个地区在第 t-1 年（滞后一年）的制度质量（包括

16、产权,1d制度和缔约制度两个维度）， 表示控制变量，包括企业特征、地区特征和行业特征，表示企业个体固定效应， 表示年份固定效应， 表示扰动项。三、数据与变量（一）数据来源本文发表于经济社会体制比较2018 年第 4 期5本文的企业数据来自 19982013 年中国工业企业数据库。根据研究需要，我们选取了制造业企业样本。在此基础上，我们根据企业登记类型和注册资本比例，析出了私人资本和外资资本（含港澳台投资）控股比例超过 50%的民营企业样本。因为国有企业和集体企业与政府有着天然的紧密关系，相对而言更不容易受到地方政府的盘剥，所以我们剔除了国有和集体企业。参照多数学者整理该数据库的惯例（如聂辉华等

17、，2012），我们进行了一些基本的处理。此外，由于 2010 年的数据具有明显的异常性，我们暂时没有使用。最终，我们得到了总共 15 年 30 个省和 30 个二位数行业的超过 120 万个观测值，包含了将近 47万家企业。本文的省级地区制度质量数据来自樊纲、王小鲁和朱恒鹏编写的历年中国市场化指数和历年中国检察年鉴。（二）变量定义被解释变量是企业的资产结构。与克莱森斯和雷伊文（Claessens and Laeven，2003）一样，我们用无形资产与固定资产净值的比值（无形资产密度 1）来度量。无形资产密度不仅仅是一个财务指标，它的经济学含义是企业在无形和有形资产之间的配置比例。无形资产密度越

18、高，表明企业越是倾向于将看得见的有形资产变成看不见的无形资产，或者说降低资产被政府侵权的风险。由于 2008 年之后的中国工业企业数据库缺乏企业的无形资产、长期投资这两个变量，我们同时使用了另一个度量资产结构的变量：固定资产的反向比例，它等于（总资产-固定资产-流动资产) /固定资产。这个公式的分子与无形资产的数值是高度正相关的，因此固定资产反向比例越高，表示固定资产的相对比例越低，接近于无形资产的相对比例越高。我们将该指标称为无形资产密度 2。 1关键解释变量是省级的地区制度质量。在社会科学文献中，制度质量是一个难以测度的指标，但是经济学文献已经逐渐将制度质量变成了一个可测度和可检验的指标。

19、在制度测度方面，最有影响力的作者是阿西莫格鲁和约翰逊（Acemoglu and Johnson，2005），他们将制度分为两个维度：产权制度（property-rights institutions）和缔约制度（contracting institutions），他们认为这也是诺思（North ，1990）强调的两种约束。产权制度反映了政府和公民（或企业）之间的纵向交易关系，包括政府对公民财产的保护程度、官员的腐败程度和对官员的约束等方面。参考权威文献的做法，我们用两个变量衡量省级产权制度：政府干预和腐败立案率。政府干预变量来自樊纲等（樊纲等，2011；王小鲁等，2016）编制的“市场化进程指

20、数”，全称是“减少政府对企业的干预”，它表示“企业主要管理者花在与政府部门和人员打交道的时间占其工作时间的比重”。背后的逻辑是，如果一个政府是高效、廉洁、透明的，那么企业管理者就没有必要花费很多时间与官员打交道；反之，为了避免政府官员敲诈和侵权，企业管理者不得不花费大量时间与官员打交道。该指标反1 我们发现，对于 1998-2007 年的企业数据而言，固定资产的反向比例与无形资产的相对比例高度正相关，并且使用这一指标与使用无形资产相对比例的回归结果是完全一致的。这说明这一指标是可行的。本文发表于经济社会体制比较2018 年第 4 期6映了政府和企业之间的关系，因此可以较好地度量政府对企业的产权

21、保护程度，被学术界广为采纳（例如，Du et al.，2008；Ang et al.，2014）。根据樊纲等（樊纲等，2011；王小鲁等，2016），政府干预是正向指标，数值越大，表示产权保护程度越好。我们将其作为反映产权制度的主要解释变量之一。我们衡量产权保护程度的第二个变量是腐败立案率，以每个省每年被检察机关以贪污腐败罪名立案的案件数量除以国有单位人数来计算，数据来自历年中国检察年鉴。腐败立案率是负向指标，数值越大，表示该地区越是腐败，产权保护程度越差。现有文献中，吴一平（2008）、周黎安和陶婧（2009）、董和托尔格勒（Dong and Torgler，2013）、江艇和聂辉华（Jia

22、ng and Nie，2014）等都采用了这一指标衡量地区腐败程度。采用这一指标面临的一个主要质疑是，腐败立案数越多，也可能反映了反腐败力度越大。但是聂辉华（2014）认为，如果立案数反映了反腐败力度，那么用于反腐败的公、检、法、司等部门的财政支出应该与立案数量正相关。然而，数据显示各省人均司法支出和人均腐败立案数是负相关的。由于政府干预和腐败立案数都反映了政府的廉洁以及与企业的关系，因此两者是并列的指标。缔约制度反映了公民之间或企业之间的横向交易关系，主要指民事契约的实施程度和对知识产权的保护程度。借鉴 Du 等（2008）的做法，我们用本省人均专利批准数来度量当地的知识产权保护程度，它来自

23、樊纲等（樊纲等，2011；王小鲁等，2016）编制的“市场化进程指数”。背后的假定是，如果一个地方获得国家知识产权局批准的专利数量越多，说明本地的知识产权越是容易受到保护。此外，我们使用本省人口中的律师会计师比例来衡量民事契约实施水平，它也来自樊纲等（樊纲等，2011；王小鲁等，2016）编制的“市场化进程指数”。背后的含义是，如果一个地区的律师和会计师越多，那么该地区的企业越是容易诉诸法律手段保护自己免受同行侵权。反过来说，如果一个地区的民事法律完全不受尊重，也就不会有那么多律师从业人员了。这两个表示缔约制度的变量都是正向指标，即数值越大，缔约制度越好，它们之间可以是互补关系。控制变量包括三

24、类：企业特征、地区特征和行业特征。在研究制度环境对企业行为的影响时，通常都要控制企业的基本特征（如 Du 等，2008），这包括企业的规模（以员工人数对数或销售额对数度量）、年龄（对数）、资产回报率（净利润/总资产，即 ROA）和资产负债率。在固定效应模型回归中，我们控制了企业个体效应，因此也就控制了不随时间变化的地区特征和行业特征。此外，我们也控制了年份哑变量，以便反映时间趋势。（三）描述性统计表 1 和表 2 提供了省级地区制度特征和企业特征的描述性统计。表 1 显示，1998-2013年（不含 2010 年，下同），中国省级地区的产权保护制度政府干预、腐败立案率，以及缔约制度律师会计师比

25、例、人均专利批准数均有较大的标准差，能够反映地区制度本文发表于经济社会体制比较2018 年第 4 期7质量的差异。 1 表 2 表明，在制造业民营企业样本中，无形资产相对固定资产的比例较低，这说明大部分企业比较依赖固定资产投资。企业的平均年龄大约为 8 年。大部分企业属于中小规模企业。表 1 产权制度与缔约制度特征变量 观测值 均值 标准差 最小值 最大值政府干预 450 4.150 2.684 -3.37 10.33腐败立案率 450 0.417 0.133 0.06 1.02人均专利批准数 450 9.850 21.984 -0.25 172.77律师会计师比例 450 3.438 3.0

26、12 -1.41 40表 2 企业特征变量 观测值 均值 标准差 最小值 最大值无形资产密度 1 770273 0.053 0.150 0 1.315无形资产密度 2 1202441 0.065 0.212 0.090 0.987企业年龄 1202441 8.233 5.934 1 65职工人数 1202441 190.241 582.481 10 198971资产回报率 1202441 0.126 0.198 -0.156 1.086资产负债率 1202441 0.532 0.260 0.010 1.097四、回归结果（一）产权保护与无形资产比例我们首先考虑产权制度对企业资产结构的影响。我们

27、依据计量方程（1），主要采取面板数据固定效应模型（FE）进行回归，并且所有系数估计的标准误均为异方差和自相关稳健的。表 3 提供了产权保护对企业资产结构的回归结果。在第 1 列和第 2 列中，因变量都是狭义的无形资产密度 1，样本范围是 1998-2007 年。第 1 列的关键解释变量是政府干预的滞后一阶项，其系数在 1%的水平上显著为负。这说明，一个地区的产权保护程度越差，企业的无形资产相对于固定资产的比例就越高，或者反过来说固定资产相对比例就越低。第 2 列的关键解释变量是腐败立案率的滞后一阶项，其系数在 1%的水平上显著为正。这意味着，一个地区的产权保护制度越差，企业的无形资产相对比例就

28、越高。第 3 列和第 4 列的因变量是无形资产密度 2，样本范围是 1998-2013 年。我们发现，关键解释变量无论是政府干预还是腐败立案率，都在 1%的水平上显著，而且方向分别与第 1 列、第2 列的回归结果完全一致。这表明，一个地区的产权保护制度越差（表现为减少政府干预越低或者腐败程度越高），那么一个企业的无形资产相对比例就越高，或者固定资产相对比例就越低。假说 1 得到了证实，即其它条件相同，一个地区的产权制度越差，企业就越1 为了使 1998 年之后各地区制度指标具有跨年可比性，樊纲等（2011）对所有指标进行了标准化处理，以 2001 年为基数，因此一些变量值可能是负数。本文发表于

29、经济社会体制比较2018 年第 4 期8是倾向于提高无形资产相对于固定资产的比例。因为固定资产更容易被政府侵占，所以企业会在制度质量较差的地区将更多资产配置在无形资产类别上。在控制变量中，员工人数的系数显著为负。这可能是因为，规模越大的企业，越可能是劳动或者资本密集型企业，因此无形资产的比例相对越低。此外，资产负债率越高的企业，无形资产相对比例越低，固定资产相对比例越高。直觉上，这是因为固定资产比例较低的企业难以承担更多债务。表 3 产权制度对资产结构的影响因变量：无形资产密度 1 因变量：无形资产密度 2自变量 （1）FE （2）FE （3）FE （4）FE政府干预 -1 -0.140*(0

30、.0145)-0.0687*(0.0169)腐败立案率 -1 4.750*(0.226)1.460*(0.530)员工人数对数 -0.145*(0.0508)-0.145*(0.0507)-0.311*(0.0489)-0.309*(0.0489)企业年龄对数 0.0898(0.0666)0.0942(0.0665)1.210*(0.0603)1.200*(0.0603)资产回报率 -0.116(0.146)-0.167(0.146)-0.936*(0.157)-0.935*(0.157)资产负债率 -0.536*(0.125)-0.525*(0.125)-10.901*(0.137)-10.

31、901*(0.137)年份哑变量 控制 控制 控制 控制观测值 769880 769880 1202441 1202441注：（1）小括号内为聚类稳健标准误；（2）*、*、*分别表示 10%、5% 和 1%的显著性水平。（二）缔约制度与无形资产比例然后，我们考察缔约制度对企业资产结构的影响。表 4 第 1 列、第 2 列的因变量都是无形资产密度 1，第 3、第 4 列的因变量都是无形资产密度 2。我们发现，无论因变量是无形资产密度 1 还是无形资产密度 2，衡量缔约制度的人均专利批准数的一阶滞后项都在 1%的水平上显著为正，即缔约制度越好，企业的无形资产相对比例越高；或者说缔约制度越差，企业的

32、无形资产相对比例越低。另一方面，当我们以律师会计师比例衡量缔约制度时，其系数也在 1%的水平上显著为正，再次说明缔约制度质量与无形资产比例正相关。假说 2 得到了证实。假说 2 实质上与克莱森斯和雷伊文（Claessens and Laeven，2003）的发现是一致的，只是我们需要将彼处的“产权保护”理解为此处的“缔约制度”。在控制变量中，表示企业规模的职工人数和资产负债率的系数符号与表 3 类似，表现出较高的稳健性。表 4 缔约制度对资产结构的影响本文发表于经济社会体制比较2018 年第 4 期9因变量：无形资产密度 1 因变量：无形资产密度 2自变量 （1）FE （2）FE （3）FE

33、（4）FE人均专利批准数 -1 0.141*(0.00752)0.0490*(0.00503)律师会计师比例 -1 0.0710*(0.0227)1.460*(0.530)员工人数对数 -0.120*(0.0510)-0.140*(0.0508)-0.303*(0.0508)-0.309*(0.0489)企业年龄对数 0.0579(0.0670)0.0769(0.0667)1.230*(0.0603)1.200*(0.0603)资产回报率 -0.453*(0.147)-0.111*(0.146)-1.120*(0.158)-0.935*(0.157)资产负债率 -0.493*(0.125)-0

34、.535*(0.125)-10.901*(0.137)-10.901*(0.137)年份哑变量 控制 控制 控制 控制观测值 769880 769880 1202441 1202441注：小括号内为聚类稳健标准误，*、*、*分别表示 10%、5% 和 1%的显著性水平。（三）企业异质性分析接下来我们分析不同的企业是否对制度质量的反应有所不同。根据假说 3，规模越大的民营企业，越是有更多的资源来保护自己不被地方政府或同行企业侵权，因此其资产结构与制度质量的关系将更弱，或者说对制度质量的作用反映更加不敏感。根据国家统计局 2011 年 9 月印发的统计上大中小微型企业划分办法（国统字201175

35、号），我们生成一个虚拟变量“大企业”，表示职工超过 3000 名的民营企业。然后，我们构造一个制度质量与大企业的交互项。在表 3 和表 4 的回归模型基础上，我们引入两个变量：大企业、制度质量和大企业的交互项。既然无形资产密度 2 与无形资产密度 1 是高度正相关的，而且样本范围更广，我们此后就用无形资产密度 2 作为主要因变量。回归结果如表 5 所示。首先，我们注意到在第 1-4 列中，大企业的回归系数均显著为负；其次，四个制度质量与大企业的交互项的系数符号均与制度质量本身的符号相反。例如，第 1 列中，政府干预与无形资产相对比例是负相关的，这与假说 1 相符。加入政府干预与的大企业的交互项

36、之后，交互项的系数在 1%的水平上显著为正，与政府干预系数的符号相反。这表明，相对于中小民营企业，产权保护对大企业无形资产比例的影响更弱。第 2-4 列中，大企业与制度质量交互项的系数符号均与制度质量本身的系数符号相反，再次说明大企业弱化了制度质量的影响效果。因此，假说 3 也得到了支持。表 5 制度质量对企业影响的异质性分析因变量：无形资产密度 2自变量 （1）FE （2）FE （3）FE （4）FE政府干预 -1*大企业 0.403*(0.0244)本文发表于经济社会体制比较2018 年第 4 期10腐败立案率 -1*大企业 -0.357*(0.00411)人均专利数 -1*大企业 -0.

37、034*(0.00357)律师比例 -1*大企业 -3.929*(0.0243)大企业 -4.999*(0.309)-0.442*(0.211)-2.477*(0.255)-1.282*(0.281)政府干预 -1 -0.205*(0.0164)腐败立案率 -1 0.424*(0.024)人均专利批准数 -1 0.0231*(0.00405)律师会计师比例 -1 0.155*(0.0481)控制变量 控制 控制 控制 控制观测值 1202441 1202441 1202441 1202441注：（1）所有回归方程控制了企业年龄、资产回报率、资产负债率和年份哑变量；（2）小括号内为聚类稳健标准误

38、，*、*、*分别表示 10%、5% 和 1%的显著性水平。（四）稳健性检验首先，由于产权保护和缔约制度对企业资产结构的影响是相反的，我们需要考虑这两种效应是否相互抵消，或者此消彼长。于是，我们在表 6 第 1 同时加入了表征产权保护的政府干预以及表征缔约制度的人均专利批准数和律师会计师比例。回归结果表明，这三个表示制度质量的变量都依然显著，而且符号与之前的回归结果是一致的。在第 2 列中，我们将政府干预换成腐败立案率，结果依然与之前一致。这说明，产权保护和缔约制度都会对企业资产结构产生影响，而且这种影响不是互斥的，是共存的。当我们将所有的制度变量从一阶滞后项换成当期项时，结果依然没有实质性变化

39、。其次，囿于数据的限制，本文的研究可能遗漏了一些同时影响无形资产比例和制度质量的因素，即制度质量可能是内生的。然而，正如克莱森斯和雷伊文（Claessens and Laeven，2003）所言，制度的工具变量不好找，每一年的工具变量更不好找。本文的制度质量包括四个指标，其中产权保护包括政府干预、腐败立案率，缔约制度包括人均专利批准数和律师比例。我们不可能为四个变量都找到每年的工具变量。根据阿西莫格鲁和约翰逊（Acemoglu and Johnson，2005）的分析，产权制度比缔约制度更重要，因为一个企业可以防止被同行侵权，却更难摆脱政府的腐败行为，毕竟后者往往不是企业可以选择的。于是，我们退而求其次，为表征地区产权制度的腐败程度寻找一个工具变量。经过尝试，我们为每个省份的腐败立案率找到了一个工具变量省级纪委书记的籍贯。背后的逻辑是：第一，作为本地主管反腐败工作的最高领导，省纪委书记的个人特征会在很大程度上影响本省的腐败或反腐败程度。而在所有个人特征中，省纪委书记是否是本地人至关重要。已有研究表明，主管官员作为本地人，更有可能偏袒、庇护、眷顾本地下属的利益，形成某