制度環(huán)境對企業(yè)規(guī)模非線性影響效應(yīng)的測度
——來自中國工業(yè)企業(yè)的證據(jù)

邵傳林 裴志強(qiáng)

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制度環(huán)境對企業(yè)規(guī)模非線性影響效應(yīng)的測度
——來自中國工業(yè)企業(yè)的證據(jù)

邵傳林 裴志強(qiáng)

基于中國工業(yè)企業(yè)大樣本數(shù)據(jù)庫及省級層面的制度數(shù)據(jù)測度制度環(huán)境對企業(yè)規(guī)模的非線性影響效應(yīng)，實(shí)證結(jié)果表明：在中國，地區(qū)制度環(huán)境對企業(yè)規(guī)模具有U型影響效應(yīng)，當(dāng)?shù)貐^(qū)制度環(huán)境質(zhì)量低于門檻值時，地區(qū)制度環(huán)境的改善會對企業(yè)規(guī)模產(chǎn)生抑制作用；只有當(dāng)?shù)貐^(qū)制度環(huán)境質(zhì)量大于門檻值時，地區(qū)制度環(huán)境的改善才會對企業(yè)規(guī)模產(chǎn)生促進(jìn)作用；當(dāng)前中國各地區(qū)制度環(huán)境的水平遠(yuǎn)低于理論上的門檻值，從而對企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張產(chǎn)生了不利的影響。各種穩(wěn)健性檢驗(yàn)均表明，地區(qū)制度環(huán)境顯著抑制了企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大。

制度環(huán)境； 企業(yè)規(guī)模； 非線性效應(yīng)； 產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平； 地區(qū)廉潔度

一 引 言

自1978年經(jīng)濟(jì)體制改革以來，中國企業(yè)的規(guī)模越做越大，不少企業(yè)從“夫妻二人店”轉(zhuǎn)型為行業(yè)龍頭，一些企業(yè)成為了世界500強(qiáng)，企業(yè)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)狀況有所改觀。然而，就總體狀況而言，在絕大部分行業(yè)里，企業(yè)的規(guī)模依然偏小，產(chǎn)業(yè)集中度依舊偏低，難以實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)。企業(yè)之間重復(fù)生產(chǎn)、過度競爭，嚴(yán)重影響了企業(yè)的發(fā)展壯大。毋庸諱言，在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)從連續(xù)30多年10%左右的高速增長期轉(zhuǎn)向7%左右的結(jié)構(gòu)性減速期的背景下，對企業(yè)規(guī)模的決定因素進(jìn)行理論探討和實(shí)證研究不僅可為中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型和升級提供科學(xué)的理論線索，還可為中國企業(yè)做大做強(qiáng)提供具有可操作性的政策建議。在此背景下，本文基于2005-2009年中國工業(yè)企業(yè)大樣本數(shù)據(jù)庫以及省級層面的制度數(shù)據(jù)，測度制度環(huán)境對企業(yè)規(guī)模的非線性影響效應(yīng)，既拓展法與經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的應(yīng)用范圍，也豐富有關(guān)企業(yè)與市場的邊界劃分理論。

本文主要從以下幾個方面豐富前人的研究。第一，基于制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)理論闡釋了制度環(huán)境影響企業(yè)規(guī)模的非線性效應(yīng)(即促進(jìn)效應(yīng)與抑制效應(yīng))，為進(jìn)一步的研究提供了一個整合性分析框架。第二，不僅考察了制度環(huán)境的重要方面——契約制度對企業(yè)規(guī)模的影響效應(yīng)，還采用地區(qū)廉潔度指數(shù)衡量產(chǎn)權(quán)制度，進(jìn)而檢驗(yàn)了產(chǎn)權(quán)制度對企業(yè)規(guī)模的影響效應(yīng)。第三，搜集的制度數(shù)據(jù)不僅有助于在時間序列上檢驗(yàn)制度環(huán)境對企業(yè)規(guī)模的縱向影響，還有助于橫向評估各地區(qū)制度環(huán)境改善程度的差異對企業(yè)規(guī)模的影響。第四，不同于既有研究多基于上市公司的數(shù)據(jù)探討企業(yè)規(guī)模的決定因素，本文基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫探討該問題，這不僅保證了研究結(jié)論的一般性，也有助于豐富企業(yè)規(guī)模決定方面的研究文獻(xiàn)。

本文研究結(jié)果表明：(1)在我國，地區(qū)制度環(huán)境對企業(yè)規(guī)模具有U型影響效應(yīng)，即當(dāng)?shù)貐^(qū)制度環(huán)境質(zhì)量低于門檻值時，隨著地區(qū)制度環(huán)境的改善先會對企業(yè)規(guī)模產(chǎn)生抑制作用，只有在地區(qū)制度環(huán)境質(zhì)量大于門檻值時，地區(qū)制度環(huán)境的改善才會對企業(yè)規(guī)模產(chǎn)生促進(jìn)作用。但目前我國各地區(qū)制度環(huán)境的水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于理論門檻值，從而對我國企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張產(chǎn)生了不利的負(fù)向效應(yīng)。我國工業(yè)企業(yè)以簡單的模仿、加工為特征的山寨式生產(chǎn)方式?jīng)Q定了當(dāng)前制度環(huán)境的改善會增加企業(yè)的模仿成本與合規(guī)化成本，進(jìn)而抑制企業(yè)的規(guī)模擴(kuò)張。這也從側(cè)面反映出，在當(dāng)前地區(qū)制度環(huán)境普遍不高的現(xiàn)實(shí)背景下，廣大中小企業(yè)選擇粗放式增長模式具有一定的經(jīng)驗(yàn)依據(jù)。(2)在其他條件相同的情況下，與國有企業(yè)相比，制度環(huán)境的改善對民營企業(yè)的規(guī)模具有更強(qiáng)的抑制作用；與高資本密集度的企業(yè)相比，制度環(huán)境的改善對勞動密集型企業(yè)的規(guī)模具有更強(qiáng)的抑制作用；與資產(chǎn)專用性程度低的企業(yè)相比，制度環(huán)境的改善對高資產(chǎn)專用性企業(yè)的規(guī)模具有更弱的抑制作用。

本文后續(xù)內(nèi)容安排如下：第二部分先評述既有的相關(guān)研究文獻(xiàn)，再基于制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)理論分析制度環(huán)境影響企業(yè)規(guī)模的內(nèi)在邏輯；第三部分為研究設(shè)計(jì)；第四部分為實(shí)證分析；第五部分為進(jìn)一步探討；最后是研究結(jié)論。

二 文獻(xiàn)評述與理論分析

(一)文獻(xiàn)評述

Coase(1937)[1]在其經(jīng)典論文《企業(yè)的性質(zhì)》一文中開創(chuàng)性地提出了企業(yè)的邊界問題，即在企業(yè)內(nèi)部進(jìn)行交易的費(fèi)用若低于通過市場進(jìn)行交易的費(fèi)用，企業(yè)的規(guī)模將不斷膨脹，直到二者相等。其后，Alchian和Demeszt(1972)[2]從監(jiān)督成本的角度間接地界定了企業(yè)的邊界。Williamson(1985)[3]又從資產(chǎn)專用性的角度分析了企業(yè)縱向一體化的邊界。那么，究竟是什么因素決定了企業(yè)的規(guī)模？國內(nèi)外學(xué)者著力探討了企業(yè)規(guī)模的決定因素。譬如，陳然方(2004)[4]依據(jù)企業(yè)的組織能力理論指出，形成強(qiáng)大組織能力的企業(yè)將主動進(jìn)行規(guī)模擴(kuò)張以實(shí)現(xiàn)價值最大化；Beck和Demirguc-Kunt(2006)[5]分析了融資約束對中小企業(yè)規(guī)模的影響；魏良益(2006)[6]基于中國上市公司的資料研究了企業(yè)績效、公司治理、區(qū)位、成長期等內(nèi)部因素以及生產(chǎn)力、行業(yè)結(jié)構(gòu)、宏觀政策、法律制度等外部因素對企業(yè)規(guī)模的影響；方明月和聶輝華(2008)[7]基于中國工業(yè)企業(yè)2001-2003年的數(shù)據(jù)研究了企業(yè)規(guī)模的決定因素，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，企業(yè)規(guī)模與產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度高度正相關(guān)；Almeida 和 Carneiro(2009)[8]分析了政府勞工規(guī)制政策對企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張的制約作用；方明月和聶輝華(2010)[9]基于1999-2005年中國全部國有和規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫對企業(yè)規(guī)模的分布特征進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)中國企業(yè)總體規(guī)模并不服從齊夫定律分布，國有企業(yè)是導(dǎo)致企業(yè)規(guī)模分布特征偏離齊夫定律的主要原因；章韜和孫楚仁(2012)[10]分析了貿(mào)易條件對企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的影響；Li等(2012)[11]基于中國制造業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)分析了產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)規(guī)模的影響。

綜上所述，既有文獻(xiàn)從不同視角探討了企業(yè)規(guī)模的各種決定因素。無論是市場規(guī)模、監(jiān)督成本、交易費(fèi)用，抑或產(chǎn)權(quán)制度、融資約束及經(jīng)濟(jì)政策，在一定程度上均會影響企業(yè)的最佳規(guī)模。時至今日，關(guān)于企業(yè)規(guī)模的邊界問題仍見仁見智，一些實(shí)證結(jié)果存在相互矛盾問題(聶輝華和李文彬，2006)[12]。事實(shí)上，制度環(huán)境不僅會影響企業(yè)內(nèi)部的治理機(jī)制和契約效率，還會影響企業(yè)之間的交易費(fèi)用和合作關(guān)系，進(jìn)而對企業(yè)的規(guī)模產(chǎn)生影響。令人遺憾的是，鮮有學(xué)者基于發(fā)展中國家或轉(zhuǎn)型國家的數(shù)據(jù)資料探討制度環(huán)境對企業(yè)規(guī)模的影響。并且，現(xiàn)有針對中國企業(yè)規(guī)模的實(shí)證研究主要基于上市公司數(shù)據(jù)資料探討企業(yè)規(guī)模的決定因素或影響因素，但問題是上市公司的樣本往往只代表一個國家或地區(qū)內(nèi)大企業(yè)的特征，上市公司規(guī)模邊界的影響因素與非上市的中小企業(yè)規(guī)模邊界的決定因素并不完全相同，因此，常常導(dǎo)致研究結(jié)論缺乏現(xiàn)實(shí)解釋力和適用性，難以推廣引申。此外，盡管有學(xué)者基于中國工業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)資料分析企業(yè)規(guī)模的分布形態(tài)，但少有學(xué)者基于該數(shù)據(jù)庫測度轉(zhuǎn)型期中國制度環(huán)境變遷對企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張的影響效應(yīng)，也未能對地區(qū)間企業(yè)規(guī)模的橫向差異給出令人信服的理論解釋。并且，尚未有充足的證據(jù)穩(wěn)健地表明，中國近年來的制度環(huán)境變遷究竟是促進(jìn)還是阻滯了企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大，其內(nèi)在邏輯又是什么？這為本文提出了研究的方向。

(二)制度環(huán)境影響企業(yè)規(guī)模的內(nèi)在邏輯

制度環(huán)境對企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)張或成長具有二重性，或者說，制度環(huán)境的改善有可能會促進(jìn)企業(yè)規(guī)模變大，也有可能抑制企業(yè)規(guī)模的成長。

首先，好的制度環(huán)境對企業(yè)規(guī)模具有正向的促進(jìn)效應(yīng)。在穩(wěn)定良好的制度環(huán)境下，企業(yè)的生產(chǎn)及創(chuàng)新成果歸其所有，企業(yè)所有者會主動地進(jìn)入或退出各類市場，并通過技術(shù)創(chuàng)新，或創(chuàng)新企業(yè)組織形式，或引入新的產(chǎn)品與服務(wù)，或開拓新的營銷渠道，或重新組織原有的生產(chǎn)要素，提高企業(yè)收益率和利潤，從而為企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大提供堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。與此相反，一個國家或地區(qū)若沒有相應(yīng)的產(chǎn)權(quán)保護(hù)基礎(chǔ)，就沒有企業(yè)敢去發(fā)明創(chuàng)造、創(chuàng)新，也沒有企業(yè)愿意將發(fā)明及專利商業(yè)化，因?yàn)槠鋭?chuàng)業(yè)成果或創(chuàng)新產(chǎn)品很難受到嚴(yán)格的法律保護(hù)進(jìn)而歸其個人所有，甚至還會被其他企業(yè)攫取或被政治權(quán)力掠奪。在這種情況下，哪怕政府出臺再多鼓勵企業(yè)發(fā)展的政策、補(bǔ)貼及獎勵，也無法穩(wěn)固企業(yè)家長期經(jīng)營的預(yù)期，企業(yè)行為短期化現(xiàn)象會很普遍。既有的實(shí)證研究也表明，高效率的法律制度有助于保護(hù)企業(yè)的財產(chǎn)權(quán)(如企業(yè)商標(biāo)、品牌、發(fā)明專利等無形資產(chǎn))，進(jìn)而促使企業(yè)家對未來行為形成穩(wěn)定預(yù)期，不用擔(dān)心自己的知識產(chǎn)權(quán)或商品被其他企業(yè)盜用或模仿，還有助于企業(yè)將利潤用于再投資活動和研發(fā)活動(Johnson et al.,2002)[13]，而上述活動均會為企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大提供動力和源泉。另外，好的制度環(huán)境還有助于抑制企業(yè)之間的惡性競爭、保障企業(yè)間的正當(dāng)競爭，引導(dǎo)企業(yè)通過研發(fā)投資和創(chuàng)新活動來提高企業(yè)產(chǎn)品的差異化和市場競爭力，進(jìn)而對企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大產(chǎn)生正向促進(jìn)作用。

另一方面，在制度環(huán)境惡劣的條件下，企業(yè)間的交易更多地發(fā)生于一個基于人緣、血緣、地緣、業(yè)緣關(guān)系的靜態(tài)社會，交易雙方大多屬于同一個圈子，絕大部分經(jīng)濟(jì)交易活動是在信息相對對稱和信息相對完全的前提下發(fā)生。但隨著“差序格局”向外延伸，企業(yè)間交易的信任半徑會迅速變小，或者說一旦企業(yè)間的交易擴(kuò)展到陌生人的范圍，交易雙方的信任感就會下降，交易費(fèi)用會急劇上升，進(jìn)而阻礙了企業(yè)的規(guī)模擴(kuò)張。可以預(yù)期，若企業(yè)的生產(chǎn)活動和交易活動僅局限于“熟人圈”，則企業(yè)很難變成大企業(yè)。并且，在惡劣的制度環(huán)境下，企業(yè)之間有可能呈現(xiàn)惡性競爭的態(tài)勢，致使企業(yè)的規(guī)模難以做大做強(qiáng)，始終在低水平徘徊。毋庸諱言，只有借助于高效率的法律制度，才能降低企業(yè)間的交易費(fèi)用，擴(kuò)大企業(yè)的市場交易范圍，從而為企業(yè)的規(guī)模擴(kuò)張?zhí)峁┳銐虼蟮目臻g。

其次，對于新興市場國家或轉(zhuǎn)型國家而言，好的制度環(huán)境有可能會對企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張產(chǎn)生不利的抑制效應(yīng)*根據(jù)審稿專家的建議，制度環(huán)境的改善會對部分模仿企業(yè)規(guī)模起到抑制作用，但對那些規(guī)范經(jīng)營、真正進(jìn)行創(chuàng)新活動的企業(yè)具有保護(hù)作用，進(jìn)而促進(jìn)創(chuàng)新型企業(yè)規(guī)模的增加。但根據(jù)科技部官方統(tǒng)計(jì)資料，那些從事研發(fā)創(chuàng)新活動的高新技術(shù)企業(yè)在我國企業(yè)總數(shù)中占比不足15%，若從產(chǎn)值上看，高新技術(shù)企業(yè)工業(yè)增加值在全國第二產(chǎn)業(yè)增加值中僅占15.2%。因此，在絕大部分企業(yè)為傳統(tǒng)的、非高新技術(shù)企業(yè)的背景下，盡管制度環(huán)境的改善會對部分從事研發(fā)創(chuàng)新活動的高新技術(shù)企業(yè)規(guī)模變大具有正向促進(jìn)作用，但這種正向促進(jìn)作用會因大量模仿型企業(yè)的存在而變得不明顯或不顯著。事實(shí)上，在本文穩(wěn)健性測試部分，筆者將全樣本依據(jù)高新技術(shù)企業(yè)的劃分標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行了分組檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，制度環(huán)境變量在高新技術(shù)企業(yè)樣本組的確呈現(xiàn)出了正的估計(jì)系數(shù)但并不顯著，這可能是因?yàn)楫?dāng)前地區(qū)制度環(huán)境的改善程度仍然太小，還未能對創(chuàng)新型企業(yè)規(guī)模變大起到顯著的促進(jìn)作用。。眾所周知，中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)主要以勞動密集型產(chǎn)業(yè)為主，產(chǎn)品附加值不高，企業(yè)缺乏自主創(chuàng)新能力，以模仿創(chuàng)新為主。盡管早在10年前中央就提出要加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型與升級，但時至今日我國制造業(yè)仍以勞動密集產(chǎn)品為主。在中國當(dāng)前法治水平不高、產(chǎn)權(quán)保護(hù)乏力的現(xiàn)實(shí)背景下，不少民營中小企業(yè)在生產(chǎn)過程中以模仿知名品牌為主，個別企業(yè)甚至以侵權(quán)起家，山寨式生產(chǎn)方式在國內(nèi)越演越烈，已經(jīng)產(chǎn)生了相當(dāng)規(guī)模的“山寨效應(yīng)”乃至“山寨文化”。在此背景下，企業(yè)可以以較低的成本模仿創(chuàng)新，而不必承擔(dān)侵權(quán)成本，從而實(shí)現(xiàn)低成本規(guī)模擴(kuò)張或粗放型成長。事實(shí)上，對于剛成立的民營中小企業(yè)而言，以模仿同行業(yè)企業(yè)的山寨式生產(chǎn)方式進(jìn)行運(yùn)作不僅有助于降低納稅、研發(fā)、廣告、促銷等經(jīng)營環(huán)節(jié)中產(chǎn)生的各種費(fèi)用，還能以較低的價格優(yōu)勢迅速打開市場，并抓住消費(fèi)者的心理弱點(diǎn)迅速盈利。與此同時，在我國當(dāng)前法律制度對盜版、侵權(quán)、抄襲、惡意模仿等非法生產(chǎn)行為打擊不力的背景下，進(jìn)行產(chǎn)品或技術(shù)發(fā)明的企業(yè)往往需要支付高昂的維權(quán)成本才能保證其產(chǎn)權(quán)不受侵犯，導(dǎo)致絕大部分企業(yè)研發(fā)動力不足、缺乏品牌意識。在上述制度環(huán)境下，企業(yè)與其高成本地自主研發(fā)、創(chuàng)新進(jìn)而形成自己的品牌或?qū)＠蝗绲统杀镜啬７缕渌髽I(yè)的產(chǎn)品。依據(jù)此邏輯，一旦我國制度環(huán)境出現(xiàn)改善，比如監(jiān)管當(dāng)局加大對侵權(quán)、盜版等非法生產(chǎn)行為的打壓、取締，勢必會增加廣大中小企業(yè)的生產(chǎn)成本，致使絕大多數(shù)企業(yè)難以低成本模仿其他企業(yè)的技術(shù)、產(chǎn)品和商標(biāo)進(jìn)行粗放式規(guī)模擴(kuò)張。此外，在地區(qū)制度環(huán)境質(zhì)量得到改善后，若政府對企業(yè)的進(jìn)入管制依然很嚴(yán)，這將導(dǎo)致企業(yè)無法通過尋租活動繞開政府管制，企業(yè)的程序化成本和合規(guī)化成本勢必會增加，進(jìn)而對企業(yè)粗放式規(guī)模擴(kuò)張行為產(chǎn)生抑制作用。

就理論預(yù)測而言，上述分析表明，制度環(huán)境的改善一方面有助于促進(jìn)企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張，另一方面還有可能會對企業(yè)的規(guī)模擴(kuò)張行為產(chǎn)生抑制作用。但就現(xiàn)實(shí)觀察而言，我國制度環(huán)境的改善究竟是促進(jìn)還是阻滯了企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)張仍是一個需要進(jìn)一步考證的經(jīng)驗(yàn)問題。因此，本文將基于中國工業(yè)企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)和省級層面的制度數(shù)據(jù)實(shí)證測度制度環(huán)境究竟對企業(yè)規(guī)模產(chǎn)生了怎樣的影響。

三 研究設(shè)計(jì)

(一)模型設(shè)定與變量定義

為了測度制度環(huán)境對企業(yè)規(guī)模的影響程度，本文設(shè)定如下計(jì)量模型：

(1)

(2)

其中，被解釋變量sizejit表示地區(qū)j內(nèi)的企業(yè)i第t年的規(guī)模*需要特別說明的是，之所以使用企業(yè)職工人數(shù)的自然對數(shù)衡量企業(yè)規(guī)模，這是因?yàn)楸疚母鼈?cè)重于研究制度環(huán)境對企業(yè)規(guī)模的長久性影響或累積性影響。由于制度環(huán)境變量自身比較穩(wěn)定，盡管中國地區(qū)制度環(huán)境在逐漸改善但變化幅度較小，而企業(yè)規(guī)模增長率屬于短期波動指標(biāo)且噪聲太大，因此當(dāng)企業(yè)規(guī)模增長率對制度環(huán)境進(jìn)行回歸時，絕大部分估計(jì)結(jié)果都不顯著。并且，企業(yè)規(guī)模和企業(yè)規(guī)模增長率是兩個不同的經(jīng)濟(jì)學(xué)概念，前者強(qiáng)調(diào)企業(yè)的大小、屬于存量指標(biāo)，而規(guī)模增長率強(qiáng)調(diào)企業(yè)的成長性、屬于增量指標(biāo)，而制度環(huán)境變量始終是存量指標(biāo)，故用存量指標(biāo)對存量指標(biāo)進(jìn)行回歸分析更具有理論上的可行性。最后，當(dāng)使用企業(yè)規(guī)模增長率衡量企業(yè)規(guī)模動態(tài)變化時，由于只有滿足連續(xù)2年出現(xiàn)在中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫里的企業(yè)樣本才能參與回歸分析，這會導(dǎo)致樣本量急劇縮小，進(jìn)而產(chǎn)生樣本選擇偏誤問題，使本文的研究結(jié)論喪失一般性?；谏鲜鲈?，本文使用水平值衡量企業(yè)規(guī)模。；lawjt是地區(qū)j第t期的制度環(huán)境狀況。根據(jù)既有文獻(xiàn)(方明月和聶輝華，2008[9]；Li et al.,2012[11]；聶輝華和李文彬，2006[12])選取控制變量集X，包括企業(yè)所有制類型(private)、總資產(chǎn)收益率(roa)、企業(yè)年齡(age)、資本密集度(cap_d)、資產(chǎn)專用性(fa_ta)等變量。∑ind為不可觀測的行業(yè)固定效應(yīng)，∑yr表示年度固定效應(yīng)，∑region表示地區(qū)固定效應(yīng)，εit是殘差項(xiàng)。由于制度環(huán)境對企業(yè)規(guī)模的影響可能是非線性的，在(2)式中加入了制度環(huán)境變量的二次項(xiàng)law_sjt；若在(2)式中，α1<0且α2>0，同時通過顯著性檢驗(yàn)，則表示制度環(huán)境對企業(yè)規(guī)模具有非線性影響，即隨著制度環(huán)境的改善，先對企業(yè)規(guī)模產(chǎn)生抑制效應(yīng)，當(dāng)制度環(huán)境水平超過一定的門檻值后，會對企業(yè)規(guī)模產(chǎn)生促進(jìn)作用。本文絕大部分模型均在控制行業(yè)固定效應(yīng)、年度固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上采用混合OLS法進(jìn)行估計(jì)。其中，行業(yè)固定效應(yīng)通過加入44個行業(yè)虛擬變量來衡量*本文以國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類中的二分位數(shù)分類為基礎(chǔ)設(shè)置行業(yè)虛擬變量。，年度固定效應(yīng)通過加入4個時間虛擬變量來衡量，地區(qū)固定效應(yīng)通過加入30個省份虛擬變量來衡量。相關(guān)變量的詳細(xì)界定見表1。

表1 變量定義

(二)數(shù)據(jù)來源與說明

企業(yè)層面的數(shù)據(jù)來自于由國家統(tǒng)計(jì)局負(fù)責(zé)調(diào)研組建的中國工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(2005-2009年)，其統(tǒng)計(jì)對象包括全部國有和規(guī)模以上(主營業(yè)務(wù)收入超過500萬元)的非國有企業(yè)。本文借鑒張健華和王鵬(2012)[14]、萬良勇(2013)[15]、劉慧龍和吳聯(lián)生(2014)[16]等學(xué)者的前期研究，采用樊綱等(2011)[17]編著的《中國市場化指數(shù)(2011)》的“中介組織發(fā)育與法律”指數(shù)衡量地區(qū)制度環(huán)境，時間范圍均為2005-2009年，采用《中國市場化指數(shù)(2011)》的“市場中介組織的發(fā)育”和“知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)”這兩項(xiàng)分指數(shù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)；值得強(qiáng)調(diào)的是，上述衡量制度*根據(jù)Acemoglu和Johnson(2005)[18]的研究，法治(rule of law)由契約制度(contracting institutions)與產(chǎn)權(quán)制度(property rights institutions)組成，契約制度意在調(diào)適市民間的利益關(guān)系，產(chǎn)權(quán)制度主要用來規(guī)制官與民的關(guān)系，但兩位作者更強(qiáng)調(diào)產(chǎn)權(quán)制度在保護(hù)市民財產(chǎn)免遭政治權(quán)力及政治精英侵占方面的作用。環(huán)境的指標(biāo)更接近契約制度(contracting institutions)的內(nèi)涵，但不包含產(chǎn)權(quán)制度(property rights institutions)的內(nèi)涵(Acemoglu和Johnson，2005)[18]；由于產(chǎn)權(quán)制度的關(guān)鍵作用在于約束“攫取之手”或官員腐敗，本文使用地區(qū)腐敗程度的相反數(shù)(即地區(qū)廉潔程度)衡量產(chǎn)權(quán)制度*為了與契約制度的衡量指標(biāo)保持一致，本文將地區(qū)腐敗程度乘以(-1)來表示：corrp的值越大則地區(qū)腐敗程度越低或地區(qū)官員廉潔程度越高，進(jìn)而制度環(huán)境質(zhì)量就越好。，地區(qū)廉潔程度越高則意味著產(chǎn)權(quán)制度的作用越有效，而地區(qū)官員廉潔程度越低則表示產(chǎn)權(quán)制度對官員“攫取之手”的約束作用就越差。這與陳抗等(2002)[19]、聶輝華等(2014)[20]用地區(qū)腐敗衡量“攫取之手”的思路比較接近。具體來說，本文使用職務(wù)犯罪立案數(shù)占當(dāng)?shù)毓毴藛T總數(shù)的相反數(shù)衡量各地區(qū)廉潔程度。職務(wù)犯罪立案數(shù)(包括貪污、瀆職立案數(shù))來自《中國檢察年鑒(2006-2010)》，當(dāng)?shù)毓毴藛T總數(shù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒(2006-2010)》。另外，需要特別說明的是，本文的核心解釋變量——制度環(huán)境指數(shù)來自于《中國市場化指數(shù)(2011)》，但該書最新版數(shù)據(jù)僅更新到2009年。

四 實(shí)證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文對主要變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)分析，見表2。為消除極端值的影響，對本文用到的企業(yè)層面的連續(xù)變量均按2.5%進(jìn)行上下縮尾處理。在全樣本中，企業(yè)規(guī)模變量(size)的均值為4.503，標(biāo)準(zhǔn)差為0.986，這說明企業(yè)之間在規(guī)模上存在較大差異。制度環(huán)境變量(law)的均值為9.927，標(biāo)準(zhǔn)差為4.45，這說明制度環(huán)境在地區(qū)之間也存在明顯的差異。此外，表3列出了3個衡量企業(yè)規(guī)模的指標(biāo)及4個用來衡量制度環(huán)境指標(biāo)之間的spearman相關(guān)系數(shù)矩陣。從表3可以發(fā)現(xiàn)，3個衡量企業(yè)規(guī)模的指標(biāo)之間均在5%水平上正相關(guān)，說明這3個指標(biāo)包含了部分相同的信息量，用它們來衡量企業(yè)規(guī)模有可能得出類似的結(jié)論。衡量制度環(huán)境的指標(biāo)與企業(yè)規(guī)模變量均在5%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，這初步表明，制度環(huán)境與企業(yè)規(guī)模負(fù)相關(guān)。

表2 變量統(tǒng)計(jì)特征

表3 主要變量的相關(guān)系數(shù)矩陣

(續(xù)上表)

sizesize1size2lawlaw1law2corrpgdp_mlaw2-0.1253*-0.0432*-0.0544*0.9894*0.8217*1.0000corrp-0.0317*-0.0509*-0.0467*0.2790*0.2676*0.3083*1.0000gdp_m-0.0980*-0.0090*0.0163*0.7976*0.6467*0.8006*0.3044*1.0000private-0.2343*-0.2163*-0.0813*0.0736*0.0222*0.0675*-0.0435*-0.0165*

注：*表示在5%水平上顯著。

(二)基準(zhǔn)回歸分析

表4列出了基于回歸方程(1)和(2)的估計(jì)結(jié)果，其中，列(1)-(3)基于回歸方程(1)進(jìn)行估計(jì)，列(4)和列(5)基于回歸方程(2)進(jìn)行估計(jì)。列(1)僅控制了行業(yè)效應(yīng)，未控制年度效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)，從中可發(fā)現(xiàn)，地區(qū)制度環(huán)境(law)的估計(jì)系數(shù)為-0.0217，且在1%的水平上高度顯著。列(2)在列(1)的基礎(chǔ)上控制了年度效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)制度環(huán)境變量的估計(jì)系數(shù)仍顯著小于零。列(3)又進(jìn)一步控制了地區(qū)固定效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，地區(qū)制度環(huán)境(law)的估計(jì)系數(shù)為-0.0279，且在1%的水平上高度顯著。以列(3)為例，若制度環(huán)境質(zhì)量每增加1%，則企業(yè)規(guī)模的增長率將下降2.79%，故制度環(huán)境質(zhì)量改善對企業(yè)規(guī)模的抑制作用是比較大的。上述分析初步表明，制度環(huán)境質(zhì)量改善對企業(yè)規(guī)模的抑制效應(yīng)大于促進(jìn)效應(yīng)。為了驗(yàn)證制度環(huán)境對企業(yè)規(guī)模是否存在非線性影響，列(4)在列(3)的基礎(chǔ)上控制了制度環(huán)境的二次項(xiàng)(law_s)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)該變量的系數(shù)為0.0006，且在1%的水平上高度顯著，同時制度環(huán)境變量(law)的估計(jì)系數(shù)為-0.0482，且在1%的水平上高度顯著；這表明，制度環(huán)境對企業(yè)規(guī)模的影響存在非線性效應(yīng)，即當(dāng)制度環(huán)境變量(law)小于門檻值40.2時，制度環(huán)境質(zhì)量的改善對企業(yè)規(guī)模會產(chǎn)生抑制作用，只有在制度環(huán)境變量(law)大于門檻值時，才會對企業(yè)規(guī)模產(chǎn)生促進(jìn)作用。截至目前，即使我國制度環(huán)境質(zhì)量最高的地區(qū)——上海市2009年的數(shù)值也只有19.89，遠(yuǎn)小于門檻值(40.2)，表明盡管我國制度環(huán)境對企業(yè)規(guī)模的影響呈現(xiàn)U型效應(yīng)，但由于目前各地區(qū)制度環(huán)境的水平仍然偏小，這導(dǎo)致地區(qū)制度環(huán)境對企業(yè)規(guī)模的抑制作用遠(yuǎn)大于促進(jìn)作用。最后，由于地區(qū)制度環(huán)境質(zhì)量改善可能反映了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的高低，制度環(huán)境對企業(yè)規(guī)模的影響可能不是制度環(huán)境自身的影響，而是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對企業(yè)規(guī)模的影響，故列(5)在列(4)的基礎(chǔ)上控制了真實(shí)人均收入水平(GDP)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，制度環(huán)境(law)的估計(jì)系數(shù)降至-0.0525，且在1%的水平上顯著，制度環(huán)境二次項(xiàng)(law_s)的估計(jì)系數(shù)為0.0008，且在1%的水平上高度顯著；通過簡單的計(jì)算可發(fā)現(xiàn)，制度環(huán)境的門檻值為32.8，故上述推斷仍成立。

表4 基準(zhǔn)回歸

(續(xù)上表)

因變量size模型(1)(2)(3)(4)(5)fa_ta0.7468***0.7579***0.7134***0.7135***0.7135***(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)private-0.4212***-0.4233***-0.3878***-0.3879***-0.3879***(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)law-0.0217***-0.0286***-0.0279***-0.0482***-0.0525***(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)law_s0.0006***0.0008***(0.000)(0.000)gdp_m0.0840*(0.076)行業(yè)效應(yīng)YesYesYesYesYes年度效應(yīng)NoYesYesYesYes地區(qū)效應(yīng)NoNoYesYesYesN670577670577670577670577670577F27002600190019001900R2_adj0.17360.17870.19480.19480.1948

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著，括號內(nèi)為穩(wěn)健性P值。下同。

(三)基于分指數(shù)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了確保研究結(jié)論的穩(wěn)健性，在表5中，本文進(jìn)一步使用制度環(huán)境(law)的2項(xiàng)分指數(shù)——中介組織發(fā)育(law1)與知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)(law2)來衡量制度環(huán)境質(zhì)量。列(1)使用中介組織發(fā)育(law1)衡量制度環(huán)境并基于回歸方程(1)進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，law1的估計(jì)系數(shù)小于零，且在1%的水平上顯著。列(2)繼續(xù)使用中介組織發(fā)育(law1)衡量制度環(huán)境并基于回歸方程(2)進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，law1的估計(jì)系數(shù)小于零，且在1%的水平上顯著，同時中介組織發(fā)育變量的二次項(xiàng)(law_s1)的估計(jì)系數(shù)為-0.01，且高度顯著，顯然，這與上文的結(jié)論相一致。在列(3)與列(4)中采用知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)(law2)時也得出了同樣的結(jié)論。總之，表5基于制度環(huán)境分指標(biāo)的檢驗(yàn)再次表明，地區(qū)制度環(huán)境對企業(yè)規(guī)模具有非線性影響，并且，當(dāng)前的地區(qū)制度環(huán)境改善顯著抑制了企業(yè)規(guī)模變大。

表5 基于分指數(shù)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(續(xù)上表)

因變量size模型(1)(2)(3)(4)law_s10.0100***(0.000)law2-0.0070***-0.0118***(0.000)(0.000)law_s20.0001***(0.000)控制變量roa、age、cap_d、fa_ta、private、gdp_m行業(yè)效應(yīng)Yes年度效應(yīng)Yes地區(qū)效應(yīng)YesN670577670577670577670577F1900190019001900R2_adj0.19380.19390.19480.1949

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表6列出了各種穩(wěn)健性測試的估計(jì)結(jié)果。首先，列(1)基于西部地區(qū)子樣本估計(jì)了回歸方程(2)，結(jié)果表明，制度環(huán)境變量(law)的估計(jì)系數(shù)為-0.4775，且在1%的水平上顯著，制度環(huán)境變量二次項(xiàng)(law_s)的估計(jì)系數(shù)為0.0355，也在1%的水平上顯著，這與上文的研究結(jié)論一致。列(2)和列(3)也采用同樣的方法對中部地區(qū)和東部地區(qū)子樣本進(jìn)行了回歸，列(3)的結(jié)論與列(1)類似，但在列(2)中法治變量(law)并不顯著，這表明，上文的研究結(jié)論主要是由西部地區(qū)和東部地區(qū)推動的。為了避免制度環(huán)境變量與企業(yè)規(guī)模變量有可能在同期互為因果，列(4)取企業(yè)規(guī)模(size)的超前1期作為因變量，估計(jì)結(jié)果仍與上文一致，在此不再贅述。不同于已有研究僅采用企業(yè)職工人數(shù)衡量企業(yè)規(guī)模，在列(5)和列(6)中，本文進(jìn)一步使用總資產(chǎn)(size1)與主營業(yè)務(wù)收入(size2)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，從而在一定程度上減弱了因變量的衡量偏誤問題。列(5)和列(6)的估計(jì)結(jié)果與表4中的估計(jì)結(jié)論類似，再次表明制度環(huán)境與企業(yè)規(guī)模具有U型效應(yīng)關(guān)系，并且，當(dāng)前地區(qū)制度環(huán)境的改善顯著抑制了企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張。

表6 其他各種穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(續(xù)上表)

因變量sizeF.sizesize1size2模型(1)西部地區(qū)(2)中部地區(qū)(3)東部地區(qū)(4)全樣本(5)全樣本(6)全樣本控制變量roa、age、cap_d、fa_ta、private、gdp_m行業(yè)效應(yīng)Yes年度效應(yīng)Yes地區(qū)效應(yīng)YesN67834104683498060231269670577670577F185.15456.311900.00605.407300.003300.00R2_adj0.14850.21440.19980.17880.46760.2722

五 進(jìn)一步探討

(一)制度環(huán)境影響企業(yè)規(guī)模的機(jī)制分析

由表7，首先分析制度環(huán)境對企業(yè)規(guī)模的影響是否在不同所有制企業(yè)間存在顯著的差異。列(1)列出了制度環(huán)境對不同所有制類型企業(yè)的規(guī)模的影響結(jié)果，制度環(huán)境與民營企業(yè)的交乘項(xiàng)(law×p)的估計(jì)系數(shù)為-0.0233，且在1%的水平上顯著。這表明，與國有企業(yè)相比，制度環(huán)境的改善對民營企業(yè)規(guī)模的抑制作用更大。顯然，這是符合中國實(shí)情的，國有企業(yè)在政治上更強(qiáng)勢，對制度環(huán)境的依賴性較低，或者說國企對制度環(huán)境的變動不具有敏感性。而在政治地位上比較弱勢的民企則不一樣，一旦地區(qū)制度環(huán)境得以改善，廣大民企通過模仿創(chuàng)新的生產(chǎn)擴(kuò)張行為會受到一定程度的抑制。列(2)用知識產(chǎn)權(quán)(law2)衡量制度環(huán)境時也得出了同樣的推論*當(dāng)用“市場中介組織的發(fā)育”(law1)衡量制度環(huán)境時也得出了同樣的結(jié)論。。列(3)列出了制度環(huán)境對不同資本密集度企業(yè)規(guī)模的影響，制度環(huán)境與資本密集度的交乘項(xiàng)(law×cap)的估計(jì)系數(shù)為0.0068，且在1%的水平上顯著。這表明，與高資本密集度的企業(yè)相比，制度環(huán)境改善對勞動密集型企業(yè)(或低資本密集型企業(yè))的規(guī)模具有更強(qiáng)的抑制作用。這也符合我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征。我國勞動密集型企業(yè)缺乏自主知識產(chǎn)權(quán)，絕大部分企業(yè)以模仿為主，一旦制度環(huán)境改善勢必會增加企業(yè)的生產(chǎn)成本進(jìn)而抑制其粗放型增長方式。列(4)用知識產(chǎn)權(quán)(law2)衡量制度環(huán)境時得出了同樣的結(jié)論。列(5)列出了制度環(huán)境對不同資產(chǎn)專用性企業(yè)的規(guī)模的影響，制度環(huán)境與資產(chǎn)專用性的交乘項(xiàng)(law×fa)的估計(jì)系數(shù)為0.0379，且在1%的水平上顯著。這表明，與資產(chǎn)專用性程度低的企業(yè)相比，制度環(huán)境改善對高資產(chǎn)專用性的企業(yè)的規(guī)模具有更小的抑制作用。由于資產(chǎn)專用性高的企業(yè)更害怕其合作企業(yè)事后“敲竹杠”，而好的制度環(huán)境在一定程度上有助于緩解該問題，進(jìn)而對企業(yè)規(guī)模產(chǎn)生了正的影響。列(6)進(jìn)一步使用知識產(chǎn)權(quán)變量(law2)對此進(jìn)行了驗(yàn)證，也得出了同樣的結(jié)論。

表7 制度環(huán)境影響企業(yè)規(guī)模的機(jī)制

(二)產(chǎn)權(quán)制度對企業(yè)規(guī)模的影響

上文的實(shí)證分析僅采用樊綱等(2011)[17]編著的《中國市場化指數(shù)(2011)》中的“中介組織發(fā)育與法律”指數(shù)作為制度環(huán)境的替代性衡量指標(biāo)，這在理論上比較接近契約制度的涵義，但忽略了產(chǎn)權(quán)制度對企業(yè)規(guī)模的影響。接下來，本文采用地區(qū)官員廉潔程度(corrp)衡量產(chǎn)權(quán)制度，相應(yīng)的回歸結(jié)果見表8。列(1)是全樣本的估計(jì)結(jié)果，從中可看出，地區(qū)廉潔度(corrp)的估計(jì)系數(shù)為-0.0022，且在1%的水平上顯著，表明地區(qū)廉潔程度與企業(yè)規(guī)模負(fù)相關(guān)，或者說，與廉潔程度低的地區(qū)相比，在廉潔程度高的地區(qū)企業(yè)規(guī)模更小。列(2)在列(1)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步控制了地區(qū)廉潔程度的二次項(xiàng)(cor_s)，發(fā)現(xiàn)該變量的估計(jì)系數(shù)為0.0002，且在1%的水平上顯著，同時一次項(xiàng)(corrp)的系數(shù)顯著大于零，表明地區(qū)廉潔度對企業(yè)規(guī)模具有非線性影響效應(yīng)，當(dāng)?shù)貐^(qū)廉潔度小于某一門檻值時，地區(qū)廉潔與企業(yè)規(guī)模負(fù)相關(guān)，只有在地區(qū)廉潔度超過某一門檻值時，它才會與企業(yè)規(guī)模正相關(guān)。列(3)考察了地區(qū)廉潔度對不同所有制類型企業(yè)的規(guī)模的影響，地區(qū)廉潔度與所有制類型的交乘項(xiàng)(cor×p)估計(jì)系數(shù)為-0.0068，且在1%的水平上顯著。這表明，與國企相比，地區(qū)廉潔程度的提高對民營企業(yè)規(guī)模具有更強(qiáng)的抑制作用；列(4)考察了地區(qū)廉潔度對不同資本密集度的企業(yè)規(guī)模的影響，地區(qū)廉潔度與資本密集度的交乘項(xiàng)(cor×cap)估計(jì)系數(shù)為0.0014，且在1%的水平上顯著。這表明，與高資本密集度的企業(yè)相比，地區(qū)廉潔程度的提高對勞動密集型企業(yè)規(guī)模具有更強(qiáng)的抑制作用；列(5)考察了地區(qū)廉潔度對資產(chǎn)專用性程度不同的企業(yè)規(guī)模的影響，地區(qū)廉潔度與資產(chǎn)專用性的交乘項(xiàng)(cor×fa)估計(jì)系數(shù)為0.0079，且在1%的水平上顯著。這表明，與資產(chǎn)專用性程度較低的企業(yè)相比，地區(qū)廉潔程度的提高對資產(chǎn)專用性強(qiáng)的企業(yè)的規(guī)模具有更弱的抑制作用，并與上文的研究結(jié)論相一致。為保證上文的結(jié)論不是由于因變量存在衡量偏誤問題而得到，在列(5)和列(6)中進(jìn)一步采用總資產(chǎn)(size1)與主營業(yè)務(wù)收入(size2)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，但估計(jì)結(jié)果并未推翻上文結(jié)論。

表8 基于地區(qū)廉潔度的檢驗(yàn)

六 研究結(jié)論與政策啟示

本文基于中國工業(yè)企業(yè)大樣本數(shù)據(jù)以及省級層面的制度數(shù)據(jù)測度了制度環(huán)境對企業(yè)規(guī)模的非線性影響效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)：我國地區(qū)制度環(huán)境對企業(yè)規(guī)模具有U型影響效應(yīng)，當(dāng)?shù)貐^(qū)制度環(huán)境質(zhì)量低于門檻值時，隨著地區(qū)制度環(huán)境的改善會對企業(yè)規(guī)模產(chǎn)生抑制作用；只有在地區(qū)制度環(huán)境質(zhì)量大于門檻值時，地區(qū)制度環(huán)境的改善才會對企業(yè)規(guī)模產(chǎn)生促進(jìn)作用。但目前我國各地區(qū)制度環(huán)境水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于理論上的門檻值，進(jìn)而對我國企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張產(chǎn)生了不利的負(fù)向影響。本文結(jié)果還表明：在其他條件相同的情況下，與國有企業(yè)相比，制度環(huán)境的改善對民營企業(yè)規(guī)模的抑制作用更大；與高資本密集度的企業(yè)相比，制度環(huán)境改善對勞動密集型企業(yè)的規(guī)模具有更強(qiáng)的抑制作用；與資產(chǎn)專用性程度低的企業(yè)相比，制度環(huán)境改善對高資產(chǎn)專用性企業(yè)的規(guī)模具有更小的抑制作用。不論是基于制度環(huán)境變量的分指數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，還是其他各種穩(wěn)健性測試，如分地區(qū)回歸、取法治的超前1期、變換企業(yè)規(guī)模的衡量指標(biāo)等，均表明制度環(huán)境的改善降低了企業(yè)規(guī)模；當(dāng)采用地區(qū)廉潔程度衡量產(chǎn)權(quán)制度時也得出了同樣的結(jié)論。

本文研究結(jié)論有著如下政策啟示：首先，既然現(xiàn)階段我國各地區(qū)制度環(huán)境質(zhì)量均低于門檻值，仍處在U型曲線的左邊，當(dāng)前最重要的是盡快使地區(qū)制度環(huán)境質(zhì)量躍過門檻值，落在U型曲線的右邊。在重新啟動新一輪體制變革的背景下，應(yīng)抓緊出臺具體的政策舉措切實(shí)提高地區(qū)制度環(huán)境質(zhì)量，強(qiáng)化對地方官員腐敗行為的懲戒，精簡政府審批程序，著力實(shí)施負(fù)面清單管理，最大限度地減少民營中小企業(yè)成長中的行政阻擾因素，為民營中小企業(yè)做大做強(qiáng)創(chuàng)造適宜的營商環(huán)境。其次，著力提高法律制度和司法機(jī)關(guān)的執(zhí)行效率，加大對股東權(quán)益的保護(hù)力度，為多層次、多元化資本市場的發(fā)展提供高效的制度基礎(chǔ)，鼓勵企業(yè)借助于兼并、收購、資產(chǎn)重組、資本運(yùn)營等手段在資本市場中快速做大做強(qiáng)。最后，還要加大對民營企業(yè)及高新技術(shù)企業(yè)的財產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度，加大對企業(yè)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度，強(qiáng)化對侵權(quán)、盜版等非法生產(chǎn)行為的打壓、取締力度，促使廣大中小企業(yè)家轉(zhuǎn)變經(jīng)營理念，即從舊有的低成本模仿擴(kuò)張方式轉(zhuǎn)向以自主創(chuàng)新和研發(fā)創(chuàng)新為驅(qū)動因素的“內(nèi)生式”發(fā)展方式。

[1] Coase, R. H.. The Nature of the Firm[J].Economica, 1937， 4(16): 386-405.

[2] Alchian A., Demsetz H.. Production, Information Costs, and Economics Organization[J].AmericanEconomicReview, 1972, 62(5):777-795.

[3] Williamson, O. E..TheEconomicInstitutionsofCapitalism:Firms,MarketsandRelationalContracting[M]. New York: The Free Press,1985.

[4] 陳然方. 契約、 組織能辦與企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張[J]. 財貿(mào)經(jīng)濟(jì), 2004,(1):17-22.

[5] Beck T., Demirguc-Kunt A.. Small and Medium-size Enterprises: Access to Finance as a Growth Constraint[J].JournalofBanking&Finance, 2006, 30(11)：2931-2943.

[6] 魏良益. 我國企業(yè)規(guī)模與制約因素分析——基于中國上市公司的實(shí)證[D]. 成都: 西南交通大學(xué)，2006.

[7] 方明月, 聶輝華.企業(yè)規(guī)模決定因素的經(jīng)驗(yàn)考察—來自中國企業(yè)面板的證據(jù)[J]. 南開經(jīng)濟(jì)研究, 2008, (6):27-35.

[8] Almeida R., Carneiro P.. Enforcement of Labor Regulation and Firm Size[J].JournalofComparativeEconomics, 2009,37 (1):28-46.

[9] 方明月, 聶輝華. 中國工業(yè)企業(yè)規(guī)模分布的特征事實(shí):齊夫定律的視角[J]. 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)評論, 2010, (2):1-17.

[10] 章韜, 孫楚仁. 貿(mào)易開放、 生產(chǎn)率形態(tài)與企業(yè)規(guī)模[J]. 世界經(jīng)濟(jì), 2012, (8):40-64.

[11] Li D., Lu Y., Wu M.. Industrial Agglomeration and Firm Size: Evidence from China [J].RegionalScienceandUrbanEconomics, 2012, 42 (1-2):135-143.

[12] 聶輝華, 李文彬. 什么決定了企業(yè)的最佳規(guī)模?——關(guān)于企業(yè)規(guī)模的研究述評[J]. 河南社會科學(xué), 2006, (4):31-34.

[13] Johnson S., Mcmillan J., Woodruff C.. Property Rights and Finance[J].AmericanEconomicReview, 2002, 92(5):1335-1356.

[14] 張健華, 王鵬. 銀行風(fēng)險、貸款規(guī)模與法律保護(hù)水平[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2012, (5):18-30.

[15] 萬良勇. 制度環(huán)境與企業(yè)投資效率[J]. 金融研究,2013,(12):154-166.

[16] 劉慧龍, 吳聯(lián)生. 制度環(huán)境、 所有權(quán)性質(zhì)與企業(yè)實(shí)際稅率[J]. 管理世界, 2014,(4):42-52.

[17] 樊綱等. 中國市場化指數(shù)[M]. 北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社, 2011: 300-330.

[18] Acemoglu D., Johnson S.. Unbundling Institutions[J].JournalofPoliticalEconomy, 2005, 113(5):949-995.

[19] 陳抗等. 財政集權(quán)與地方政府行為變化——從援助之手到攫取之手[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊), 2002, (4):111-128.

[20] 聶輝華等. 中國地區(qū)腐敗對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響[J]. 中國軟科學(xué), 2014, (5):37-48.

[引用方式]邵傳林,裴志強(qiáng).制度環(huán)境對企業(yè)規(guī)模非線性影響效應(yīng)的測度——來自中國工業(yè)企業(yè)的證據(jù)[J].產(chǎn)經(jīng)評論,2015,6(1):34-47.

A Measure for Nonlinear Impact Effect of the Environments of Institution to the Firm Size

SHAO Chuan-lin PEI Zhi-qiang

The effect of the nonlinear influence of the environments of institution for firm size is measured based on Chinese industrial enterprises large sample data of 2005-2009 years and the system data of provincial level. The empirical results show that, in China, the regional environments of institution for firm size has a U-shaped influence effect, and when the regional environment quality of institution is lower than the threshold value, improving the regional environments of institution will produce inhibitory effects on firm size; Only when the quality of the regional environments of institution is greater than the threshold value, improving the regional environments of institution will produce promoting effect; Currently,the level of environments of institution in different regions of China is far below the theoretical threshold value, and thus produces adverse effect for the expansion of firm size. Various robustness tests show that the regional environments of institution significantly inhibit the expansion of firm size.

environments of institution; firm size; nonlinear effects; property protection; regional incorruptness degree

2014-10-19

邵傳林，博士，蘭州商學(xué)院金融學(xué)院副教授、碩士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)橹贫冉?jīng)濟(jì)學(xué)；裴志強(qiáng)，蘭州商學(xué)院統(tǒng)計(jì)學(xué)院碩士研究生，研究方向?yàn)槠髽I(yè)融資。

F42

A

1674-8298(2015)01-0034 -14

[責(zé)任編輯：伍業(yè)鋒、劉鴻燕]

10.14007/j.cnki.cjpl.2015.01.004