盛明泉，馮天宇，謝 睿

(安徽財經(jīng)大學 會計學院，安徽 蚌埠 233030)

一、引言

隨著經(jīng)濟全球化的發(fā)展以及信息通信技術的進步，產(chǎn)業(yè)鏈間的分工協(xié)作在全球范圍內(nèi)不斷深化，輕資產(chǎn)運營受到了廣泛關注。在納斯達克、紐交所中施行輕資產(chǎn)運營的中概股公司盈利能力以及運營能力遠高于其他公司[1]。在此背景條件下，國外的耐克、蘋果以及國內(nèi)騰訊、海爾等公司紛紛采取了輕資產(chǎn)戰(zhàn)略，在降低經(jīng)營成本的同時迅速占據(jù)市場，企業(yè)的成功證明了輕資產(chǎn)運營的可行性。所謂輕資產(chǎn)運營是指企業(yè)主要集中資源于價值鏈的研發(fā)與銷售環(huán)節(jié)，而通過將生產(chǎn)環(huán)節(jié)進行外包等方式，以減少企業(yè)固定資產(chǎn)的投入[2]。企業(yè)作為宏觀經(jīng)濟的微觀主體，承擔著發(fā)展經(jīng)濟的重要職責。黨的十八大以來，國家更加重視中國制造的轉型升級，因此，如何做大做強做優(yōu)實體經(jīng)濟，推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展并提高全要素生產(chǎn)率成為目前的主要議題。

制造業(yè)作為我國促進實體經(jīng)濟發(fā)展的核心，承擔著經(jīng)濟轉型的重要職責。制造業(yè)企業(yè)的主要利潤來源依靠于新產(chǎn)品的研發(fā)與銷售，只有具有足夠競爭力并不斷滿足市場需求的產(chǎn)品，才可以在市場上獲得一席之地[3]，而輕資產(chǎn)運營模式可以有效滿足這一要求。隨著城市體系的發(fā)展成熟，高端服務要素的投入和制度環(huán)境的優(yōu)化有效促進了制造業(yè)企業(yè)向輕資產(chǎn)運營模式轉型[4]。輕資產(chǎn)運營的企業(yè)可以通過將附加值低的生產(chǎn)環(huán)節(jié)在價值鏈上進行轉移外包，以優(yōu)化自身的資源配置，進而專注于自身核心競爭優(yōu)勢的培養(yǎng)，獲取長遠的利益并促進全要素生產(chǎn)率的提升。值得注意的是，相比于非國有制造業(yè)企業(yè)，國有企業(yè)卻通常表現(xiàn)出較低的輕資產(chǎn)運營程度。對比輕資產(chǎn)模式，重資產(chǎn)模式在盈利能力以及市場競爭力上存在劣勢[5]，但是已有研究表明，國有企業(yè)在工業(yè)領域可以有效減輕重資產(chǎn)運營的負面影響并在一定程度上減輕對輕資產(chǎn)運營模式的依賴[6]。因此，本文主要關注企業(yè)輕資產(chǎn)運營與全要素生產(chǎn)率之間的關系，并在此基礎上基于產(chǎn)權性質(zhì)這一異質(zhì)性角度進行進一步的實證分析。

本文的邊際貢獻在于：(1)目前國內(nèi)對于輕資產(chǎn)運營的實證研究大多集中于財務績效以及運營戰(zhàn)略等方面的研究，而鮮有將研究的視角關注于全要素生產(chǎn)率這一綜合產(chǎn)出的方面。本文從輕資產(chǎn)運營出發(fā)，研究了輕資產(chǎn)運營對于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，在一定程度上豐富了全要素生產(chǎn)率方面的文獻。(2)基于企業(yè)的產(chǎn)權性質(zhì)不同，本文進一步討論了不同產(chǎn)權性質(zhì)下的企業(yè)輕資產(chǎn)運營對于全要素生產(chǎn)率的影響程度，有助于在一定程度上理解不同產(chǎn)權性質(zhì)下輕資產(chǎn)運營對于全要素生產(chǎn)率影響的異質(zhì)性。

二、理論分析與研究假設

(一)文獻綜述

與本文相關的已有文獻綜述主要關注兩個方面：一是輕資產(chǎn)運營對企業(yè)產(chǎn)出效率的影響；二是國有企業(yè)效率的實現(xiàn)問題。

在輕資產(chǎn)運營對產(chǎn)出效率影響的研究中，王智波等認為企業(yè)在價值鏈上下游積累了足夠的獨占資源后，輕資產(chǎn)運營有助于企業(yè)獲取超額利潤[7]。Sohn等以美國連鎖酒店作為研究對象，發(fā)現(xiàn)擴大收費業(yè)務和降低固定資產(chǎn)投資強度這種輕資產(chǎn)運營戰(zhàn)略有助于提升公司的價值，同時可以減少收益的波動性[8]。Wang等分析了輕資產(chǎn)戰(zhàn)略對2008—2013年全球航空公司動態(tài)效率的影響，結果表明輕資產(chǎn)戰(zhàn)略使全球航空公司擁有更好的公司業(yè)績[9]。

關于國有企業(yè)效率實現(xiàn)的問題上，目前在微觀層面大多證明了國有企業(yè)的效率低于非國有企業(yè)[10]。孫曉華等認為，國有企業(yè)可能在當?shù)卣深A下，利用其充裕的資金進行大規(guī)模的固定資產(chǎn)投資。這種行為雖短期促進當?shù)谿DP增長，但最終將導致國有企業(yè)由于過度投資而造成效率損失[11]。從運營戰(zhàn)略的角度來看，國有企業(yè)表現(xiàn)出較低的輕資產(chǎn)運營特征以及重資產(chǎn)配置的傾向。謝莉娟等認為，較低的輕資產(chǎn)運營特征會對企業(yè)的運營效率帶來負面影響，但是國有企業(yè)可以緩和其不利影響。并通過實證發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)的重資產(chǎn)模式雖無法為產(chǎn)出帶來正向影響，但是國有企業(yè)可以減弱這種負面的影響[6]。

綜上所述，本文認為輕資產(chǎn)運營可以有效提升企業(yè)產(chǎn)出效率。但是這并不意味著需要在所有企業(yè)中廣泛推廣高度輕資產(chǎn)化的運營模式。相比于非國有企業(yè)，國有企業(yè)對于輕資產(chǎn)運營模式的依賴程度可能相對較低。因此，本文在通過實證檢驗輕資產(chǎn)運營與全要素生產(chǎn)率的關系后，進一步檢驗了國有企業(yè)輕資產(chǎn)運營對全要素生產(chǎn)率的影響。

(二)企業(yè)輕資產(chǎn)運營與全要素生產(chǎn)率

全要素生產(chǎn)率的提升來源于資源配置、技術水平以及人力資本。下面將從這三個方面論述輕資產(chǎn)運營對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。

從資源配置的角度來看，資源配置的效率將影響全要素生產(chǎn)率的提升[12]。Banerjee等認為國家之間全要素生產(chǎn)率差別較大的原因可能是資源存在差異性以及資源在企業(yè)之間配置不當[13]。進一步地，Hsieh等發(fā)現(xiàn)，中美兩國全要素生產(chǎn)率間的差異有49%是由于資源配置效率差異導致的[14]。企業(yè)作為進行資源協(xié)調(diào)的組織，輕資產(chǎn)運營就是對企業(yè)資源進行整合運用的過程，充當了資源整合者的角色。輕資產(chǎn)運營的企業(yè)在內(nèi)部資源有限的條件下，通過提高資源配置的效率來提升產(chǎn)出效率、塑造競爭優(yōu)勢。相比于傳統(tǒng)的以廠房、生產(chǎn)線投入為主的重資產(chǎn)投入模式，輕資產(chǎn)模式更加強調(diào)以技術、專利、品牌等為代表的無形資源的長期積累與持續(xù)投入。通過將資源集中于研發(fā)、營銷等價值鏈中高附加值環(huán)節(jié)，以保證在有限的資源下獲取更高的利潤。同時，由于輕資產(chǎn)運營模式將部分利潤率較低的非核心制造環(huán)節(jié)外包、降低存貨儲備以及固定資產(chǎn)投資，這使得從事輕資產(chǎn)運營的公司將獲得高額的運營資本。因此，輕資產(chǎn)模式下企業(yè)還將獲得更多的財務資源，這往往表現(xiàn)為較高無息占款以及更多經(jīng)營現(xiàn)金流[2]。上述的輕資產(chǎn)運營模式往往需要企業(yè)具有強大的資源配置能力。通過將企業(yè)有限的資源盡可能集中投向產(chǎn)業(yè)鏈的高附加值環(huán)節(jié)，提高資源的配置效率以促進全要素生產(chǎn)率的提升。

從技術進步與人力資本兩個角度來看，企業(yè)通過高素質(zhì)人力資本與企業(yè)高信息化水平相結合，兩者互補共同促進技術水平進步。相比于非制造業(yè)，傳統(tǒng)制造業(yè)的主要利潤依靠于新產(chǎn)品的研發(fā)與銷售，只有具有足夠競爭力并不斷滿足市場需求的產(chǎn)品，才可以在市場上獲得一席之地[3]。而想要獲取高市場占有率和新產(chǎn)品市場，需要提高企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出[15]。輕資產(chǎn)模式下對產(chǎn)品持續(xù)研發(fā)以不斷滿足市場需求以提高市場占有率這一特點，要求企業(yè)將資源持續(xù)投向研發(fā)環(huán)節(jié)以提高自身研發(fā)能力。這種戰(zhàn)略使得企業(yè)需要長期持續(xù)進行資源的投入，以完成自身技術與經(jīng)驗的積累，從而推動技術進步并最終獲取獨占性資源[2]。而企業(yè)為了更好地促進技術進步與創(chuàng)新，需要進行高技術水平的信息化投資，以促進創(chuàng)新效率的提升[16]。已有的研究發(fā)現(xiàn)，信息化水平對于技術創(chuàng)新有顯著正向影響[17]。同時，隨著企業(yè)信息化程度提高，對于人力資源的質(zhì)量要求也隨之提高。根據(jù)技術偏向理論，高質(zhì)量的人力資源對于新的技術可以更加高效地利用，從而有效促進效率的提升[18]。汪淼軍等認為，人力資源會與信息通信技術產(chǎn)生互補效應，從而提高企業(yè)的業(yè)績[19]。何小鋼等認為，企業(yè)信息化與高技術勞動力存在互補效應，高技術勞動力既能直接與信息通信技術互補，又能與由于信息通信技術使用帶來的生產(chǎn)方式與安排結構革新互補，然后強化信息技術的生產(chǎn)率提高效應[20]。因此，施行輕資產(chǎn)運營的制造業(yè)企業(yè)，通過高質(zhì)量人力資本與高技術水平互補，共同促進技術進步，從而使其產(chǎn)出效率提升。

僅從人力資本方面看，由于委托代理問題的存在，企業(yè)的股東與管理層存在利益沖突，同時技術研發(fā)風險大、利益回收期長[21]。這導致了管理層出于其個人利益考慮，更加傾向于進行短期投資行為，而忽視企業(yè)自身技術積累以及自身品牌、專利等長期優(yōu)勢的建立。施行輕資產(chǎn)運營可以通過企業(yè)自身對于技術研發(fā)的倡導、以創(chuàng)新為主題的企業(yè)文化構建以及構建合理的高管激勵機制等方式，在一定程度上遏制企業(yè)高管追求短期獲利行為。這將使得管理層加強對于企業(yè)的實體投資，以獲取長遠的優(yōu)勢資源，從而有效防止為獲取短期利益進行金融化投資[22]。同時，為了實行輕資產(chǎn)運營，高管薪酬激勵能夠強化企業(yè)高管支撐技術創(chuàng)新的動機與行為[23]。這種在人力資本上可靠的激勵機制構建，可以有效促進企業(yè)可持續(xù)發(fā)展[24]。

綜上所述，施行輕資產(chǎn)運營的企業(yè)因為將公司的資源集中投入價值鏈中附加值較高的環(huán)節(jié)，從而促進企業(yè)資源配置效率提高、技術進步以及人力資本的優(yōu)化，并最終促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。因此，提出假設1：

H1：輕資產(chǎn)運營與企業(yè)全要素生產(chǎn)率正相關。

(三)異質(zhì)性分析

盡管有很多資源整合能力較強的大型企業(yè)往往能夠通過輕資產(chǎn)運營模式規(guī)避重資產(chǎn)投入所帶來的成本和風險，但是國有企業(yè)卻通常表現(xiàn)出與上述不同的情況。實際觀察中，企業(yè)規(guī)模越大的國有企業(yè)更有重資產(chǎn)投入的傾向[25]。

由于政府隱性擔保的存在，銀行在中國信貸市場上對于國有企業(yè)的貸款存在超額供給[26]。相比于國有企業(yè)，非國有企業(yè)在資金獲取的數(shù)量與價格上受到約束。這是由于產(chǎn)權性質(zhì)不同，從而造成兩者在資金獲取上的差異[27]。對于非國有企業(yè)而言，由于融資約束的存在，無法獲取充足且高質(zhì)量的長期資金，使其更加有可能出現(xiàn)“短貸長投”的問題，從而造成對全要素生產(chǎn)率的負面效應[28]。而國有企業(yè)承擔了較多的社會責任，以及政府隱性擔保的存在，導致其融資約束低于非國有企業(yè)，具有資金優(yōu)勢[29]。國有企業(yè)往往也通過利用其資金優(yōu)勢施行內(nèi)部化策略，通過產(chǎn)權控制處于產(chǎn)業(yè)鏈上不同環(huán)節(jié)的公司以降低生產(chǎn)環(huán)節(jié)中的交易成本，通過并購等手段橫向進行規(guī)模擴張以獲取規(guī)模效應[6]。國有企業(yè)通過產(chǎn)業(yè)鏈縱向與橫向的控制，以促進產(chǎn)出效率提高；通過內(nèi)部化策略提升競爭優(yōu)勢以及降低外部市場交易次數(shù)以減少交易成本，在一定程度上削弱了重資產(chǎn)的負面影響，促進了效率的提高[30]。

另一方面，國有企業(yè)作為政府參與經(jīng)濟的工具[31]，具有承擔一定社會責任的要求。國家經(jīng)濟發(fā)展的主要支柱是國有企業(yè)，國有企業(yè)對于關鍵行業(yè)、領域的控制，對于優(yōu)化經(jīng)濟整體布局以形成合理的產(chǎn)業(yè)結構，有著不可推卸的社會責任[32]。而且國有企業(yè)在追求利潤的同時還需要承擔解決就業(yè)以維護社會穩(wěn)定這一社會責任[33]，以及穩(wěn)定市場、品質(zhì)擔保和安全供應等社會職能，這使得國有制造業(yè)企業(yè)往往會表現(xiàn)出較低的輕資產(chǎn)運營特征。

由以上的分析可知，國有企業(yè)由于承擔特定的宏觀職能以及社會責任的要求，使得其出現(xiàn)較低輕資產(chǎn)運營特征。雖然重資產(chǎn)傾向會對企業(yè)的產(chǎn)出產(chǎn)生負向影響，但是國有企業(yè)通過對重資產(chǎn)的合理開發(fā)與深度利用，在一定程度上削弱了這種影響[6]。因此，提出假設2：

H2：在其他條件不變的情況下，國有企業(yè)輕資產(chǎn)運營與全要素生產(chǎn)率之間的相關性低于非國有企業(yè)。

三、研究設計

(一)樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本文以2010—2018年中國A股制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)為樣本，并作出如下的數(shù)據(jù)處理：(1)剔除所有ST企業(yè)；(2)剔除了有數(shù)據(jù)缺失的上市公司；(3)對于解釋變量、被解釋變量以及控制變量在1%的水平下進行縮尾處理，最終獲得了13498個上市公司的非平衡面板數(shù)據(jù)。產(chǎn)權性質(zhì)等數(shù)據(jù)系手工整理所得。以上所涉及的數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫，并主要通過Stata16對數(shù)據(jù)進行處理。

(二)變量及模型的設計

被解釋變量。本文參考魯曉東等[34]與王爭等[35]的方法，使用最小二乘法測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率，同時，使用LP法對后期多元回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗。

解釋變量。目前在輕資產(chǎn)方面已有的實證研究中，對于輕資產(chǎn)構建的方法分為三種：使用某一財務指標、設置虛擬變量[7]以及主成分分析法[36]。本文主要參考了周澤將等[36]的方法，使用多個財務指標進行主成分分析，從而使解釋變量能夠綜合反映企業(yè)輕資產(chǎn)運營的狀況。

本文參考了周澤將等的指標選取，使用了固定資產(chǎn)比率、銷售費用率和流動比率三項財務指標，并使用SPSS 25.0進行主成分分析的計算，以其作為衡量企業(yè)輕資產(chǎn)化的程度[36]。

三大財務指標的樣本數(shù)據(jù)經(jīng)Bartlett球形檢驗計算，其顯著性P值為0.000(<0.005)，說明樣本數(shù)據(jù)滿足進行主成分分析的條件。經(jīng)計算其主成分(Pc=-0.62×固定資產(chǎn)比率+0.49×銷售費用率+0.62×流動比率)，與所參考的方法的計算結果較為接近。如表1所示，主成分與指標之間的相關系數(shù)的絕對值均大于0.5且在1%的水平下顯著，同時，主成分分析結果與固定資產(chǎn)占比顯示為負相關，銷售占比以及流動比率顯示為正相關，說明該計算結果滿足企業(yè)輕資產(chǎn)化的特征[36]。

表1 主成分與指標之間的相關系數(shù)

本文將主成分分析結果命名為ALO，以此度量企業(yè)輕資產(chǎn)化運營程度。ALO越大說明企業(yè)輕資產(chǎn)化運營程度越高，ALO越小說明企業(yè)輕資產(chǎn)化運營程度越低。

控制變量。模型所選的控制變量主要分為公司財務變量(收入、成長性、總資產(chǎn)收益率、管理費用率、自由現(xiàn)金流量)、公司治理變量(獨立董事比例、員工規(guī)模、產(chǎn)權性質(zhì))、年度虛擬變量與行業(yè)虛擬變量。

以上各變量定義如表2所示。

表2 主要變量定義

模型設定。為驗證假設1中輕資產(chǎn)運營與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關系，本文參考盛明泉等[37]、王智波等[7]的研究設計了以下模型，同時，為了削弱模型的內(nèi)生性問題，本文參考王智波等將輕資產(chǎn)運營程度ALO進行滯后二期處理：

TFP=β0+β1ALO+β2Income+β3Growth+β4Roa+β5MFR+β6FCF+β7INDE+β8Staff+β9soe+Year+Ind+ε

四、實證結果及分析

(一)變量描述性統(tǒng)計

如表3所示，其列出了主要變量的描述性統(tǒng)計結果，上市公司的全要素生產(chǎn)率最大值(最小值)為6.681(1.584)、平均值為4.249、標準差為0.349。說明同處于制造行業(yè)，不同企業(yè)之間的全要素生產(chǎn)率存在一定的差異但差異較小。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計

表3(續(xù))

從表3中可看出，核心解釋變量輕資產(chǎn)化運營程度ALO平均數(shù)為0，中位數(shù)為-0.050，平均數(shù)與中位數(shù)較為接近且均接近零，總體而言，說明我國制造業(yè)上市公司并未有普遍進行輕資產(chǎn)化運營的傾向。值得注意的是，ALO標準差為1.181，說明我國制造業(yè)中不同的上市公司施行輕資產(chǎn)運營程度相差較大。而且獨立董事所占比例雖然均值為0.374，大體滿足了證監(jiān)會的要求，但是其最小值為0，與證監(jiān)會要求獨立董事占比不低于1/3相違背，說明我國上市公司中依然存在著公司治理不規(guī)范之處。同時，如表4所示，非國有企業(yè)ALO均值為0.2061、國有企業(yè)ALO均值為-0.426，初步說明我國制造業(yè)輕資產(chǎn)運營程度的差異主要原因可能是由于產(chǎn)權性質(zhì)的不同而造成的。不同年度、不同產(chǎn)權性質(zhì)的企業(yè)ALO的平均值變化見表5，從表5可以發(fā)現(xiàn)，我國國有企業(yè)的輕資產(chǎn)運營程度在研究所選的年度間普遍低于非國有企業(yè)，這也間接證明了以上理論分析中所提及的國有企業(yè)有一定重資產(chǎn)運營的傾向這一觀點[30]。國有企業(yè)雖然ALO均值為負，但是總體而言處于均值不斷增大的趨勢，說明國有企業(yè)雖具有重資產(chǎn)運營的傾向，但其本身也在改變這一現(xiàn)狀。

表4 ALO在國企與非國企間的描述性統(tǒng)計

表5 2010—2018年國企與非國企ALO

(二)變量間的相關系數(shù)分析

變量之間的相關系數(shù)見表6，其中，L2.ALO與TFP_OLS的相關系數(shù)為0.122且在1%的水平下顯著為正，初步驗證了企業(yè)輕資產(chǎn)運營并會促進全要素生產(chǎn)率提升這一假設。企業(yè)的財務變量與全要素生產(chǎn)率有著一定的關系，Growth與TFP_OLS顯著正相關，說明營業(yè)收入增長率越高，盈利能力越強，越有利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。相同地，Roa以及FCF與TFP_OLS的相關關系也顯著為正且在1%的水平下顯著。MFR與TFP_OLS的相關系數(shù)為-0.171且在1%的水平下顯著，說明管理費用的增加會阻礙全要素生產(chǎn)率的提升，理由是管理費用占營業(yè)收入的比率越高，說明企業(yè)的管理效率越低，存在會計上違規(guī)操作的可能性越高。公司治理變量與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關系上也有著一定的關系，如INDE與TFP_OLS的相關系數(shù)為-0.019且在5%的水平下顯著，說明隨著獨立董事的增加并不可以有效提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，原因是因為管理層可能會選出無能或不愿對管理層進行監(jiān)督的外部董事以及其他控制代理成本的機制本身就已經(jīng)有效地規(guī)范了管理[38]。

各變量之間的相關系數(shù)基本均小于0.5，僅有個別相關系數(shù)大于0.5，說明本模型不存在嚴重的多重共線性。

表6 相關性分析

(三)企業(yè)輕資產(chǎn)運營與全要素生產(chǎn)率

企業(yè)輕資產(chǎn)運營與全要素生產(chǎn)率的檢驗結果見表7。其中,被解釋變量是企業(yè)全要素生產(chǎn)率，解釋變量是輕資產(chǎn)運營。為了捕捉輕資產(chǎn)運營的延后效應，即第1年實施輕資產(chǎn)運營后對以后年度全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的邊際影響，以突出顯示輕資產(chǎn)運營對企業(yè)產(chǎn)出效率的持續(xù)性影響，本文在回歸模型中對輕資產(chǎn)運營進行了滯后二期的回歸。其中,第(1)列僅展示ALO與TFP的關系，L2.ALO的系數(shù)為0.035且在1%的水平下顯著，初步說明輕資產(chǎn)運營對企業(yè)全要素生產(chǎn)率有正相關的關系。第(2)列是在第(1)列的基礎上加入公司財務變量與公司治理變量的結果，第(3)列是在第(2)列的基礎上控制年度變量與行業(yè)變量的結果。其中，回歸結果ALO的系數(shù)均為正且在1%的水平下顯著，證明了企業(yè)輕資產(chǎn)運營對全要素生產(chǎn)率有正向影響，假設1成立。同時，調(diào)整后R2由第(1)列至第(3)列穩(wěn)步上升，在一定程度上說明了模型建立的合理性。

由第(3)列所示，在加入控制變量以及控制行業(yè)變量與年度變量的基礎上，ALO滯后二期的回歸系數(shù)為0.033且在1%的水平下顯著，說明我國制造業(yè)上市公司施行輕資產(chǎn)運行可以有效提升全要素生產(chǎn)率。同時，企業(yè)的一些財務指標，如Income，Growth，Roa以及FCF的系數(shù)為正且均在1%的水平下顯著，說明企業(yè)盈利能力越強，現(xiàn)金流越充沛，越可以促進全要素生產(chǎn)率的提升。員工規(guī)模的系數(shù)為-0.168且在1%的水平下顯著為負，說明員工人數(shù)的增加并不能有效促進全要素生產(chǎn)率的提升，原因是輕資產(chǎn)運營程度越高的企業(yè)，越注重研發(fā)對于績效的促進作用。因此,為促進研發(fā)對于新技術的有效利用，輕資產(chǎn)運營程度高的企業(yè)往往會選擇任用高質(zhì)量的人力資源[18]，而非僅對于企業(yè)人員數(shù)量規(guī)模的追求。

表7 回歸檢驗

為了進一步探討由于產(chǎn)權性質(zhì)的不同，輕資產(chǎn)運營是否會對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生不同影響,本文參考盛明泉等[37]的思路，將總樣本根據(jù)產(chǎn)權性質(zhì)的不同分為國有企業(yè)與非國有企業(yè)分別討論(見表8)。

表8 分組回歸檢驗

如表8所示，非國有企業(yè)在滯后二期ALO的系數(shù)為0.038且在1%的水平下顯著，說明在非國有企業(yè)中，輕資產(chǎn)運營這種需要長期投資與積累的戰(zhàn)略可以有效促進全要素生產(chǎn)率的長期提升。但是國有企業(yè)在滯后二期ALO的系數(shù)為0.014且在5%的水平下顯著，顯著性低于非國有企業(yè)，驗證了假設2的合理性?；貧w結果表明，國有企業(yè)輕資產(chǎn)運營對于全要生產(chǎn)率的促進作用低于非國有企業(yè)，這一結果也是由國有企業(yè)的產(chǎn)權性質(zhì)以及其本身運營的特點決定的。相比于非國有企業(yè)，國有企業(yè)并不完全依賴輕資產(chǎn)運營這一模式來促進全要素生產(chǎn)率的提升。國有企業(yè)往往可以通過對于其重資產(chǎn)的有效利用與進一步開發(fā)，從而有效緩解較低的輕資產(chǎn)運營程度對于全要素生產(chǎn)率的拖累。

(四)穩(wěn)健性檢驗

本文參照盛明泉等[39]的思路，使用變量替換的方法進行穩(wěn)健性檢驗，參考Levinsohn和Petrin[40]的方法計算全要素生產(chǎn)率。將解釋變量全要素生產(chǎn)率的計算方法改為LP法。并在此基礎上進行滯后二期的回歸。如表9所示，解釋變量ALO的顯著性以及正負號均未發(fā)生變動，說明模型具有穩(wěn)健性。

表9 穩(wěn)健性檢驗

(五)內(nèi)生性檢驗

本文認為內(nèi)生性風險可能是產(chǎn)生于企業(yè)上期業(yè)績不佳而采用增加銷售費用同時減少固定資產(chǎn)的投資。因此，本文參考王智波等[7]的方法將滯后項選為內(nèi)生變量，具體的IV選擇方法如下：研究滯后二期的輕資產(chǎn)運營對全要素生產(chǎn)率的影響時，本文選擇滯后三期、滯后四期、滯后五期的輕資產(chǎn)運營作為本期的工具變量。同時，由于本文選擇的IV的個數(shù)多于解釋變量的個數(shù)，因此，選擇GMM法估計將更有效率，具體的檢驗結果見表10。如表10所示，解釋變量的顯著性以及正負并未發(fā)生變化，因此，可以說明即使在考慮內(nèi)生性的情況下，輕資產(chǎn)運營對全要素生產(chǎn)率依然是顯著的正向影響。

表10 內(nèi)生性檢驗

表10(續(xù))

五、結論與建議

本文使用2010—2018年A股制造業(yè)上市公司為樣本，采用最小二乘法以及LP法計算企業(yè)全要素生產(chǎn)率，并在此基礎上檢驗了企業(yè)輕資產(chǎn)運營與全要素生產(chǎn)率之間的關系。研究發(fā)現(xiàn)，輕資產(chǎn)運營與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間具有顯著正相關關系，說明企業(yè)輕資產(chǎn)運營可以有效促進全要素生產(chǎn)率的提升。進一步以產(chǎn)權性質(zhì)為基礎進行異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)輕資產(chǎn)運營與全要素生產(chǎn)率的相關性低于非國有企業(yè)。原因是國有企業(yè)由于承擔特定的宏觀職能以及社會責任的要求，使其輕資產(chǎn)運營水平較低并對產(chǎn)出效率產(chǎn)生拖累。但是國有企業(yè)可以通過對重資產(chǎn)的合理利用與進一步開發(fā)，在一定程度上削弱了這種對生產(chǎn)率的負向拖累[41]。這說明國有企業(yè)對通過輕資產(chǎn)運營提升產(chǎn)出效率這一途徑的依賴程度低于非國有企業(yè)。基于此，本文提出如下建議：

第一，應選擇適度的輕資產(chǎn)運營。盡管輕資產(chǎn)運營可以有效提升產(chǎn)出效率，但這并不意味著應在所有企業(yè)中提倡高度輕資產(chǎn)化的運營模式。研究發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)并不完全依賴通過輕資產(chǎn)運營提升產(chǎn)出效率。因此，企業(yè)應當結合自身所有制形式，適當選擇輕資產(chǎn)的運營程度。

第二，減少非國有企業(yè)的融資約束。充沛的資金是企業(yè)進行創(chuàng)新投入的根本保障。研究表明，非國有企業(yè)相較于國有企業(yè)，具有更大的融資約束[26]。該情況會降低非國有企業(yè)R&D的投入，從而在一定程度上延緩非國有企業(yè)輕資產(chǎn)化進程。因此，國家應改革現(xiàn)有的融資體系，降低非國有企業(yè)的融資約束，進而激發(fā)非國有企業(yè)的創(chuàng)新動力。

第三，企業(yè)應建立合理的激勵機制，以促進高管對價值鏈中高附加值環(huán)節(jié)的長期投入。由于委托代理的問題存在，導致企業(yè)高管為了自身利益而產(chǎn)生短視行為。通過股權激勵、貨幣薪酬激勵等手段，使得高管將資源投向研發(fā)與營銷此類投資回報期長、風險較大的環(huán)節(jié)，最終促進全要素生產(chǎn)率的提升。