產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)、所有權(quán)性質(zhì)與全要素生產(chǎn)率
——來(lái)自中國(guó)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

李春霞

(天津財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300222)

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產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)、所有權(quán)性質(zhì)與全要素生產(chǎn)率
——來(lái)自中國(guó)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

李春霞

(天津財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300222)

摘要：全要素生產(chǎn)率的提高是中國(guó)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵所在。從靜態(tài)角度看，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的積極效應(yīng)在民營(yíng)企業(yè)(或非國(guó)有持股比例較高的公司)中更為顯著；從動(dòng)態(tài)角度看，隨著中國(guó)市場(chǎng)化改革的推進(jìn)，當(dāng)企業(yè)的終極控制人由國(guó)有變?yōu)槊駹I(yíng)時(shí)，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)和私有產(chǎn)權(quán)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響由沖突逐漸趨向融合。此外，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)處于不同分位數(shù)的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響存在顯著差異，并且上市公司中國(guó)有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率要高于民營(yíng)企業(yè)。

關(guān)鍵詞：產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)；全要素生產(chǎn)率；資本市場(chǎng)； 所有權(quán)性質(zhì)

一、引言及相關(guān)文獻(xiàn)回顧

改革開(kāi)放30多年來(lái)，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，在經(jīng)歷了依靠人口紅利和資本投入的高速增長(zhǎng)之后，經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展進(jìn)入中高速增長(zhǎng)的新常態(tài)，亟需技術(shù)創(chuàng)新推動(dòng)。

關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新或技術(shù)進(jìn)步，諸多文獻(xiàn)采用全要素生產(chǎn)率來(lái)代理衡量。蔡昉(2013)指出，全要素生產(chǎn)率包括微觀技術(shù)效率和資源配置效率兩個(gè)方面，前者指資本積累過(guò)程中儲(chǔ)蓄向投資的轉(zhuǎn)化效率，后者指資本形成后向不同資本邊際報(bào)酬經(jīng)濟(jì)部門(mén)的配置和調(diào)整。有文獻(xiàn)指出，中國(guó)國(guó)有企業(yè)改革的關(guān)鍵在于利用市場(chǎng)進(jìn)行資源配置。劉小玄等(2008)認(rèn)為，競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)導(dǎo)致較高的生產(chǎn)率，而壟斷的市場(chǎng)則產(chǎn)生較低的效率。樊綱等(2011)進(jìn)一步通過(guò)考察市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)中國(guó)各省份經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，研究發(fā)現(xiàn)，1997—2007年間全要素生產(chǎn)率的39.2%來(lái)自于市場(chǎng)化的貢獻(xiàn)。簡(jiǎn)澤(2011)基于微觀工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)通過(guò)提供激勵(lì)，提高了企業(yè)層面的生產(chǎn)率，改善了跨企業(yè)的資源配置效率。然而，一些文獻(xiàn)則認(rèn)為企業(yè)的全要素生產(chǎn)率與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)密切相關(guān)。吳延兵(2012)認(rèn)為，公有產(chǎn)權(quán)屬性確實(shí)導(dǎo)致國(guó)有企業(yè)存在著生產(chǎn)效率和創(chuàng)新效率的雙重?fù)p失。劉小玄等(2005)認(rèn)為，國(guó)家資本股權(quán)的變化與企業(yè)效率顯著負(fù)相關(guān)，而個(gè)人資本股權(quán)變化與企業(yè)效率顯著正相關(guān)。此外，還有一些文獻(xiàn)將競(jìng)爭(zhēng)和產(chǎn)權(quán)相結(jié)合展開(kāi)研究，但得到的結(jié)論也并不一致。劉小玄(2003)認(rèn)為競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)與較低的國(guó)有持股比例的結(jié)合產(chǎn)生了良好的產(chǎn)業(yè)績(jī)效，Zheng et al.(2011)發(fā)現(xiàn)電信行業(yè)的拆分競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)化了產(chǎn)權(quán)改革效果，而胡一帆等(2005)則認(rèn)為產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與民營(yíng)股權(quán)份額對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響存在替代關(guān)系。

不同于上述文獻(xiàn)，本文試圖從資本市場(chǎng)的角度結(jié)合企業(yè)的所有權(quán)性質(zhì)解讀外部市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)上市公司全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)。本文的研究表明：第一，上市公司中國(guó)有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率顯著高于民營(yíng)企業(yè)。這可能是由于國(guó)有企業(yè)主要遴選優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)發(fā)行上市，抑或由所有權(quán)歧視造成的金融資源錯(cuò)配對(duì)民營(yíng)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的減損效應(yīng)超過(guò)國(guó)有企業(yè)所致。基于上市公司微觀數(shù)據(jù)得到的這一結(jié)論，與已有文獻(xiàn)基于省級(jí)面板和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)得到的國(guó)有企業(yè)全要素生產(chǎn)率低下的結(jié)論不完全一致。第二，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)于處在不同分位數(shù)的企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響存在顯著差異。在資本市場(chǎng)的資源配置和動(dòng)態(tài)監(jiān)督之中，國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中全要素生產(chǎn)率均呈提高趨勢(shì)。這意味著，資本市場(chǎng)中證券市場(chǎng)交易有助于企業(yè)效率的整體提升，這為做大做強(qiáng)資本市場(chǎng)和推動(dòng)國(guó)企改制上市提供了證據(jù)支持。第三，靜態(tài)上，民營(yíng)企業(yè)中產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的積極效應(yīng)表現(xiàn)更為顯著；動(dòng)態(tài)上，隨著市場(chǎng)化改革推進(jìn)，國(guó)有企業(yè)產(chǎn)權(quán)變更與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的關(guān)系逐步趨于融合。這一結(jié)論拓展和深化了關(guān)于市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的相關(guān)文獻(xiàn)。

二、實(shí)證模型和數(shù)據(jù)說(shuō)明

(一)模型設(shè)定

本文模型的建立以生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)，參考Xu et al.(2012)、張杰等(2011)，本文引入產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)、產(chǎn)權(quán)變量以及二者的交互項(xiàng)，建立如下計(jì)量模型：

Ln TFPit=β0+β1Comit+β2Ownit+β3(Comit×Ownit)+B?Controlit+εit

(1)

其中，TFP表示全要素生產(chǎn)率，Com表示產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度，Own表示所有權(quán)，Control表示控制變量矩陣。由于企業(yè)規(guī)模是導(dǎo)致企業(yè)效率異質(zhì)性的主要來(lái)源之一(Lucas，1978；Van Biesebroeck，2005)，因此，對(duì)公司規(guī)模Size進(jìn)行了控制。此外，債務(wù)融資會(huì)減少公司的自有現(xiàn)金流，起到杠桿治理的效應(yīng)，降低經(jīng)理代理成本并提高公司質(zhì)量(Jensen，1986)，故同時(shí)對(duì)資產(chǎn)負(fù)債率Gear進(jìn)行了控制。表1列示了變量的具體計(jì)算方式。

(二)變量設(shè)定

1．被解釋變量

2．解釋變量

產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度。諸多文獻(xiàn)指出企業(yè)的財(cái)務(wù)績(jī)效指標(biāo)更能反映出產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的真實(shí)情況(姜付秀 等，2008)。何楓等(2009)認(rèn)為企業(yè)毛利率可以反映企業(yè)所在的產(chǎn)品細(xì)分市場(chǎng)特征，張會(huì)麗等(2012)則認(rèn)為主營(yíng)業(yè)務(wù)毛利率指標(biāo)能較好刻畫(huà)企業(yè)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的強(qiáng)弱。因此，本文采用主營(yíng)業(yè)務(wù)毛利率作為產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的代理變量。該指標(biāo)值越高，可以合理推定該企業(yè)所在的產(chǎn)品市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)性可能越弱，反之亦然。該指標(biāo)與產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度呈逆向關(guān)系。

所有權(quán)變量。分別選取產(chǎn)權(quán)虛擬變量和非國(guó)有持股規(guī)模的連續(xù)變量作為企業(yè)所有權(quán)的代理變量。產(chǎn)權(quán)虛擬變量Prilarge定義為：如果公司終極控制人為自然人或家族，則取1；否則為0。非國(guó)有持股規(guī)模Nonstate定義為：1-國(guó)有股數(shù)/普通股數(shù)。

3．樣本選擇與數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文以1999—2012年A股上市公司為研究樣本，最終控制人數(shù)據(jù)來(lái)自CCER，其他數(shù)據(jù)均來(lái)自CSMAR。樣本選擇過(guò)程中，剔除了金融類(lèi)公司、ST和PT公司，同時(shí)對(duì)連續(xù)變量采用Winsorize處理了前后1%觀測(cè)值。經(jīng)過(guò)篩選，最終研究樣本為744家上市公司，形成了一個(gè)以1999—2012年連續(xù)14年的含有10416個(gè)觀測(cè)樣本的平衡面板*其中，估算Ln TFP時(shí)采用非平衡面板計(jì)算，本文主要就1999—2012年一直存在的744家公司進(jìn)行研究。。在觀測(cè)值中，國(guó)有控股樣本達(dá)到76%，其中，國(guó)有控股公司由1999

表1　變量的定義和統(tǒng)計(jì)性描述

年的628家減少到2012年的481家，民營(yíng)控股公司由1999的44家增加到2012年的217家。表1簡(jiǎn)單匯報(bào)了后文實(shí)證回歸部分所需變量的均值和標(biāo)準(zhǔn)差。

表2分組報(bào)告了全要素生產(chǎn)率(Ln TFP)的分布，通過(guò)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)描述簡(jiǎn)單觀測(cè)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。全樣本中，全要素生產(chǎn)率整體上呈緩慢上升的趨勢(shì)，中間一些年份偶有下降。按照年度產(chǎn)品市場(chǎng)情況將樣本等分為低競(jìng)爭(zhēng)、中等競(jìng)爭(zhēng)和高競(jìng)爭(zhēng)三組，分組時(shí)允許公司面臨的產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)程度發(fā)生狀態(tài)轉(zhuǎn)移，分年度列示了這三種市場(chǎng)環(huán)境下公司全要素生產(chǎn)率的均值。對(duì)比不同競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境下的全要素生產(chǎn)率，可以發(fā)現(xiàn)，高產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度環(huán)境下的企業(yè)平均全要素生產(chǎn)率更高，而低競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境下的全要素生產(chǎn)率最低。從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)橫向?qū)Ρ瓤?，民營(yíng)控股公司的全要素生產(chǎn)率要低于國(guó)有控股公司；從縱向時(shí)間變化看，國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率大體上都呈上升的趨勢(shì)。由于沒(méi)有控制其他因素的影響，用單變量進(jìn)行的樣本描述分析并不能反映出單個(gè)變量真實(shí)的邊際影響，更有意義的結(jié)論還有待于下文嚴(yán)格的計(jì)量分析得出。

表2　上市公司全要素生產(chǎn)率(Ln TFP)分布狀況

注：分別對(duì)產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)程度低租和高組、終極控制人為國(guó)家和民營(yíng)時(shí)的Ln TFP進(jìn)行均值t檢驗(yàn)，基本在10%的統(tǒng)計(jì)水平存在顯著差異。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與上市公司全要素生產(chǎn)率

“企業(yè)毛利率”本身是一個(gè)反映企業(yè)獲利能力的財(cái)務(wù)指標(biāo)，用其代理產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度可能會(huì)產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題，因?yàn)槿厣a(chǎn)率很有可能會(huì)對(duì)企業(yè)的盈利能力產(chǎn)生反向作用。因此，下文均采用2SLS進(jìn)行回歸，取其滯后一期項(xiàng)作為工具變量。從表3第(1)列回歸結(jié)果可以看出，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)代理變量與全要素生產(chǎn)率在1%的統(tǒng)計(jì)水平上負(fù)相關(guān)，這說(shuō)明產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)總體上有助于全要素生產(chǎn)率的提升。

然而，從嚴(yán)格意義上講，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)并非對(duì)所有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率都產(chǎn)生促進(jìn)作用。故而，接下來(lái)表3第(2)-(6)列采用分組回歸方法考察了產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)生產(chǎn)效率處于不同分位數(shù)的企業(yè)的影響。從回歸結(jié)果可以看到，對(duì)于20分位數(shù)以下(生產(chǎn)效率低下)的企業(yè)，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)反倒會(huì)降低其全要素生產(chǎn)率，這是因?yàn)檫@類(lèi)企業(yè)極有可能被市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)所淘汰，也便無(wú)提升全要素生產(chǎn)率可言。對(duì)于40分位至60分位數(shù)之間的公司，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的作用在統(tǒng)計(jì)上并不顯著，這是由于這類(lèi)公司在市場(chǎng)中居于平均位置，故其進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的動(dòng)力并不強(qiáng)。而處于20分位至40分位數(shù)之間的公司面臨即將被淘汰的邊緣，因此，在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的壓力下會(huì)被迫進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新。產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)處于60分位至80分位數(shù)間公司的全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)出顯著的促進(jìn)作用，并且這一影響效果要遠(yuǎn)高于處于20分位至40分位數(shù)間的公司。對(duì)于80分位數(shù)以上(生產(chǎn)效率極高)的企業(yè)來(lái)說(shuō)，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)其全要素生產(chǎn)率的影響是最大的?？傊a(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)通過(guò)對(duì)不同全要素生產(chǎn)率企業(yè)差異性的影響，起到了優(yōu)化資源配置的作用。

表3　基于分位數(shù)回歸的產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與上市公司全要素生產(chǎn)率

注：(0,100]表示全樣本，(0,20)表示20分位數(shù)以下的樣本，[20,40)表示20分位數(shù)至40分位數(shù)的樣本，[40,60)、[60,80)和 [80,100)，依此類(lèi)推。本表所匯報(bào)為采用2SLS進(jìn)行分位數(shù)回歸的結(jié)果。***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，括號(hào)內(nèi)是t統(tǒng)計(jì)量。

(二)靜態(tài)研究：產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與上市公司全要素生產(chǎn)率

表4　產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與上市公司全要素生產(chǎn)率

注：第(1)、(4)、(5)列是2SLS估計(jì)的結(jié)果，采用Com及其交互項(xiàng)的滯后一期項(xiàng)作為工具變量。***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，括號(hào)內(nèi)是t統(tǒng)計(jì)量。

表4主要結(jié)合產(chǎn)權(quán)背景分析產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系。表4第(2)、(3)列顯示，私有產(chǎn)權(quán)虛擬變量Prilarge和連續(xù)變量Nonstate的回歸系數(shù)為負(fù)，并且在1%的統(tǒng)計(jì)水平顯著。這與吳延兵(2012)、劉小玄等(2005)關(guān)于國(guó)有產(chǎn)權(quán)低效的結(jié)論并不一致。已有文獻(xiàn)關(guān)于國(guó)有企業(yè)低效的結(jié)論更多是針對(duì)宏觀數(shù)據(jù)、省級(jí)面板和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)分析得到，而本文國(guó)有產(chǎn)權(quán)全要素生產(chǎn)率相對(duì)較高的結(jié)論主要是基于A股上市公司數(shù)據(jù)計(jì)算得到，造成差異的原因可能在于：第一，國(guó)有控股公司的高全要素生產(chǎn)率很有可能是上市前將劣質(zhì)資產(chǎn)剝離出去所導(dǎo)致，其上市部分往往由原國(guó)有企業(yè)優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)組成，上市的國(guó)有企業(yè)本身大都具有較高的初始生產(chǎn)效率。第二，在中國(guó)“非市場(chǎng)決定”的制度環(huán)境下，國(guó)有產(chǎn)權(quán)更多受到政府“扶持之手”的幫助，政府科研資金更傾向于投入到國(guó)有部門(mén)，這些導(dǎo)致國(guó)有企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新上具有資金和資源優(yōu)勢(shì)。

表4第(4)列產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與產(chǎn)權(quán)虛擬變量的交互項(xiàng)為負(fù)，說(shuō)明產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)有利于改善金融資源錯(cuò)配所導(dǎo)致的全要素生產(chǎn)率減損效應(yīng)，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)民營(yíng)企業(yè)全要素生產(chǎn)率減損效應(yīng)的緩解要遠(yuǎn)高于國(guó)有企業(yè)，因此，最終表現(xiàn)為產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)民營(yíng)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的積極效應(yīng)要大于國(guó)有企業(yè)。

表4第(5)列*中心化處理后的的回歸結(jié)果。中心化可以成功減少多項(xiàng)式或交互效應(yīng)模型中的多重共線性，模型的R2值及其他解釋變量的系數(shù)不會(huì)發(fā)生改變，只有Com和Nonstate的系數(shù)發(fā)生變化，中心化處理可得到均值水平精確的系數(shù)估計(jì)值。產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)和產(chǎn)權(quán)連續(xù)變量的交互項(xiàng)也為負(fù)，同樣支持以上結(jié)論，即產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)越激烈，隨著非國(guó)有持股比例的增加企業(yè)全要素生產(chǎn)率會(huì)提高得越快；抑或在非國(guó)有持股比例相對(duì)較高的企業(yè)中，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)越激烈越有助于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。

(三)動(dòng)態(tài)研究：產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)、終極控制人變更與上市公司全要素生產(chǎn)率

接下來(lái)主要從動(dòng)態(tài)視角關(guān)注終極控制人變更(重點(diǎn)關(guān)注終極控制人由國(guó)有變民營(yíng))對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響。因此，需要比較國(guó)有企業(yè)控制人變更前后全要素生產(chǎn)率的差異?？紤]到國(guó)有企業(yè)終極控制人的變更并非隨機(jī)發(fā)生，下文采用基于傾向得分匹配的雙重差分模型進(jìn)行分析。

首先，根據(jù)傾向得分值進(jìn)行匹配。在匹配過(guò)程中，將樣本分為兩組：一組是終極控制人變更的國(guó)有企業(yè)，稱(chēng)為處理組；另一組為未發(fā)生控制人變更的國(guó)有企業(yè)，稱(chēng)為對(duì)照組。傾向得分匹配，即從對(duì)照組中找出與國(guó)有產(chǎn)權(quán)變更概率極為接近的未變更企業(yè)*參考Baier et al.(2009)、盛丹(2013)等，選用上期企業(yè)的固定資產(chǎn)K、平均工資水平Lwage、流動(dòng)資產(chǎn)Llas、負(fù)債率Gear和就業(yè)人數(shù)L作為可能影響國(guó)有企業(yè)控制人變更的因素。，來(lái)消除選擇性偏差。其次，采用雙重差分模型進(jìn)行估計(jì)，如式(2)所示。構(gòu)造時(shí)間虛擬變量dT，dT=1表示國(guó)有企業(yè)控制人變更后的時(shí)期，dT=0表示國(guó)有企業(yè)控制人變更前的時(shí)期；Treated=1表示處理組，Treated=0表示對(duì)照組；Treated與dT交互項(xiàng)的系數(shù)，即可以反映出終極控制人變更前后全要素生產(chǎn)率的變化。

Ln TFPit=γ0+γ1Treatedit+γ2dTit+γ3Treatedit*dTit+γ4Sizeit+ψit

(2)

1．終極控制人變更分布與傾向得分匹配結(jié)果

在1999—2012年一直存在的744家上市公司中，總共有278家公司的終極控制人曾經(jīng)由國(guó)有變民營(yíng)。具體的年份與終極控制人變更分布，如表5所示。從年份上看，終極控制人由國(guó)有轉(zhuǎn)民營(yíng)主要集中在2002年、2003年、2006年、2010年和2011年。為研究終極控制人變更對(duì)公司長(zhǎng)期全要素生產(chǎn)率的影響，需要獲取公司在控制權(quán)轉(zhuǎn)移當(dāng)年及其后四年的數(shù)據(jù)。根據(jù)需要，本文主要考察2002年和2006年這兩年*下文同時(shí)匯報(bào)了2002年和2006年作為處理組的情況。為便于論述，主要以2002年為例進(jìn)行結(jié)果匯報(bào)。國(guó)有企業(yè)產(chǎn)權(quán)變更對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響。

表5　終極控制人變更的年度分布

表6　匹配的平衡性假定

首先選取2002年34家國(guó)有變民營(yíng)的企業(yè)作為處理組，然后選取樣本中一直沒(méi)有發(fā)生控制人變更的345家國(guó)有企業(yè)與之配對(duì)。選用一對(duì)多的匹配算法進(jìn)行傾向得分匹配：第一，通過(guò)Logit概率模型將可能影響終極控制人變更的多個(gè)特征濃縮成一個(gè)指標(biāo)，即傾向得分值；第二，采用最近鄰匹配法對(duì)2002年控制權(quán)發(fā)生變更的國(guó)有企業(yè)進(jìn)行配對(duì)。恰當(dāng)?shù)钠ヅ湫枰獫M足平衡性假設(shè)，即參與處理組和對(duì)照組配對(duì)的變量在匹配后不存在顯著性差異。為此，表6匯報(bào)了匹配平衡性檢驗(yàn)的結(jié)果?？梢钥闯觯幚斫M和對(duì)照組的各匹配變量在配對(duì)后t檢驗(yàn)是不顯著的，而且匹配后各變量的標(biāo)準(zhǔn)偏差的絕對(duì)值均小于5%，這表明本文的匹配變量和匹配方法是恰當(dāng)?shù)?，估?jì)結(jié)果是可靠的。

2．終極控制人變更對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響

表7　國(guó)有企業(yè)控制人變更與全要素生產(chǎn)率

注：Panel A 中，T=0、1、2、3、4分別代表dT在2002年、2003年、2004年、2005年、2006年取值為1。Panel B 中，T=0、1、2、3、4分別代表dT在2006年、2007年、2008年、2009年、2010年取值為1。***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，括號(hào)內(nèi)是t統(tǒng)計(jì)量。

基于傾向得分匹配法得到的處理組和對(duì)照組，本文采用雙重差分模型，考察企業(yè)終極控制人由國(guó)有變民營(yíng)時(shí)對(duì)其全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)。從表7可以發(fā)現(xiàn)，單從經(jīng)濟(jì)系數(shù)來(lái)看，在終極控制人發(fā)生變更的2002年企業(yè)全要素生產(chǎn)率略有下降，回歸系數(shù)為-0.050。隨著時(shí)間的推移，在接下來(lái)的1～4年內(nèi)，控制人變更對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了正向的影響，但在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。然而，在控制權(quán)變更的2006年，除了在變更當(dāng)年回歸系數(shù)不顯著外，在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變更后的1～4年內(nèi)，終極控制人變更對(duì)全要素生產(chǎn)率均產(chǎn)生了顯著正向的影響。可見(jiàn)，隨著市場(chǎng)化漸進(jìn)式改革的推進(jìn)，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)所需要的外部環(huán)境及法律等制度條件逐漸完善，國(guó)有企業(yè)控制權(quán)變更對(duì)全要素生產(chǎn)率的積極效應(yīng)逐漸趨于顯著。

為考察產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)和終極控制人變更對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的相互影響，依據(jù)營(yíng)業(yè)毛利率對(duì)研究對(duì)象進(jìn)行分組，將位于行業(yè)中位數(shù)之下的歸屬為高產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)組，反之歸屬為低產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)組。分組回歸的結(jié)果如表8所示。將2002年和2006年兩組樣本的回歸系數(shù)進(jìn)行對(duì)比后，發(fā)現(xiàn)一個(gè)有趣的現(xiàn)象：以2002年作為考察樣本時(shí)，面臨產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力低的企業(yè)，終極控制人由國(guó)有變民營(yíng)時(shí)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率略有上升；面臨產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力高的企業(yè)，國(guó)有企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變更時(shí)企業(yè)全要素生產(chǎn)率有所下降。而以2006年作為考察樣本時(shí)，高產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度組，產(chǎn)權(quán)變更對(duì)其全要素生產(chǎn)率的影響開(kāi)始轉(zhuǎn)變?yōu)檎颍⑶以诮y(tǒng)計(jì)上更加傾向于或表現(xiàn)出顯著的積極效應(yīng)。這說(shuō)明產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)和私有產(chǎn)權(quán)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響正逐漸由沖突趨向融合，同時(shí)也印證了前文關(guān)于私有產(chǎn)權(quán)只有在合適的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境下才能起到提升全要素生產(chǎn)率作用的論述。

表8　產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)、國(guó)有企業(yè)控制人變更與全要素生產(chǎn)率

注：Panel A 中，T=1、2、3、4分別代表dT在2003年、2004年、2005年、2006年取值為1。Panel B 中，T=1、2、3、4分別代表dT在2007年、2008年、2009年、2010年取值為1。***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，括號(hào)內(nèi)是t統(tǒng)計(jì)量。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分組檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)不同產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度下，非國(guó)有持股比例對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，借用面板門(mén)限模型(Hansen，1999)，根據(jù)式(3)進(jìn)行回歸：

Ln TFPit=μ1+α1Nonstateit×I(Comit≤γ)+α2Nonstateit×I(Comit>γ)+B?Controlit+ηit

(3)

其中，I(·)表示示性函數(shù)，Com為門(mén)限變量，γ為待估計(jì)的門(mén)限值。通過(guò)Bootstrap法獲取到Com的門(mén)限值為0.376。表9第(1)列即為面板門(mén)限回歸的結(jié)果，非國(guó)有持股規(guī)模對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響確實(shí)會(huì)因?yàn)楣久媾R的產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的強(qiáng)弱呈現(xiàn)出顯著的區(qū)間效應(yīng)。隨著非國(guó)有持股比例的增加，公司的全要素生產(chǎn)率會(huì)下降，但是在產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)較為充分時(shí)，這一負(fù)向影響程度會(huì)明顯有所緩和。

前文表4第(4)列是加入產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)、產(chǎn)權(quán)虛擬變量及其交互項(xiàng)的回歸結(jié)果，這需要假定模型中其他控制變量對(duì)國(guó)有控股公司和民營(yíng)公司的影響是一樣的。事實(shí)上，負(fù)債率和公司規(guī)模對(duì)不同產(chǎn)權(quán)歸屬公司的影響可能會(huì)存在差異。因此，表9第(2)、(3)列分別匯報(bào)了國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)中產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果仍與前文保持一致，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)民營(yíng)企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響系數(shù)的絕對(duì)值要更大。

(二)替代變量檢驗(yàn)

為保證前文研究結(jié)論的可靠性，本文同時(shí)采用行業(yè)赫芬達(dá)爾指數(shù)HHI*該指標(biāo)采用工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行計(jì)算，這樣可以充分考慮到來(lái)自非上市公司的影響。我們將其與深滬上市公司按照行業(yè)進(jìn)行對(duì)應(yīng)后，最后選取的樣本主要包括《上市公司行業(yè)分類(lèi)指引》中的B(采掘業(yè))、C(制造業(yè))、D(電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè))和G(信息技術(shù)業(yè))類(lèi)公司，這4大行業(yè)占上市公司所有行業(yè)的比重高達(dá)60%。本文采用1999—2007年上市公司中的工業(yè)企業(yè)這樣一個(gè)子樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。作為產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的替代變量重新檢驗(yàn)前文結(jié)論。表10匯報(bào)了實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)論依然保持穩(wěn)健。此外，本文還將HHI作為產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)程度的分組指標(biāo)，對(duì)前文表7、表8中終極控制人變更和產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的相互關(guān)系重新進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果依然大體保持一致。

表9　產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與上市公司全要素生產(chǎn)率

注：d1為Com<0.376所生成的虛擬變量；第(2)、(3)列采用2SLS進(jìn)行回歸；***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；括號(hào)內(nèi)是t統(tǒng)計(jì)量。

表10　HHI作為競(jìng)爭(zhēng)代理變量的回歸結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，括號(hào)內(nèi)是t統(tǒng)計(jì)量。

五、結(jié)論與啟示

本文以1999—2012年中國(guó)744家上市公司的平衡面板數(shù)據(jù)為研究樣本，分析產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。實(shí)證結(jié)果表明，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)總體上有利于上市公司全要素生產(chǎn)率的提高，并且產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)處于不同分位數(shù)的企業(yè)全要素生產(chǎn)率差異性的影響起到了優(yōu)化資源配置的作用。進(jìn)一步結(jié)合產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，分別從靜態(tài)和動(dòng)態(tài)的視角考察產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)民營(yíng)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的積極效應(yīng)會(huì)被強(qiáng)化；而且，隨著市場(chǎng)化進(jìn)程的推進(jìn)和外部制度環(huán)境的健全，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與私有產(chǎn)權(quán)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響由沖突逐漸趨于融合。

本文同時(shí)發(fā)現(xiàn)，在建立了現(xiàn)代企業(yè)制度的中國(guó)上市公司中，國(guó)有企業(yè)較之于民營(yíng)企業(yè)具有相對(duì)較高的全要素生產(chǎn)率。這可能是由于國(guó)有企業(yè)主要?jiǎng)冸x優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)發(fā)行上市造成，抑或由所有權(quán)歧視造成的金融資源錯(cuò)配對(duì)民營(yíng)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率減損效應(yīng)要大于國(guó)有企業(yè)所導(dǎo)致。此外，隨著時(shí)間推移，國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率均呈上升趨勢(shì)。故而，本文認(rèn)為，公開(kāi)發(fā)行上市是提升企業(yè)生產(chǎn)效率的有效途徑之一，因?yàn)檫@樣不僅會(huì)帶來(lái)內(nèi)部公司治理的變革，還會(huì)帶來(lái)外部資本市場(chǎng)的監(jiān)督和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的變化。

總之，本文認(rèn)為，在劉易斯拐點(diǎn)來(lái)臨的背景下，為避免“中等收入陷阱”，企業(yè)的發(fā)展只有以技術(shù)創(chuàng)新代替人口紅利，才能為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長(zhǎng)提供動(dòng)力保證。大規(guī)模的技術(shù)創(chuàng)新需要政府的政策支持，新一輪國(guó)企改革的關(guān)鍵在于出臺(tái)相關(guān)政策降低行業(yè)進(jìn)入壁壘。政府可以通過(guò)融資便利、政策保護(hù)等優(yōu)惠條件將新企業(yè)吸引到壟斷行業(yè)中來(lái)，雖然新企業(yè)的進(jìn)入、競(jìng)爭(zhēng)會(huì)侵蝕到在位廠商的利潤(rùn)，但是最終會(huì)促進(jìn)整體全要素生產(chǎn)率的有效提升。

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(責(zé)任編輯劉志煒)

Product Market Competition, Nature of Property Rights and Total Factor Productivity：Evidence from Chinese Listed Companies

LI ChunXia

(School of Economics, Tianjin University of Finance and Economics, Tianjin 300222)

Abstract:The improvement of total factor productivity is the key to China′s current economic development. From the static point of view, the positive effect of product market competition on TFP is greater in the private companies (or when the ratio of non-state owned shareholding is higher), while from the dynamic point of view, the positive effect of product market competition on TFP will strengthen when the ultimate controller changes from the state to the private. In addition, there are significant differences between the effects of product market competition on the TFP in different quantiles. And the total factor productivity of state-owned enterprises is higher than that of private enterprises in the capital market.

Keywords:product market competition; total factor productivity; capital market; nature of property rights

收稿日期：2015-10-12

作者簡(jiǎn)介：李春霞(1981--)，女，山西晉城人，博士，天津財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院講師。

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“市場(chǎng)決定背景下金融資源錯(cuò)配的微觀基礎(chǔ)及治理機(jī)制研究”(15BJL028)，天津市哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究規(guī)劃項(xiàng)目“基于產(chǎn)權(quán)視角的我國(guó)企業(yè)儲(chǔ)蓄行為研究”(TJYYWT 15-014)，并得到天津財(cái)經(jīng)大學(xué)科研發(fā)展基金(Q140101)的資助。

中圖分類(lèi)號(hào)：F830.9；F123.9

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1001-6260(2016)01-0019-09