企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)與全要素生產(chǎn)率的相關(guān)性研究

（博士生導(dǎo)師），

企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)是指管理層在投資中的風(fēng)險選擇傾向，代表企業(yè)為了追求利潤愿意付出代價的傾向（Lumpkin、Dess，1996）。企業(yè)在追求績效增長的同時必然要承擔(dān)一定的風(fēng)險，現(xiàn)有研究也大多肯定了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的積極影響。在企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的經(jīng)濟后果研究方面，已有的文獻(xiàn)集中于討論風(fēng)險承擔(dān)如何影響企業(yè)的經(jīng)營績效。但與傳統(tǒng)企業(yè)績效指標(biāo)相比，作為衡量除勞動力和資本外其他生產(chǎn)要素投入帶來的產(chǎn)出增長率的指標(biāo)，全要素生產(chǎn)率也許更能反映最根本的問題。從微觀角度來說，高水平的全要素生產(chǎn)率代表企業(yè)對資源的有效利用程度，傳統(tǒng)意義上被理解為非生產(chǎn)性投入對產(chǎn)出的貢獻(xiàn)，其更能使企業(yè)保持長期的競爭力。引申至宏觀角度來說，現(xiàn)代西方經(jīng)濟學(xué)理論普遍認(rèn)為，拉動經(jīng)濟增長的動力來源于勞動力增長、資本存量的增長以及全要素生產(chǎn)率的增長，而勞動和資本投入所帶來的均不是可持續(xù)的經(jīng)濟增長（Krugman P.，1994）。因此，從全要素生產(chǎn)率的角度來研究企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的經(jīng)濟后果更能反映其對經(jīng)濟增長的根本影響。

早期國內(nèi)關(guān)于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的研究集中于金融行業(yè)，而關(guān)于一般企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的研究起步較晚?？傮w而言，研究大多集中在企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)所受到的外部制度和內(nèi)部治理的影響方面，如社會層面主要包括社會網(wǎng)絡(luò)、市場化進(jìn)程、政府補貼以及貨幣政策等；企業(yè)層面主要包括董事會結(jié)構(gòu)、股權(quán)結(jié)構(gòu)和債務(wù)分布等；管理層個體特征層面主要包括過度自信、管理層異質(zhì)性等。在經(jīng)濟后果方面，已有文獻(xiàn)大多肯定了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)能夠?qū)ζ髽I(yè)業(yè)績帶來積極影響（Conrad、Plotkin，1968；John等，2008；李文貴、余明桂，2012）。而董保寶（2014）提出，對于新企業(yè)來說，風(fēng)險承擔(dān)與新企業(yè)績效之間呈倒U型關(guān)系，風(fēng)險平衡是新企業(yè)的最佳選擇。但企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)帶來的高績效水平并不等同于高水平的全要素生產(chǎn)率，根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)，鮮有學(xué)者關(guān)注企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)對資源配置效率的影響，僅研究企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)與績效水平兩者的關(guān)系不能全面地反映風(fēng)險承擔(dān)對企業(yè)以及宏觀經(jīng)濟造成的影響。因此，從全要素生產(chǎn)率的角度討論企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)問題，考察風(fēng)險承擔(dān)是否能幫助企業(yè)保持長期競爭力就顯得十分必要。

具體而言，本文想要回答的問題是：風(fēng)險承擔(dān)水平高的企業(yè)是否會有更高的全要素生產(chǎn)率？高風(fēng)險承擔(dān)水平意味著企業(yè)對投資機會的識別和利用更加充分，表明企業(yè)會更多地選擇高風(fēng)險、高回報的項目，而高資本配置效率也意味著企業(yè)在增加投資高回報項目的同時會減少投資低回報項目。John等（2008）曾從宏觀角度指出，風(fēng)險承擔(dān)水平高的國家伴隨著高水平的全要素生產(chǎn)率。因此，本文預(yù)期企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平與全要素生產(chǎn)率正相關(guān)。

一、理論分析和研究假設(shè)

（一）企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)和全要素生產(chǎn)率

全要素生產(chǎn)率是指企業(yè)在生產(chǎn)過程中單位總投入的總產(chǎn)量，是指產(chǎn)出增長率不能歸因于加權(quán)要素投入的部分。全要素生產(chǎn)率衡量了企業(yè)技術(shù)進(jìn)步、資源利用效率、組織創(chuàng)新能力和規(guī)模經(jīng)濟等不易直接觀測的方面。企業(yè)選擇風(fēng)險較小的投資機會雖然會獲得穩(wěn)定的回報，但也會使生產(chǎn)率長期停留在一個較低的水平（Acemoglu、Zilibotti，1997），而風(fēng)險承擔(dān)水平高的企業(yè)在面臨不確定性時，傾向于選擇利用風(fēng)險創(chuàng)造價值。本文預(yù)期企業(yè)通過對投資項目的風(fēng)險選擇來對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生積極影響（John等，2008）。企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)影響全要素生產(chǎn)率的邏輯鏈條如下：

1.風(fēng)險承擔(dān)始于對機會的識別和把握。在機會識別方面，低風(fēng)險承擔(dān)水平的企業(yè)會為了避免損失而對市場契機反應(yīng)遲鈍，不能迅速識別有價值的機會，從而不利于企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展（Covin J.G.等，2006）；但當(dāng)風(fēng)險承擔(dān)水平較高時，企業(yè)對于未來不確定性中所蘊含的機會具有很強的洞察力，更善于識別而不是被動地等待市場中的良好機會。在機會把握方面，低風(fēng)險承擔(dān)水平的企業(yè)更容易陷入一種“能成功才嘗試”的經(jīng)營模式，因為低風(fēng)險承擔(dān)水平意味著企業(yè)不愿去接受那些難以監(jiān)控的投資項目，如包含R&D支出的投資項目或其他關(guān)于無形資產(chǎn)的投資，同時低風(fēng)險承擔(dān)也會伴隨低資本性支出（Leonce、Bargeron L.，2009）。也就是說，高水平風(fēng)險承擔(dān)表明公司勇于承擔(dān)風(fēng)險，善于把握其所識別的機會，更容易接受高風(fēng)險的投資項目，從而利用這些機會創(chuàng)造價值，市場也會將其視為積極行為。除此之外，愿意承擔(dān)風(fēng)險的程度越高，企業(yè)越有動力源源不斷地投入必要的資源去開發(fā)新的機會，以獲取新機會的潛在價值所帶來的好處，同時這種對新機會的開發(fā)和利用也會不斷提升所識別機會的價值。總的來說，風(fēng)險承擔(dān)水平高意味著公司善于識別和把握任何有利可圖的機會。

2.善于識別和把握機會有助于全要素生產(chǎn)率的提升。對于制造業(yè)企業(yè)來說，風(fēng)險承擔(dān)水平高意味著公司會利用前瞻性的視野更好地識別和把握投資機會，帶來的最主要和最直接的效果是企業(yè)銷售收入的增長（Kallapur、Trombley，1999）。因為風(fēng)險承擔(dān)水平高意味著企業(yè)更容易接受高風(fēng)險的投資項目，而高風(fēng)險意味著高收益，從而企業(yè)的產(chǎn)出增加、資源配置效率提高，銷售收入的增長帶來的產(chǎn)值增加和規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)可以帶動全要素生產(chǎn)率的增長。另外，銷售規(guī)模更大，意味著企業(yè)有更雄厚的資金實力和更大的市場份額，使得企業(yè)創(chuàng)新的單位成本減少以驅(qū)動全要素生產(chǎn)率水平的增長（孫俊新等，2011）。除了銷售收入的增加，把握和識別投資機會也會帶來一部分附加效應(yīng)以對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響。一方面，高水平風(fēng)險承擔(dān)往往伴隨著較多的研發(fā)支出（Hilary、Hui，2009），而研發(fā)投入是技術(shù)進(jìn)步長期持續(xù)下去的途徑之一，不僅在引進(jìn)新技術(shù)階段需要研發(fā)投入的支持，后續(xù)階段為適應(yīng)新技術(shù)的組織制度和政策建設(shè)仍需要研發(fā)投入，進(jìn)而通過技術(shù)變動驅(qū)動全要素生產(chǎn)力水平的上升（吳延兵，2008）；另一方面，高水平風(fēng)險承擔(dān)企業(yè)往往創(chuàng)新積極性更高（Hilary、Hui，2009），而創(chuàng)新有利于驅(qū)動企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長（楊汝岱，2015；葉靜怡、林佳，2016）。

上述機制使得企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平對全要素生產(chǎn)率的正向影響得以實現(xiàn)。鑒于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平和全要素生產(chǎn)率呈正相關(guān)關(guān)系。

（二）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)和全要素生產(chǎn)率

企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的提高之所以能夠帶來全要素生產(chǎn)率的增長，一個很重要的因素是管理層必須是基于獲利目的主動承擔(dān)風(fēng)險，在此基礎(chǔ)上的風(fēng)險承擔(dān)才有助于企業(yè)效率的提升。但在國有企業(yè)中，由于存在嚴(yán)重的政府干預(yù)，經(jīng)營目標(biāo)出現(xiàn)扭曲且缺失一定的管理層激勵約束機制（Shleifer、Vishny，1998），導(dǎo)致企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)影響全要素生產(chǎn)率的邏輯鏈條缺失。就經(jīng)營目標(biāo)來說，學(xué)術(shù)界大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為國有企業(yè)應(yīng)該承擔(dān)更多的社會功能，國有企業(yè)對于經(jīng)營目標(biāo)的定位應(yīng)在“企業(yè)營利性”和“國家公共性”之間實現(xiàn)均衡（周耀東、余暉，2012），同時國有企業(yè)的投資決策受到政府的直接干預(yù)，因此企業(yè)在進(jìn)行投資時可能會出于政治或社會目標(biāo)而接受一些風(fēng)險高但收益低的項目。

就管理層激勵約束機制的缺失來說，一方面，激勵機制的缺失加之國有企業(yè)中管理層對收益所享有的份額遠(yuǎn)低于非國有企業(yè)（Hart等，1997），管理層缺乏承擔(dān)風(fēng)險以追求收益的動機，這會使得國有企業(yè)的管理層對機會的識別和把握較為遲鈍。另一方面，管理層約束機制的缺失為管理者機會主義行為提供了空間，除了導(dǎo)致管理層的偷懶行為，還會使管理層在做投資選擇時從自身利益出發(fā)而不是建立在必要性和投資風(fēng)險能被企業(yè)接受的前提下，即使投資決策被證明是錯誤的，管理層也會想辦法維持項目而不是立即停止，以免因決策失誤在其任職期間的暴露而給其自身利益帶來損害，從而使得高風(fēng)險高收益的邏輯推理不成立。此外，已有學(xué)者證明，出于國有資產(chǎn)保值增值的目標(biāo)以及尋租現(xiàn)象的存在，相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)的管理層往往不愿意接受高風(fēng)險的投資項目，即使該項目存在獲得高收益的可能性（李文貴、余明桂，2012）。

綜合以上分析，在國有企業(yè)中風(fēng)險承擔(dān)影響全要素生產(chǎn)率的路徑相對弱化或是不存在。鑒于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：在其他條件不變的情況下，與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)中風(fēng)險承擔(dān)水平對全要素生產(chǎn)率的正向影響更加顯著。

二、研究設(shè)計

（一）樣本數(shù)據(jù)及來源

由于本文研究的是企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)對全要素生產(chǎn)率的影響，而全要素生產(chǎn)率主要反映企業(yè)的生產(chǎn)效率，因此本文樣本為2006～2015年制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，并剔除造成異常影響的ST/PT樣本、中途退市以及數(shù)據(jù)有缺失的樣本。另外，為了避免極值的影響，對連續(xù)變量進(jìn)行了上下各1%分位的縮尾處理。最終得到9091個觀測值。本文所有數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）回歸模型

參考孔東民、代昀昊和李陽（2014）的研究，本文建立模型（1），運用全樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，以檢驗假設(shè)1；再分別對國有和非國有企業(yè)樣本進(jìn)行回歸，以檢驗假設(shè)2。此外，在模型分析中，為了降低企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)和全要素生產(chǎn)率之間的內(nèi)生性、剔除其他控制變量與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)對全要素生產(chǎn)率的共同影響，引入模型（2）進(jìn)行了正常企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的擬合，用模型擬合后的殘差作為上市公司的超額風(fēng)險承擔(dān)衡量變量，用超額風(fēng)險承擔(dān)變量代替原變量對模型（1）進(jìn)行回歸。

模型（1）中，tfp為公司本年度全要素生產(chǎn)率；risk表示企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)，為模型主要的考察變量；β1反映了風(fēng)險承擔(dān)水平對全要素生產(chǎn)率的影響，其系數(shù)預(yù)計為正。參考已有文獻(xiàn)，加入了企業(yè)規(guī)模、市場份額、固定資產(chǎn)占比等控制變量，其中：size代表企業(yè)規(guī)模，為企業(yè)期末總資產(chǎn)的對數(shù)；cost代表代理成本，參考李壽喜（2007）的文獻(xiàn)，代理成本等于公司當(dāng)年管理費用和銷售收入之比；fa代表固定資產(chǎn)比例，等于固定資產(chǎn)與年末總資產(chǎn)之比；profit代表企業(yè)的盈利能力，等于銷售收入與年末總資產(chǎn)之比；share代表企業(yè)市場份額，等于企業(yè)銷售收入占行業(yè)總銷售收入的比例；soe和soe1代表最終控制人類型，其中soe表示是否為國有控股，公司為國有控股取1，否則取0，soe1表示是否為外資企業(yè)，公司為外資企業(yè)取1，否則取0；city_id表示企業(yè)所在城市的虛擬變量。此外，模型還對行業(yè)和年度效應(yīng)進(jìn)行了控制。

（三）變量定義

1.全要素生產(chǎn)率?，F(xiàn)有的全要素生產(chǎn)率測算方法大致可以分為三類。

第一類為參數(shù)法，含Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)和超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)等，其回歸得到的殘差即為全要素生產(chǎn)率的衡量指標(biāo)。該方法建立在生產(chǎn)函數(shù)對現(xiàn)實做出一系列假設(shè)的基礎(chǔ)上，而現(xiàn)實往往不符合這些假定條件，從而會導(dǎo)致對全要素生產(chǎn)率的測算存在偏誤（聶輝華、賈瑞雪，2011；魯曉東、連玉君，2012）。

第二類是以O(shè)P法（Olley、Pakes，1996）和LP法（Levinsohn、Petrin，2003）為代表的半?yún)?shù)法，雖然OP法和LP法在一定程度上緩解了傳統(tǒng)計量方法中的內(nèi)生性以及樣本選擇偏誤的問題，但其仍然基于生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行計量估計，同時Wooldridge（2009）指出OP和LP方法均用了兩個階段來進(jìn)行參數(shù)估計，而兩階段估計有可能因為忽略了跨越兩個方程的誤差之間的同期相關(guān)性而不能有效地解釋誤差中的序列相關(guān)或者異方差，從而使得該方法的估計有效性降低。

第三類為非參數(shù)法，包括指數(shù)法和DEA法。Caves、Christensen和Diewert（1982）提出了DEAMalmquist指數(shù)方法，該方法是指結(jié)合DEA和Malmquist指數(shù)法對全要素生產(chǎn)率進(jìn)行估計，非參數(shù)法避免了由生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定不當(dāng)帶來的偏誤。本文通過比較全要素生產(chǎn)率各類衡量指標(biāo)的優(yōu)劣，借鑒孔東民、代昀昊和李陽（2014）的做法，利用非參數(shù)法中的Tornqvist指數(shù)法（Caves，1982）計算全要素生產(chǎn)率，該方法的優(yōu)勢之一是容許企業(yè)之間技術(shù)異質(zhì)性的存在。計算方法如式（3）所示。

式（3）中，q、l和k分別代表總產(chǎn)出、勞動投入和資本投入的對數(shù)值，s代表總投入中勞動投入所占份額，下標(biāo)i，t代表公司i在觀測時段內(nèi)t年度的觀測值，下標(biāo)t表示t年度公司所在行業(yè)的平均值?？紤]到公司的適用性，本文選擇企業(yè)增加值作為總產(chǎn)出的衡量指標(biāo)，勞動投入和資本投入分別由員工人數(shù)和固定資產(chǎn)凈額來衡量。

2.企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。參照余明桂（2013）和呂文棟（2015）的做法，本文選擇企業(yè)盈利的波動性［σ（ROA）］來衡量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，計算方式如式（4）、式（5）所示。

式（4）和式（5）中，roa等于企業(yè)息稅前利潤除以年末總資產(chǎn)。先計算每個企業(yè)的roa，然后減去行業(yè)平均值以剔除行業(yè)因素的影響，再計算調(diào)整后roa的標(biāo)準(zhǔn)差以衡量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。該指標(biāo)值越大，表明企業(yè)當(dāng)年風(fēng)險承擔(dān)水平越高。在穩(wěn)健性檢驗中，本文還用了營業(yè)收入的波動性以及觀測時段內(nèi)roa的最大值與最小值之差來衡量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。

相關(guān)變量的定義如表1所示。

表1 變量及其定義

三、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。在表2中，全要素生產(chǎn)率tfp的均值和中位數(shù)分別為1.199、0.938，基于tfp測度的標(biāo)準(zhǔn)差可以發(fā)現(xiàn)企業(yè)間全要素生產(chǎn)率存在較大差異。企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)risk的平均值為0.078，中位數(shù)為0.029，最大、最小值分別為0.961和0.002，這說明企業(yè)間風(fēng)險承擔(dān)水平差距較大，因為本文只研究制造業(yè)企業(yè)，與呂文棟等（2015）的統(tǒng)計結(jié)果相比，表明制造業(yè)企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平相對全部行業(yè)的平均水平要高。在控制變量方面：代理成本cost的平均值為0.093，表明管理費用占銷售收入的比例平均為9.3%；soe的平均值為0.417，表明樣本中大約41.7%的企業(yè)屬于國有企業(yè)；soe1的平均值為0.019，表明將近2%的企業(yè)屬于外資企業(yè)。

表2 描述性統(tǒng)計

（二）相關(guān)性分析

表3列示了模型中主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)。結(jié)果顯示，所有變量的相關(guān)系數(shù)均小于0.5，且在vif檢驗中所有變量的vif值在1和2左右，遠(yuǎn)小于10，表明變量之間不存在多重共線性問題。其中，risk與tfp兩者沒有表現(xiàn)出較強的相關(guān)性，這可能是由于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)和公司其他特征存在一定的相關(guān)性。就單變量來說，risk和公司其他特征如size、cost和le?verage等對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了不同的影響，從而導(dǎo)致企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)和全要素生產(chǎn)率在相關(guān)性的混合效應(yīng)方面表現(xiàn)不顯著?？紤]到企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)和其他控制變量之間存在相關(guān)性可能帶來的潛在共線性問題，如前所述，本文借鑒呂敏康等（2015）的做法，引入模型（2）計算了超額企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)以對這種可能性加以控制，減少其對本文回歸結(jié)果的影響。

表3 主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣

（三）回歸分析

表4列出了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)與全要素生產(chǎn)率相關(guān)關(guān)系的檢驗結(jié)果。列（1）和列（2）中，無論是否控制行業(yè)和年度，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)risk的系數(shù)都在1%的水平上顯著為正，這說明在控制其他因素的情況下，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平越高，其全要素生產(chǎn)率水平也越高，驗證了假設(shè)1。結(jié)果揭示，當(dāng)企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平較高時，意味著企業(yè)對投資機會的識別和把握更加充分，也更容易接受風(fēng)險高的投資項目，在帶來銷售收入提高的同時也會帶來技術(shù)水平的提升等附加正效應(yīng)，從而提高全要素生產(chǎn)率水平。在控制變量方面，size、profit、share、leverage、soe1與全要素生產(chǎn)率顯著正相關(guān)，cost、fa和soe與全要素生產(chǎn)率顯著負(fù)相關(guān)，這與孔東明等（2014）和任曙明等（2014）的研究結(jié)論基本一致，該結(jié)果表明固定資產(chǎn)比例的下降和代理成本的降低都能促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)效率的提升，且國有企業(yè)的生產(chǎn)效率顯著低于非國有企業(yè)。

列（3）和列（4）是以是否為國有企業(yè)進(jìn)行分組后的回歸結(jié)果。已有文獻(xiàn)證明，國有企業(yè)和非國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平存在顯著差異，考慮到殘差的異質(zhì)性，本文對假設(shè)2進(jìn)行分組回歸檢驗，以增加結(jié)果的穩(wěn)健性。列（3）是非國有企業(yè)的回歸結(jié)果，列（4）是國有企業(yè)的回歸結(jié)果。列（3）中，tfp和risk在1%的水平上顯著正相關(guān)，但在列（4）中，risk的系數(shù)沒有表現(xiàn)出顯著性，驗證了假設(shè)2。這進(jìn)一步表明，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)對全要素生產(chǎn)率的正向影響機制存在于非國有企業(yè)，而對于國有企業(yè)而言，由于經(jīng)營目標(biāo)的扭曲和管理層激勵約束機制的缺失，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的變化不會影響全要素生產(chǎn)率。國有企業(yè)樣本回歸結(jié)果中soe1的系數(shù)缺失是因為外資企業(yè)只存在于非國有企業(yè)中，非國有企業(yè)樣本中控制變量的系數(shù)和顯著性基本保持不變。

總的來看，列（1）和列（2）中risk的系數(shù)顯著為正，驗證了假設(shè)1；列（3）中risk的系數(shù)顯著為正，但列（4）中系數(shù)不顯著，驗證了假設(shè)2。除此之外，本文還將風(fēng)險承擔(dān)變量替換為式（2）的殘差項——超額風(fēng)險承擔(dān)水平代入模型中進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)系數(shù)和顯著性幾乎不變（由于篇幅限制，此處沒有列出結(jié)果）。

（四）進(jìn)一步分析

基于前文的假設(shè)，在企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響的路徑中，最主要的路徑是當(dāng)企業(yè)對機會的識別和把握更充分時，其銷售增長會帶來全要素生產(chǎn)率水平的提高，該邏輯鏈條是，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平高意味著充分識別和把握投資機會，而投資機會的識別和把握帶來銷售的增長（Kallapur、Trombley，1999），通過銷售增長帶來的產(chǎn)出增加、規(guī)模經(jīng)濟以及企業(yè)創(chuàng)新單位成本的降低來帶動全要素生產(chǎn)率的提高（孫俊新等，2011）。因此，本文將進(jìn)一步分析銷售增長率對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)和全要素生產(chǎn)率之間關(guān)系的中介效應(yīng)。為檢驗銷售增長率的中介效應(yīng)，本文借鑒了Baron等（1986）和溫忠麟等（2014）提出的四個條件：①被解釋變量和解釋變量相關(guān)系數(shù)顯著；②中介變量和解釋變量相關(guān)系數(shù)顯著；③被解釋變量和中介變量的系數(shù)顯著；④當(dāng)解釋變量和中介變量都加入模型時，中介變量系數(shù)顯著，解釋變量的回歸系數(shù)變小。將解釋變量和中介變量同時加入模型時，若解釋變量的系數(shù)仍然顯著，則為部分中介效應(yīng)，若解釋變量的系數(shù)不再顯著，則為完全中介效應(yīng)?；诖?，除了模型（1），本文還提出模型（6）、模型（7）來檢驗產(chǎn)出的中介效應(yīng)。

表4 企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)對全要素生產(chǎn)率的解釋作用

回歸結(jié)果如表5所示。基于前文對假設(shè)1的驗證已經(jīng)得到企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)能夠顯著解釋全要素增長率的波動，而從表5的第（1）列和第（3）列可以看出，對于全樣本和非國有企業(yè)樣本來說，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)能夠顯著解釋銷售增長率的波動，第（2）列和第（4）列展示當(dāng)銷售增長率和風(fēng)險承擔(dān)同時被納入模型時，銷售增長率和全要素生產(chǎn)率在1%的水平上顯著正相關(guān)，而企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的系數(shù)仍然顯著為正但系數(shù)減?。?.185＜0.199，0.232＜0.277），將風(fēng)險承擔(dān)變量替換為式（2）的殘差項即超額風(fēng)險承擔(dān)水平代入中介模型中進(jìn)行回歸，結(jié)果不變。因此，銷售增長率的部分中介效應(yīng)顯著，說明企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)帶來的銷售收入的增加是實現(xiàn)風(fēng)險承擔(dān)對全要素生產(chǎn)率正效應(yīng)的重要機制。

表5 銷售收入增長的中介效應(yīng)回歸結(jié)果

四、穩(wěn)健性檢驗

為了保證上述結(jié)果的穩(wěn)健性，本文主要進(jìn)行了如下兩類穩(wěn)健性檢驗：①企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)變量的選擇。根據(jù)Boubakri等（2013）的研究，選擇觀測期（三年）內(nèi)roa最大值和最小值之差為風(fēng)險承擔(dān)水平的替代變量。另外，根據(jù)余明桂等（2013）的研究，選取觀測期內(nèi)營業(yè)收入/總資產(chǎn)的標(biāo)準(zhǔn)差作為企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的衡量變量代入模型。②內(nèi)生性檢驗。首先，引入除本企業(yè)外同行業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的平均值作為工具變量，運用兩階段最小二乘法進(jìn)行回歸；其次，將所有解釋變量取滯后一期的值代入模型進(jìn)行回歸，以減少內(nèi)生性可能帶來的影響，樣本量減少至7668個。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，risk和tfp在5%的水平上顯著正相關(guān)，結(jié)果均不存在實質(zhì)性的改變，這說明本文的結(jié)論比較穩(wěn)健。

五、小結(jié)

本文分析了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的經(jīng)濟后果，以2006～2015年A股上市公司的數(shù)據(jù)為樣本，研究了總樣本和不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)對全要素生產(chǎn)率的影響，以及銷售增長率對上述影響的中介作用。研究發(fā)現(xiàn)：更高的企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平有助于提高全要素生產(chǎn)率水平；由于國有企業(yè)經(jīng)營目標(biāo)的扭曲和管理層激勵約束機制的缺失，上述影響在國有企業(yè)樣本中不顯著；進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，銷售增長率在企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)對全要素生產(chǎn)率的影響機制中起著中介作用。

在我國當(dāng)前所處的發(fā)展階段，重中之重是尋求經(jīng)濟增長新動力，實現(xiàn)創(chuàng)新發(fā)展，其中一大新動力就是提高全要素生產(chǎn)率水平，且越是在更高的經(jīng)濟發(fā)展階段上，越要靠全要素生產(chǎn)率的提高實現(xiàn)經(jīng)濟增長（蔡昉，2015）。本研究肯定了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)對于企業(yè)效率的提升作用，結(jié)論有助于上市公司更好地理解“企業(yè)家精神”的重要性，打破因“保守經(jīng)營”而帶來的企業(yè)效率低下的局面，提高微觀層面以及整個社會的全要素生產(chǎn)率水平。但研究也存在一定的局限性：一方面本文雖然對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)進(jìn)行了相對準(zhǔn)確且全面的衡量，但風(fēng)險承擔(dān)水平也容易受到管理層的操控或是資本市場投機行為的影響；另一方面，本文對于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)影響全要素生產(chǎn)率的路徑研究較為單一，有待未來進(jìn)一步進(jìn)行拓展研究。

Acemoglu D.，Zilibotti F..Was Prometheus Unbound by Chance？［J］.Journal of Political Economy，1997（4）.

Baron R.M.，Kenny D.A..The Moderator-Mediator Variable Distinction in Social Psychological Research： Conceptual，Strategic，and Statistical Considerations［J］.Journal of Personality&Social Psychology，1986（6）.

Boubakri N.，J.Cosset，W.Saffar.The Role of Stateand Foreign Ownersin CorporateRisk-Taking：Evidence from Privatization［J］.Journal of Finance and Economics，2013（3）.

Conrad G.R.，Plotkin I.H..Risk/return：U.S.Industry pattern［J］.Harvard Business Review，1968（2）.

Cootner P.H.，Holland D.M..Rate of Return and Business Risk［J］.The Bell Journal of Economics and Management Science，1970（2）.

Covin J.G.，Green K.M.，Slevin D.P..A Comment and Empirical Results Pertaining to the Dimensionality of EO［J］.Entrepreneurship Theory and Practice，2006（1）.

Hilary G.，Hui K.W..Does Religion Matter in Corporate Decision Making in America［J］.Journal of Financial Economics，2009（3）.

蔡昉.全要素生產(chǎn)率是新常態(tài)經(jīng)濟增長動力［N］.北京日報，2015-11-23.

董寶國.風(fēng)險需要平衡嗎：新企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)與績效倒U型關(guān)系及創(chuàng)業(yè)能力的中介作用［J］.管理世界，2014（01）.

李文貴，余明桂.所有權(quán)性質(zhì)、市場化進(jìn)程與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2012（12）.

呂文棟，劉巍，何威風(fēng).管理者異質(zhì)性與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)［J］.中國軟科學(xué)，2015（12）.

呂敏康，劉拯.媒體態(tài)度、投資者關(guān)注與審計意見［J］.審計研究，2015（3）.

孫俊新，藍(lán)樂琴.制造業(yè)企業(yè)出口和生產(chǎn)率的關(guān)系［J］.經(jīng)濟與管理，2011（3）.

吳延兵.自主研發(fā)、技術(shù)引進(jìn)與生產(chǎn)率——基于中國地區(qū)工業(yè)的實證研究［J］.經(jīng)濟研究，2008（8）.

岳彩東，程靜.全要素生產(chǎn)率文獻(xiàn)綜述［J］.經(jīng)濟研究導(dǎo)刊，2013（9）.