王 東

(哈爾濱學院 經(jīng)濟管理學院，黑龍江 哈爾濱 150086)

1957年，索洛提出規(guī)模報酬不變特性的總量生產(chǎn)函數(shù)和增長方程，形成了全要素生產(chǎn)率(Total Factor Productivity，簡稱TFP)理論。其理論主張經(jīng)濟體進行體制創(chuàng)新和技術進步，以促進經(jīng)濟轉向質量效率型發(fā)展。從微觀視域來看，TFP理論同樣適用于企業(yè)，通過技術創(chuàng)新、資本和人力的合理配置實現(xiàn)高質量成長。

企業(yè)TFP影響因素很多，如知識資本、融資約束、市場化程度、政府補貼、基礎設施等。[1-5]相對于這些“硬實力”，企業(yè)經(jīng)營環(huán)境則是一個經(jīng)濟體和地區(qū)的重要“軟實力”。作為企業(yè)創(chuàng)新和發(fā)展的土壤，良好的經(jīng)營環(huán)境能為企業(yè)通過發(fā)現(xiàn)機會、創(chuàng)造和轉化價值提供保障；能夠激發(fā)企業(yè)自主的創(chuàng)新意愿，自主地提高TFP，進而為中小企業(yè)績效做出貢獻。我國經(jīng)濟進入新常態(tài)，黨中央高度重視經(jīng)營環(huán)境的改善和優(yōu)化，提出“優(yōu)化營商環(huán)境就是提升競爭力”。

本文以東北中小企業(yè)為樣本，分析創(chuàng)新意愿、經(jīng)營環(huán)境對企業(yè)層面TFP的影響。結果表明，東北地域中小企業(yè)創(chuàng)新意愿對企業(yè)TFP的影響存在著經(jīng)營環(huán)境的門限效應(Threshold Effect)，即當企業(yè)創(chuàng)新意愿在一定水平的經(jīng)營環(huán)境下，才會對企業(yè)TFP的提升產(chǎn)生積極作用。東北各地區(qū)應更好地發(fā)揮政府作用，不斷深化營造穩(wěn)定、公平和透明的經(jīng)營環(huán)境，加快經(jīng)濟體制建設，以主動和優(yōu)質服務協(xié)助企業(yè)發(fā)展，促進地域經(jīng)濟高質量成長。各中小企業(yè)亦應積極進取，主動提高企業(yè)研發(fā)投入水平，促進TFP提升，實現(xiàn)企業(yè)高質量成長。

一、理論分析與研究假設

1.TFP。生產(chǎn)函數(shù)理論問世后，學術界就將焦點投放到了經(jīng)濟增長中的效率問題。學者們認為生產(chǎn)要素以外，是技術導致了經(jīng)濟增長，并將其稱為全要素生產(chǎn)率。國內學者對全要素生產(chǎn)率進行了深入的研究，從測算TFP的方法來看，張杰等采用OP方法測算企業(yè)TFP，[6]任曙明等采用ACF方法測算生產(chǎn)率，從政府補助、融資約束的角度研究二者之間的關系，[4]郭家堂等將TFP分為技術進步和技術效率，利用DEA方法測算TFP。[7]另外，亦有學者嘗試利用LP法或GMM法估計TFP。

2.創(chuàng)新意愿(Innovation Intention)。Zaltman等將創(chuàng)新意愿定義為用來衡量組織或個體對新事物、新思想及創(chuàng)新接受的變量。創(chuàng)新意愿的研究以行為意向為基礎，以影響創(chuàng)新意愿的因素為焦點，創(chuàng)新意愿通常被作為中介變量使用。[8]趙斌等認為，在科技創(chuàng)新行為中，行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為等控制變量一般通過創(chuàng)新意愿中介作用于創(chuàng)新行為。從企業(yè)層面探究創(chuàng)新意愿的研究相對較少，主要側重于創(chuàng)新意愿對創(chuàng)新行為和應變能力的影響。[9]韓飛等研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)創(chuàng)新意愿越強，對待創(chuàng)新的態(tài)度就越積極，也更傾向于通過創(chuàng)新來應對不斷變化的外部環(huán)境。企業(yè)技術創(chuàng)新活動的順利開展還需要相應的創(chuàng)新能力。[10]

3.經(jīng)營環(huán)境(Business Environment)。Klapper等通過對世界銀行2008年經(jīng)營環(huán)境調查數(shù)據(jù)研究，實證了創(chuàng)業(yè)與經(jīng)營環(huán)境之間存在正向關系，良好的經(jīng)營環(huán)境會促進更多的創(chuàng)業(yè)活動發(fā)生。[11](P108-123)Carlin等認為營商環(huán)境是不受企業(yè)控制，但影響其經(jīng)營的成本費用、便捷性、穩(wěn)定性的經(jīng)濟環(huán)境，其包括基礎設施、法律體系、金融體系、宏微觀政策環(huán)境以及其他社會因素。[12]Limno、Elbadawi等對發(fā)展中國家考察時發(fā)現(xiàn)基礎設施落后、交易成本高昂、信用風險多發(fā)與出口規(guī)模存在顯著的負相關性，造成地區(qū)經(jīng)營環(huán)境水平低下，制約了地區(qū)的出口增長。[13-14]

近年來，東北地區(qū)發(fā)展乏力，經(jīng)濟增長排名連年靠后，很多企業(yè)不同程度的受到政策壁壘、行政壁壘、服務環(huán)境壁壘等經(jīng)營環(huán)境的約束，這些都抑制了企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的意愿，即便企業(yè)經(jīng)營者有創(chuàng)新意愿和能力，但“臉難看、事難辦”的客觀環(huán)境讓滿懷創(chuàng)新熱忱的經(jīng)營者卻步，提高企業(yè)TFP更無從談起。但隨著各地《優(yōu)化營商環(huán)境條例》相繼出臺落實，東北地區(qū)完善經(jīng)營環(huán)境的力度不斷加強。在先行文獻的基礎上，本文將焦點投射到企業(yè)創(chuàng)新意愿對企業(yè)層面TFP的影響，并提出本文的兩個假設：

假設1：中小企業(yè)創(chuàng)新意愿對企業(yè)TFP具有正向促進作用。

假設2：東北地區(qū)中小企業(yè)的創(chuàng)新意愿對企業(yè)TFP的影響存在經(jīng)營環(huán)境門限效應。

二、變量說明與模型構建

(一)變量說明

1.被解釋變量：TFP

FP法(固定效應方法)和OP法(Olley & Pakes法)都可以用來測算全要素生產(chǎn)率，并在一定程度上緩解樣本選擇偏差、估計偏差和內生性問題，本文參考先行文獻[15-16]的做法，利用OP法測算企業(yè)層面的TFP，構建模型，考慮到LP方法可以有效解決OP方法產(chǎn)生的遺漏樣本的問題，能夠更好地反映生產(chǎn)率的變化，本文以LP法做穩(wěn)健性檢驗。模型(1)如下：

lnSALEit=α0+α1lnASSEit+α2lnEMPOit+β1YEAR+β2PROV+β3INDU+εit

(1)

其中，SALEit表示企業(yè)i在t年的營業(yè)額增加值，ASSE和EMPO分別為企業(yè)固定資產(chǎn)和員工人數(shù)，YEAR、PROV和IND分別代表企業(yè)年份、地域和行業(yè)的虛擬變量。ε表示在生產(chǎn)函數(shù)中無法體現(xiàn)的隨機干擾以及測量誤差等因素，按照TFP定義可得到企業(yè)TFP的絕對水平值，如模型(2)：

TFPit=lnSALEit-α1lnASSEit-α2lnEMPOit

(2)

lnSALEit=α0+α1lnASSEit+α2lnEMPOit+α3AGE+α4lnSOEit+α5lnEXit+α6lnIVEit+β1YEAR+β2PROV+β3INDU+εit

(3)

模型(3)中，AGE、SOE和EX分別代表企業(yè)年齡、是否為國有企業(yè)和是否進行出口的虛擬變量，INVE為企業(yè)投資。其他變量含義同(1)。

本文從wind數(shù)據(jù)庫選取地域為黑龍江、吉林和遼寧的中小企業(yè)為數(shù)據(jù)樣本。為保證研究結果質量，刪除經(jīng)營不善、數(shù)據(jù)缺失企業(yè)，最終得到2014—2017年1 280個公司的平衡面板數(shù)據(jù)。利用模型(1)-(3)對企業(yè)TFP進行估計。

2.解釋變量

(1)創(chuàng)新意愿。學者們對測量創(chuàng)新意愿進行了很多嘗試。Wiklund等通過實證得出創(chuàng)新意愿與創(chuàng)新投入具有明顯相關性的結論，認為創(chuàng)新投入能夠表征創(chuàng)新意愿；[17]王燕妮認為，企業(yè)要想獲得創(chuàng)新成果，必要的R&D投入是一個不可缺少的前提條件，對技術創(chuàng)新的投入也反映了企業(yè)的創(chuàng)新意愿；[18]蘇敬勤等采用案例分析法研究企業(yè)創(chuàng)新意愿；[19]姚瑤等利用問卷多維度測量創(chuàng)新意愿。[20]鑒于一些測量方法存在主觀性，本文借鑒Wiklund和王燕妮的文獻采用R&D投入來衡量創(chuàng)新意愿。

(2)經(jīng)營環(huán)境。經(jīng)營環(huán)境評價的體系較為復雜，政府管理能力、制度質量等不易量化的指標較多，統(tǒng)計數(shù)據(jù)匹配性不高。亦有學者利用問卷抽樣的評分指標來量化經(jīng)營環(huán)境指標，但其主觀性的評分結果存在爭議。鑒于此，本文從王小魯?shù)?013年與2018年出版的《中國分省企業(yè)經(jīng)營環(huán)境指數(shù)》[21-22]中摘取數(shù)據(jù)作為本文實證研究的基礎數(shù)據(jù)。

3.控制變量

本文將一系列表征企業(yè)特征的因素作為模型的控制變量。另外，選取行業(yè)、年度變量作為虛擬變量。具體變量定義如表1所示。

(二)模型構建

根據(jù)假設1，首先檢驗企業(yè)創(chuàng)新意愿對企業(yè)TFP具有正向促進作用，構建模型如下：

TFPit=η0+η1INNIit+η2BENit+η3controlsit+ξit

(4)

其中，TFP為企業(yè)TFP，模型的被解釋變量；INNI為企業(yè)創(chuàng)新意愿模型的解釋變量；用BEN表示經(jīng)營環(huán)境，其為區(qū)域層面的控制變量；controls是其他控制變量。

表1 變量定義

根據(jù)假設2，向模型(4)導入創(chuàng)新意愿與經(jīng)營環(huán)境的交叉項，考察創(chuàng)新意愿對企業(yè)TFP影響存在的經(jīng)營環(huán)境門限效應，模型如(5)：

TFPit=η0+η1INNIit+η2BENit+η3controlsit+η4INNIitBENit+ξit

(5)

三、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2 變量描述性統(tǒng)計

表2顯示，利用OP法測得TFP的均值、最小值和最大值分別為8.205、0.662和12.206，表明東北三省各中小企業(yè)有較大的TFP差異。LP法測得TFP的均值為0.566，相對OP法的均值較小。經(jīng)營環(huán)境指標的均值為3.322，標準差為0.303，最小值為2.960，最大值為3.670，說明東北三省份之間經(jīng)營環(huán)境差異不大。創(chuàng)新意愿均值為0.104，最小值為0，最大值為15.002，說明東北地區(qū)中小企業(yè)間創(chuàng)新意愿存在較大差異，亦可說明有些企業(yè)沒有資本性研發(fā)支出，有些企業(yè)在研發(fā)投入上投入的資金取得了研發(fā)成果。技術開發(fā)人員占比數(shù)值說明有些企業(yè)很少進行研發(fā)人力資本的投入，有些企業(yè)則在智力投入上支出相對較大。企業(yè)年齡平均為3.432年，最低為3年，最高為16年，說明企業(yè)年齡差異很大，數(shù)據(jù)覆蓋了處于成長期的中小企業(yè)和處于成熟期的中小企業(yè)。

(二)相關系數(shù)

從表3可知，整體來看，TFP顯著性水平和擬合度較高，企業(yè)的創(chuàng)新意愿和經(jīng)營環(huán)境與企業(yè)TFP的關系在OP和LP法下都非常顯著，且在1%的顯著性水平上正相關，即企業(yè)的創(chuàng)新意愿越高，企業(yè)TFP越大。經(jīng)營環(huán)境與企業(yè)TFP在1%的顯著水平上正相關，同樣說明一般情況下經(jīng)營環(huán)境水平越高，企業(yè)TFP越大，亦可說明研發(fā)的資金資本投入在1%的顯著性水平上與企業(yè)TFP正相關；企業(yè)的技術人員占比也與企業(yè)TFP具有較高顯著性的正相關性，可說明研發(fā)的人力資本投入亦會對企業(yè)TFP產(chǎn)生正相關影響；年齡和資產(chǎn)負債率與企業(yè)TFP的關系較小。另外，變量間的相關系數(shù)大多低于0.5，說明變量間存在多重共線性的可能性很小。

表3 Pearson相關系數(shù)的分析

(三)實證分析

本文采用平衡性面板數(shù)據(jù)，通過檢驗個體效應和時間效應顯示統(tǒng)計量顯著為零，表明固定效應模型、隨機效應模型均優(yōu)于混合OLS模型。通過Hausman檢驗，顯示固定效應模型優(yōu)于隨機效應模型。為了分析假設1，首先對模型(4)、模型(5)進行固定效應模型回歸；為了分析假設2，對模型(5)進行了門限效應回歸。其中Reg2-6為逐步向模型Reg1中導入經(jīng)營環(huán)境、技術人員占比、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)資產(chǎn)負債率、企業(yè)年齡變量。Reg7導入經(jīng)營環(huán)境與創(chuàng)新意愿的交叉項代替創(chuàng)新意愿變量，觀察交叉項與TFP的相關性。Reg8再次導入創(chuàng)新意愿變量考察假設2的門限效應?；貧w結果如表4：

表4 回歸結果(OP法測得TFP)

Reg1—Reg6的回歸結果顯示，創(chuàng)新意愿在1%和5%的顯著性水平上對企業(yè)TFP有正向影響，從而驗證了假設1。另外，經(jīng)營環(huán)境對企業(yè)TFP也具有顯著的正向作用。其他控制變量的分析結果表明，資產(chǎn)負債率以外的變量都對企業(yè)TFP具有不同程度地正向作用。資產(chǎn)負債率與企業(yè)TFP為顯著負相關，可以說明融資約束可能影響到企業(yè)的R&D投入進而對企業(yè)TFP產(chǎn)生負面影響。Reg7的回歸結果表明，以經(jīng)營環(huán)境與創(chuàng)新意愿的交叉項代替創(chuàng)新意愿變量時，其在5%的顯著性水平對企業(yè)TFP有正向影響。Reg8再次導入創(chuàng)新意愿變量時，結果變?yōu)?%顯著性水平的負相關，從而驗證了假設2。根據(jù)Hansen的做法，[23]本文通過模型(5)和Reg8結果計算經(jīng)營環(huán)境門限值，即(η1/η4)=-(-5.236/1.727)=3.032，說明在經(jīng)營環(huán)境高于門限值3.032的東北地區(qū)，企業(yè)創(chuàng)新意愿才對企業(yè)TFP產(chǎn)生正向促進作用。

四、穩(wěn)健性檢驗與內生性問題

(一)穩(wěn)健性檢驗

如前所述，本文利用OP法測算企業(yè)TFP，以LP法進行穩(wěn)健性檢驗。表5是以LP法企業(yè)TFP作為被解釋變量進行回歸的結果。LP法測得的經(jīng)營環(huán)境門限值為3.571，高于OP法的相應測得值。從顯著性水平、系數(shù)符號、相關系數(shù)和擬合度水平等情況來看，與OP法回歸結果并無大異，可以說明本文樣本具有良好隨機抽樣效果。

表5 回歸結果(LP法測得TFP)

(續(xù)表)

(二)內生性問題

本文數(shù)據(jù)樣本全部來自中小企業(yè)，相比大型企業(yè)，其對區(qū)域經(jīng)營環(huán)境產(chǎn)生的影響有限，特別是在東北地區(qū)，大型、超大型國有企業(yè)眾多，中小企業(yè)對經(jīng)營環(huán)境的影響力更顯弱小。考慮到東北三省之間亦存在政府行為等區(qū)域特征差異，本文按照區(qū)域分布進行分析和檢驗。將區(qū)域樣本分成三部分，分別為黑龍江省400、吉林省400、遼寧省480?；貧w結果如表6。

表6 區(qū)域區(qū)分回歸

表6的Reg1、Reg4、Reg7表明，未導入經(jīng)營環(huán)境與創(chuàng)新意愿的交叉項時，黑龍江、吉林、遼寧區(qū)域內經(jīng)營環(huán)境分別在10%、10%、1%的顯著性水平對TFP有正向作用；Reg2、Reg5、Reg8說明，導入交叉項代替創(chuàng)新意愿后，黑龍江、吉林、遼寧區(qū)域內經(jīng)營環(huán)境分別在5%、10%、10%的顯著性水平對TFP有正向作用；Reg3、Reg6、Reg9顯示黑吉遼三省均門限效應，門限值分別為3.459、3.575和3.169?？紤]到遼寧省有兩個副省級城市，沈陽的外國領事館集中、大連等沿海城市的地理優(yōu)勢相對更能吸引有創(chuàng)新意愿的企業(yè)，或激發(fā)當?shù)仄髽I(yè)的創(chuàng)新意愿。這些可能是遼寧在各項數(shù)值上相對黑龍江和吉林更顯著的原因。

除了以上按照區(qū)域分布進行分析和檢驗，本文進一步對產(chǎn)業(yè)分類亦進行了檢驗，將樣本分為兩部分，分別為制造業(yè)668與非制造業(yè)612。分析結果如表7。

表7 產(chǎn)業(yè)區(qū)分回歸

表7的Reg1、Reg2顯示未導入經(jīng)營環(huán)境與創(chuàng)新意愿的交叉項時，制造業(yè)企業(yè)的經(jīng)營意愿對TFP具有顯著的正向作用；導入經(jīng)營環(huán)境代替交叉項后表現(xiàn)出了顯著的負相關性；Reg3門限回歸結果表明，創(chuàng)新意愿在1%的顯著性水平與TFP負相關，證明創(chuàng)新意愿的門限效應存在，交叉項系數(shù)為正且在5%的水平上顯著。Reg4、5顯示非制造業(yè)情況，未導入經(jīng)營環(huán)境與創(chuàng)新意愿的交叉項時，經(jīng)營意愿對TFP具有不顯著的負相關性；導入經(jīng)營環(huán)境代替交叉項時表現(xiàn)出了顯著的負相關性；Reg6門限回歸結果可以看到，創(chuàng)新意愿與TFP負相關，但不夠顯著。交叉項系數(shù)為正，不顯著。

從產(chǎn)業(yè)分類的分析結果來看，創(chuàng)新意愿對制造業(yè)中小企業(yè)TFP的影響大于其對非制造業(yè)中小企業(yè)TFP的影響，可以理解為進入新常態(tài)后，成本攀升使制造業(yè)面臨嚴峻挑戰(zhàn)。東北地區(qū)中小企業(yè)處境相同，為實現(xiàn)企業(yè)高質量和可持續(xù)增長，舊有的以要素成本驅動競爭力的觀念正在發(fā)生改變，相對與非制造業(yè)中小企業(yè)，制造業(yè)中小企業(yè)更關注能夠體現(xiàn)生產(chǎn)效率和技術水平的TFP。

五、結論

本文通過對東北地區(qū)中小企業(yè)數(shù)據(jù)進行實證分析，得出以下結論。

第一，經(jīng)營環(huán)境與企業(yè)TFP存在顯著的正向關系。改善經(jīng)營環(huán)境并不容易，其本質是處理好政府和市場的關系。為了發(fā)揮經(jīng)營環(huán)境促進企業(yè)TFP提升的更大作用，各地政府應在優(yōu)化部門機構設置、明確社會組織屬性、提升基層政府治理水平和減輕企業(yè)負擔等優(yōu)先問題上多下功夫，下狠功夫。

第二，企業(yè)創(chuàng)新意愿對企業(yè)TFP具有正向促進作用。東北地區(qū)有過輝煌的工業(yè)歷史，這片土地上不乏有富于創(chuàng)新精神的企業(yè)經(jīng)營者。新形勢下，“大眾創(chuàng)新”深入人心，東北中小企業(yè)經(jīng)營者積極進行研發(fā)投入，提高自身競爭力。但應看到，東北地區(qū)與東部發(fā)達地區(qū)存在認識和理念的差距，部分企業(yè)亦然存在“等、靠、要”的心理，這需要東北企業(yè)家適時調整思維，進一步開拓進取，勇于創(chuàng)新。

第三，企業(yè)創(chuàng)新意愿對企業(yè)TFP的影響存在經(jīng)營環(huán)境的門限效應，換言之，創(chuàng)新意愿只有在一定水平的經(jīng)營環(huán)境內，才能對企業(yè)TFP產(chǎn)生正面效應。本文的分析結果表明，東北地區(qū)的經(jīng)營環(huán)境門限值均分別低于同時期王小魯?shù)葴y得的中國分省企業(yè)經(jīng)營環(huán)境指數(shù)，當?shù)仄髽I(yè)經(jīng)營環(huán)境對各地中小企業(yè)的創(chuàng)新意愿沒有顯著性抑制作用。東北各地中小企業(yè)應該積極主動地提高企業(yè)研發(fā)投入，促進TFP提升，實現(xiàn)企業(yè)高質量成長。同時，東北各地政府在營造和改善企業(yè)經(jīng)營環(huán)境方面的努力絕不能放松，只能加強。企業(yè)經(jīng)營環(huán)境沒有最好，只有更好。