王 婷 張 一 柳 春

一、引言

制度環(huán)境是影響企業(yè)活動配置的重要因素(Baumol，1996[1])。傳統(tǒng)觀點認為，企業(yè)活動配置包括生產(chǎn)性活動和非生產(chǎn)性活動。生產(chǎn)性活動通常與企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營、創(chuàng)新等相關，直接貢獻于經(jīng)濟增長。非生產(chǎn)性活動是為了獲取相關經(jīng)濟資源或減輕由于正式制度不完善而導致的負面影響等，花費時間或精力與相關政府部門或監(jiān)管機構建立關聯(lián)的行為。相對于國有企業(yè)，民營企業(yè)(1)根據(jù)現(xiàn)有文獻的定義(Brandt和Rawski，2008[2]；王元京，2003[3])，本文研究的民營企業(yè)等同于非國有企業(yè)。更熱衷于開展非生產(chǎn)活動(賀小剛等，2013[4])。黨的二十大重申“兩個毫不動搖”，即“毫不動搖鞏固和發(fā)展公有制經(jīng)濟，毫不動搖鼓勵、支持、引導非公有制經(jīng)濟發(fā)展”；同時也強調，要優(yōu)化民營企業(yè)發(fā)展環(huán)境，依法保護民營企業(yè)產(chǎn)權和企業(yè)家權益。前者肯定了民營企業(yè)在整個經(jīng)濟社會中的作用，后者則突出了發(fā)展環(huán)境，尤其是良好的制度環(huán)境對民營企業(yè)發(fā)展的重要性。但社會主義制度的發(fā)展和完善是一個長期的歷史過程(2)由中國共產(chǎn)黨第二十次全國代表大會通過的《中國共產(chǎn)黨章程》提出。具體參見共產(chǎn)黨員網(wǎng)：https：//www.12371.cn/special/zggcdzc/zggcdzcqw。。因此，在不完善的制度環(huán)境下，深究民營企業(yè)活動配置，尤其是非生產(chǎn)性活動對企業(yè)的影響意義重大。

然而，已有文獻關于非生產(chǎn)性活動對企業(yè)價值或績效影響的結論并不一致。一方面，由于非生產(chǎn)性活動(政治關聯(lián)和關系活動)在經(jīng)濟資源獲取和改善正式制度環(huán)境方面的重要作用，現(xiàn)有文獻發(fā)現(xiàn)非生產(chǎn)性活動可以顯著改善企業(yè)績效(Li等，2008[5])，促進企業(yè)多元化和出口(Zhang等，2020[6])，提高企業(yè)價值。另一方面，部分學者認為，既定約束下，企業(yè)非生產(chǎn)性活動會對生產(chǎn)性活動產(chǎn)生擠出效應，擠占企業(yè)的研發(fā)投資、管理效率等，進而損害企業(yè)的經(jīng)營績效(Boubakri等，2012[7]；Claessens等，2008[8])。同時，生產(chǎn)作為企業(yè)的根本，是企業(yè)家最為關注的方面，但現(xiàn)有研究卻較少直接從企業(yè)生產(chǎn)的視角探究非生產(chǎn)性活動的可能角色。因此，探究企業(yè)非生產(chǎn)性活動對企業(yè)生產(chǎn)的影響成為當下亟待解答的重要問題。

本文關注在給定生產(chǎn)技術、要素投入的情形下，民營企業(yè)關系活動對其生產(chǎn)技術效率(3)企業(yè)技術效率是給定生產(chǎn)技術、要素投入的情形下，真實產(chǎn)出和前沿產(chǎn)出(最大產(chǎn)出)的比例。企業(yè)生產(chǎn)力是產(chǎn)出和要素投入的比例。因此，生產(chǎn)力變化可以被分解為如下幾部分：技術進步、技術效率的變化、規(guī)模報酬的變化、要素配置效率的變化(Kumbhakar和Lovell，2000[9])。的影響。利用中國投資環(huán)境調查數(shù)據(jù)及一步法異質性隨機前沿模型，本文實證分析發(fā)現(xiàn)：由于生產(chǎn)技術無效率，樣本企業(yè)產(chǎn)出平均減少了40%左右。技術效率影響因素的邊際效應分析顯示，非生產(chǎn)性活動不僅能提高生產(chǎn)技術效率水平，幫助企業(yè)實現(xiàn)更高的產(chǎn)出，還能減少生產(chǎn)不確定性，使得企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程更加穩(wěn)定，有效降低了制度風險的負面影響。

本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面：第一，本文從企業(yè)生產(chǎn)角度探討了非生產(chǎn)性活動的生產(chǎn)效應。既豐富了非生產(chǎn)性活動經(jīng)濟影響的相關文獻，也從企業(yè)活動配置視角對企業(yè)技術效率決定因素研究作了有益補充。第二，借助調查數(shù)據(jù)的豐富性，本文還進行了技術效率影響因素的邊際效應分析，發(fā)現(xiàn)非生產(chǎn)性活動通過降低生產(chǎn)技術無效率和減少生產(chǎn)不確定性來改善企業(yè)技術效率。這有助于理解非生產(chǎn)性活動影響企業(yè)績效和成長的可能渠道。第三，在研究方法上，本文使用一步法異質性隨機前沿模型，深入研究了包括關系活動在內的各種因素對企業(yè)技術效率的影響，提高了回歸模型估計的準確性，補充了現(xiàn)有文獻中相關因素對企業(yè)技術效率影響的研究。

二、文獻綜述

(一)制度背景：民營企業(yè)發(fā)展

1978年之前，民營經(jīng)濟在中國被完全禁止。隨著經(jīng)濟改革的開展，民營部門被重新正式接納并逐步成長。1997年中國共產(chǎn)黨第十五次全國代表大會，非公有制經(jīng)濟作為社會主義市場經(jīng)濟的一個重要組成部分被多次強調，許多阻礙民營部門發(fā)展的法律和經(jīng)濟壁壘被逐漸移除，民營部門開始迅速成長。然而，在民營部門發(fā)展過程中，盡管政府引入了一系列舉措來創(chuàng)造一個公平的市場環(huán)境，但是，同國有企業(yè)相比，民營企業(yè)仍然較難獲得政府控制的許多關鍵經(jīng)濟資源。比如，由于金融體系發(fā)展滯后，民營企業(yè)在銀行信貸市場上遭受歧視性待遇。相比于國有企業(yè)，民營企業(yè)獲得貸款的可能性以及貸款規(guī)模都顯著更低，并且受限于更高的貸款標準(Brandt和Li，2003[10])。雖然2005年2月，國務院辦公廳發(fā)布了《關于鼓勵支持和引導個體私營等非公有制經(jīng)濟發(fā)展的若干意見》，但政策的出臺并沒有立即大幅改善國內民營企業(yè)營商環(huán)境。2006年第七次全國私營企業(yè)抽樣調查數(shù)據(jù)顯示，85.5%的受訪企業(yè)認為，雖然貸款手續(xù)相對有所簡化，但貸款抵押和擔保條件卻變得更加嚴格，貸款成本太高問題仍然很突出。全國工商聯(lián)發(fā)布《2022年萬家民營企業(yè)評價營商環(huán)境報告》也顯示，目前仍然有15%左右的樣本企業(yè)反映平均貸款成本有所上升、放款周期有所延長[11]。這些都進一步證實，對民營企業(yè)而言，融資難、融資貴等問題雖然有所緩解，但并未徹底解決。

同時，由于市場支持性制度的不完善，民營企業(yè)在正常生產(chǎn)經(jīng)營過程中，還面臨巨大的制度環(huán)境風險：較差的產(chǎn)權保護和契約制度(Acemoglu和Johnson，2005[12])。經(jīng)濟改革初期，民營企業(yè)產(chǎn)權保護較差主要是由于意識形態(tài)的歧視和私有產(chǎn)權正式立法保護的缺失。盡管在2004年，第十屆全國人民代表大會第二次會議通過了中華人民共和國憲法修正案，進一步明確國家對發(fā)展非公有制經(jīng)濟的方針，第一次在憲法層面給予非公有制經(jīng)濟體私有財產(chǎn)法律保護，但是由于執(zhí)法力度較弱，私有產(chǎn)權的保護依然較差(Brandt和Rawski，2008[2]；Clarke等，2008[13])。地方政府針對私有企業(yè)名目繁多的非稅收費、罰款等，也給民營企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營造成了巨大的負擔(Kung和Ma，2018[14])。2019年《中共中央國務院關于營造更好發(fā)展環(huán)境支持民營企業(yè)改革發(fā)展的意見》指出，要持續(xù)甄別糾正侵犯民營企業(yè)和企業(yè)家人身財產(chǎn)權的冤錯案件。由此可以看出中國對民營企業(yè)產(chǎn)權保護的決心，但有關普遍范圍的產(chǎn)權侵權懲罰賠償制度等仍存在缺失，有待進一步完善[15]。

另一方面，盡管中國的經(jīng)濟改革從一開始就認識到法律的重要作用，但最初實施法律改革的主要目標是規(guī)范管理和決策過程，避免中央的權力過度減弱和政策的不連續(xù)，改革對象也主要針對國有企業(yè)的經(jīng)營問題(Clarke等，2008[13])。隨著經(jīng)濟改革的深入，特別是民營經(jīng)濟的發(fā)展，法律改革逐漸轉向普適性的法律規(guī)則。全國人民代表大會和地方各級人民代表大會制定了大量的法律來規(guī)范經(jīng)濟活動。然而，中國的法律體系在很大程度上仍不健全，比如無法有效地處理法律中的漏洞和爭議，缺少一個良好的體系來解決不同法規(guī)之間的沖突等。更為重要的是，法院缺少自主執(zhí)行權，法院判決的執(zhí)行通常需要地方機構的合作，如當?shù)毓膊块T或銀行系統(tǒng)。因此，法律體系的不健全直接導致契約制度無效率及企業(yè)通過法院解決商業(yè)糾紛的比例較低。根據(jù)2005年中國投資環(huán)境調查數(shù)據(jù)顯示，當企業(yè)面臨商業(yè)糾紛時，大約70%的情形下企業(yè)會選擇用談判的方式解決糾紛，而選擇法律訴訟的可能性不到20%。世界銀行最新發(fā)布的《全球營商環(huán)境報告2020》顯示，隨著改革優(yōu)化的不斷推進，中國總體營商環(huán)境水平已從2013年全球第96位躍升至第31位，是近兩年營商環(huán)境變化最大的經(jīng)濟體之一。但與發(fā)達國家相比，尤其在保護中小投資者方面，中國制度環(huán)境仍有較大提升空間。此外，以維權難、案件辦理效率低為代表的法治環(huán)境問題仍然突出[11]。

(二)非生產(chǎn)性活動的影響

關于非生產(chǎn)性活動的影響，現(xiàn)有文獻主要從經(jīng)濟資源獲取、改善制度環(huán)境以及影響企業(yè)績效三個視角進行了考察。

非生產(chǎn)性活動可以有效幫助企業(yè)獲得重要經(jīng)濟資源，如銀行貸款、土地、政府采購合同等。羅黨論和唐清泉(2009)[16]基于中國私營上市公司數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)董事會成員政治參與有助于企業(yè)進入政府管制行業(yè)，同時獲得更多政府補貼。黃玖立和李坤望(2013)[17]基于世界銀行中國企業(yè)調查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)公關招待等關系活動支出越多，其獲得的政府訂單和國有企業(yè)訂單也越多。Kung和Ma (2018)[14]發(fā)現(xiàn)如果中國私營企業(yè)家在政府部門的“朋友”越多，其越有可能獲得土地資源。此外，還有大量證據(jù)表明，非生產(chǎn)性活動(包括政治關聯(lián)和關系活動)有助于民營企業(yè)獲得銀行貸款，減輕融資約束(Li等，2008[5]；Guo等，2014[18])。

民營企業(yè)非生產(chǎn)性活動可以有效降低產(chǎn)權保護較差帶來的負面影響，提高企業(yè)事實上的產(chǎn)權保護程度。Feng和Johansson(2014)[19]利用中國私營上市企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，私營企業(yè)家的政治參與顯著提高了企業(yè)的現(xiàn)金持有，而這一影響在制度環(huán)境(市場化程度、政府和市場的關系、產(chǎn)權保護)較差的地區(qū)更大。這是因為，盡管較差的制度環(huán)境導致的政治掠奪風險可能對企業(yè)現(xiàn)金持有產(chǎn)生負面影響，但是私營企業(yè)家的政治參與可以降低政治掠奪風險，從而提高企業(yè)的現(xiàn)金持有水平。Kung和Ma(2018)[14]認為較差的產(chǎn)權保護制度之所以沒有阻止中國私營企業(yè)的快速發(fā)展，一個重要的原因是私營企業(yè)家的政治關聯(lián)。文章利用私營企業(yè)調查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)同相關政府官員培養(yǎng)和建立的個人關系可以在很大程度上減輕較差的產(chǎn)權保護環(huán)境對企業(yè)成長的負面影響。

對于契約制度不完善導致的風險，現(xiàn)有文獻發(fā)現(xiàn)，相比其他非正式商業(yè)糾紛解決渠道，擁有政治關聯(lián)或與政府官員有個人關系的民營企業(yè)更加傾向于通過法院解決糾紛，而且往往會得到較為有利的判決結果。Li等(2008)[5]利用中國私營企業(yè)調查數(shù)據(jù)實證分析，發(fā)現(xiàn)私營企業(yè)家的政治關聯(lián)對企業(yè)績效有正向影響，這一作用在市場制度和法律保護較差的地區(qū)更加顯著。Ang和Jia(2014)[20]研究私營企業(yè)家的政治關聯(lián)是否以及如何影響企業(yè)對于正式法律制度的使用，發(fā)現(xiàn)政治關聯(lián)企業(yè)更加傾向通過法院解決商業(yè)糾紛，而這一關系主要是因為政治關聯(lián)企業(yè)具有可能影響判決的政治優(yōu)勢，并非其運用司法體系的知識優(yōu)勢。Firth等(2011)[21]研究發(fā)現(xiàn)政治關聯(lián)企業(yè)作為被告在司法程序中受到優(yōu)待，具體表現(xiàn)為該類企業(yè)對于不利結果更可能上訴，而且更可能獲得有利的上訴結果。Lu等(2015)[22]也發(fā)現(xiàn)中國的法院優(yōu)待國有企業(yè)和有政治關聯(lián)的私營企業(yè)，這一效果在訴訟結果當中更加顯著，但是，在法律制度更加健全的地區(qū)，優(yōu)待效果有所降低。

有關非生產(chǎn)性活動對企業(yè)績效的最終影響，目前研究并未獲得一致結論。部分學者發(fā)現(xiàn)，實際上，有政治關聯(lián)的企業(yè)表現(xiàn)往往比沒有政治關聯(lián)的企業(yè)表現(xiàn)更差(Fan等，2007[23])，非生產(chǎn)性活動的存在會降低企業(yè)經(jīng)營效率(鄧建平和曾勇，2009[24])。但另一部分學者卻對此持相反意見，認為非生產(chǎn)性活動與企業(yè)真實業(yè)績正相關(杜興強等，2010[25])，有助于提高企業(yè)尤其是民營企業(yè)的長期績效(田利輝和張偉，2013[26])。

綜上可知，正式制度的不完善催生了民營企業(yè)非生產(chǎn)性活動的配置。雖然大部分研究證實，開展非生產(chǎn)性活動能幫助企業(yè)獲得額外的金融資源，幫助緩解制度不完善帶來的負面影響，但實際非生產(chǎn)性活動對企業(yè)的最終影響并未得到一致結論。而生產(chǎn)作為企業(yè)的根本，是企業(yè)家最為關注的方面，現(xiàn)有文獻卻鮮少探究非生產(chǎn)性活動在企業(yè)生產(chǎn)中的可能角色。因此，結合中國特定的制度背景和民營部門的發(fā)展歷程，本文選取民營企業(yè)非生產(chǎn)性活動作為主要研究對象。利用中國投資環(huán)境調查數(shù)據(jù)和一步法異質性隨機前沿模型，實證檢驗非生產(chǎn)性活動對民營企業(yè)技術效率水平及生產(chǎn)不確定性的影響。

三、模型設定、數(shù)據(jù)來源和變量說明

(一)模型設定和估計方法

考慮到企業(yè)技術效率更能綜合反映企業(yè)產(chǎn)出能力，而投入要素間交互作用可能對產(chǎn)出有影響，本文在隨機生產(chǎn)前沿模型框架下，使用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)，考察民營企業(yè)非生產(chǎn)性活動對企業(yè)技術效率的影響，具體設定如下：

lnYi=α+βKlnKi+βLlnLi+βMlnMi+βKK(lnKi)2

+βLL(lnLi)2+βMM(lnMi)2+βKLlnKilnLi

+βKMlnKilnMi+βLMlnLilnMi+vi-ui

(1)

關于企業(yè)技術效率影響因素變量(Z)，本文重點關注非生產(chǎn)性活動?？紤]實際指標構建中，政治關聯(lián)的度量通常為離散變量，而關系活動往往是連續(xù)變量。為了使非生產(chǎn)性活動的邊際分析更為直接和具有經(jīng)濟意涵，本文借鑒萬華林和陳信元(2010)[27]的做法，使用關系活動(招待差旅費用)支出除以雇員數(shù)量衡量民營企業(yè)非生產(chǎn)性活動，重點考察關系活動(guanxi)對企業(yè)技術效率的影響。此外，參考已有文獻(Charoenrat等，2013[28]；Wang和Wong，2012[29])，添加企業(yè)年齡(firmage)，電腦利用率(computer)，研發(fā)強度(rd)、企業(yè)出口行為(export)作為影響技術效率的因素。

μi=c0+Ziδ

(2)

(3)

對應可以得到影響因素Zi的第k個變量z[k]對技術無效率的期望值E(ui)和生產(chǎn)不確定性V(ui)的邊際效應(4)限于篇幅，有關技術無效率期望值E(ui)和生產(chǎn)不確定性V(ui)邊際效應的完整推導過程未列示，感興趣的讀者可向作者索取。分別為：

(4)

(5)

其中，φ(·)和Φ(·)分別為標準正態(tài)分布的概率密度函數(shù)和累積分布函數(shù)，δ[k]和γ[k]分別為式(2)和式(3)中Zi的第k個變量z[k]的相應系數(shù)，Λi=μi/σu，i。

根據(jù)影響因素Zi邊際效應的表達式(4)和式(5)，可以發(fā)現(xiàn)兩個重要的信息：第一，由于模型的非線性特征，無法直接根據(jù)估計系數(shù)(δ[k]或γ[k])判斷z[k]對技術效率的邊際效應以及影響方向，邊際效應依賴于μi和σu，i函數(shù)的所有相關估計值。第二，邊際效應是非單調的，即同一樣本內，z[k]對技術效率可能既有正向又有負向的影響，具體影響方向取決于z[k]的取值。也就是說，在z[k]的某一取值范圍內，z[k]可能是效率改善的，而在其他取值范圍內，z[k]可能是效率阻礙的。這一非單調的邊際效應不僅可以幫助理解技術效率和影響因素之間的關系，而且可以指導給出更加具體和有效的政策意見。

(二)數(shù)據(jù)來源和變量說明

本文企業(yè)數(shù)據(jù)來自世界銀行和中國國家統(tǒng)計局企業(yè)調查總隊聯(lián)合進行的中國投資環(huán)境調查(Investment Climate Surveys，ICSs)。該調查通過與企業(yè)經(jīng)理人或所有者面對面訪問，收集了大量關于中國投資環(huán)境和企業(yè)生產(chǎn)的信息，被學術界廣泛使用(胡志安和邱智敏，2021[34]；劉鎧豪和王雪芳，2020[35])。但該調查數(shù)據(jù)只有2003年、2005年和2012年。由于招待差旅費用直接影響應納稅額，2008年1月1日起執(zhí)行的新所得稅條例第43條要求，所有招待差旅費用支出應聯(lián)系于正常的商業(yè)運營，其真實值的60%可以在計算稅項時被扣除，但是不能超過年度總銷售額的5%。因此，為確保招待差旅費用的完整性及回歸結果準確性，本文采用最接近新所得稅條例生效時間的數(shù)據(jù)(即2005年數(shù)據(jù))進行回歸分析。

2005年中國投資環(huán)境調查數(shù)據(jù)涵蓋了中國除西藏、港澳臺外30個省份的120個城市。調查按照直轄市200個企業(yè)、其他城市100個企業(yè)進行抽樣，最終獲得涵蓋所有制造業(yè)大類行業(yè)的12 400個企業(yè)樣本。需要說明的是，本文只關注民營企業(yè)樣本是因為：民營和國有企業(yè)在經(jīng)營目標上有很大差別。絕大部分民營企業(yè)以經(jīng)濟效益為目標，而國有企業(yè)則更關注社會和政治目標，對經(jīng)濟效益關注不足。因此，兩類企業(yè)在對企業(yè)內資源配置的偏好上會存在明顯區(qū)別。此外，由于天然良好的政企關系，國有企業(yè)在政策資源、資本、人力等方面都具有比較優(yōu)勢，受外部制度環(huán)境影響較弱，因此缺乏足夠的動力主動開展非生產(chǎn)性活動以期為企業(yè)謀取額外的收益。換句話說，國有企業(yè)開展非生產(chǎn)性活動的成本和收益都很低，與民營企業(yè)有很大的差別。同時，國有企業(yè)高管多為組織任命，可能存在委托代理問題，即主動開展的非生產(chǎn)性活動可能是以個人目標為導向，這與民營企業(yè)非生產(chǎn)性活動開展的目標存在本質區(qū)別。因此，在非生產(chǎn)性活動對企業(yè)影響的研究問題上，本文剔除了國有企業(yè)樣本，僅保留民營企業(yè)樣本以保證回歸估計的可靠性。同時，參考Dollar和Wei(2007)[36]的做法，本文將私人部門擁有份額超過50%的企業(yè)定義為民營企業(yè)。表1呈現(xiàn)了變量定義和描述性統(tǒng)計。

表1 變量定義和描述性統(tǒng)計

四、實證結果

(一)模型估計結果

表2呈現(xiàn)了模型估計結果。模型1是本文關注的重點，該模型對于影響因素變量(Z)的系數(shù)(δ和γ)沒有施加任何約束。模型2至模型5基于模型1，針對無效率項ui截斷前分布的均值和方差的參數(shù)化施加了不同約束。具體而言，模型2假設δ=γ，即Z的系數(shù)在ui截斷前分布的均值函數(shù)(式2)和方差函數(shù)(式3)中完全相同。模型3參考Battese和Coelli(1995)[37]模型設定，假設γ=0。模型4假設ui截斷前分布的均值μi=0，對應于Caudill等(1995)[31]提出的異質性半正態(tài)隨機前沿模型。模型5進一步假設γ=μi=0，即Z對無效率項ui沒有影響，對應于Aigner等(1977)[38]提出的半正態(tài)隨機前沿模型。最后，在模型6中，假設不存在生產(chǎn)技術無效率(μi=σu，i=0)，僅使用OLS估計生產(chǎn)函數(shù)的線性模型。

表2 模型估計結果

根據(jù)表2估計結果可知：第一，模型1至模型6中，生產(chǎn)前沿函數(shù)的系數(shù)估計值和顯著性都非常穩(wěn)健。尤其是模型6中，當假設不存在生產(chǎn)技術無效率，估計結果與模型1至模型5高度一致，這是因為生產(chǎn)函數(shù)線性模型的OLS估計值正是隨機生產(chǎn)前沿估計值的一致估計。第二，模型1至模型6中對數(shù)似然值(Log-likelihood value)差別較大，其中，模型1的對數(shù)似然值最大，模型6的對數(shù)似然值最小，這一比較初步表明模型1的擬合結果優(yōu)于其他模型。

因此，本文接下來將基于模型1分析企業(yè)技術效率，同時重點研究關系活動對企業(yè)技術效率的邊際效應。

(二)企業(yè)技術效率的分布特征

基于表2的模型1，本節(jié)計算了所有樣本企業(yè)的技術效率指數(shù)。圖1呈現(xiàn)了所有樣本企業(yè)的技術效率指數(shù)核密度圖形。樣本企業(yè)技術效率的均值為0.614，標準差為0.163，中位數(shù)為0.568，表明平均而言，由于生產(chǎn)技術無效率，樣本企業(yè)產(chǎn)出減少40%左右。

圖1 企業(yè)技術效率分布：全樣本

為了更加細致地考察企業(yè)技術效率的分布特征，對樣本企業(yè)按不同類別進行分組比較。表3呈現(xiàn)了不同分組標準下，不同組別內技術效率的比較。首先，根據(jù)企業(yè)是否出口分組發(fā)現(xiàn)，樣本中出口企業(yè)的比例為44%，技術效率的均值為0.658。非出口企業(yè)的平均技術效率為0.578。組間差異比較顯示，出口企業(yè)技術效率的均值和中位數(shù)都顯著大于非出口企業(yè)。這一結果一致于現(xiàn)有文獻關于出口企業(yè)和非出口企業(yè)生產(chǎn)率差異的相關研究(De Loecker，2007[40]；Ding等，2016[41])。

表3 不同組別間技術效率比較

其次，根據(jù)2004年企業(yè)位于固定資產(chǎn)凈額的上、中、下分位，將其分類為大規(guī)模企業(yè)、中等規(guī)模企業(yè)、小規(guī)模企業(yè)。可以發(fā)現(xiàn)，大規(guī)模企業(yè)的平均技術效率最高，達到0.652；小規(guī)模企業(yè)的平均技術效率最低，僅為0.578；中等規(guī)模企業(yè)的平均技術效率介于二者之間(0.611)。組間差異檢驗顯示，大規(guī)模企業(yè)技術效率的均值和中位數(shù)都顯著大于中等規(guī)模企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)。這表明，企業(yè)規(guī)模的擴大有利于提高生產(chǎn)效率。較大的生產(chǎn)規(guī)?？梢詭椭髽I(yè)提高技術、設備等生產(chǎn)要素的使用效率，實現(xiàn)更專業(yè)化的分工及規(guī)模經(jīng)濟，進而降低生產(chǎn)技術無效率導致的產(chǎn)出損失(Lundvall和Battese，2000[42])。

最后，根據(jù)World Bank(2006)[43]的做法，將樣本省份劃分為如下六大區(qū)域：東南地區(qū)、渤海地區(qū)、東北地區(qū)、西南地區(qū)、中部地區(qū)和西北地區(qū)?？梢园l(fā)現(xiàn)，總體而言，沿海地區(qū)樣本企業(yè)的技術效率較高，其中，東南地區(qū)樣本企業(yè)的平均技術效率達到0.635；內陸地區(qū)樣本企業(yè)的技術效率較低，中部地區(qū)和西北地區(qū)樣本企業(yè)的平均技術效率都低于0.6，分別為0.586和0.584。組間差異檢驗進一步證實，東南地區(qū)樣本企業(yè)的平均生產(chǎn)技術無效率顯著低于西南地區(qū)、中部地區(qū)和西北地區(qū)?？赡艿脑蚴?，東南地區(qū)是中國改革開放的前沿，在改革初期政策吸引下，首先，大量生產(chǎn)要素匯集到東南地區(qū)，形成產(chǎn)業(yè)集聚，提高當?shù)匾刭Y源市場化配置水平(王志剛等，2006[44])；其次，在政策和市場雙重引導下，東南地區(qū)成為中國市場化進程最快的區(qū)域，為當?shù)仄髽I(yè)發(fā)展提供了相對完善的制度保障(張杰等，2011[45])；最后，得益于先天的地理優(yōu)勢，東南地區(qū)外貿發(fā)展迅速，通過國內、國際兩個市場的信息整合，更容易實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(王志剛等，2006[44])。這些都有利于東南地區(qū)企業(yè)緩解生產(chǎn)效率低下的問題。因此，東南地區(qū)企業(yè)生產(chǎn)效率較其他地區(qū)更高。

(三)邊際效應分析

本節(jié)考察影響因素變量(Z)對企業(yè)技術效率的邊際效應，重點關注影響因素中連續(xù)變量的邊際效應。圖2呈現(xiàn)了影響因素(Z)對技術無效率期望值的邊際效應，圖3呈現(xiàn)了影響因素(Z)對生產(chǎn)不確定性的邊際效應。為了更加全面且直觀地呈現(xiàn)邊際效應，使用局部多項式平滑圖。

圖2 影響因素(Z)對技術無效率的期望值E(ui)的邊際效應

圖3 影響因素(Z)對生產(chǎn)不確定性V(ui)的邊際效應

首先分析關系活動(guanxi)的邊際效應，關系活動對E(ui)和V(ui)的邊際效應分別度量了關系活動如何影響預期的生產(chǎn)技術無效率和生產(chǎn)不確定性。首先，從圖形整體來看，關系活動既降低了企業(yè)生產(chǎn)技術無效率(圖2)，也減少了生產(chǎn)的不確定性(圖3)，與表2回歸結果保持一致。其次，圖2圖形趨勢發(fā)現(xiàn)，隨著關系活動投入增加，關系活動對企業(yè)技術無效率的抑制作用在減少，即關系活動存在邊際遞減現(xiàn)象。同時，圖3圖形趨勢顯示，關系活動對生產(chǎn)不確定性的影響呈U型關系，即關系活動對生產(chǎn)不確定性的減少幅度，隨著關系活動的增加，先提高后降低。因此，合理推測，關系活動配置存在臨界點：適度的關系活動既可以幫助企業(yè)實現(xiàn)更高的生產(chǎn)技術效率和產(chǎn)出水平，也能使得生產(chǎn)過程更加穩(wěn)定；過度的關系活動配置則會擠占生產(chǎn)性活動資源，對企業(yè)績效產(chǎn)生負面影響。

對于企業(yè)年齡(firmage)，根據(jù)圖2可以發(fā)現(xiàn)，第一，企業(yè)登記注冊年份越早，其生產(chǎn)技術效率水平越低。這可能反映了成立時間越長的企業(yè)在生產(chǎn)組織方面的低效率，比如早期的國有企業(yè)或集體企業(yè)私有化而來的民營企業(yè)(Fan等，2007[46])。第二，生產(chǎn)技術的無效率是自企業(yè)成立初期便已存在。這說明企業(yè)生產(chǎn)技術無效率是普遍存在的問題。由于市場的不完美(如信息不完全、人崗不匹配等)，企業(yè)生產(chǎn)永遠無法自然而主動地達到前沿生產(chǎn)面。第三，從圖形趨勢可知，隨著企業(yè)年齡的增長，企業(yè)年齡對生產(chǎn)無效率的邊際影響逐步降低，趨于平穩(wěn)。這說明老企業(yè)生產(chǎn)管理呈現(xiàn)僵化狀態(tài)，只有改變原有思維及發(fā)展模式、打破生命周期，才能緩解其生產(chǎn)無效率問題。圖3顯示，企業(yè)年齡可以降低生產(chǎn)的不確定性，但隨著企業(yè)年齡增加，企業(yè)年齡對生產(chǎn)不確定性的邊際影響開始快速降低并最終趨于平穩(wěn)，與企業(yè)或產(chǎn)品生命周期類似：企業(yè)成立初期，由于產(chǎn)品單一，生產(chǎn)要素主要集中在某類產(chǎn)品線上，因此生產(chǎn)的確定性很高；隨著企業(yè)快速發(fā)展，其經(jīng)營范圍開始增加，戰(zhàn)略目標開始調整，因此增加了生產(chǎn)的不確定性，限制了企業(yè)前期市場經(jīng)驗積累在降低生產(chǎn)不確定性上的作用。當企業(yè)或產(chǎn)品發(fā)展到后期，老企業(yè)生產(chǎn)發(fā)展模式固化問題嚴重，前期積累的市場經(jīng)驗無法對企業(yè)有效生產(chǎn)提供幫助，企業(yè)改革成為唯一出路，因此企業(yè)年齡對生產(chǎn)不確定性的影響也趨于0。

對于企業(yè)電腦利用率(computer)，圖2顯示，其他要素不變時，適當?shù)男畔⒓夹g(即企業(yè)電腦利用率)可以降低企業(yè)生產(chǎn)無效率，但其邊際作用呈遞減趨勢；當使用比率超過一定程度(大約60%)，信息技術的應用則開始抑制企業(yè)生產(chǎn)。這一結果也很好地詮釋了有關“信息技術生產(chǎn)率悖論”(Thatcher和Oliver，2001[47]；Zhu等，2021[48])。這說明信息技術對企業(yè)生產(chǎn)的影響依賴于其他要素投入(比如高技能勞動力)(何小鋼等，2019[49])：當其他要素無法配套增加時，信息技術的邊際生產(chǎn)效應會下降，甚至出現(xiàn)過度投資，加劇企業(yè)生產(chǎn)無效率；相反，只有當信息技術與其他互補要素同步增加時，信息技術對企業(yè)產(chǎn)出的正面影響才能持續(xù)實現(xiàn)。圖3顯示，信息技術可能會增加生產(chǎn)的不確定性，且這種不確定性隨著信息技術投入的增加被進一步放大。這可能的原因是，信息技術應用的增加，放大了計算機存儲安全、設備質量等因素導致的非市場風險，加劇了企業(yè)生產(chǎn)的不確定性。

最后，關于企業(yè)研發(fā)強度(rd)，可以發(fā)現(xiàn)研發(fā)活動增加了生產(chǎn)技術的無效率(圖2)。這是因為，第一，本文企業(yè)樣本是截面數(shù)據(jù)，表示當年不同研發(fā)投入水平對企業(yè)生產(chǎn)效率的影響，是研發(fā)活動的短期效應。第二，企業(yè)研發(fā)活動具有周期長、耗資大的特點，因此，研發(fā)投入對企業(yè)生產(chǎn)效率的提升可能存在滯后，甚至由于研發(fā)投入對其他要素資源的擠占，研發(fā)活動會對當期企業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生負面影響(孔東民和龐立讓，2014[50])。同時，根據(jù)圖3可知，研發(fā)活動加劇了企業(yè)生產(chǎn)不確定性。研發(fā)本身就是創(chuàng)造新的產(chǎn)品，創(chuàng)造的過程便伴隨著很多的不確定性。且投資回報與風險并存，投資越多，預期收益更多，但同時風險、不確定性也成倍增加，與圖3圖形趨勢一致。

從邊際效應的分析表明，當使用設定更加靈活的Wang(2002)[33]模型，首先，影響因素的邊際效應會出現(xiàn)非單調性特征；其次，影響因素可能推動企業(yè)更加靠近生產(chǎn)前沿，改善生產(chǎn)技術效率，但是不一定同時降低生產(chǎn)不確定性。更為重要的是，本文發(fā)現(xiàn)，關系活動不僅可以提高企業(yè)生產(chǎn)技術效率，而且降低生產(chǎn)不確定性，使得企業(yè)獲得更高且更加穩(wěn)定的產(chǎn)出水平。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了確保本文實證結果的可靠性，本節(jié)進行了一系列的穩(wěn)健性檢驗。第一，本文重點關注的影響因素關系活動(guanxi)是一個潛在的內生變量。該內生性問題的來源是可能存在某些遺漏變量同時影響關系活動和生產(chǎn)技術效率。由于本文采用Wang(2002)[30]建議的一步法異質性隨機前沿模型同時估計所有參數(shù)，所以無法利用標準的工具變量估計方法處理潛在的內生性問題。作為一個嘗試性的方法，參考Cai等(2011)[51]的做法，利用城市行業(yè)層面關系活動的中位數(shù)(guanxi_cs)作為關系活動的工具變量，然后使用尋找到的工具變量(guanxi_cs)直接替換基準模型(表2中模型1)潛在的內生變量關系活動(guanxi)，重新估計基準模型。

第二，根據(jù)數(shù)據(jù)中提供的企業(yè)與政府部門打交道天數(shù)的相關信息，構建關系活動的時間成本代理變量。具體而言，該代理變量(gov_days)為2004年企業(yè)與稅務、公安、環(huán)保、勞動和社會保障部門合計打交道天數(shù)的對數(shù)。使用這一時間成本的代理變量(gov_days)替換基準模型中關系活動的貨幣成本(guanxi)，重新估計基準模型。

第三，在基準回歸中，本文使用企業(yè)招待應酬貨幣支出衡量其面臨制度風險時所進行的關系活動，然而，該類支出可能也包含企業(yè)同供應商或客戶建立正常商業(yè)關系的支出。因此，參考Cai等 (2011)[51]的做法，本節(jié)構建了關系活動中非正常商業(yè)關系支出部分(nonb_guanxi)。具體而言，首先將關系活動(guanxi)對和企業(yè)正常商業(yè)關系建立相關的一些變量進行回歸，包括滯后一期的勞動力的對數(shù)、企業(yè)年齡的對數(shù)、產(chǎn)品是否銷往其他省份、同供應商和客戶商業(yè)合作的年數(shù)的對數(shù)、CEO薪酬的對數(shù)，然后利用回歸殘差作為企業(yè)非正常商業(yè)關系支出的部分(nonb_guanxi)。本文使用該變量替換基準模型中的關系活動(guanxi)，重新估計基準模型。

表4呈現(xiàn)了上述四個穩(wěn)健性檢驗的估計結果，為了便于比較，在列(1)呈現(xiàn)了基準模型的估計結果(表2中模型1)?？梢园l(fā)現(xiàn)，模型1至模型5中，生產(chǎn)前沿函數(shù)的系數(shù)估計值和顯著性都高度一致。

表4 模型估計結果：穩(wěn)健性分析

接下來重點比較不同估計模型所得到的企業(yè)技術效率的分布和影響因素的邊際效應。關于企業(yè)技術效率的分布，重點考察觀測樣本特定的生產(chǎn)技術效率指數(shù)的排序是否敏感于不同模型設定。表5呈現(xiàn)了不同估計模型之間企業(yè)技術效率的Spearman秩相關系數(shù)?？梢园l(fā)現(xiàn)，模型1至模型5之間，企業(yè)生產(chǎn)技術效率指數(shù)的排序高度一致，尤其是基準模型(模型1)與其他四個穩(wěn)健性檢驗模型之間的Spearman秩相關系數(shù)均大于0.665，最高達到0.886。雖然在四個穩(wěn)健性檢驗模型中，本文使用了關系活動(guanxi)的替代度量或者無效率項ui的替代分布，但這四個模型之間的Spearman秩相關系數(shù)也都接近或超過0.5，特別是模型4(Non-business guanxi)和模型5(Exponential distribution)之間的Spearman秩相關系數(shù)高達0.892。

表5 不同估計模型之間企業(yè)技術效率的Spearman秩相關系數(shù)

關于不同估計模型中影響因素的邊際效應，重點分析關系活動的邊際效應。圖4和圖5分別呈現(xiàn)了不同度量方式的關系活動對E(ui)和V(ui)的邊際效應的局部多項式平滑圖。根據(jù)圖4，可以發(fā)現(xiàn)，一致于基準模型的結果，不同度量方式的關系活動對技術無效率的期望值E(ui)的邊際效應均為負，表明關系活動降低了生產(chǎn)技術無效率，而且，隨著關系活動強度的增加，其邊際效應均逐漸變小。圖5顯示，除了模型2(City-industry median guanxi)，關系活動對生產(chǎn)不確定性V(ui)的邊際效應均為負，表明關系活動可以減少生產(chǎn)不確定性。模型2中關系活動對生產(chǎn)不確定性的邊際效應為正，這可能是因為城市行業(yè)層面關系活動的中位數(shù)(guanxi_cs)更多地度量了當?shù)氐闹贫蕊L險，而非特定企業(yè)為了應對制度風險所開展的策略活動。因此，企業(yè)面臨的制度風險越高，生產(chǎn)不確定性也越高。對于模型5(Exponential distribution)，關系活動邊際效應的符號可以直接讀取模型估計系數(shù)的符號，可以發(fā)現(xiàn)，一致于其他估計模型，關系活動可以降低生產(chǎn)技術無效率以及生產(chǎn)不確定性。

圖4 不同度量方式的關系活動對技術無效率的期望值E(ui)的邊際效應

圖5 不同度量方式的關系活動對生產(chǎn)不確定性V(ui)的邊際效應

上述分析表明，當考慮到關系活動(guanxi)可能存在的內生性，使用關系活動時間成本的代理變量，移除關系活動中建立正常商業(yè)關系的支出部分，以及使用無效率項ui的替代分布(指數(shù)分布)，基準模型結果(包括企業(yè)技術效率的分布以及關系活動的邊際效應)依然穩(wěn)健。

五、結論

市場支持型制度環(huán)境的不完善給民營企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動造成了諸多障礙和風險，為了應對面臨的制度風險，民營企業(yè)采取的一種重要策略是投入各種資源建立社會關系。本文研究了民營企業(yè)非生產(chǎn)性活動——關系活動對生產(chǎn)技術效率的影響。利用中國投資環(huán)境調查數(shù)據(jù)，本文采用一步法異質性隨機前沿模型考察了樣本企業(yè)生產(chǎn)技術效率的分布特征，分析了關系活動對生產(chǎn)技術無效率以及生產(chǎn)不確定性的邊際效應。本文主要結論如下：首先，平均而言，由于生產(chǎn)技術無效率，樣本企業(yè)產(chǎn)出減少了40%左右。樣本企業(yè)組間生產(chǎn)技術效率比較表明，出口企業(yè)、大規(guī)模企業(yè)及沿海地區(qū)樣本企業(yè)的生產(chǎn)技術效率更顯著。其次，影響因素對技術無效率的期望值和生產(chǎn)不確定性的邊際效應分析表明，關系活動通過降低生產(chǎn)技術無效率和減少生產(chǎn)不確定性來改善企業(yè)技術效率，具有重要的生產(chǎn)效應。在考慮模型可能存在的內生性問題以及進行一系列穩(wěn)健性檢驗之后，本文結果依然成立。本文結果不僅可以豐富非生產(chǎn)性活動可能影響的研究文獻，而且可以對企業(yè)技術效率的決定因素研究進行有益補充，更為重要的是，揭示了非生產(chǎn)性活動的生產(chǎn)效應，即改善企業(yè)技術效率。

本文研究結論對有效降低制度性交易成本，優(yōu)化營商環(huán)境及構建親清政商關系具有重要的現(xiàn)實指導意義。正式制度環(huán)境對經(jīng)濟高質量發(fā)展具有重要意義，但正式制度環(huán)境的不完善不僅直接減少經(jīng)濟產(chǎn)出，還會顯著影響企業(yè)從事各類活動的激勵，扭曲企業(yè)的活動配置，降低創(chuàng)業(yè)質量。雖然研究發(fā)現(xiàn)非生產(chǎn)性活動對企業(yè)生產(chǎn)技術效率有改善作用，能降低企業(yè)生產(chǎn)的不確定性；但關系活動的支出本身并未直接作用于生產(chǎn)活動，還可能對企業(yè)創(chuàng)新等生產(chǎn)性活動產(chǎn)生擠出效應，進而限制了企業(yè)長期發(fā)展。因此，政府應進一步健全支持民營企業(yè)發(fā)展的法治環(huán)境、政策環(huán)境和市場環(huán)境等，建立規(guī)范化政企溝通渠道，為后疫情時期經(jīng)濟高質量發(fā)展提供制度保障。