李春霞

(天津財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300222)

?

產(chǎn)品市場競爭、所有權(quán)性質(zhì)與全要素生產(chǎn)率
——來自中國上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

李春霞

(天津財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300222)

摘要：全要素生產(chǎn)率的提高是中國當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵所在。從靜態(tài)角度看，產(chǎn)品市場競爭對全要素生產(chǎn)率的積極效應(yīng)在民營企業(yè)(或非國有持股比例較高的公司)中更為顯著；從動態(tài)角度看，隨著中國市場化改革的推進(jìn)，當(dāng)企業(yè)的終極控制人由國有變?yōu)槊駹I時(shí)，產(chǎn)品市場競爭和私有產(chǎn)權(quán)對全要素生產(chǎn)率的影響由沖突逐漸趨向融合。此外，產(chǎn)品市場競爭對處于不同分位數(shù)的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響存在顯著差異，并且上市公司中國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率要高于民營企業(yè)。

關(guān)鍵詞：產(chǎn)品市場競爭；全要素生產(chǎn)率；資本市場； 所有權(quán)性質(zhì)

一、引言及相關(guān)文獻(xiàn)回顧

改革開放30多年來，中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，在經(jīng)歷了依靠人口紅利和資本投入的高速增長之后，經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展進(jìn)入中高速增長的新常態(tài)，亟需技術(shù)創(chuàng)新推動。

關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新或技術(shù)進(jìn)步，諸多文獻(xiàn)采用全要素生產(chǎn)率來代理衡量。蔡昉(2013)指出，全要素生產(chǎn)率包括微觀技術(shù)效率和資源配置效率兩個(gè)方面，前者指資本積累過程中儲蓄向投資的轉(zhuǎn)化效率，后者指資本形成后向不同資本邊際報(bào)酬經(jīng)濟(jì)部門的配置和調(diào)整。有文獻(xiàn)指出，中國國有企業(yè)改革的關(guān)鍵在于利用市場進(jìn)行資源配置。劉小玄等(2008)認(rèn)為，競爭的市場結(jié)構(gòu)導(dǎo)致較高的生產(chǎn)率，而壟斷的市場則產(chǎn)生較低的效率。樊綱等(2011)進(jìn)一步通過考察市場化進(jìn)程對中國各省份經(jīng)濟(jì)增長的影響，研究發(fā)現(xiàn)，1997—2007年間全要素生產(chǎn)率的39.2%來自于市場化的貢獻(xiàn)。簡澤(2011)基于微觀工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)市場競爭通過提供激勵，提高了企業(yè)層面的生產(chǎn)率，改善了跨企業(yè)的資源配置效率。然而，一些文獻(xiàn)則認(rèn)為企業(yè)的全要素生產(chǎn)率與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)密切相關(guān)。吳延兵(2012)認(rèn)為，公有產(chǎn)權(quán)屬性確實(shí)導(dǎo)致國有企業(yè)存在著生產(chǎn)效率和創(chuàng)新效率的雙重?fù)p失。劉小玄等(2005)認(rèn)為，國家資本股權(quán)的變化與企業(yè)效率顯著負(fù)相關(guān)，而個(gè)人資本股權(quán)變化與企業(yè)效率顯著正相關(guān)。此外，還有一些文獻(xiàn)將競爭和產(chǎn)權(quán)相結(jié)合展開研究，但得到的結(jié)論也并不一致。劉小玄(2003)認(rèn)為競爭市場與較低的國有持股比例的結(jié)合產(chǎn)生了良好的產(chǎn)業(yè)績效，Zheng et al.(2011)發(fā)現(xiàn)電信行業(yè)的拆分競爭強(qiáng)化了產(chǎn)權(quán)改革效果，而胡一帆等(2005)則認(rèn)為產(chǎn)品市場競爭與民營股權(quán)份額對全要素生產(chǎn)率的影響存在替代關(guān)系。

不同于上述文獻(xiàn)，本文試圖從資本市場的角度結(jié)合企業(yè)的所有權(quán)性質(zhì)解讀外部市場競爭對上市公司全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)。本文的研究表明：第一，上市公司中國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率顯著高于民營企業(yè)。這可能是由于國有企業(yè)主要遴選優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)發(fā)行上市，抑或由所有權(quán)歧視造成的金融資源錯(cuò)配對民營企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的減損效應(yīng)超過國有企業(yè)所致。基于上市公司微觀數(shù)據(jù)得到的這一結(jié)論，與已有文獻(xiàn)基于省級面板和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)得到的國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率低下的結(jié)論不完全一致。第二，產(chǎn)品市場競爭對于處在不同分位數(shù)的企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響存在顯著差異。在資本市場的資源配置和動態(tài)監(jiān)督之中，國有企業(yè)和民營企業(yè)在市場競爭中全要素生產(chǎn)率均呈提高趨勢。這意味著，資本市場中證券市場交易有助于企業(yè)效率的整體提升，這為做大做強(qiáng)資本市場和推動國企改制上市提供了證據(jù)支持。第三，靜態(tài)上，民營企業(yè)中產(chǎn)品市場競爭的積極效應(yīng)表現(xiàn)更為顯著；動態(tài)上，隨著市場化改革推進(jìn)，國有企業(yè)產(chǎn)權(quán)變更與市場競爭的關(guān)系逐步趨于融合。這一結(jié)論拓展和深化了關(guān)于市場競爭、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對全要素生產(chǎn)率影響的相關(guān)文獻(xiàn)。

二、實(shí)證模型和數(shù)據(jù)說明

(一)模型設(shè)定

本文模型的建立以生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)，參考Xu et al.(2012)、張杰等(2011)，本文引入產(chǎn)品市場競爭、產(chǎn)權(quán)變量以及二者的交互項(xiàng)，建立如下計(jì)量模型：

Ln TFPit=β0+β1Comit+β2Ownit+β3(Comit×Ownit)+B?Controlit+εit

(1)

其中，TFP表示全要素生產(chǎn)率，Com表示產(chǎn)品市場競爭程度，Own表示所有權(quán)，Control表示控制變量矩陣。由于企業(yè)規(guī)模是導(dǎo)致企業(yè)效率異質(zhì)性的主要來源之一(Lucas，1978；Van Biesebroeck，2005)，因此，對公司規(guī)模Size進(jìn)行了控制。此外，債務(wù)融資會減少公司的自有現(xiàn)金流，起到杠桿治理的效應(yīng)，降低經(jīng)理代理成本并提高公司質(zhì)量(Jensen，1986)，故同時(shí)對資產(chǎn)負(fù)債率Gear進(jìn)行了控制。表1列示了變量的具體計(jì)算方式。

(二)變量設(shè)定

1．被解釋變量

2．解釋變量

產(chǎn)品市場競爭程度。諸多文獻(xiàn)指出企業(yè)的財(cái)務(wù)績效指標(biāo)更能反映出產(chǎn)品市場競爭的真實(shí)情況(姜付秀 等，2008)。何楓等(2009)認(rèn)為企業(yè)毛利率可以反映企業(yè)所在的產(chǎn)品細(xì)分市場特征，張會麗等(2012)則認(rèn)為主營業(yè)務(wù)毛利率指標(biāo)能較好刻畫企業(yè)產(chǎn)品市場競爭優(yōu)勢的強(qiáng)弱。因此，本文采用主營業(yè)務(wù)毛利率作為產(chǎn)品市場競爭程度的代理變量。該指標(biāo)值越高，可以合理推定該企業(yè)所在的產(chǎn)品市場的競爭性可能越弱，反之亦然。該指標(biāo)與產(chǎn)品市場競爭程度呈逆向關(guān)系。

所有權(quán)變量。分別選取產(chǎn)權(quán)虛擬變量和非國有持股規(guī)模的連續(xù)變量作為企業(yè)所有權(quán)的代理變量。產(chǎn)權(quán)虛擬變量Prilarge定義為：如果公司終極控制人為自然人或家族，則取1；否則為0。非國有持股規(guī)模Nonstate定義為：1-國有股數(shù)/普通股數(shù)。

3．樣本選擇與數(shù)據(jù)說明

本文以1999—2012年A股上市公司為研究樣本，最終控制人數(shù)據(jù)來自CCER，其他數(shù)據(jù)均來自CSMAR。樣本選擇過程中，剔除了金融類公司、ST和PT公司，同時(shí)對連續(xù)變量采用Winsorize處理了前后1%觀測值。經(jīng)過篩選，最終研究樣本為744家上市公司，形成了一個(gè)以1999—2012年連續(xù)14年的含有10416個(gè)觀測樣本的平衡面板*其中，估算Ln TFP時(shí)采用非平衡面板計(jì)算，本文主要就1999—2012年一直存在的744家公司進(jìn)行研究。。在觀測值中，國有控股樣本達(dá)到76%，其中，國有控股公司由1999

表1　變量的定義和統(tǒng)計(jì)性描述

年的628家減少到2012年的481家，民營控股公司由1999的44家增加到2012年的217家。表1簡單匯報(bào)了后文實(shí)證回歸部分所需變量的均值和標(biāo)準(zhǔn)差。

表2分組報(bào)告了全要素生產(chǎn)率(Ln TFP)的分布，通過數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)描述簡單觀測產(chǎn)品市場競爭、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。全樣本中，全要素生產(chǎn)率整體上呈緩慢上升的趨勢，中間一些年份偶有下降。按照年度產(chǎn)品市場情況將樣本等分為低競爭、中等競爭和高競爭三組，分組時(shí)允許公司面臨的產(chǎn)品競爭程度發(fā)生狀態(tài)轉(zhuǎn)移，分年度列示了這三種市場環(huán)境下公司全要素生產(chǎn)率的均值。對比不同競爭環(huán)境下的全要素生產(chǎn)率，可以發(fā)現(xiàn)，高產(chǎn)品市場競爭強(qiáng)度環(huán)境下的企業(yè)平均全要素生產(chǎn)率更高，而低競爭環(huán)境下的全要素生產(chǎn)率最低。從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)橫向?qū)Ρ瓤?，民營控股公司的全要素生產(chǎn)率要低于國有控股公司；從縱向時(shí)間變化看，國有企業(yè)和民營企業(yè)的全要素生產(chǎn)率大體上都呈上升的趨勢。由于沒有控制其他因素的影響，用單變量進(jìn)行的樣本描述分析并不能反映出單個(gè)變量真實(shí)的邊際影響，更有意義的結(jié)論還有待于下文嚴(yán)格的計(jì)量分析得出。

表2　上市公司全要素生產(chǎn)率(Ln TFP)分布狀況

注：分別對產(chǎn)品競爭程度低租和高組、終極控制人為國家和民營時(shí)的Ln TFP進(jìn)行均值t檢驗(yàn)，基本在10%的統(tǒng)計(jì)水平存在顯著差異。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)產(chǎn)品市場競爭與上市公司全要素生產(chǎn)率

“企業(yè)毛利率”本身是一個(gè)反映企業(yè)獲利能力的財(cái)務(wù)指標(biāo)，用其代理產(chǎn)品市場競爭程度可能會產(chǎn)生內(nèi)生性問題，因?yàn)槿厣a(chǎn)率很有可能會對企業(yè)的盈利能力產(chǎn)生反向作用。因此，下文均采用2SLS進(jìn)行回歸，取其滯后一期項(xiàng)作為工具變量。從表3第(1)列回歸結(jié)果可以看出，產(chǎn)品市場競爭代理變量與全要素生產(chǎn)率在1%的統(tǒng)計(jì)水平上負(fù)相關(guān)，這說明產(chǎn)品市場競爭總體上有助于全要素生產(chǎn)率的提升。

然而，從嚴(yán)格意義上講，產(chǎn)品市場競爭并非對所有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率都產(chǎn)生促進(jìn)作用。故而，接下來表3第(2)-(6)列采用分組回歸方法考察了產(chǎn)品市場競爭對生產(chǎn)效率處于不同分位數(shù)的企業(yè)的影響。從回歸結(jié)果可以看到，對于20分位數(shù)以下(生產(chǎn)效率低下)的企業(yè)，產(chǎn)品市場競爭反倒會降低其全要素生產(chǎn)率，這是因?yàn)檫@類企業(yè)極有可能被市場競爭所淘汰，也便無提升全要素生產(chǎn)率可言。對于40分位至60分位數(shù)之間的公司，產(chǎn)品市場競爭的作用在統(tǒng)計(jì)上并不顯著，這是由于這類公司在市場中居于平均位置，故其進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的動力并不強(qiáng)。而處于20分位至40分位數(shù)之間的公司面臨即將被淘汰的邊緣，因此，在市場競爭的壓力下會被迫進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新。產(chǎn)品市場競爭對處于60分位至80分位數(shù)間公司的全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)出顯著的促進(jìn)作用，并且這一影響效果要遠(yuǎn)高于處于20分位至40分位數(shù)間的公司。對于80分位數(shù)以上(生產(chǎn)效率極高)的企業(yè)來說，產(chǎn)品市場競爭對其全要素生產(chǎn)率的影響是最大的?？傊a(chǎn)品市場競爭通過對不同全要素生產(chǎn)率企業(yè)差異性的影響，起到了優(yōu)化資源配置的作用。

表3　基于分位數(shù)回歸的產(chǎn)品市場競爭與上市公司全要素生產(chǎn)率

注：(0,100]表示全樣本，(0,20)表示20分位數(shù)以下的樣本，[20,40)表示20分位數(shù)至40分位數(shù)的樣本，[40,60)、[60,80)和 [80,100)，依此類推。本表所匯報(bào)為采用2SLS進(jìn)行分位數(shù)回歸的結(jié)果。***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，括號內(nèi)是t統(tǒng)計(jì)量。

(二)靜態(tài)研究：產(chǎn)品市場競爭、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與上市公司全要素生產(chǎn)率

表4　產(chǎn)品市場競爭、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與上市公司全要素生產(chǎn)率

注：第(1)、(4)、(5)列是2SLS估計(jì)的結(jié)果，采用Com及其交互項(xiàng)的滯后一期項(xiàng)作為工具變量。***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，括號內(nèi)是t統(tǒng)計(jì)量。

表4主要結(jié)合產(chǎn)權(quán)背景分析產(chǎn)品市場競爭與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系。表4第(2)、(3)列顯示，私有產(chǎn)權(quán)虛擬變量Prilarge和連續(xù)變量Nonstate的回歸系數(shù)為負(fù)，并且在1%的統(tǒng)計(jì)水平顯著。這與吳延兵(2012)、劉小玄等(2005)關(guān)于國有產(chǎn)權(quán)低效的結(jié)論并不一致。已有文獻(xiàn)關(guān)于國有企業(yè)低效的結(jié)論更多是針對宏觀數(shù)據(jù)、省級面板和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫分析得到，而本文國有產(chǎn)權(quán)全要素生產(chǎn)率相對較高的結(jié)論主要是基于A股上市公司數(shù)據(jù)計(jì)算得到，造成差異的原因可能在于：第一，國有控股公司的高全要素生產(chǎn)率很有可能是上市前將劣質(zhì)資產(chǎn)剝離出去所導(dǎo)致，其上市部分往往由原國有企業(yè)優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)組成，上市的國有企業(yè)本身大都具有較高的初始生產(chǎn)效率。第二，在中國“非市場決定”的制度環(huán)境下，國有產(chǎn)權(quán)更多受到政府“扶持之手”的幫助，政府科研資金更傾向于投入到國有部門，這些導(dǎo)致國有企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新上具有資金和資源優(yōu)勢。

表4第(4)列產(chǎn)品市場競爭與產(chǎn)權(quán)虛擬變量的交互項(xiàng)為負(fù)，說明產(chǎn)品市場競爭有利于改善金融資源錯(cuò)配所導(dǎo)致的全要素生產(chǎn)率減損效應(yīng)，產(chǎn)品市場競爭對民營企業(yè)全要素生產(chǎn)率減損效應(yīng)的緩解要遠(yuǎn)高于國有企業(yè)，因此，最終表現(xiàn)為產(chǎn)品市場競爭對民營企業(yè)全要素生產(chǎn)率的積極效應(yīng)要大于國有企業(yè)。

表4第(5)列*中心化處理后的的回歸結(jié)果。中心化可以成功減少多項(xiàng)式或交互效應(yīng)模型中的多重共線性，模型的R2值及其他解釋變量的系數(shù)不會發(fā)生改變，只有Com和Nonstate的系數(shù)發(fā)生變化，中心化處理可得到均值水平精確的系數(shù)估計(jì)值。產(chǎn)品市場競爭和產(chǎn)權(quán)連續(xù)變量的交互項(xiàng)也為負(fù)，同樣支持以上結(jié)論，即產(chǎn)品市場競爭越激烈，隨著非國有持股比例的增加企業(yè)全要素生產(chǎn)率會提高得越快；抑或在非國有持股比例相對較高的企業(yè)中，產(chǎn)品市場競爭越激烈越有助于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。

(三)動態(tài)研究：產(chǎn)品市場競爭、終極控制人變更與上市公司全要素生產(chǎn)率

接下來主要從動態(tài)視角關(guān)注終極控制人變更(重點(diǎn)關(guān)注終極控制人由國有變民營)對全要素生產(chǎn)率的影響。因此，需要比較國有企業(yè)控制人變更前后全要素生產(chǎn)率的差異?？紤]到國有企業(yè)終極控制人的變更并非隨機(jī)發(fā)生，下文采用基于傾向得分匹配的雙重差分模型進(jìn)行分析。

首先，根據(jù)傾向得分值進(jìn)行匹配。在匹配過程中，將樣本分為兩組：一組是終極控制人變更的國有企業(yè)，稱為處理組；另一組為未發(fā)生控制人變更的國有企業(yè)，稱為對照組。傾向得分匹配，即從對照組中找出與國有產(chǎn)權(quán)變更概率極為接近的未變更企業(yè)*參考Baier et al.(2009)、盛丹(2013)等，選用上期企業(yè)的固定資產(chǎn)K、平均工資水平Lwage、流動資產(chǎn)Llas、負(fù)債率Gear和就業(yè)人數(shù)L作為可能影響國有企業(yè)控制人變更的因素。，來消除選擇性偏差。其次，采用雙重差分模型進(jìn)行估計(jì)，如式(2)所示。構(gòu)造時(shí)間虛擬變量dT，dT=1表示國有企業(yè)控制人變更后的時(shí)期，dT=0表示國有企業(yè)控制人變更前的時(shí)期；Treated=1表示處理組，Treated=0表示對照組；Treated與dT交互項(xiàng)的系數(shù)，即可以反映出終極控制人變更前后全要素生產(chǎn)率的變化。

Ln TFPit=γ0+γ1Treatedit+γ2dTit+γ3Treatedit*dTit+γ4Sizeit+ψit

(2)

1．終極控制人變更分布與傾向得分匹配結(jié)果

在1999—2012年一直存在的744家上市公司中，總共有278家公司的終極控制人曾經(jīng)由國有變民營。具體的年份與終極控制人變更分布，如表5所示。從年份上看，終極控制人由國有轉(zhuǎn)民營主要集中在2002年、2003年、2006年、2010年和2011年。為研究終極控制人變更對公司長期全要素生產(chǎn)率的影響，需要獲取公司在控制權(quán)轉(zhuǎn)移當(dāng)年及其后四年的數(shù)據(jù)。根據(jù)需要，本文主要考察2002年和2006年這兩年*下文同時(shí)匯報(bào)了2002年和2006年作為處理組的情況。為便于論述，主要以2002年為例進(jìn)行結(jié)果匯報(bào)。國有企業(yè)產(chǎn)權(quán)變更對全要素生產(chǎn)率的影響。

表5　終極控制人變更的年度分布

表6　匹配的平衡性假定

首先選取2002年34家國有變民營的企業(yè)作為處理組，然后選取樣本中一直沒有發(fā)生控制人變更的345家國有企業(yè)與之配對。選用一對多的匹配算法進(jìn)行傾向得分匹配：第一，通過Logit概率模型將可能影響終極控制人變更的多個(gè)特征濃縮成一個(gè)指標(biāo)，即傾向得分值；第二，采用最近鄰匹配法對2002年控制權(quán)發(fā)生變更的國有企業(yè)進(jìn)行配對。恰當(dāng)?shù)钠ヅ湫枰獫M足平衡性假設(shè)，即參與處理組和對照組配對的變量在匹配后不存在顯著性差異。為此，表6匯報(bào)了匹配平衡性檢驗(yàn)的結(jié)果?？梢钥闯?，處理組和對照組的各匹配變量在配對后t檢驗(yàn)是不顯著的，而且匹配后各變量的標(biāo)準(zhǔn)偏差的絕對值均小于5%，這表明本文的匹配變量和匹配方法是恰當(dāng)?shù)?，估?jì)結(jié)果是可靠的。

2．終極控制人變更對全要素生產(chǎn)率的影響

表7　國有企業(yè)控制人變更與全要素生產(chǎn)率

注：Panel A 中，T=0、1、2、3、4分別代表dT在2002年、2003年、2004年、2005年、2006年取值為1。Panel B 中，T=0、1、2、3、4分別代表dT在2006年、2007年、2008年、2009年、2010年取值為1。***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，括號內(nèi)是t統(tǒng)計(jì)量。

基于傾向得分匹配法得到的處理組和對照組，本文采用雙重差分模型，考察企業(yè)終極控制人由國有變民營時(shí)對其全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)。從表7可以發(fā)現(xiàn)，單從經(jīng)濟(jì)系數(shù)來看，在終極控制人發(fā)生變更的2002年企業(yè)全要素生產(chǎn)率略有下降，回歸系數(shù)為-0.050。隨著時(shí)間的推移，在接下來的1～4年內(nèi)，控制人變更對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了正向的影響，但在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。然而，在控制權(quán)變更的2006年，除了在變更當(dāng)年回歸系數(shù)不顯著外，在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變更后的1～4年內(nèi)，終極控制人變更對全要素生產(chǎn)率均產(chǎn)生了顯著正向的影響?？梢姡S著市場化漸進(jìn)式改革的推進(jìn)，市場競爭所需要的外部環(huán)境及法律等制度條件逐漸完善，國有企業(yè)控制權(quán)變更對全要素生產(chǎn)率的積極效應(yīng)逐漸趨于顯著。

為考察產(chǎn)品市場競爭和終極控制人變更對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的相互影響，依據(jù)營業(yè)毛利率對研究對象進(jìn)行分組，將位于行業(yè)中位數(shù)之下的歸屬為高產(chǎn)品市場競爭組，反之歸屬為低產(chǎn)品市場競爭組。分組回歸的結(jié)果如表8所示。將2002年和2006年兩組樣本的回歸系數(shù)進(jìn)行對比后，發(fā)現(xiàn)一個(gè)有趣的現(xiàn)象：以2002年作為考察樣本時(shí)，面臨產(chǎn)品市場競爭力低的企業(yè)，終極控制人由國有變民營時(shí)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率略有上升；面臨產(chǎn)品市場競爭力高的企業(yè)，國有企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變更時(shí)企業(yè)全要素生產(chǎn)率有所下降。而以2006年作為考察樣本時(shí)，高產(chǎn)品市場競爭程度組，產(chǎn)權(quán)變更對其全要素生產(chǎn)率的影響開始轉(zhuǎn)變?yōu)檎?，并且在統(tǒng)計(jì)上更加傾向于或表現(xiàn)出顯著的積極效應(yīng)。這說明產(chǎn)品市場競爭和私有產(chǎn)權(quán)對全要素生產(chǎn)率的影響正逐漸由沖突趨向融合，同時(shí)也印證了前文關(guān)于私有產(chǎn)權(quán)只有在合適的市場競爭環(huán)境下才能起到提升全要素生產(chǎn)率作用的論述。

表8　產(chǎn)品市場競爭、國有企業(yè)控制人變更與全要素生產(chǎn)率

注：Panel A 中，T=1、2、3、4分別代表dT在2003年、2004年、2005年、2006年取值為1。Panel B 中，T=1、2、3、4分別代表dT在2007年、2008年、2009年、2010年取值為1。***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，括號內(nèi)是t統(tǒng)計(jì)量。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)產(chǎn)品市場競爭和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分組檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)不同產(chǎn)品市場競爭程度下，非國有持股比例對全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，借用面板門限模型(Hansen，1999)，根據(jù)式(3)進(jìn)行回歸：

Ln TFPit=μ1+α1Nonstateit×I(Comit≤γ)+α2Nonstateit×I(Comit>γ)+B?Controlit+ηit

(3)

其中，I(·)表示示性函數(shù)，Com為門限變量，γ為待估計(jì)的門限值。通過Bootstrap法獲取到Com的門限值為0.376。表9第(1)列即為面板門限回歸的結(jié)果，非國有持股規(guī)模對全要素生產(chǎn)率的影響確實(shí)會因?yàn)楣久媾R的產(chǎn)品市場競爭的強(qiáng)弱呈現(xiàn)出顯著的區(qū)間效應(yīng)。隨著非國有持股比例的增加，公司的全要素生產(chǎn)率會下降，但是在產(chǎn)品市場競爭較為充分時(shí)，這一負(fù)向影響程度會明顯有所緩和。

前文表4第(4)列是加入產(chǎn)品市場競爭、產(chǎn)權(quán)虛擬變量及其交互項(xiàng)的回歸結(jié)果，這需要假定模型中其他控制變量對國有控股公司和民營公司的影響是一樣的。事實(shí)上，負(fù)債率和公司規(guī)模對不同產(chǎn)權(quán)歸屬公司的影響可能會存在差異。因此，表9第(2)、(3)列分別匯報(bào)了國有企業(yè)和民營企業(yè)中產(chǎn)品市場競爭對全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果仍與前文保持一致，產(chǎn)品市場競爭對民營企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響系數(shù)的絕對值要更大。

(二)替代變量檢驗(yàn)

為保證前文研究結(jié)論的可靠性，本文同時(shí)采用行業(yè)赫芬達(dá)爾指數(shù)HHI*該指標(biāo)采用工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行計(jì)算，這樣可以充分考慮到來自非上市公司的影響。我們將其與深滬上市公司按照行業(yè)進(jìn)行對應(yīng)后，最后選取的樣本主要包括《上市公司行業(yè)分類指引》中的B(采掘業(yè))、C(制造業(yè))、D(電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè))和G(信息技術(shù)業(yè))類公司，這4大行業(yè)占上市公司所有行業(yè)的比重高達(dá)60%。本文采用1999—2007年上市公司中的工業(yè)企業(yè)這樣一個(gè)子樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。作為產(chǎn)品市場競爭的替代變量重新檢驗(yàn)前文結(jié)論。表10匯報(bào)了實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)論依然保持穩(wěn)健。此外，本文還將HHI作為產(chǎn)品競爭程度的分組指標(biāo)，對前文表7、表8中終極控制人變更和產(chǎn)品市場競爭對全要素生產(chǎn)率的相互關(guān)系重新進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果依然大體保持一致。

表9　產(chǎn)品市場競爭、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與上市公司全要素生產(chǎn)率

注：d1為Com<0.376所生成的虛擬變量；第(2)、(3)列采用2SLS進(jìn)行回歸；***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；括號內(nèi)是t統(tǒng)計(jì)量。

表10　HHI作為競爭代理變量的回歸結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，括號內(nèi)是t統(tǒng)計(jì)量。

五、結(jié)論與啟示

本文以1999—2012年中國744家上市公司的平衡面板數(shù)據(jù)為研究樣本，分析產(chǎn)品市場競爭、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。實(shí)證結(jié)果表明，產(chǎn)品市場競爭總體上有利于上市公司全要素生產(chǎn)率的提高，并且產(chǎn)品市場競爭對處于不同分位數(shù)的企業(yè)全要素生產(chǎn)率差異性的影響起到了優(yōu)化資源配置的作用。進(jìn)一步結(jié)合產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，分別從靜態(tài)和動態(tài)的視角考察產(chǎn)品市場競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)品市場競爭對民營企業(yè)全要素生產(chǎn)率的積極效應(yīng)會被強(qiáng)化；而且，隨著市場化進(jìn)程的推進(jìn)和外部制度環(huán)境的健全，產(chǎn)品市場競爭與私有產(chǎn)權(quán)對全要素生產(chǎn)率的影響由沖突逐漸趨于融合。

本文同時(shí)發(fā)現(xiàn)，在建立了現(xiàn)代企業(yè)制度的中國上市公司中，國有企業(yè)較之于民營企業(yè)具有相對較高的全要素生產(chǎn)率。這可能是由于國有企業(yè)主要剝離優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)發(fā)行上市造成，抑或由所有權(quán)歧視造成的金融資源錯(cuò)配對民營企業(yè)的全要素生產(chǎn)率減損效應(yīng)要大于國有企業(yè)所導(dǎo)致。此外，隨著時(shí)間推移，國有企業(yè)和民營企業(yè)的全要素生產(chǎn)率均呈上升趨勢。故而，本文認(rèn)為，公開發(fā)行上市是提升企業(yè)生產(chǎn)效率的有效途徑之一，因?yàn)檫@樣不僅會帶來內(nèi)部公司治理的變革，還會帶來外部資本市場的監(jiān)督和市場競爭的變化。

總之，本文認(rèn)為，在劉易斯拐點(diǎn)來臨的背景下，為避免“中等收入陷阱”，企業(yè)的發(fā)展只有以技術(shù)創(chuàng)新代替人口紅利，才能為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長提供動力保證。大規(guī)模的技術(shù)創(chuàng)新需要政府的政策支持，新一輪國企改革的關(guān)鍵在于出臺相關(guān)政策降低行業(yè)進(jìn)入壁壘。政府可以通過融資便利、政策保護(hù)等優(yōu)惠條件將新企業(yè)吸引到壟斷行業(yè)中來，雖然新企業(yè)的進(jìn)入、競爭會侵蝕到在位廠商的利潤，但是最終會促進(jìn)整體全要素生產(chǎn)率的有效提升。

參考文獻(xiàn)：

蔡昉. 2013. 中國經(jīng)濟(jì)增長如何轉(zhuǎn)向全要素生產(chǎn)率驅(qū)動型[J]. 中國社會科學(xué)(1):57-71.

樊綱,王小魯,馬光榮. 2011. 中國市場化進(jìn)程對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(9):4-16.

郝書辰,田金方,陶虎. 2012. 國有工業(yè)企業(yè)效率的行業(yè)檢驗(yàn)[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)(12):57-69.

何楓,陳榮. 2009. 基于SFA 測度的企業(yè)效率對企業(yè)績效與企業(yè)價(jià)值的影響效果研究:來自于中國數(shù)個(gè)行業(yè)上市公司的證據(jù) 2002—2006[J]. 金融研究(9):152-163.

胡一帆,宋敏,張俊喜. 2005. 競爭、產(chǎn)權(quán)、公司治理三大理論的相對重要性及交互關(guān)系[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(9):44-57.

簡澤. 2011. 從國家壟斷到競爭:中國工業(yè)的生產(chǎn)率增長與轉(zhuǎn)軌特征[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)(11):79-89.

姜付秀,屈耀輝,陸正飛,等. 2008. 產(chǎn)品市場競爭與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(4):99-110.

李春霞. 2014. 金融發(fā)展、投資效率與公司業(yè)績[J]. 經(jīng)濟(jì)科學(xué)(4):80-92.

劉小玄. 2003. 中國轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)中的產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)和市場結(jié)構(gòu):產(chǎn)業(yè)績效水平的決定因素[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(1):21-29.

劉小玄,李利英. 2005. 企業(yè)產(chǎn)權(quán)變革的效率分析[J]. 中國社會科學(xué)(2):4-16.

劉小玄,李雙杰. 2008. 制造業(yè)企業(yè)相對效率的度量和比較及其外生決定因素(2000—2004)[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)(4):843-868.

盛丹. 2013. 國有企業(yè)改制、競爭程度與社會福利:基于企業(yè)成本加成率的考察[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)(4):1465-1488.

王志剛,龔六堂,陳玉宇. 2006. 地區(qū)間生產(chǎn)效率與全要素生產(chǎn)率增長率分解(1978—2003)[J]. 中國社會科學(xué)(2):55-66.

吳延兵. 2012. 國有企業(yè)雙重效率損失研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(3):15-27.

張會麗,吳有紅. 2012. 超額現(xiàn)金持有水平與產(chǎn)品市場競爭優(yōu)勢:來自中國上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 金融研究(2):183-195.

張杰,李克,劉志彪. 2011. 市場化轉(zhuǎn)型與企業(yè)生產(chǎn)效率:中國的經(jīng)驗(yàn)研究[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)(2):571-602.

ALLEN F, QIAN J, QIAN M. 2005. Law, finance, and economic growth in China [J]. Journal of Financial Economics, 77(1):57-116.

BAIER S, BERGSTRAND J. 2009. Estimating the effects of free trade agreements on international trade flows using matching econometrics [J]. Journal of International Economics, 77(1):63-76.

CHRISTENSEN L, JORGENSON D, LAU L. 1971. Conjugate duality and the transcendental logarithmic production function [J]. Econometrica, 39(4):255-256.

FAMA E F, MACBETH JD. 1973. Risk, return, and equilibrium, empirical tests [J]. Journal of Political Economy, 81(3):607-636.

HANSEN B E. 1999. Threshold effects in non-dynamic panels, estimation, testing, and inference [J]. Journal of Econometrics, 93(2):345-368.

JENSEN M. 1986. Agency cost of free cash flow, corporate finance and takeovers [J]. American Economic Review, 76(2):323-329.

LUCAS R E, JR. 1978. On the size distribution of business firm [J]. Bell Journal of Economics, 9(2):508-523.

SHLEIFER A, VISHNY R. 1998. The grabbing hand, government pathologies and their curves [M]. Cambridge: Harvard University Press.

VAN BIESEBROECK J. 2005. Firm size matters, growth and productivity growth in African manufacturing [J]. Economic Development and Cultural Change, 53(3):545-583.

XU X, SHENG Y. 2012. Productivity spillovers from foreign direct investment, firm-level evidence from China [J]. World Development, 40(1):62-74.

ZHENG S, WARD M R. 2011. The effects of market liberalization and privatization on Chinese telecommunications [J]. China Economic Review, 22(2):210-220.

(責(zé)任編輯劉志煒)

Product Market Competition, Nature of Property Rights and Total Factor Productivity：Evidence from Chinese Listed Companies

LI ChunXia

(School of Economics, Tianjin University of Finance and Economics, Tianjin 300222)

Abstract:The improvement of total factor productivity is the key to China′s current economic development. From the static point of view, the positive effect of product market competition on TFP is greater in the private companies (or when the ratio of non-state owned shareholding is higher), while from the dynamic point of view, the positive effect of product market competition on TFP will strengthen when the ultimate controller changes from the state to the private. In addition, there are significant differences between the effects of product market competition on the TFP in different quantiles. And the total factor productivity of state-owned enterprises is higher than that of private enterprises in the capital market.

Keywords:product market competition; total factor productivity; capital market; nature of property rights

收稿日期：2015-10-12

作者簡介：李春霞(1981--)，女，山西晉城人，博士，天津財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院講師。

基金項(xiàng)目：國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目“市場決定背景下金融資源錯(cuò)配的微觀基礎(chǔ)及治理機(jī)制研究”(15BJL028)，天津市哲學(xué)社會科學(xué)研究規(guī)劃項(xiàng)目“基于產(chǎn)權(quán)視角的我國企業(yè)儲蓄行為研究”(TJYYWT 15-014)，并得到天津財(cái)經(jīng)大學(xué)科研發(fā)展基金(Q140101)的資助。

中圖分類號：F830.9；F123.9

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1001-6260(2016)01-0019-09