申亞楠 牛煜皓

1 引 言

隨著經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展，政府不斷強(qiáng)調(diào)市場的重要角色。從黨的十四大明確我國經(jīng)濟(jì)體制改革的目標(biāo)是建立社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制，并提出要使市場在國家宏觀調(diào)控下對資源配置起基礎(chǔ)性作用以來，我國市場化程度大幅度提高，黨的十九大報告中明確指出“發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，更好發(fā)揮政府作用”。在此背景下，政府如何確保市場有效運行就成為值得討論的重要問題。長久以來，我國政府往往扮演“掠奪之手”的角色。政府通過產(chǎn)業(yè)政策、政府補(bǔ)貼、信貸優(yōu)惠等一系列宏觀政策抑制市場競爭，導(dǎo)致產(chǎn)能過剩，對資源配置效率造成負(fù)面影響（孔東民等，2013［1］；李艷和楊汝岱，2018［2］；徐業(yè)坤和馬光源，2019［3］）。然而，卻鮮有文獻(xiàn)分析加劇市場競爭的政府干預(yù)行為會產(chǎn)生何種作用。對上述問題進(jìn)行研究不僅能進(jìn)一步厘清政府與市場之間的關(guān)系，更有助于充分發(fā)揮國內(nèi)超大規(guī)模市場優(yōu)勢、助力經(jīng)濟(jì)內(nèi)循環(huán)。本文借助《反壟斷法》實施的準(zhǔn)自然實驗，分析市場競爭加劇如何影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，為政府干預(yù)市場的研究提供新思路。

競爭是市場經(jīng)濟(jì)運行的核心。自改革開放之后，企業(yè)之間的激烈競爭推動了我國經(jīng)濟(jì)的高速增長。然而，自由競爭發(fā)展到一定階段會形成寡頭壟斷，經(jīng)營者之間能夠達(dá)成壟斷協(xié)議，憑借市場優(yōu)勢地位獲取超額利潤。這不僅會降低寡頭企業(yè)自身的創(chuàng)新意愿，更會干預(yù)其他市場參與主體，造成經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡、經(jīng)濟(jì)質(zhì)量下降（蓋慶恩等，2015［4］）。事實上，近年來中國不僅出現(xiàn)了國企壟斷，民營企業(yè)也在自由競爭的市場中逐步形成壟斷。比如，2015年至2020年，阿里巴巴集團(tuán)濫用市場支配地位，對平臺內(nèi)商家提出“二選一”要求，禁止平臺內(nèi)商家在其他競爭性平臺開店，獲取不正當(dāng)競爭優(yōu)勢。2015年至2019年，揚子江藥業(yè)在全國范圍內(nèi)通過簽署合作協(xié)議等方式限制藥品價格，損害消費者利益。因此，強(qiáng)化市場競爭、打破寡頭壟斷不僅關(guān)系到市場資源配置作用的有效發(fā)揮，更直接影響共同富裕這一中國特色社會主義根本目標(biāo)的順利實現(xiàn)。

中國已進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展階段，處在轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)換增長動力的攻關(guān)期，提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率刻不容緩。全要素生產(chǎn)率本質(zhì)上是反映微觀和宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的重要標(biāo)準(zhǔn)（余泳澤等，2019［5］；朱光順等，2020［6］）。正如習(xí)近平總書記在2013年關(guān)于《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》的說明指出“經(jīng)濟(jì)發(fā)展就是要提高資源尤其是稀缺資源的配置效率，以盡可能少的資源投入生產(chǎn)盡可能多的產(chǎn)品、獲得盡可能大的效益。”與此同時，我國存在一定程度的企業(yè)非公平競爭現(xiàn)象。壟斷企業(yè)可以憑借市場支配地位搶占稀缺資源，擠占其他企業(yè)的投融資需求①近年來，反壟斷執(zhí)行力度不斷加強(qiáng)，涉及到互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)、汽車行業(yè)、建筑業(yè)等。比如，2020年12月，市場監(jiān)管總局發(fā)布《2019年反壟斷執(zhí)法十大典型案例》，包括長安福特汽車有限公司壟斷協(xié)議案、延安市10家混凝土企業(yè)壟斷協(xié)議案、伊士曼（中國）投資管理有限公司濫用市場支配地位案等。2021年4月，市場監(jiān)管總局公布互聯(lián)網(wǎng)平臺企業(yè)向社會公開《依法合規(guī)經(jīng)營承諾》，包括愛奇藝、貝殼、當(dāng)當(dāng)網(wǎng)、阿里巴巴等11家企業(yè)，對平臺經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域存在的強(qiáng)迫實施“二選一”等突出問題做出約束。，造成信貸歧視和資源錯配（Ru，2018［7］）。習(xí)近平總書記在2020年黨的十九屆五中全會更是明確指出“我國發(fā)展不平衡不充分問題仍然突出，我們必須把促進(jìn)全體人民共同富裕擺在更加重要的位置”。因此，研究《反壟斷法》實施如何影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率不僅有助于更全面和深刻地認(rèn)識反壟斷的重要意義，更能夠為推動經(jīng)濟(jì)長久健康發(fā)展帶來重要啟示。

本文認(rèn)為《反壟斷法》的實施會提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，同時也會削弱壟斷企業(yè)的競爭優(yōu)勢。一方面，《反壟斷法》打破了行政壟斷，減少了政府對企業(yè)投資的干預(yù)，會提升企業(yè)的經(jīng)營效率（王彥超和蔣亞含，2020［8］）。此外，《反壟斷法》也增強(qiáng)了要素的自由流動，打破了區(qū)域之間的市場分割，有助于市場更好地發(fā)揮資源配置作用（王彥超等，2020［9］）。另一方面，《反壟斷法》限制壟斷企業(yè)濫用市場支配地位，這會抑制壟斷企業(yè)通過不合理的定價行為獲取超額利潤，削弱了壟斷企業(yè)生產(chǎn)要素投入的動機(jī)（余明桂等，2021［10］），降低壟斷企業(yè)的生產(chǎn)效率，削弱壟斷企業(yè)的市場優(yōu)勢地位。因此，《反壟斷法》不僅能夠提高企業(yè)的經(jīng)營效率，更能夠抑制壟斷企業(yè)的市場優(yōu)勢地位，強(qiáng)化市場競爭。

基于上述分析，本文借助《反壟斷法》實施作為準(zhǔn)自然實驗，以2004-2017年A股上市公司為樣本，將壟斷企業(yè)作為處理組、競爭企業(yè)作為控制組，采用雙重差分模型進(jìn)行檢驗。研究發(fā)現(xiàn)《反壟斷法》實施后，企業(yè)的全要素生產(chǎn)率上升，但是與競爭企業(yè)相比，壟斷企業(yè)增加的全要素生產(chǎn)率顯著更少。機(jī)制檢驗表明，《反壟斷法》促使壟斷企業(yè)削弱要素投入影響其全要素生產(chǎn)率，具體表現(xiàn)為壟斷企業(yè)的研發(fā)投入和研發(fā)部門員工比例下降、員工薪酬和高學(xué)歷員工比例下降、并購金額降低。上述影響僅在國有企業(yè)中顯著。最后，《反壟斷法》也會影響壟斷企業(yè)的產(chǎn)品市場表現(xiàn)和資本市場表現(xiàn)，包括壟斷企業(yè)的銷售收入、市場份額和毛利率下降，換手率、股票回報率和企業(yè)價值降低。本文的主要結(jié)論在傾向得分匹配、排除金融危機(jī)影響、控制公司層面固定效應(yīng)、替換核心變量度量等穩(wěn)健性檢驗中保持穩(wěn)健。

本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個方面。第一，為如何有效發(fā)揮市場的資源配置功能帶來啟示。市場在所有社會生產(chǎn)領(lǐng)域的資源配置中處于主體地位是市場經(jīng)濟(jì)的本質(zhì)要求，也是全面深化改革堅定決心的體現(xiàn)。然而，競爭缺失所形成的壟斷會造成市場失靈，導(dǎo)致市場機(jī)制難以發(fā)揮作用（簡澤等，2014［11］；劉沖等，2020［12］）。習(xí)近平總書記在2020年中央政治局第二十五次集體學(xué)習(xí)時強(qiáng)調(diào)“要統(tǒng)籌做好反壟斷、公平競爭審查等工作，促進(jìn)創(chuàng)新等要素自主有序流動、高效配置”。本文研究表明《反壟斷法》的實施能夠削弱壟斷企業(yè)的市場優(yōu)勢，強(qiáng)化市場競爭。這有助于推動市場經(jīng)濟(jì)的完善，有效發(fā)揮市場職能。第二，為厘清政府與市場關(guān)系提供了新的視角。政府與市場之間的關(guān)系是現(xiàn)代社會經(jīng)濟(jì)制度的核心。已有文獻(xiàn)主要從政府干預(yù)削弱市場競爭展開討論（Berkowitz等，2015［13］；韓永輝等，2017［14］；陳冬華和姚振曄，2018［15］），所得結(jié)論并不一致。本文在《反壟斷法》實施的背景下，分析政府加強(qiáng)市場競爭的影響，完善了相關(guān)研究的理論框架。此外，不同于已有反壟斷法的文獻(xiàn)更多聚焦微觀企業(yè)財務(wù)行為，本文立足全要素生產(chǎn)率這一新的視角，研究表明反壟斷有助于打破壟斷企業(yè)的優(yōu)勢地位、推動企業(yè)之間的均衡發(fā)展。這從宏觀層面為全面認(rèn)識政府干預(yù)市場的重要作用補(bǔ)充了經(jīng)驗證據(jù)。第三，為進(jìn)一步提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量帶來新的認(rèn)識。提高生產(chǎn)率是強(qiáng)化企業(yè)市場競爭力和確保宏觀經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長的關(guān)鍵。現(xiàn)有文獻(xiàn)主要關(guān)注基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)（施震凱等，2018［16］）、勞動力成本（肖文和薛天航，2019［17］）、財政分權(quán)（鄧曉蘭等，2019［18］）、經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)制定（余泳澤等，2019［5］）、行政審批改革（朱光順等，2020［6］）等視角，卻忽視了更為直接和基礎(chǔ)的市場競爭究竟發(fā)揮何種作用。在為數(shù)不多的文獻(xiàn)中，也僅僅采用赫芬達(dá)爾指數(shù)度量市場競爭，有較嚴(yán)重的內(nèi)生性問題，導(dǎo)致結(jié)論并不統(tǒng)一。本文借助《反壟斷法》實施的外生沖擊，突破了現(xiàn)有研究的桎梏與局限，為更好地提升企業(yè)經(jīng)營效率、實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展提供啟示。

2 理論分析與研究假說

《反壟斷法》對濫用市場支配地位、經(jīng)營者集中和行政壟斷做出了限制和約束。基于現(xiàn)有文獻(xiàn)和法律規(guī)定，本文認(rèn)為《反壟斷法》能夠促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，同時削弱壟斷企業(yè)的市場優(yōu)勢地位，推動經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展。

2.1 《反壟斷法》實施對全要素生產(chǎn)率的影響

從限制行政壟斷而言，《反壟斷法》實施能夠促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。本文從以下兩個角度進(jìn)行分析。

（1）行政干預(yù)

《反壟斷法》削弱了地方政府的行政干預(yù)。在我國的晉升錦標(biāo)賽體制下，官員對地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有相當(dāng)?shù)挠绊懥涂刂屏Γ–hen等，2011［19］），政治晉升激勵使官員有動機(jī)和能力干預(yù)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營行為，損害了企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營效率。徐業(yè)坤和馬光源（2019）［3］研究指出，地方官員變更后，為了在短期內(nèi)刺激經(jīng)濟(jì)、凸顯政績，官員會推動企業(yè)投資規(guī)模的增加，導(dǎo)致產(chǎn)能利用率下降，造成產(chǎn)能過剩。《反壟斷法》規(guī)定行政機(jī)關(guān)禁止妨礙外來企業(yè)在本地發(fā)展，包括設(shè)立分支機(jī)構(gòu)、參與招投標(biāo)活動等（第五章第三十四條和第三十五條）。這在很大程度上削弱了地方政府的行政干預(yù)能力，降低了地方政府對企業(yè)經(jīng)營行為的影響，提高了企業(yè)的投資效率（王彥超和蔣亞含，2020［8］）。因此，《反壟斷法》能夠通過抑制行政干預(yù)提高企業(yè)的經(jīng)營效率。

（2）要素流動

《反壟斷法》增強(qiáng)了要素的自由流動。我國的財政分權(quán)和晉升錦標(biāo)賽制度也會通過加劇地區(qū)間的市場分割對生產(chǎn)經(jīng)營造成負(fù)面影響（付強(qiáng)和喬岳，2011［20］；徐保昌和謝建國，2016［21］；曹春方等，2017［22］；李艷和楊汝岱，2018［2］）。一方面，市場分割抑制了不同地區(qū)之間的合作與交流，不利于知識和技術(shù)的擴(kuò)散傳播。在市場分割的情況下，企業(yè)難以獲得新技術(shù)、新設(shè)計以及從區(qū)域外消費者處得到產(chǎn)品質(zhì)量改進(jìn)的建議，這將損害生產(chǎn)經(jīng)營效率（毛其淋和盛斌，2011［23］）。另一方面，市場分割削弱了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)面臨的外部競爭，對企業(yè)形成地方保護(hù)，加劇了區(qū)域資源配置扭曲。在市場分割的影響下，本地企業(yè)所面臨的競爭對手威脅以及經(jīng)營風(fēng)險大大降低，即使經(jīng)營不善也能夠獲得地方政府的信貸支持，缺少足夠的動機(jī)提高生產(chǎn)效率。《反壟斷法》規(guī)定行政機(jī)關(guān)禁止妨礙商品在地區(qū)之間的自由流通，包括對外地商品設(shè)定歧視性收費項目、阻礙外地商品進(jìn)入或者本地商品運出等（第五章第三十三條）。這在很大程度上促進(jìn)了地區(qū)間的要素流動，弱化了市場分割（王彥超和蔣亞含，2020［8］）。因此，《反壟斷法》能夠通過促進(jìn)要素流動提高企業(yè)的經(jīng)營效率。

2.2 《反壟斷法》實施對壟斷企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響

從約束企業(yè)濫用市場支配地位和約束經(jīng)營者集中來看，《反壟斷法》的實施會降低壟斷企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，抑制壟斷企業(yè)的市場優(yōu)勢地位。本文從以下三個角度進(jìn)行分析。

（1）技術(shù)創(chuàng)新投入

《反壟斷法》削弱了壟斷企業(yè)創(chuàng)新投入的動機(jī)。企業(yè)創(chuàng)新投入對全要素生產(chǎn)率的提升有重要作用（Amable等，2016［24］）。研發(fā)不僅能夠直接提升企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量、降低企業(yè)的生產(chǎn)成本，也能夠增強(qiáng)企業(yè)的學(xué)習(xí)能力、幫助企業(yè)獲得競爭優(yōu)勢。然而，《反壟斷法》對價格調(diào)整行為的限制弱化了企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新活動的激勵（余明桂等，2021［10］）。根據(jù)熊彼特的創(chuàng)新假說，創(chuàng)新產(chǎn)生的超額利潤是企業(yè)從事創(chuàng)新活動的重要激勵，市場競爭的引入與增強(qiáng)導(dǎo)致了超額利潤的消散，從而降低了壟斷企業(yè)從事創(chuàng)新和提高生產(chǎn)率的激勵（Romer，1990［25］）。《反壟斷法》禁止壟斷企業(yè)“以不公平的高價銷售商品或者以不公平的低價購買商品”。這不僅造成壟斷企業(yè)無法通過提升產(chǎn)品質(zhì)量的高定價行為彌補(bǔ)前期巨額的創(chuàng)新成本，也導(dǎo)致壟斷企業(yè)難以通過技術(shù)創(chuàng)新的低成本戰(zhàn)略擴(kuò)大市場份額，二者都會降低企業(yè)創(chuàng)新意愿。與此同時，由于壟斷企業(yè)一般規(guī)模較大、技術(shù)領(lǐng)先，它們在競爭中處于優(yōu)勢地位，《反壟斷法》導(dǎo)致的市場競爭強(qiáng)化很難讓它們感受到生存威脅，也就缺乏動機(jī)進(jìn)行創(chuàng)新。因此，《反壟斷法》會導(dǎo)致壟斷企業(yè)減少創(chuàng)新投入，對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)面影響①以國有上市公司亞泰集團(tuán)（股票代碼：600881）為例。2014年9月，國家發(fā)改委認(rèn)定亞泰公司（亞泰集團(tuán)全資控股子公司）與另外兩家水泥公司通過頻繁召開會議的方式，商定水泥的銷售價格，并在經(jīng)營中執(zhí)行了會議決議約定的價格，達(dá)成并實施了價格壟斷協(xié)議，違反了我國反壟斷法的規(guī)定，排除、限制了市場競爭，控制了水泥銷售價格，損害了下游產(chǎn)業(yè)和消費者的利益。因此，發(fā)改委對亞泰公司處以罰款6,004萬元，占公司2013年度經(jīng)審計歸屬于母公司所有者凈利潤的20.42%。在2015年和2016年，亞泰集團(tuán)的研發(fā)投入下降64.79%和34.13%，全要素生產(chǎn)率也有大幅下降。。

（2）勞動要素投入

《反壟斷法》削弱了壟斷企業(yè)勞動要素投入的動機(jī)。勞動要素主要包括勞動力成本和勞動力結(jié)構(gòu)（Onkelinx等，2016［26］），二者均會影響全要素生產(chǎn)率。從勞動力成本來看，當(dāng)企業(yè)支付給員工的薪酬水平更高時，員工的工作滿意度和努力程度更強(qiáng)，員工也會進(jìn)行更多的專用性技能投資，提高生產(chǎn)效率（趙健宇和陸正飛，2018［27］；李波和蔣殿春，2019［28］；肖文和薛天航，2019［17］）。從勞動力結(jié)構(gòu)而言，高學(xué)歷員工擁有較高的知識稟賦，能夠順利實現(xiàn)新舊知識的轉(zhuǎn)換、吸收和融合，提升企業(yè)的經(jīng)營效率（Shaw等，2013［29］；廖冠民和宋蕾蕾，2020［30］）。因此，支付更多的員工薪酬以及雇傭更多的高學(xué)歷員工都有助于企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營。然而，在《反壟斷法》實施的影響下，壟斷企業(yè)增加勞動要素投入后，難以通過價格調(diào)整行為獲取超額利潤，彌補(bǔ)高額的雇傭成本。因此，《反壟斷法》會導(dǎo)致壟斷企業(yè)減少勞動要素投入，對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)面影響。

（3）資本要素投入

《反壟斷法》降低了壟斷企業(yè)資本要素投入的動機(jī)，削弱了壟斷企業(yè)的規(guī)模優(yōu)勢?；谛鹿诺浣?jīng)濟(jì)學(xué)中的規(guī)模經(jīng)濟(jì)理論，并購作為企業(yè)重要的資本要素投入，是推動企業(yè)創(chuàng)新、提高企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營效率的重要手段。隨著新技術(shù)、新產(chǎn)品更迭速度的加快，技術(shù)競爭日益激烈，企業(yè)已經(jīng)無法單純依靠“閉門造車”的內(nèi)部學(xué)習(xí)發(fā)展模式來獲取競爭優(yōu)勢，還需要從外部通過并購的方式獲取創(chuàng)新資源和人力資源（冼國明和明秀南，2018［31］；佟巖等，2020［32］）。通過并購手段得到的外部資源不僅能夠直接彌補(bǔ)本企業(yè)經(jīng)營的不足，還能夠獲得目標(biāo)企業(yè)的核心技術(shù)人員，持續(xù)提高企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營能力，產(chǎn)生協(xié)同效應(yīng)（陳愛貞和張鵬飛，2019［33］）。然而，《反壟斷法》提高了壟斷企業(yè)并購的成本?！斗磯艛喾ā返谒恼乱?guī)定“經(jīng)營者集中達(dá)到國務(wù)院規(guī)定的申報標(biāo)準(zhǔn)的，經(jīng)營者應(yīng)當(dāng)事先向國務(wù)院反壟斷執(zhí)法機(jī)構(gòu)申報，未申報的不得實施集中；當(dāng)經(jīng)營者集中具有或者可能具有排除、限制競爭效果的，國務(wù)院反壟斷執(zhí)法機(jī)構(gòu)應(yīng)當(dāng)作出禁止經(jīng)營者集中的決定?！鄙鲜鲆?guī)定不僅延長了壟斷企業(yè)并購周期，也提高了壟斷企業(yè)并購被否決的可能性。因此，《反壟斷法》會導(dǎo)致壟斷企業(yè)減少資本要素投入，對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)面影響。

本文的主要邏輯如圖1所示。綜合以上分析，本文提出主假說，具體分為兩個子假說：

圖1 主要邏輯圖

H1：《反壟斷法》實施后，經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量上升。

H1a：《反壟斷法》實施能夠提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

H1b：相較于競爭企業(yè)，《反壟斷法》對壟斷企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更弱。

3 研究設(shè)計

3.1 樣本選取和數(shù)據(jù)來源

借鑒王彥超和蔣亞含（2020）［8］，本文以2004－2017年滬深A(yù)股上市公司為初始研究樣本。本文根據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)對樣本進(jìn)行篩選：（1）剔除金融行業(yè)；（2）剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的樣本；（3）剔除存在異常值的樣本。其中，財務(wù)數(shù)據(jù)和公司治理數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。最后共有24070個公司-年度觀測值。

3.2 回歸模型和變量定義

為檢驗《反壟斷法》實施對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，本文采用雙重差分的方法，以壟斷企業(yè)作為處理組，競爭企業(yè)作為控制組，采用如下模型進(jìn)行檢驗：

本文的被解釋變量是企業(yè)的全要素生產(chǎn)率（TFP）。對企業(yè)生產(chǎn)效率的估計主要有OLS法、OP法和LP法，三種估計方法均基于科布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)。由于通過OLS回歸取殘差的方法計算出的全要素生產(chǎn)率可能會因為內(nèi)生性問題導(dǎo)致估計偏差，本文借鑒Olley和Pakes（1996）［34］的方法進(jìn)行了修正。在指標(biāo)選取上，參考趙健宇和陸正飛（2018）［27］、胡海峰等（2020）［35］對上市公司全要素生產(chǎn)率的計算方法，本文用主營業(yè)務(wù)收入的自然對數(shù)作為產(chǎn)出的度量指標(biāo)，用員工人數(shù)的自然對數(shù)作為勞動力投入的度量指標(biāo)，用固定資產(chǎn)的自然對數(shù)作為資本投入的度量指標(biāo)，而投資采用資本性支出（構(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金-處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金）的自然對數(shù)度量。本文以上市公司退市、借殼上市和主營業(yè)務(wù)變更來設(shè)定公司退出所在行業(yè)和市場的情形。

本文的解釋變量包含壟斷企業(yè)（Treat）和時間趨勢（Post）。一方面，本文需要識別受反壟斷法影響較強(qiáng)的企業(yè)，將其作為處理組（Treat）?！斗磯艛喾ā吩趯嵤┲惺腔谑袌龇蓊~和市場集中度來判定壟斷企業(yè)①《反壟斷法》第四章的第二十七條規(guī)定，審查經(jīng)營者集中，應(yīng)當(dāng)考慮以下因素：第一，參與集中的經(jīng)營者在相關(guān)市場的市場份額及其對市場的控制力；第二，相關(guān)市場的市場集中度；第三，經(jīng)營者集中對市場進(jìn)入、技術(shù)進(jìn)步的影響；第四，經(jīng)營者集中對消費者和其他有關(guān)經(jīng)營者的影響；第五，經(jīng)營者集中對國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響；第六，國務(wù)院反壟斷執(zhí)法機(jī)構(gòu)認(rèn)為應(yīng)當(dāng)考慮的影響市場競爭的其他因素。。例如，2009年商務(wù)部關(guān)于輝瑞公司收購惠氏公司反壟斷審查決定的公告中明確提到，市場份額和赫芬達(dá)爾指數(shù)是判定該項并購活動是否會限制競爭的主要標(biāo)準(zhǔn)②資料來源：中華人民共和國商務(wù)部公告［2009］第77號（關(guān)于附條件批準(zhǔn)輝瑞公司收購惠氏公司反壟斷審查決定的公告）。。因此，借鑒余明桂等（2021）［10］，本文以赫芬達(dá)爾指數(shù)和市場份額作為判定企業(yè)是否屬于壟斷企業(yè)的依據(jù)。首先，我們選取反壟斷法實施前每一年行業(yè)集中度（即HHI指數(shù)）高于當(dāng)年所有行業(yè)集中度中位數(shù)的行業(yè)，然后再從這些高集中度的行業(yè)中選擇市場份額前四名的企業(yè)，將其定義為壟斷企業(yè)，其余定義為競爭性企業(yè)。另一方面，考慮到反壟斷法在2008年8月1日頒布，具體細(xì)則與2009年實施，借鑒王彥超和蔣亞含（2020）［8］，對于2009年及之后的年度，Post賦值為1，否則取0③在穩(wěn)健性檢驗部分，本文改變Post的定義：對2008年及之后的年度，Post賦值為1，否則取0。本文的主結(jié)論保持穩(wěn)健。限于篇幅未列示。。

最后，借鑒已有文獻(xiàn)（簡澤等，2014［11］；趙健宇和陸正飛，2018［27］；胡海峰等，2020［35］），本文還控制了一系列會影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的其他變量，包括公司規(guī)模（Size）、盈利能力（ROA）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、存貨比例（Inventory）、營運資本（WC）、應(yīng)收賬款比例（Receivable）、企業(yè)成長能力（Growth）、高管持股比例（M_hold）、第一大股東持股比例（Top1）、獨立董事比例（Rind）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（State）、企業(yè)年齡（Age）。具體的變量定義詳見表1。本文對所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理。

表1 變量定義

3.3 描述性統(tǒng)計與單變量分析

表2報告本文的描述性統(tǒng)計。表2顯示，企業(yè)全要素生產(chǎn)率的均值和中位數(shù)分別為13.307和13.224，標(biāo)準(zhǔn)差為0.957，與趙健宇和陸正飛（2018）［27］、胡海峰等（2020）［35］基本一致。其他變量的描述性統(tǒng)計與已有文獻(xiàn)相比均在合理區(qū)間。

表2 描述性統(tǒng)計

在進(jìn)行回歸之前，本文先采用單變量雙重差分檢驗分析《反壟斷法》對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。具體結(jié)果在表3報告。其中，Treat表示處理組企業(yè)，Post表示《反壟斷法》實施之后的時期（2009-2017年）?；诒?可以發(fā)現(xiàn)，《反壟斷法》實施之前，處理組企業(yè)的全要素生產(chǎn)率為13.860，控制組企業(yè)的全要素生產(chǎn)率為12.911，處理組企業(yè)的全要素生產(chǎn)率顯著更高?！斗磯艛喾ā穼嵤┲?，處理組企業(yè)的全要素生產(chǎn)率為14.249，控制組企業(yè)的全要素生產(chǎn)率為13.366，表明《反壟斷法》的實施提高了處理組和控制組企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，但與控制組相比，處理組企業(yè)增加的全要素生產(chǎn)率顯著更少。因此，表3的結(jié)果表明，《反壟斷法》的實施不僅有助于企業(yè)提高生產(chǎn)效率，更能夠提高市場競爭程度、抑制壟斷企業(yè)的市場支配地位。這在一定程度上支持了本文的假說1。

表3 單變量分析

為了更直觀的展現(xiàn)反壟斷對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，本文繪制了柱形圖。具體內(nèi)容如圖2所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，《反壟斷法》實施之后，競爭企業(yè)與壟斷企業(yè)的全要素生產(chǎn)率都顯著上升，但是兩類企業(yè)之間的全要素生產(chǎn)率差距有所減小。

圖2 壟斷企業(yè)與競爭企業(yè)全要素生產(chǎn)率年度趨勢

4 實證結(jié)果

基于前文的理論分析，本文首先采用模型（1）檢驗《反壟斷法》實施對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響?？紤]到《反壟斷法》實施與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系會受到內(nèi)生性的影響，本文采用傾向得分匹配、固定效應(yīng)模型等方法進(jìn)行緩解。進(jìn)一步地，本文分別從要素投入和交易成本兩個角度對具體的影響機(jī)理進(jìn)行探究。最后，本文還檢驗了《反壟斷法》對企業(yè)產(chǎn)品市場表現(xiàn)和資本市場表現(xiàn)的影響，從其他利益相關(guān)者的視角展開分析。

4.1 主檢驗

表4報告了《反壟斷法》實施對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。其中，第（1）列是全樣本，第（2）列是國有企業(yè)，第（3）列是非國有企業(yè)。第（1）列的交互項系數(shù)Treat*Post為-0.164，且在1%水平上顯著，表明《反壟斷法》實施后，相較于競爭企業(yè)，壟斷企業(yè)的全要素生產(chǎn)率上升的更少，支持了本文的假說1b。進(jìn)一步區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，可以發(fā)現(xiàn)第（2）列的交互項系數(shù)Treat*Post為-0.149，且在1%水平上顯著，第（3）列的交互項系數(shù)Treat*Post為-0.188，但不顯著。上述結(jié)果表明《反壟斷法》實施后，處于壟斷地位的國有企業(yè)，其全要素生產(chǎn)率會顯著下降；對處于壟斷地位的非國有企業(yè)，其全要素生產(chǎn)率不會受到顯著影響。

表4 《反壟斷法》與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

4.2 穩(wěn)健性檢驗

（1）內(nèi)生性處理

表4的結(jié)果證實了《反壟斷法》實施會抑制壟斷企業(yè)的市場優(yōu)勢地位，但是上述結(jié)果可能會受到內(nèi)生性問題的影響。為了確保文章結(jié)論的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行以下穩(wěn)健性測試。

第一，PSM匹配。為了減輕公司特征對結(jié)果的影響，借鑒余明桂等（2021）［10］，本文采用PSM匹配。本文將所有的控制變量作為匹配變量，包括Size、ROA、Lev、Inventory、WC、Receivable、Growth、M_hold、Top1、Rind、State和Age。選擇最鄰近且無放回的方法進(jìn)行一一匹配。匹配之后的實證結(jié)果如表5的第（1）列所示。可以發(fā)現(xiàn)交互項的系數(shù)依然為負(fù)，且在10%水平上顯著。

第二，動態(tài)趨勢檢驗。為了檢驗《反壟斷法》對全要素生產(chǎn)率的動態(tài)影響，引入Year2007、Year2008、Year2010、Year2011、Year2012虛擬變量，分別在2007年、2008年、2010年、2011年和2012年取值為1，其他年份取值為0。之后構(gòu)建交互項加入模型中?；貧w結(jié)果在表5的第（2）列報告。可以發(fā)現(xiàn)，交互項Treat*Year2007、Treat*Year2008的系數(shù)為負(fù)，但是均不顯著；Treat*Year2010、Treat*Year2011、Treat*Year2012的系數(shù)均為負(fù)，且在1%或10%水平上顯著。這表明《反壟斷法》對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響僅在實施前存在，而且具有持續(xù)性。

第三，排除金融危機(jī)的影響。在金融危機(jī)期間，企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營會有較大的不確定性，全要素生產(chǎn)率可能會降低。因此，為了避免金融危機(jī)對結(jié)果的干擾，本文剔除2008年重新進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果在表5的第（3）列報告。可以發(fā)現(xiàn)交互項的系數(shù)依然為負(fù)，且在1%水平上顯著。

第四，避免不可觀測特征的影響。為了進(jìn)一步排除公司層面不可觀測因素的干擾，本文采用控制公司層面固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果在表5的第（4）列報告?？梢园l(fā)現(xiàn)交互項的系數(shù)依然為負(fù)，且在1%水平上顯著。

表5 內(nèi)生性測試

（2）替換核心變量度量

為了進(jìn)一步確保本文結(jié)論的穩(wěn)健，我們還對核心變量采用其他方式進(jìn)行度量。對于解釋變量Treat，我們分別將高壟斷行業(yè)（即HHI指數(shù)大于中位數(shù)）中市場份額前兩名、前三名的企業(yè)定義為壟斷企業(yè)，生成虛擬變量Treat2和Treat3。對于被解釋變量，借鑒趙健宇和陸正飛（2018）［27］，我們采用Levinsohn和Petrin（2003）［36］的方法計算企業(yè)的全要素生產(chǎn)率（TFP）。

實證結(jié)果在表6報告?？梢园l(fā)現(xiàn)，無論采用何種標(biāo)準(zhǔn)度量壟斷企業(yè)，交互項的系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)。類似的，將被解釋變量替換為LP方法計算得到的全要素生產(chǎn)率后，交互項的系數(shù)依然在1%水平上顯著為負(fù)。表6的結(jié)果進(jìn)一步說明本文結(jié)論的穩(wěn)健。

表6 替換核心變量度量

5 機(jī)制檢驗

5.1 技術(shù)創(chuàng)新

本文的主假說部分指出，《反壟斷法》實施后，企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的動機(jī)會下降，由此導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率降低。為檢驗上述推論，我們對《反壟斷法》如何影響創(chuàng)新投入、創(chuàng)新投入是否影響全要素生產(chǎn)率進(jìn)行檢驗。為了全面分析企業(yè)的創(chuàng)新投入，我們分別從研發(fā)投入和研發(fā)部門員工兩個角度進(jìn)行檢驗①區(qū)別于余明桂等（2021）關(guān)注創(chuàng)新產(chǎn)出即企業(yè)的專利數(shù)量，本文從創(chuàng)新投入的角度進(jìn)行檢驗，包括研發(fā)投入和研發(fā)人員雇傭，對《反壟斷法》如何影響企業(yè)創(chuàng)新有了更加全面地認(rèn)識與理解。。對于研發(fā)投入，借鑒孟慶斌等（2019）［37］、朱光順等（2020）［6］，以企業(yè)的研發(fā)投入與總資產(chǎn)的比值度量（RD）。相較于專利產(chǎn)出，研發(fā)投入能夠更直接地刻畫企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新的動機(jī)。對于研發(fā)部門員工，借鑒崔靜波等（2021）［38］，以研發(fā)部門員工除以員工總數(shù)度量（RD_Labor）?；貧w結(jié)果如表7所示①研發(fā)投入的數(shù)據(jù)自2006年開始披露，因此，僅保留2006年及之后的觀測值，造成樣本有一定數(shù)量減少。。其中，表7Panel A報告的是《反壟斷法》對研發(fā)投入的影響，表7Pane B報告的是《反壟斷法》對研發(fā)部門員工雇傭的影響。

可以發(fā)現(xiàn)，在全樣本中，交互項（Treat*Post）的系數(shù)顯著為負(fù)，且在1%水平上顯著，與余明桂等（2021）［10］的結(jié)論一致。區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)之后，交互項（Treat*Post）的系數(shù)僅在國有企業(yè)中顯著為負(fù)，在非國有企業(yè)中不顯著。進(jìn)一步考慮研發(fā)投入（研發(fā)部門員工）對全要素生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入（研發(fā)部門員工）的系數(shù)顯著為正、交互項（Treat*Post）的系數(shù)依然顯著為負(fù)。根據(jù)中介效應(yīng)檢驗方法，可以認(rèn)為研發(fā)投入（研發(fā)部門員工）在《反壟斷法》對全要素生產(chǎn)率的影響中發(fā)揮部分中介作用。因此，表7的結(jié)果表明，《反壟斷法》實施后，壟斷企業(yè)的研發(fā)投入、研發(fā)部門員工數(shù)量下降，而且僅在國有企業(yè)中均存在顯著影響；創(chuàng)新投入下降是導(dǎo)致壟斷企業(yè)全要素生產(chǎn)率下降的重要渠道。表7從技術(shù)創(chuàng)新的角度分析了《反壟斷法》實施的影響。

表7 《反壟斷法》與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入

續(xù)表

5.2 勞動要素

本文的主假說部分指出，《反壟斷法》實施后，企業(yè)勞動要素投入的動機(jī)會下降。為檢驗這一推論，我們對《反壟斷法》如何影響企業(yè)勞動要素投入、勞動要素投入是否影響全要素生產(chǎn)率進(jìn)行檢驗。企業(yè)勞動要素投入主要表現(xiàn)在雇傭的員工薪酬和員工學(xué)歷。對于員工薪酬，采用現(xiàn)金流量表中“支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金”減去高管薪酬總額，除以在崗職工人數(shù)，再取自然對數(shù)進(jìn)行度量（Wage）。對于員工學(xué)歷，借鑒孟慶斌等（2019）［37］，將本科及以上學(xué)歷作為高學(xué)歷，以高學(xué)歷員工數(shù)除以員工總數(shù)度量（H_Labor）。

回歸結(jié)果如表8所示。其中，表8Panel A報告的是《反壟斷法》對員工薪酬的影響，表8Panel B報告的是《反壟斷法》對高學(xué)歷員工雇傭的影響?？梢园l(fā)現(xiàn)，在全樣本中，交互項（Treat*Post）的系數(shù)顯著為負(fù)，且在1%水平上顯著。區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)之后，交互項（Treat*Post）的系數(shù)僅在國有企業(yè)中顯著為負(fù)，在非國有企業(yè)中不顯著。進(jìn)一步考慮員工薪酬（員工學(xué)歷）對全要素生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)員工薪酬（高學(xué)歷員工）的系數(shù)顯著為正、交互項（Treat*Post）的系數(shù)依然顯著為負(fù)。根據(jù)中介效應(yīng)檢驗方法，可以認(rèn)為員工學(xué)歷（員工類型）在《反壟斷法》對全要素生產(chǎn)率的影響中發(fā)揮部分中介作用。因此，表8的結(jié)果表明，《反壟斷法》實施后，壟斷企業(yè)的員工薪酬、高學(xué)歷員工下降，而且僅在國有企業(yè)中均存在顯著影響；員工質(zhì)量的下降是導(dǎo)致壟斷企業(yè)全要素生產(chǎn)率降低的重要渠道。表8從勞動要素的角度分析了《反壟斷法》實施的影響。

表8 《反壟斷法》與企業(yè)勞動要素投入

Panel B：高學(xué)歷員工比例變量符號H_Labor TFP(1) 全樣本 (2) 國有企業(yè) (3) 非國有企業(yè) (4) 全樣本Treat*Post -0.008** -0.010*** 0.000 -0.164***(-2.41) (-2.66) (0.01) (-3.73)H_Labor 0.094*(1.87)Treat 0.012 -0.003 0.040*** 0.380***(1.13) (-0.53) (3.52) (5.48)Controls Yes Yes Yes Yes Constant -0.167*** -0.070** -0.207*** 3.144***(-4.34) (-2.41) (-5.48) (12.80)Year&Ind Yes Yes Yes Yes N 24,070 14,161 9,909 24,070 F-value 43.600 78.300 55.160 122.600 Adj-R2 0.251 0.289 0.225 0.553

5.3 資本要素

本文的主假說部分指出，《反壟斷法》實施后，企業(yè)進(jìn)行并購的成本上升，削弱了企業(yè)的規(guī)模優(yōu)勢，由此造成全要素生產(chǎn)率下降。為檢驗這一推論，我們對《反壟斷法》如何影響企業(yè)并購金額、并購金額是否影響全要素生產(chǎn)率進(jìn)行檢驗。本文計算企業(yè)當(dāng)年所有并購活動支付的金額（M&A），對于未進(jìn)行并購活動的賦值為0?；貧w結(jié)果如表9所示。

可以發(fā)現(xiàn)，在全樣本中，交互項（Treat*Post）的系數(shù)顯著為負(fù)，且在1%水平上顯著。區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)之后，交互項（Treat*Post）的系數(shù)僅在國有企業(yè)中顯著為負(fù)，在非國有企業(yè)中不顯著。進(jìn)一步考慮并購金額對全要素生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)并購金額的系數(shù)不顯著，即并購金額沒有在《反壟斷法》對全要素生產(chǎn)率的影響中發(fā)揮中介作用①可能的原因是整體而言，我國上市公司的規(guī)模都較大，難以通過并購來獲得規(guī)模優(yōu)勢，實現(xiàn)降低成本的作用。與此同時，高管有通過并購構(gòu)建商業(yè)帝國的動機(jī)，造成并購之后難以發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)，反而會損害企業(yè)價值（陳仕華等，2015）。但是具體原因需要進(jìn)一步探索。。因此，表9的結(jié)果表明，《反壟斷法》實施后，壟斷企業(yè)的并購金額下降，但是不會直接影響企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。表9從企業(yè)資本要素投入的角度分析了《反壟斷法》實施的影響。

表9 《反壟斷法》與企業(yè)資本要素投入

續(xù)表

6 進(jìn)一步分析：反壟斷對其他利益相關(guān)者的影響

本文的主檢驗和機(jī)制檢驗表明，《反壟斷法》的實施會降低壟斷企業(yè)的要素投入動機(jī)、提高壟斷企業(yè)的交易性成本，由此導(dǎo)致更低的全要素生產(chǎn)率，削弱壟斷企業(yè)的市場支配地位。那么《反壟斷法》會如何影響壟斷企業(yè)其他利益相關(guān)者呢？本文分別從企業(yè)的產(chǎn)品市場表現(xiàn)和資本市場表現(xiàn)進(jìn)行分析。

《反壟斷法》的實施會導(dǎo)致壟斷企業(yè)面臨更多的外部競爭，削弱壟斷企業(yè)的壟斷優(yōu)勢，降低壟斷企業(yè)的盈利能力（王彥超等，2020［9］）。與此同時，一旦企業(yè)被判定存在壟斷行為，巨額的行政處罰和負(fù)面的市場聲譽將會對企業(yè)日常經(jīng)營造成嚴(yán)重的負(fù)面影響。因此，當(dāng)企業(yè)的利益相關(guān)者（尤其是客戶）將《反壟斷法》的實施看作外部競爭威脅的增強(qiáng)和潛在經(jīng)營風(fēng)險的增加時，他們會出于保護(hù)自身的動機(jī)而減少與企業(yè)的業(yè)務(wù)往來，造成壟斷企業(yè)的產(chǎn)品市場表現(xiàn)變差。與此同時，當(dāng)投資者預(yù)期到壟斷企業(yè)未來的盈利能力和經(jīng)營風(fēng)險上升時，為了避免投資損失，也會選擇出售壟斷企業(yè)的股票①在資本市場中，投資者對上市公司涉及反壟斷的話題關(guān)注度提升。據(jù)滬深交易所互動平臺梳理發(fā)現(xiàn)，自2020年11月份以來，截至2021年1月20日，在80天里，投資者和上市公司涉及反壟斷的問答合計54條，環(huán)比增約2倍。上市公司對此類問題亦高度重視，回復(fù)率接近100%。。

為檢驗上述邏輯，借鑒倪曉然（2020）［39］，本文采用銷售收入、行業(yè)市場份額和企業(yè)的毛利率度量產(chǎn)品市場表現(xiàn)，采用托賓Q、股票回報率和換手率度量資本市場表現(xiàn)。其中，銷售收入為上市公司主營業(yè)務(wù)收入的自然對數(shù)（Sales），行業(yè)市場份額為主營業(yè)務(wù)收入占同年度、同行業(yè)總營業(yè)收入的比例（Market_share），毛利率為營業(yè)收入與營業(yè)成本之差再除以營業(yè)收入（Margin）。

回歸結(jié)果如表10和表11所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，交互項Treat*Post的系數(shù)均為負(fù)，且在1%或5%水平上顯著。因此，表10和表11的結(jié)果表明，《反壟斷法》的實施會降低壟斷企業(yè)的銷售收入和市場份額，削弱壟斷企業(yè)的毛利率，導(dǎo)致壟斷企業(yè)的產(chǎn)品市場表現(xiàn)變差；與此同時，《反壟斷法》的實施會降低企業(yè)價值和股票回報，對投資者的吸引力也會下降。上述結(jié)果與本文的主要邏輯保持一致。

表10 《反壟斷法》與企業(yè)產(chǎn)品市場表現(xiàn)

續(xù)表

表11 《反壟斷法》與企業(yè)資本市場表現(xiàn)

7 研究結(jié)論與啟示

充分有效的競爭是市場發(fā)揮資源配置作用的前提。習(xí)近平總書記在十八屆中央政治局集體學(xué)習(xí)講話時指出“要堅持使市場在資源配置中起決定性作用，完善市場機(jī)制，打破行業(yè)壟斷、進(jìn)入壁壘、地方保護(hù)，增強(qiáng)企業(yè)對市場需求變化的反應(yīng)和調(diào)整能力，提高企業(yè)資源要素配置效率和競爭力?！币虼?，檢驗《反壟斷法》的實施效果對于規(guī)范市場行為、激發(fā)市場活力至關(guān)重要。本文以《反壟斷法》實施作為準(zhǔn)自然實驗，將壟斷企業(yè)作為處理組、競爭企業(yè)作為控制組，采用雙重差分模型檢驗《反壟斷法》實施對全要素生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)《反壟斷法》實施后，企業(yè)的全要素生產(chǎn)率上升，但是相較于競爭企業(yè)，壟斷企業(yè)的全要素生產(chǎn)率增加的顯著更少，而且僅在國有企業(yè)中顯著。機(jī)制檢驗表明，《反壟斷法》通過削弱壟斷企業(yè)的要素投入影響全要素生產(chǎn)率，具體表現(xiàn)為壟斷企業(yè)的研發(fā)投入和研發(fā)部門員工比例下降、員工薪酬和高學(xué)歷員工比例下降、并購金額降低。最后，《反壟斷法》也會影響壟斷企業(yè)的產(chǎn)品市場表現(xiàn)和資本市場表現(xiàn)，包括壟斷企業(yè)的銷售收入、市場份額和毛利率下降，換手率、股票回報率和企業(yè)價值降低。本文的主要結(jié)論在傾向得分匹配、排除金融危機(jī)影響、控制公司層面固定效應(yīng)、替換核心變量度量等多項穩(wěn)健性檢驗中保持穩(wěn)健。

本文的研究結(jié)論有一定價值。在理論層面，首先，區(qū)別于已有文獻(xiàn)大多借助市場集中度刻畫企業(yè)競爭，本文借助《反壟斷法》實施這一外生沖擊，分析競爭環(huán)境改變對企業(yè)的影響，避免了以往研究潛在的內(nèi)生性問題。其次，不同于已有檢驗《反壟斷法》對微觀企業(yè)行為影響的文獻(xiàn)，本文從更加宏觀的經(jīng)濟(jì)發(fā)展視角評估政策實施效果，為厘清《反壟斷法》的作用提供了新的經(jīng)驗證據(jù)。最后，本文基于要素投入和交易成本兩個重要的影響機(jī)制，擴(kuò)展了全要素生產(chǎn)率影響因素的研究框架。

本文也具有重要的現(xiàn)實意義。有效協(xié)調(diào)政府與市場之間的關(guān)系是提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的關(guān)鍵。我國政府通過一系列宏觀政策影響市場，在經(jīng)濟(jì)運行中發(fā)揮不可忽視的重要作用。在此背景下，全面深刻地分析政府干預(yù)市場的必要性至關(guān)重要。與此同時，著力解決經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡不充分問題已經(jīng)成為解決新時代我國社會主要矛盾的關(guān)鍵。伴隨社會經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，寡頭壟斷已經(jīng)對消費者利益和社會利益造成損害。本文的研究表明，政府可以通過反壟斷的措施削弱壟斷企業(yè)的優(yōu)勢地位，保證市場的有效運行。這不僅有助于實現(xiàn)讓市場在資源配置中起決定性作用的重要目標(biāo)，也有助于提升我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，推動內(nèi)循環(huán)的新發(fā)展格局。因此，政府需要繼續(xù)推進(jìn)反壟斷措施，不斷完善反壟斷執(zhí)法原則，明確執(zhí)法機(jī)構(gòu)，做到有法可依、有法必依，更好地發(fā)揮政府在經(jīng)濟(jì)運行中的重要作用，實現(xiàn)政府與市場的協(xié)調(diào)。