我國制造業(yè)上市公司品牌建設(shè)投入對(duì)生產(chǎn)率的影響及門檻效應(yīng)研究*

李雪冬，馬琳·戴維斯

(1.蘇州科技大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 蘇州 215009;2.南威爾士大學(xué) 財(cái)會(huì)與法律學(xué)院，英國威爾士龐特普里德 CF37 1DL)

隨著我國進(jìn)入經(jīng)濟(jì)新常態(tài)，品牌建設(shè)的重要性日益凸顯，品牌建設(shè)程度直接影響企業(yè)在市場上的競爭力，而品牌提升是促進(jìn)產(chǎn)業(yè)邁向中高端水平、提高發(fā)展質(zhì)量和效益的有效途徑。目前，我國企業(yè)所處的經(jīng)濟(jì)環(huán)境復(fù)雜，制造業(yè)受到發(fā)達(dá)國家的“再工業(yè)化”、高端制造以及發(fā)展中國家加快工業(yè)化進(jìn)程的雙重夾擊，跨國企業(yè)通過其知名品牌的滲透、對(duì)中國品牌的收購和冷凍來搶奪品牌控制權(quán)，使我國本就薄弱的品牌基礎(chǔ)更加岌岌可危?！笆濉币?guī)劃明確做出開展質(zhì)量品牌提升行動(dòng)的部署，對(duì)品牌建設(shè)提出新的要求。隨著“中國制造2025”的逐步推進(jìn)，品牌建設(shè)也成為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級(jí)的重要導(dǎo)向，品牌戰(zhàn)略的實(shí)施是適應(yīng)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、提升供給質(zhì)量的迫切需要。

上市公司具有相對(duì)完善的治理結(jié)構(gòu)和管理制度，在品牌建設(shè)上擁有更好的管理和組織基礎(chǔ)，品牌建設(shè)整體情況好于其他企業(yè)，因而對(duì)其品牌建設(shè)情況進(jìn)行研究具有可行性。品牌建設(shè)通過提高供給側(cè)產(chǎn)品的質(zhì)量，更好地適應(yīng)消費(fèi)者的需求，獲得更高的產(chǎn)出，從而達(dá)到提升企業(yè)生產(chǎn)率(TFP)的最終目的。品牌建設(shè)的好壞直接影響企業(yè)的生產(chǎn)率。因而，研究企業(yè)品牌建設(shè)行為是否有助于生產(chǎn)率的提高以及有何影響等問題具有重要的理論和實(shí)際意義。

一、研究綜述

對(duì)品牌建設(shè)投入與生產(chǎn)率進(jìn)行研究，需要借助于品牌價(jià)值的確定方法。長期以來，研究者對(duì)品牌價(jià)值的確定表現(xiàn)在對(duì)品牌資產(chǎn)的衡量上。國內(nèi)外學(xué)者從不同角度闡釋了品牌資產(chǎn)的概念及測量模型，但理論界對(duì)品牌資產(chǎn)的定義尚未達(dá)成一致，導(dǎo)致產(chǎn)生了多種測量其結(jié)構(gòu)的方法。[1-2]品牌資產(chǎn)的衡量方法取決于研究者的理論導(dǎo)向?，F(xiàn)有的研究理論主要以財(cái)務(wù)、競爭和顧客導(dǎo)向?yàn)橐暯?，價(jià)值評(píng)估中主、客觀量化的研究方法對(duì)此均有涉及。但品牌本身畢竟依附于實(shí)物資產(chǎn)而存在，需要客觀的手段對(duì)實(shí)物資產(chǎn)進(jìn)行衡量。沃克·史密斯(Walker Smith)提出：“品牌權(quán)益是指由各種成功的營銷規(guī)劃和活動(dòng)創(chuàng)造的，為一種產(chǎn)品和服務(wù)積累起來的在商品和服務(wù)貿(mào)易過程中可度量的財(cái)務(wù)價(jià)值?！盵3]品牌資產(chǎn)評(píng)估實(shí)務(wù)中，品牌價(jià)值評(píng)估廣泛應(yīng)用于收購、兼并、租賃等市場行為。英國著名的英特品牌(Interbrand)評(píng)估公司采用的Interbrand方法從市場、品牌和財(cái)務(wù)三個(gè)角度來衡量品牌價(jià)值。該方法獲得了國際標(biāo)準(zhǔn)化組織的認(rèn)證，在企業(yè)品牌資產(chǎn)評(píng)估中使用了二十多年，在實(shí)務(wù)界使用范圍較廣。日本品牌價(jià)值委員會(huì)于2002年提出了品牌價(jià)值評(píng)估模型[4]，這是一種完全采用財(cái)務(wù)指標(biāo)衡量品牌資產(chǎn)的方法。該模型將品牌價(jià)值分為價(jià)格優(yōu)勢、忠誠度以及擴(kuò)張力，采用財(cái)務(wù)報(bào)表數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算。這種方法雖然去除了研究中的主觀性，但鑒于所需財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)的獲得性問題，應(yīng)用范圍并不廣泛。此外，研究人員還提出了品牌出售價(jià)值評(píng)估法、產(chǎn)品溢價(jià)法、市值法、重置成本法以及基于品牌溢價(jià)能力的層次測評(píng)法等多種方法。[5]

無論何種方法，對(duì)品牌價(jià)值的評(píng)估均表示為品牌帶來的產(chǎn)品增加的價(jià)值[6]，包括品牌帶來的超額收益、品牌減少成本耗費(fèi)等[7]，而這些衡量投入產(chǎn)出的指標(biāo)恰好是生產(chǎn)率衡量所關(guān)注的內(nèi)容。生產(chǎn)率衡量歷來將產(chǎn)出投入比較過程中的超出部分作為技術(shù)進(jìn)步來衡量，盡管也有一些低科技含量(如個(gè)別勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè))的企業(yè)擁有較高的生產(chǎn)率。結(jié)合品牌資產(chǎn)的衡量方法可以認(rèn)為，品牌本身與企業(yè)生產(chǎn)率有著千絲萬縷的聯(lián)系。對(duì)品牌價(jià)值的不同理論導(dǎo)向影響了對(duì)品牌建設(shè)投入的認(rèn)識(shí)，研究者很少針對(duì)品牌建設(shè)的投入進(jìn)行專門分析。

基于此，筆者從財(cái)務(wù)和生產(chǎn)率理論的角度結(jié)合品牌資產(chǎn)的評(píng)估經(jīng)驗(yàn)對(duì)品牌投入情況進(jìn)行分析，主要考慮勞動(dòng)和資本兩種投入方式。本研究的改進(jìn)之處在于：第一，率先通過品牌價(jià)值投入的量化對(duì)生產(chǎn)率的影響進(jìn)行探討。如前所述，生產(chǎn)率本身受多種因素的影響，當(dāng)前對(duì)生產(chǎn)率衡量的界定主要是將投入產(chǎn)出對(duì)比后的溢價(jià)部分作為科技進(jìn)步來衡量，品牌價(jià)值顯然屬于提升生產(chǎn)率的一個(gè)主要部分，因而本研究將品牌建設(shè)的投入量化后考察其對(duì)生產(chǎn)率的影響結(jié)果。第二，基于所有制類型、行業(yè)特征探討品牌投入與生產(chǎn)率的關(guān)系，甄別品牌建設(shè)投入對(duì)生產(chǎn)率變動(dòng)的異質(zhì)性影響，并采用實(shí)證方法對(duì)不同品牌投入指標(biāo)的門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，探討品牌投入的實(shí)施條件和范圍。第三，采用ACF方法衡量生產(chǎn)率，并以此為基礎(chǔ)進(jìn)行研究。

二、上市公司生產(chǎn)率研究

(一)研究數(shù)據(jù)及來源

本研究的數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫、中國統(tǒng)計(jì)年鑒等，采用的是證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類下上證、深證A股上市公司2012—2016年的個(gè)體數(shù)據(jù)，包括29個(gè)行業(yè)種類數(shù)據(jù)。針對(duì)數(shù)據(jù)缺失、指標(biāo)異常、ST等問題，本研究對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了詳盡處理：一是去除關(guān)鍵指標(biāo)缺失、同一指標(biāo)3個(gè)期間等于0的數(shù)據(jù)，指標(biāo)等于0的數(shù)據(jù)少于3個(gè)期間的采用移動(dòng)加權(quán)平均補(bǔ)齊；二是剔除資產(chǎn)總額為負(fù)的數(shù)據(jù)，去除了2012年后上市的公司718家、ST公司48家、B股公司50家、銷售費(fèi)用不全的公司1家、銷售人數(shù)缺失的公司79家，共獲得上市公司1145家。

(二)生產(chǎn)率研究方法

生產(chǎn)率是為完成自己特定的目的，根據(jù)既有的資源進(jìn)行的投入產(chǎn)出活動(dòng)，活動(dòng)的目標(biāo)就是追求效率最大化。[8]而效率在經(jīng)濟(jì)學(xué)中表現(xiàn)為實(shí)際產(chǎn)出與潛在產(chǎn)出的比值。關(guān)于企業(yè)生產(chǎn)率估算目前較為通用的有Olley-Pakes(OP)方法[9]、Levinsohn-Pertin(LP)方法[10]和Ackerberg-Caves-Frazer(ACF)方法[11]。其中，OP和LP方法主要是針對(duì)原有全要素生產(chǎn)率測算中的內(nèi)生性問題做出了改進(jìn)。OP方法采用投資作為全要素生產(chǎn)率的代理變量來解決內(nèi)生性，但該方法忽略了一些企業(yè)并非每年都進(jìn)行投資的事實(shí)，造成測算中投資變量的缺失，從而影響生產(chǎn)率的測算結(jié)果。LP方法雖然考慮了這一問題，將中間投入作為代理變量來解決內(nèi)生性，但又存在選擇性偏差問題。ACF方法克服了以上兩種方法的缺點(diǎn)，將勞動(dòng)力系數(shù)從第一階段的歸集中識(shí)別出來，把所有投入要素放在第二階段進(jìn)行估計(jì)，采取企業(yè)投資決策作為不可觀測生產(chǎn)率沖擊的代理變量來消除同時(shí)性偏差，并且通過引入企業(yè)退出規(guī)則來解決選擇性偏差。筆者通過構(gòu)建一個(gè)在特定生產(chǎn)率沖擊和進(jìn)出市場下企業(yè)行為的動(dòng)態(tài)模型，完成參數(shù)和效率的估計(jì)。[12]

建立ACF模型

Yit=βKiKit+βLiLit+wit+vit

(1)

其中，Yit、Kit、Lit分別表示企業(yè)在t時(shí)期的工業(yè)增加值、資本、勞動(dòng)對(duì)數(shù)值，βKi、βLi表示勞動(dòng)、資本對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)系數(shù)；wit表示全要素生產(chǎn)率，vit表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

而企業(yè)的中間投入Mit依賴于資本Kit和生產(chǎn)率wit，函數(shù)形式為

Mit=f(wit,Kit)

(2)

中間投入是生產(chǎn)率的嚴(yán)格遞增行數(shù)，生產(chǎn)率可以用中間投入函數(shù)的反函數(shù)表示

wit=-1(Mit,Kit)

(3)

生產(chǎn)過程中，假設(shè)勞動(dòng)投入與中間投入決策同時(shí)發(fā)生，勞動(dòng)投入也可以用生產(chǎn)率和資本投入的函數(shù)表示

=ht(Mit,Kit)

(4)

將式(3)和(4)帶入式(1)，可得

Yit=φt(Mit,Kit)+vit

(5)

采用非參數(shù)方法將式(5)各解釋變量進(jìn)行擬合，得到消除vit影響的工業(yè)增加值。此為ACF估計(jì)的第一階段。

在第二階段，需要估算參數(shù)βKi、βLi，這一過程假設(shè)生產(chǎn)率服從一階馬氏過程

wit=E(wit|wit-1)+εit

(6)

其中，εit是生產(chǎn)率信息，與當(dāng)期資本投入無關(guān)，與勞動(dòng)投入有關(guān)，即

E(εit|Kit)=0

(7)

以上為獨(dú)立矩條件，其中εit是關(guān)于βKi、βLi的函數(shù)，而勞動(dòng)投入與當(dāng)期生產(chǎn)率相關(guān)，但與滯后一期生產(chǎn)率無關(guān)。

E[εit-1(βLi,βKi)|Lit]=0

(8)

方程(8)為第二個(gè)獨(dú)立矩條件。利用矩條件(7)和(8)，采用兩階段GMM估計(jì)，就能得到βKi、βLi的估計(jì)值，進(jìn)而得到生產(chǎn)率wit。

(三)生產(chǎn)率測算

采用ACF方法對(duì)企業(yè)進(jìn)行整體測算，鑒于后續(xù)研究又將企業(yè)的生產(chǎn)率按異質(zhì)性進(jìn)行分類。筆者將中國制造業(yè)按密集程度劃分為勞動(dòng)密集型、資本密集型和技術(shù)密集型三類。[12]

由表1可知，不同密集型行業(yè)的生產(chǎn)率數(shù)據(jù)中，平均生產(chǎn)率最低的為技術(shù)密集型行業(yè)，最高的為資本密集型行業(yè)；進(jìn)一步觀察最值可以發(fā)現(xiàn)，技術(shù)密集型上市公司同時(shí)擁有最低及最高生產(chǎn)率的公司，其標(biāo)準(zhǔn)差低于資本密集型公司；中位數(shù)顯示，三類公司中均值以上的公司更多，技術(shù)密集型行業(yè)的生產(chǎn)率并未呈現(xiàn)明顯的優(yōu)勢。不同所有制類型公司中，平均生產(chǎn)率最高的是國有公司，最低的是民營公司，生產(chǎn)率最小的公司在民營公司內(nèi)；觀察標(biāo)準(zhǔn)差可知，民營公司的生產(chǎn)率分布差異最小。

表1 異質(zhì)性公司生產(chǎn)率描述性統(tǒng)計(jì)

三、品牌建設(shè)對(duì)生產(chǎn)率的影響分析

在品牌建設(shè)過程中，各個(gè)企業(yè)存在品牌建設(shè)投入的差異。從理論上講，品牌建設(shè)活動(dòng)是為了使企業(yè)獲得由品牌帶來的額外收益，最終促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)率的提升。為了考察品牌建設(shè)投入與企業(yè)生產(chǎn)率之間的關(guān)系，本研究采用計(jì)量模型進(jìn)行檢驗(yàn)，以揭示品牌建設(shè)投入資源對(duì)生產(chǎn)率的影響。

(一)研究設(shè)計(jì)

將生產(chǎn)率與上述品牌建設(shè)投入、其他控制變量建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型

TFPit=α0+α1xsfyit+α2xsfyit2+α3xsrsit

+α4xsrsit2+γZ+δt+δi+εit

考慮到品牌建設(shè)投入的影響可能存在非線性情況，模型中加入了品牌建設(shè)投入的二次項(xiàng)來檢驗(yàn)可能出現(xiàn)的非線性影響。Z為控制變量，包括與企業(yè)自身特征相關(guān)的一系列變量：一是資產(chǎn)規(guī)模(zczj)，采用企業(yè)期末資產(chǎn)總計(jì)；二是所有制類型虛擬變量(sx)；三是行業(yè)虛擬變量；四是股權(quán)集中度、機(jī)構(gòu)持股(jgcg)和十大股東(sdgd)等。δt為年份固定效應(yīng)，δi為企業(yè)固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。模型中被解釋變量TFPit的研究采用ACF方法，對(duì)解釋與被解釋變量采用均值除以標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

1.所有制虛擬變量

所有制對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生一定影響。研究發(fā)現(xiàn)，工業(yè)所有制結(jié)構(gòu)改革促進(jìn)了工業(yè)生產(chǎn)率的增長。[13]本研究設(shè)定民營、國有和其他三類所有制類型為虛擬變量進(jìn)行分析。

2.密集型行業(yè)虛擬變量

不同要素密集型行業(yè)的生產(chǎn)率是不同的。張公嵬等研究發(fā)現(xiàn)，要素密集度不同的行業(yè)其生產(chǎn)率提高程度存在顯著差異。[14]李強(qiáng)研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)轉(zhuǎn)向比較優(yōu)勢行業(yè)能夠顯著提高制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率。[15]由于不同密集型行業(yè)的生產(chǎn)率存在差異，后續(xù)分析將密集型行業(yè)(包括資本密集型、技術(shù)密集型、勞動(dòng)密集型)作為虛擬變量，力求研究不同行業(yè)背景下企業(yè)品牌投入對(duì)生產(chǎn)率的影響程度。

3.品牌建設(shè)投入

品牌經(jīng)營需要大量投入，在經(jīng)濟(jì)效率評(píng)價(jià)理論體系中，投入無外乎資本和勞動(dòng)兩項(xiàng)，品牌建設(shè)最直接相關(guān)的資本投入為廣告費(fèi)。鑒于生產(chǎn)率衡量更多的是采用長期資本總額來進(jìn)行衡量，本研究擬采用銷售費(fèi)用作為衡量企業(yè)銷售資本投入的相關(guān)指標(biāo)，勞動(dòng)投入方面采用銷售人員數(shù)量作為投入指標(biāo)。

(二)基本實(shí)證結(jié)果

1.基本回歸結(jié)果

根據(jù)Hausman檢驗(yàn)結(jié)果，表2中模型(1)和(2)選擇固定效應(yīng)模型；模型(3)和(4)加入了行業(yè)和所有制的虛擬變量，由于這些虛擬變量不隨時(shí)間變化，因而選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。表2模型(1)顯示，在沒有加入虛擬變量、只有固定企業(yè)個(gè)體效應(yīng)與年份效應(yīng)的情況下，品牌投入的一次項(xiàng)在1%的水平上顯著為正，而二次項(xiàng)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，這表明在樣本觀察期內(nèi)，品牌投入與生產(chǎn)率之間存在顯著的倒U型關(guān)系。同樣，模型(2)(3)(4)除了系數(shù)大小存在差別外，品牌投入與生產(chǎn)率之間的關(guān)系仍為倒U型。這說明品牌投入的促進(jìn)作用存在一個(gè)閾值：在一定范圍內(nèi)，品牌投入對(duì)企業(yè)的生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用；超過該臨界值，作用為負(fù)。在此基礎(chǔ)上，模型(2)控制了企業(yè)特征變量，包括股權(quán)集中度、企業(yè)規(guī)模等；模型(3)控制了企業(yè)的所有制類型和要素密集類型等變量；模型(4)同時(shí)控制了上述變量。

表2 品牌建設(shè)與生產(chǎn)率的基本回歸結(jié)果

注：*表示p<0.1，**表示p<0.05，***表示p<0.01

表2還顯示，機(jī)構(gòu)持股比例對(duì)生產(chǎn)率影響為正。機(jī)構(gòu)作為持股人主要以投資為目的，較少對(duì)公司經(jīng)營管理進(jìn)行過度參與。機(jī)構(gòu)持股比例越高，企業(yè)越不會(huì)出現(xiàn)大股東控制等問題，越有利于企業(yè)發(fā)展及生產(chǎn)率的提高。這一結(jié)果與十大股東持股比例系數(shù)為負(fù)的結(jié)果相呼應(yīng)，十大股東持股比例越高，股權(quán)越集中，大股東控制的情況越可能發(fā)生。此外，企業(yè)規(guī)模對(duì)生產(chǎn)率影響為正，資產(chǎn)越多生產(chǎn)率越高，系數(shù)在1%的水平上顯著。熊彼特認(rèn)為，企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大能夠激勵(lì)企業(yè)從事創(chuàng)新，創(chuàng)新引發(fā)的技術(shù)進(jìn)步是生產(chǎn)率的主要構(gòu)成因素，進(jìn)而提高生產(chǎn)率。[16]

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到基本回歸結(jié)果仍可能存在估計(jì)方面的問題，本研究針對(duì)內(nèi)生性、指標(biāo)選取等對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

(1)改變生產(chǎn)率的衡量指標(biāo)?；净貧w中企業(yè)生產(chǎn)率指標(biāo)采用ACF方法獲得，這是當(dāng)前考慮較為全面的一種方法。盡管如此，為了與目前大部分研究者對(duì)生產(chǎn)率的測量保持一致，本研究進(jìn)一步采用LP和OP方法對(duì)生產(chǎn)率進(jìn)行測量。與基本回歸相比，本研究的主要結(jié)論仍然成立。

(2)本研究的基本模型控制了年份、企業(yè)固定效應(yīng)，在一定程度上緩解了可能由于遺漏變量而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。但考慮到控制變量可能與生產(chǎn)率之間存在一定的因果關(guān)系，本研究用品牌建設(shè)投入滯后一期的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)作為工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘法估計(jì)。LM檢驗(yàn)(工具變量識(shí)別)和F檢驗(yàn)(弱工具變量)的假設(shè)被拒絕，說明工具變量選取是合理的。在考慮內(nèi)生性之后，本研究的結(jié)論依然成立。

(三)擴(kuò)展檢驗(yàn)結(jié)果

為了進(jìn)一步細(xì)化分析品牌建設(shè)投入與企業(yè)生產(chǎn)率之間存在倒U型關(guān)系的原因，筆者基于企業(yè)所有制類型、密集型行業(yè)對(duì)研究對(duì)象進(jìn)行分組，進(jìn)而考察品牌建設(shè)投入對(duì)生產(chǎn)率的異質(zhì)性影響。

1.異質(zhì)性企業(yè)品牌建設(shè)效果檢驗(yàn)

表3中模型(1)—(6)分別是關(guān)于不同所有制類型(依次為民營、其他和國有)和不同密集類型(依次為資本密集型、技術(shù)密集型和勞動(dòng)密集型)企業(yè)的分組回歸結(jié)果。除了其他企業(yè)之外，不同分組實(shí)證下的銷售費(fèi)用和銷售人數(shù)的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)均在1%的水平上顯著，與被解釋變量呈明顯的倒U型關(guān)系。這說明企業(yè)品牌建設(shè)投入超出一定范圍后，繼續(xù)投入起不到應(yīng)有的促進(jìn)生產(chǎn)率增長的作用，一味地進(jìn)行品牌投入并不能達(dá)到提升生產(chǎn)率的目的。在所有制分組中，民營企業(yè)的銷售費(fèi)用系數(shù)大于國有企業(yè)，說明品牌投入中民營企業(yè)受到的影響大于國有企業(yè)；銷售人數(shù)投入中民營企業(yè)和國有企業(yè)的影響程度差異不大，其他企業(yè)影響最大。不同密集型行業(yè)中，銷售費(fèi)用和人員系數(shù)最大的均為資本密集型行業(yè)，說明該類行業(yè)受到的影響大于技術(shù)密集型和勞動(dòng)密集型行業(yè)。

機(jī)構(gòu)持股比例影響在民營企業(yè)、其他企業(yè)、資本密集型行業(yè)和技術(shù)密集型行業(yè)為正，大部分與十大股東持股比例為負(fù)的結(jié)果相呼應(yīng)。十大股東持股比例除了資本密集型行業(yè)和勞動(dòng)密集型行業(yè)不顯著外，其余均為顯著，但在國有企業(yè)中該系數(shù)顯著為正。國有企業(yè)的股權(quán)特點(diǎn)是國有股占比高且對(duì)生產(chǎn)率影響復(fù)雜，因而有別于其他所有制類型的企業(yè)；而剩余企業(yè)中十大股東持股比例越高，股權(quán)越集中，大股東控制的情況越可能發(fā)生。企業(yè)規(guī)模方面，資產(chǎn)越多生產(chǎn)率越高，且系數(shù)均在1%的水平上顯著，所有制分組中影響程度最大的為民營企業(yè)，密集型分組中影響程度最大的為技術(shù)密集型行業(yè)。

表3 異質(zhì)性企業(yè)品牌建設(shè)投入與生產(chǎn)率檢驗(yàn)結(jié)果

注：*表示p<0.1，**表示p<0.05，***表示p<0.01

2.銷售費(fèi)用用途異質(zhì)性與生產(chǎn)率效果檢驗(yàn)

基于對(duì)品牌的認(rèn)識(shí)，以及實(shí)務(wù)中技術(shù)含量較低的一些勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)仍然具有較高的生產(chǎn)率這一現(xiàn)象，我們認(rèn)為品牌因素影響著生產(chǎn)率。本研究中的品牌因素采用銷售費(fèi)用與銷售人數(shù)表示。銷售費(fèi)用綜合了廣告、租賃、工資、折舊以及倉儲(chǔ)等花費(fèi)在銷售活動(dòng)上的支出。那么，銷售費(fèi)用投入細(xì)分后與生產(chǎn)率的關(guān)系是否會(huì)有所不同，是同樣會(huì)產(chǎn)生正向影響還是依照費(fèi)用品種的不同有所區(qū)別？基于此，本研究檢驗(yàn)了銷售費(fèi)用異質(zhì)性與生產(chǎn)率之間的關(guān)系。由于所選擇的企業(yè)部分細(xì)分?jǐn)?shù)據(jù)不全，我們基于現(xiàn)有數(shù)據(jù)分別對(duì)樣本進(jìn)行了篩選。

表4為異質(zhì)性銷售費(fèi)用對(duì)生產(chǎn)率的影響，模型(1)—(5)分別顯示了廣告費(fèi)用、倉儲(chǔ)費(fèi)用、折舊費(fèi)用、租賃費(fèi)用以及工資代替銷售費(fèi)用作為解釋變量對(duì)生產(chǎn)率的影響情況。結(jié)果顯示，一是倉儲(chǔ)費(fèi)用、租賃費(fèi)用和工資雖然系數(shù)為負(fù)值但不顯著，表明這幾個(gè)類別的銷售費(fèi)用并未對(duì)生產(chǎn)率形成系統(tǒng)性影響。二是廣告費(fèi)用為正，在1%的水平上顯著，表示隨著廣告費(fèi)用的上升，生產(chǎn)率也得到提高。但繼續(xù)觀察廣告費(fèi)用系數(shù)和表3中對(duì)應(yīng)企業(yè)類型的銷售費(fèi)用系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，廣告費(fèi)用的影響程度不及總體銷售費(fèi)用的影響程度。三是折舊的影響在1%的水平上顯著為負(fù)。銷售費(fèi)用中的折舊是隸屬銷售部門的固定資產(chǎn)發(fā)生的損耗，在企業(yè)中這部分資產(chǎn)大多不直接用于銷售活動(dòng)，屬于銷售管理部門的設(shè)備損耗，因而這部分資產(chǎn)的損耗不利于生產(chǎn)率的提高。

表4 異質(zhì)性品牌建設(shè)投入對(duì)生產(chǎn)率的影響情況

注：*表示p<0.1，**表示p<0.05，***表示p<0.01

四、品牌建設(shè)投入門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

(一)門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)以上研究結(jié)果，進(jìn)一步對(duì)異質(zhì)性企業(yè)中品牌建設(shè)投入統(tǒng)計(jì)顯著的指標(biāo)進(jìn)行門檻檢驗(yàn)，檢驗(yàn)對(duì)象為全體樣本。以銷售費(fèi)用和銷售人數(shù)兩個(gè)解釋變量為門檻區(qū)分企業(yè)異質(zhì)性，分別檢驗(yàn)不同所有制企業(yè)和不同密集型行業(yè)的門檻效應(yīng)(見表5)。以銷售費(fèi)用為門檻效應(yīng)時(shí)檢驗(yàn)的核心解釋變量為銷售成本，以銷售人數(shù)為解釋變量時(shí)核心解釋變量為員工總數(shù)。

在銷售人員門檻條件下，盡管顯著水平有所差異，但不同所有制企業(yè)和密集型異質(zhì)性企

表5 異質(zhì)性企業(yè)品牌投入門檻檢驗(yàn)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為p值；*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著水平通過

業(yè)均具有兩個(gè)門檻；在銷售費(fèi)用門檻條件下，除其他企業(yè)(銷售費(fèi)用影響不顯著)外，其余企業(yè)也分別具有兩個(gè)門檻，門檻顯著性不同。

(二)不同密集型行業(yè)品牌建設(shè)投入門檻效應(yīng)

表6顯示的是不同密集型行業(yè)銷售投入作為門檻變量對(duì)生產(chǎn)率的影響結(jié)果。對(duì)于資本密集型行業(yè)，兩個(gè)門檻內(nèi)外的系數(shù)顯著為正，在未跨越第一個(gè)門檻之前影響程度最大，隨后逐漸降低，超越第二個(gè)門檻之后，系數(shù)降低幅度最大，從原來的6.7626降低到0.0722，說明隨著銷售費(fèi)用的增加，銷售成本對(duì)生產(chǎn)率的影響越來越小。技術(shù)密集型行業(yè)的系數(shù)在未超越第一門檻之前最大，隨后逐漸降低，在超越第二個(gè)門檻之后系數(shù)為負(fù)，說明該類型企業(yè)銷售費(fèi)用達(dá)到一定程度時(shí)，銷售成本對(duì)生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)向影響。勞動(dòng)密集型行業(yè)趨勢與資本密集型相同，即所有門檻內(nèi)外影響均為正，但低門檻之內(nèi)影響最大，而后影響程度降低，高門檻之外影響最小。由此可見，企業(yè)銷售費(fèi)用投入必須注意量的控制，在一定范圍內(nèi)的成本能有效促進(jìn)生產(chǎn)率的發(fā)展，但超越一定值后這種效應(yīng)會(huì)減少，尤其是技術(shù)密集型行業(yè)甚至產(chǎn)生了負(fù)向影響。這種情況符合經(jīng)濟(jì)學(xué)對(duì)成本的認(rèn)識(shí)，即平均成本曲線是U型的，隨著產(chǎn)出(銷量)的變化成本先降后升，不同的變化趨勢導(dǎo)致其對(duì)收益乃至生產(chǎn)率的影響情況也產(chǎn)生了變化。銷售人數(shù)作為門檻對(duì)不同密集型行業(yè)的影響程度基本類似，即低門檻之內(nèi)影響程度最大，高門檻之外影響程度最小。其區(qū)別在于，資本密集型行業(yè)的門檻最低，勞動(dòng)密集型行業(yè)的門檻最高，這與密集型分類是一致的，資本密集型行業(yè)中勞動(dòng)投入的人數(shù)低，因而在門檻檢驗(yàn)的時(shí)候門檻值必然偏低。

表6 不同密集型行業(yè)品牌建設(shè)投入門檻效應(yīng)

注：括號(hào)內(nèi)為p值，*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著水平通過

(三)不同所有制企業(yè)品牌建設(shè)投入門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

表7為不同所有制企業(yè)品牌建設(shè)投入的門檻情況。在銷售費(fèi)用門檻條件下，民營企業(yè)和國有企業(yè)在低門檻之內(nèi)銷售成本對(duì)生產(chǎn)率的影響程度最大，隨后減小。國有企業(yè)銷售費(fèi)用門檻下，銷售成本對(duì)生產(chǎn)率的影響均為正，在第二門檻之外影響程度極小，由第一門檻內(nèi)的2.3582下降到0.0491。而民營企業(yè)在第二門檻之外銷售成本對(duì)生產(chǎn)率影響為負(fù)值。銷售人員門檻下，員工總數(shù)對(duì)生產(chǎn)率的影響趨勢在不同所有制企業(yè)中是一致的，影響均顯著為正，低門檻之內(nèi)影響程度大，高門檻之外影響最小。國有企業(yè)和民營企業(yè)在第一門檻的差異不明顯，但國有企業(yè)的第二門檻明顯低于民營企業(yè)，即在國有企業(yè)，員工總數(shù)影響生產(chǎn)率的系數(shù)變化門檻低于民營企業(yè)。因此，國有企業(yè)尤其需要控制銷售人員數(shù)量，爭取在門檻內(nèi)使核心變量發(fā)揮最大作用。

表7 不同所有制企業(yè)品牌建設(shè)投入門檻效應(yīng)

注：括號(hào)內(nèi)為p值；*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著水平通過

五、研究結(jié)論與啟示

本研究采用ACF方法測算了制造業(yè)上市公司的生產(chǎn)率，并將之作為被解釋變量采用計(jì)量模型檢驗(yàn)品牌建設(shè)投入對(duì)生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，品牌投入與生產(chǎn)率之間存在顯著的倒U型關(guān)系，機(jī)構(gòu)持股比例影響為正，十大股東持股比例為負(fù)，資產(chǎn)在1%的水平上顯著為正。

按照企業(yè)的異質(zhì)性分組檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，不同分組(其他企業(yè)除外)情況下，銷售費(fèi)用和銷售人數(shù)的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)均在1%的水平上顯著，與被解釋變量呈明顯的倒U型關(guān)系。銷售費(fèi)用異質(zhì)性與生產(chǎn)率的面板分析結(jié)果顯示，廣告費(fèi)用在1%的水平上顯著為正，折舊的影響在1%的水平上顯著為負(fù)。

將不同銷售投入作為門檻變量進(jìn)一步檢驗(yàn)異質(zhì)性企業(yè)的門檻效應(yīng)。從不同密集型行業(yè)品牌建設(shè)投入門檻情況來看，在銷售費(fèi)用門檻條件下，資本密集型和勞動(dòng)密集型行業(yè)表現(xiàn)為隨著門檻值的增加影響程度逐漸降低，而技術(shù)密集型行業(yè)的門檻逐漸降低并在超越第二門檻后影響為負(fù)；銷售人數(shù)對(duì)不同密集型企業(yè)的門檻效應(yīng)的影響程度基本類似，即低門檻之內(nèi)影響程度最大，高門檻之外影響程度最小，其中勞動(dòng)密集型行業(yè)的門檻值最高。從不同所有制企業(yè)品牌建設(shè)投入的門檻情況來看，在銷售費(fèi)用門檻條件下，民營企業(yè)和國有企業(yè)在低門檻之內(nèi)銷售成本對(duì)生產(chǎn)率的影響程度最大，隨后減小，民營企業(yè)則在第二門檻之外影響為負(fù)；銷售收入門檻下，在不同所有制企業(yè)中員工總數(shù)對(duì)生產(chǎn)率的影響均顯著為正，低門檻之內(nèi)影響程度大，高門檻之外影響最小。

企業(yè)品牌建設(shè)中投入對(duì)生產(chǎn)率的影響是不同的，且隨著企業(yè)的異質(zhì)性產(chǎn)生不同程度的影響?；诖耍P者提出以下有利于提高企業(yè)生產(chǎn)率的建議對(duì)策。

第一，關(guān)注品牌建設(shè)投入的上限。品牌建設(shè)投入對(duì)生產(chǎn)率的影響為倒U型，表明品牌建設(shè)投入具有一定的閾值，在閾值范圍內(nèi)投入對(duì)生產(chǎn)率起促進(jìn)作用，超過閾值的投入對(duì)生產(chǎn)率則產(chǎn)生負(fù)向影響。企業(yè)在進(jìn)行品牌建設(shè)過程中，無論是銷售費(fèi)用還是銷售人員的投入都需尋求最佳點(diǎn)。這種控制和決策需建立在企業(yè)優(yōu)秀管理基礎(chǔ)之上，利用管理活動(dòng)合理、科學(xué)地進(jìn)行品牌建設(shè)投入才是企業(yè)生產(chǎn)率提高的關(guān)鍵。而現(xiàn)有制造業(yè)中部分企業(yè)品牌投入過多，對(duì)生產(chǎn)率的提高起到了相反的作用。

第二，銷售費(fèi)用內(nèi)部結(jié)構(gòu)需按實(shí)際情況進(jìn)行調(diào)整，廣告投入的比重需要適當(dāng)加大，同時(shí)減少固定資產(chǎn)投入。當(dāng)前企業(yè)管理層需認(rèn)真分析企業(yè)銷售費(fèi)用構(gòu)成，提高銷售費(fèi)用的利用效率，對(duì)費(fèi)用中的不同細(xì)分項(xiàng)進(jìn)行深入分析，其中廣告投入對(duì)生產(chǎn)率的影響是正向的，固定資產(chǎn)則產(chǎn)生負(fù)向影響。企業(yè)管理活動(dòng)應(yīng)針對(duì)這一情況進(jìn)行銷售費(fèi)用結(jié)構(gòu)的調(diào)整，在滿足經(jīng)營管理需要的同時(shí)，提高廣告費(fèi)用占比，促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)率的發(fā)展。

第三，異質(zhì)性企業(yè)的銷售費(fèi)用投入對(duì)生產(chǎn)率影響不同，需要區(qū)別對(duì)待。首先，盡量將銷售費(fèi)用控制在第一門檻之內(nèi)，以求最大限度地提升生產(chǎn)率，務(wù)必注意民營企業(yè)和技術(shù)密集型行業(yè)(尤其是交叉類型的企業(yè))的銷售費(fèi)用在超越第二門檻后，銷售成本對(duì)生產(chǎn)率的影響為負(fù)向，超越一定程度的投入會(huì)起到相反的效果。其次，銷售人數(shù)的投入門檻效應(yīng)均表現(xiàn)為正，影響程度逐漸減少，勞動(dòng)密集型行業(yè)的人數(shù)門檻值高，資本和技術(shù)密集型行業(yè)的門檻值低。這說明人數(shù)控制需要結(jié)合行業(yè)特點(diǎn)，簡單的銷售人數(shù)擴(kuò)張和縮減不具有實(shí)際意義。