市場競爭、競爭態(tài)勢與全要素生產率

劉中華 彭樂驊

【摘要】市場競爭作為企業(yè)生產和發(fā)展的重要外部環(huán)境， 在助力企業(yè)轉型升級、實現高質量發(fā)展等方面發(fā)揮著重要作用。 以2008～2018年上市公司為樣本， 采用分位數回歸的方式實證檢驗市場競爭與全要素生產率間的邏輯關系， 研究發(fā)現： 適當的市場競爭能夠提升企業(yè)的全要素生產率， 但市場競爭對于企業(yè)全要素生產率的影響并不是同質的， 對生產率極低的企業(yè)表現為促進作用， 對生產率極高的企業(yè)則表現為抑制作用。 進一步測試結果表明： 市場競爭對于企業(yè)全要素生產率的影響同樣會受到企業(yè)產權性質以及外部市場化程度的干擾， 對于民營企業(yè)、低市場化程度地區(qū)的企業(yè)促進作用更為明顯。 同時， 機制檢驗的結果表明： 企業(yè)技術創(chuàng)新與非效率投資行為是市場競爭影響企業(yè)全要素生產率的重要渠道。 本研究進一步厘清了市場競爭對企業(yè)全要素生產率的影響， 為我國眾多企業(yè)突破發(fā)展瓶頸、實現高質量發(fā)展提供了重要的理論借鑒與現實指引。

【關鍵詞】市場競爭;競爭態(tài)勢;全要素生產率;分位數回歸

【中圖分類號】F272? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）14-0110-9

一、引言

全要素生產率是決定經濟高質量發(fā)展的微觀基礎與前提。 黨的十九大報告明確指出， 要實現經濟由高速發(fā)展向高質量發(fā)展轉變， 必須提高企業(yè)的全要素生產率。 然而， 在我國經濟發(fā)展實踐中， 由于市場機制不健全、行政性資源壟斷以及企業(yè)產權性質等因素的影響， 我國各行業(yè)、地區(qū)間資源配置面臨著不同程度的“內生性扭曲”與“政策性扭曲”， 造成了資源配置效率低下等問題， 進而降低了企業(yè)全要素生產率[1，2] 。 因而， 如何降低資源錯配程度， 提高企業(yè)治理效能， 進而提升企業(yè)全要素生產率呢？ 這一直都是困擾學術界與實務界的重要命題。

現有研究表明， 企業(yè)全要素生產率主要取決于兩個方面： 一是企業(yè)自主創(chuàng)新水平， 這來自于企業(yè)的研發(fā)投入、科研創(chuàng)新實力、技術分工與深化， 并一般表現為技術創(chuàng)新水平越高， 全要素生產率越高[3] ; 二是企業(yè)資源配置效率， 即企業(yè)能否將有限的資源投放到更有效率的項目中去， 若企業(yè)能夠合理地消除資源錯配， 會使得全要素生產率出現大幅度提升。 市場競爭作為企業(yè)面臨的重要外部治理機制， 正潛移默化地影響著企業(yè)的微觀行為。 已有文獻已經證實， 適當的產品市場競爭能夠提升企業(yè)技術創(chuàng)新水平、減少企業(yè)非效率投資行為、強化企業(yè)信息披露質量、優(yōu)化行業(yè)間資源配置[4，5] ， 從內外兩個層面影響企業(yè)的微觀生產行為， 并對企業(yè)的長遠戰(zhàn)略規(guī)劃發(fā)展產生重要影響。 因而， 從學理上分析， 市場競爭環(huán)境很有可能是影響企業(yè)全要素生產率的重要因素之一[6] 。

然而， 目前學術界卻鮮有文獻研究市場競爭環(huán)境與全要素生產率的邏輯關系， 且已有文獻也未得出一致的結論。 Aghion等[7] 認為， 市場競爭與生產率間存在著倒U型關系。 范曉男等[8] 認為， 市場競爭能促進制造業(yè)企業(yè)全要素生產率的提高， 且影響是線性的。 簡澤等[9] 則認為市場競爭對于全要素生產率的影響取決于企業(yè)自身生產率的高低， 且對低生產率企業(yè)表現為促進作用， 對高生產率企業(yè)表現為抑制作用。 李春霞[10] 認為市場競爭對全要素生產率的影響在低生產率企業(yè)表現為抑制作用， 在高生產率企業(yè)表現為促進作用。 因而， 從現有文獻來看， 學術界關于市場競爭對企業(yè)全要素生產率及其分布的影響的研究結論并不一致。 所以， 本文立足于上述文獻觀點， 采用分位數回歸的方式實證檢驗了市場競爭與全要素生產率間的邏輯關系， 發(fā)現市場競爭能夠提升企業(yè)全要素生產率， 并且對低生產率的企業(yè)表現為促進作用， 對高生產率的企業(yè)表現為抑制作用， 進一步解答了有關市場競爭與全要素生產率間的學術爭議， 并通過異質性檢驗與機制檢驗厘清了二者間的作用機理， 豐富了市場競爭與全要素生產率的相關研究。

本文的研究貢獻包括： 第一， 從市場競爭這個比較新穎的視角研究了競爭程度對企業(yè)全要素生產率的影響， 探析了過往相關研究中出現矛盾的原因， 并采用分位數回歸的方式進一步明確了市場競爭對于企業(yè)全要素生產率及其分布的具體影響， 回應了現有的學術爭議。 第二， 本文不同于以往文獻， 在探究了市場競爭對企業(yè)全要素生產率的影響后， 也進一步驗證了其他因素對這一過程的異質性作用， 并發(fā)現產權性質與市場化程度很有可能是影響該過程的重要因素， 因而， 本文據此提出的合理減少政府干預、提升國有企業(yè)治理效能等建議具備較大的政策借鑒意義。 第三， 本文進一步探索了市場競爭與全要素生產率間的影響機制， 打開了市場競爭與全要素生產率間的“黑匣子”， 構建了“市場競爭——技術創(chuàng)新——全要素生產率”與“市場競爭——非效率投資——全要素生產率”的全景式研究框架， 豐富了市場競爭與全要素生產率的相關研究， 也為我國眾多企業(yè)突破發(fā)展瓶頸、實現高質量發(fā)展提供了重要的現實指引。

二、理論分析與假設提出

（一）市場競爭與全要素生產率

競爭作為市場配置資源的重要方式之一， 不僅會通過提高公司治理水平和創(chuàng)新水平直接影響全要素生產率， 也會通過改變外部資源配置環(huán)境間接影響全要素生產率， 因而市場競爭被產業(yè)經濟學認定為影響全要素生產率的重要因素之一。 那么， 市場競爭究竟如何影響企業(yè)的全要素生產率呢？ 本文從內部公司治理與外部資源配置環(huán)境兩個角度展開分析。

首先， 從內部公司治理來看， 競爭作為一種重要的市場選擇機制， 往往會通過影響微觀企業(yè)經營選擇， 進而影響全要素生產率。 一方面， 有效的市場競爭能夠降低公司的代理成本， 提高公司治理水平[11] 。 根據委托代理理論， 在所有權與經營權分離的情況下， 公司內實際上存在著較為嚴重的代理問題。 市場競爭的存在意味著資本市場上存在著大量的代理人， 委托人可以通過比較代理人的經營績效擇優(yōu)選擇代理人， 從而降低了代理人的道德風險， 提高了代理人的工作努力程度， 進而對全要素生產率產生正向影響。 另一方面， 競爭企業(yè)的引入同樣也會作用于企業(yè)創(chuàng)新水平， 提高企業(yè)的研發(fā)強度與效率[8] 。 在激烈的市場競爭環(huán)境中， 企業(yè)為了避免被市場所淘汰， 勢必會通過各種方式提升自身的核心競爭力， 形成差異化優(yōu)勢， 在維持當前市場份額的前提下謀求更大的市場占有率， 而創(chuàng)新作為形成企業(yè)競爭優(yōu)勢的重要手段之一， 勢必會被眾多企業(yè)所接受與采納。 因而， 從企業(yè)經營選擇來看， 激烈的市場競爭會提高管理層的工作努力程度， 促使其不斷提高企業(yè)研發(fā)投入， 提升創(chuàng)新水平與能力， 進而正向影響全要素生產率。

其次， 從外部資源配置來看， 市場競爭引入了大量競爭性企業(yè)， 不僅拓寬了消費者的選擇渠道， 也增強了行業(yè)內產品的需求價格彈性[9] 。 這意味著企業(yè)為了在激烈的市場競爭中獲勝， 產品定價會更加貼近邊際成本， 邊際利潤進一步降低， 這有利于進一步發(fā)揮市場的優(yōu)勝劣汰機制， 許多不符合市場需求與消費者需要的企業(yè)與產品被淘汰出局， 市場份額得到進一步優(yōu)化， 更多的稀缺資源被投放到更有效率的企業(yè)中去， 使生產要素自然而然地從低效率企業(yè)流向高效率企業(yè)， 提高了整個市場的資源配置效率， 進而提高了企業(yè)全要素生產率。

由此可見， 市場競爭不僅會通過提高公司治理水平正向影響企業(yè)全要素生產率， 也會通過優(yōu)化市場資源配置促進行業(yè)內企業(yè)全要素生產率的提升， 因而， 本文提出如下假設：

H1： 在其他條件相同的情況下， 市場競爭越激烈， 越能提高企業(yè)全要素生產率。

（二）市場競爭與全要素生產率分布

市場競爭的確有可能提高企業(yè)全要素生產率， 然而其對全要素生產率的促進作用是否會因為企業(yè)異質性而存在差異呢？ 這是一個值得深入研究與思考的問題。 西方眾多學者對其展開探索， 并形成了兩種相互對立的假說。 一種是來自Arrow[12] 的“阿羅效應”， 認為市場競爭與全要素生產率正相關， 在激烈的市場競爭環(huán)境下， 企業(yè)利潤逐漸降低， 為了繼續(xù)獲得可觀的收益， 企業(yè)會通過治理結構優(yōu)化、管理水平提升、技術創(chuàng)新等多種手段來提高全要素生產率， 進而規(guī)避行業(yè)競爭; 另一種則是來自Schumpeter[13] 的“熊彼特效應”， 認為市場競爭會削弱企業(yè)全要素生產率， 該理論指出創(chuàng)新所帶來的壟斷收益是激勵企業(yè)提高全要素生產率的重要基礎， 市場競爭的引入勢必會破壞創(chuàng)新所帶來的壟斷收益， 因而競爭會降低全要素生產率。 根據上述假說不難分析， 市場競爭對于全要素生產率的影響實際上取決于以上兩種效應誰占據主導地位， 而這兩種效應又與企業(yè)本身有著密不可分的聯系。

一方面， 市場競爭對于低生產率的企業(yè)更可能表現出“阿羅效應”， 這意味著生產率水平相對較低的企業(yè)受到競爭所帶來的破產威脅和壓力會更大， 從而更有動力去改善治理效能與提升技術水平， 進而提高全要素生產率。 與此同時， 生產率相對較高的企業(yè)則可能表現出“熊彼特效應”， 高生產率的企業(yè)往往具備更高的科研技術水平、更為健全的管理體系， 這類型的企業(yè)通常已經具備較為成熟的經營體系和產品， 在競爭中占據優(yōu)勢， 這時市場競爭的引入有可能會破壞高生產率企業(yè)創(chuàng)新所帶來的相對優(yōu)勢， 從而降低企業(yè)創(chuàng)新和提高生產率的激勵[9] 。 因此， 從整體來看， 市場競爭對于全要素生產率的影響可能會隨著全要素生產率的提高而逐漸遞減， 甚至在極端情況下會出現反轉。 因而， 本文提出如下假設：

H2a： 其他條件相同的情況下， 市場競爭對于全要素生產率的影響會隨著全要素生產率的提高而逐漸遞減， 且對低生產率企業(yè)表現為“阿羅效應”， 對高生產率企業(yè)表現為“熊彼特效應”。

另一方面， 市場競爭對于全要素生產率的影響也有可能與上述分析迥然不同。 低生產率的企業(yè)往往處于破產的邊緣， 這類型企業(yè)生產效率低下、技術創(chuàng)新水平不高， 隨時都有可能被市場所淘汰[10] ， 而無論是技術水平還是管理效能的提升都需要較長的周期， 短期內效果并不明顯， 而這時大量競爭者的引入更有可能會加快企業(yè)退出市場的步伐， 削弱企業(yè)提高全要素生產率的動力， 表現出“熊彼特效應”。 與此同時， 高生產率的企業(yè)為了繼續(xù)保持其相對競爭優(yōu)勢， 也有動機去提升企業(yè)創(chuàng)新水平與全要素生產率。 因而， 基于上述分析， 提出如下假設：

H2b： 其他條件相同的情況下， 市場競爭對于全要素生產率的影響并不會隨著全要素生產率的提高而逐漸遞減， 且對低生產率企業(yè)表現為“熊彼特效應”， 對高生產率企業(yè)表現為“阿羅效應”。

三、研究設計

（一）數據來源與樣本選取

本文選取2008 ～ 2018年滬深A股上市公司為樣本進行研究， 其中主要財務數據來自國泰安（CSMAR）數據庫和萬德（WIND）數據庫， 研發(fā)投入（RD）數據來自中國研究數據平臺（CNRDS）數據庫， 并根據研究需要對數據進行如下處理： ①剔除金融、保險行業(yè)的樣本; ②剔除公司IPO當年的數據; ③考慮到企業(yè)的財務狀況差異， 剔除ST、PT、?ST等問題公司; ④剔除數據有嚴重遺漏的公司; ⑤為了避免極端值的影響， 對所有非虛擬變量在上下1%的水平上進行縮尾處理。 最終得到3203家樣本公司共22701個數據。

（二）主要變量定義

1. 市場競爭的度量。 目前， 學術界對于市場競爭的衡量主要有赫芬達爾指數、勒納指數、主營業(yè)務毛利率等三種較為常見的度量方法。 赫芬達爾指數以行業(yè)內公司總數與營業(yè)收入為基礎計算， 具備很好的外生性， 而勒納指數與主營業(yè)務毛利率分別立足于價格和邊際成本與利潤和主營業(yè)務收入計算， 較赫芬達爾指數相對內生。 因而， 本文借鑒滕飛等[14] 的研究， 采用赫芬達爾指數（HHI）來衡量市場競爭， 公式如下：

其中， Xi代表行業(yè)內第i家公司的營業(yè)收入， X代表行業(yè)內營業(yè)收入總和， N代表行業(yè)內公司總數， 且HHI越小表明市場競爭越激烈。

2. 全要素生產率的度量。 本文通過對數柯布—道格拉斯生產函數進行估計， 得到上市公司全要素生產率（TFP）這一指標：

模型（2）中： Y代表總產出， 以營業(yè)收入衡量; K為公司資本投入， 以公司固定資產凈額衡量; L為勞動投入， 以上市公司的員工人數進行衡量; M為中間投入， 用企業(yè)的營業(yè)成本加上銷售費用、管理費用、財務費用再減去當期計提的折舊與攤銷以及支付給職工和為職工支付的現金來表示; W為需要估計的全要素生產率; η為誤差項。 由于直接對（2）式進行OLS回歸會產生較為嚴重的估計偏誤， 因而本文借鑒魯曉東和連玉君[15] 、Petrin[16] 的方法（簡稱“LP法”）進行半參數估計， 計算出企業(yè)的全要素生產率， 同時， 采用Olley等[17] 的方法（簡稱“OP法”）和Ackerberg等[18] 的方法（簡稱“ACF法”）進行穩(wěn)健性測試。

3. 控制變量。 本文借鑒范曉男等[8] 、滕飛等[14] 的研究成果， 盡可能多地控制相關變量集， 以期提高研究結論的準確性。 具體而言， 公司層面包括公司規(guī)模（Size）、營業(yè)收入增長率（Grow）、資產負債率（Lev）、公司價值（Tbq）、公司年齡（Age）、資產收益率（Roa）、個股回報率（Return）; 行業(yè)層面則包括是否為重點支持行業(yè)（Fic）、行業(yè)平均公司規(guī)模（Mount）、行業(yè)利潤變動虛擬變量（Demand）。 具體變量定義參見表1。

（三）模型設計

為了檢驗市場競爭對于全要素生產率的影響， 本文設計了如下模型：

其中： TFP為以LP算法計算的全要素生產率; HHI為以赫芬達爾指數衡量的市場競爭; Controls為包括公司層面與行業(yè)層面的全部控制變量。 與此同時， 本文進一步控制了年度固定效應與行業(yè)固定效應。 此外， 為了進一步考察市場競爭對全要素生產率分布的影響， 本文構建了條件分位數模型進行回歸檢驗。 條件分位數模型能準確刻畫市場競爭變動對于全要素生產率的邊際影響， 因而可以很好地反映市場競爭與全要素生產率變化的相對趨勢， 故本文借助STATA 15軟件重復抽樣200次， 然后在每一個自舉樣本下選取0.05、0.25、0.5、0.75、0.95的分位結果進行報告。

四、實證分析

（一）描述性統計

表2為描述性統計結果， 可以發(fā)現： 全要素生產率TFP的均值為8.328， 最大值為11.25， 最小值為6.208， 表明在我國企業(yè)中全要素生產率仍然存在著很大的差距; 市場競爭HHI的均值為0.147， 最大值為1， 最小值為0.020， 說明不同企業(yè)面臨的市場競爭仍然存在著很大的差距， 且市場競爭的中位數為0.089小于平均值， 進一步說明了樣本中大部分公司都面臨著較大的市場競爭壓力， 這一點也與我國國情相符。 其余控制變量的描述性統計結果也與主流文獻基本一致。

（二）市場競爭與全要素生產率

表3為基準回歸結果。 列（1）報告了單變量回歸結果， 由于市場競爭HHI為反向指標， 因而不難發(fā)現市場競爭與全要素生產率之間存在著正向關系。 列（2）為加入控制變量以后的回歸結果， 可以發(fā)現市場競爭對于全要素生產率的影響系數值下降， 但是系數符號與顯著性水平并未發(fā)生變化， 因而， 可以認為市場競爭確實能夠提升企業(yè)全要素生產率。 為了保證結論的準確性， 本文借鑒簡澤等[9] 的方法， 將市場競爭滯后一期進行檢驗。 列（3）報告了市場競爭滯后一期檢驗的回歸結果， 發(fā)現市場競爭與全要素生產率的主要系數與顯著性水平均未發(fā)生變化， 進一步證明了市場競爭確實能夠提高企業(yè)的全要素生產率。 H1得到驗證。

（三）市場競爭與全要素生產率分布

表4列示了市場競爭與全要素生產率分布的分位數回歸結果。 可以發(fā)現市場競爭對于全要素生產率的影響并不是線性的。 對于0.05分位以下的低生產率企業(yè)， 市場競爭對其全要素生產率影響系數為負， 且數值最大， 說明低生產率企業(yè)受到市場競爭所帶來的威脅， 為了避免被市場所淘汰， 會更有動力去提高公司治理水平、技術創(chuàng)新能力， 從而提升企業(yè)的全要素生產率。 與此同時， 對于高生產率企業(yè)， 即處于0.95分位以上的企業(yè)， 市場競爭則會負向影響全要素生產率， 這意味著， 大量競爭的引入破壞了高生產率企業(yè)技術創(chuàng)新所帶來的壟斷收益， 并且由于大量模仿者和模仿產品的出現， 進一步削弱了管理層提高全要素生產率的動力， 表現出“熊彼特效應”。 此外， 從整體趨勢進行分析不難發(fā)現， 隨著全要素生產率的提高， 市場競爭對于全要素生產率的影響系數在逐步減小， 意味著市場競爭與全要素生產率間存在著替代作用， 提高全要素生產率確實能夠提升企業(yè)的核心競爭力， 強化企業(yè)的競爭優(yōu)勢， 從而應對市場上存在的競爭風險。 H2a得到驗證。

（四）穩(wěn)健性測試

1. 替換TFP的度量方式。 本文分別采用OP算法和ACF算法計算的全要素生產率替代LP算法計算的全要素生產率進行穩(wěn)健性測試。 表5報告了采用OP算法與ACF算法的全要素生產率回歸結果， 可以發(fā)現無論是OP算法還是ACF算法， 市場競爭仍然是正向影響全要素生產率， 即市場競爭越激烈， 越能提高企業(yè)全要素生產率， 與前文的回歸結果一致， 通過了穩(wěn)健性測試。

2. 改變重復抽樣次數。 本文為了保證研究結論的準確性， 將重復抽樣次數進一步擴大到500次。 表6則報告了更改抽樣次數后的結果， 可以發(fā)現在更改了重復抽樣次數后， 雖然主要系數的t值有所下降， 但是顯著性水平與前文相比并未發(fā)生較大改變， 整體趨勢仍然相同， 通過了穩(wěn)健性測試。

3. 根據全要素生產率斂散性判斷。 若H2a成立， 那么對于整個行業(yè)的全要素生產率而言， 隨著市場競爭程度的逐步提高， 全要素生產率的波動會變得更為平緩， 尤其是對于行業(yè)內全要素生產率的最大值與最小值而言， 市場競爭有著截然不同的影響， 因而從經濟學收斂分析的視角來看， 若H2a成立， 那么市場競爭勢必會降低行業(yè)內全要素生產率的離散程度， 使全要素生產率分布趨于收斂。 因而， 本文借鑒郭小年等[19] 對于企業(yè)生產率離散程度的度量方式， 用行業(yè)內企業(yè)TFP的標準差來度量全要素生產率離散程度。 具體而言， 計算方式如下： 根據行業(yè)、年份類別， 計算每個行業(yè)內企業(yè)全要素生產率的標準差。 表7報告了市場競爭與全要素生產率離散程度的回歸結果， 可以發(fā)現無論是單變量結果還是多變量結果， 市場競爭均能降低行業(yè)內全要素生產率的離散程度， 使得全要素生產率的分布趨于收斂。 因而， 從經濟后果分析， 市場競爭對于不同生產率企業(yè)的影響是不同的， 對于高生產率企業(yè)， 市場競爭會負向影響全要素生產率， 對于低生產率的企業(yè)則表現為促進作用， 因而使得行業(yè)內全要素生產率分布趨于收斂， 同樣通過了穩(wěn)健性測試。

五、進一步測試

（一）異質性檢驗

前文已經驗證了市場競爭對于全要素生產率分布的影響， 然而， 除了企業(yè)全要素生產率自身高低的影響， 是否仍會有其他因素干擾市場競爭對全要素生產率的影響呢？ 眾多學者對此進行了探索與研究， 認為產權性質與市場化程度可能是干擾市場競爭與全要素生產率關系的重要因素[2，10] 。 因而， 本文根據企業(yè)產權性質與市場化程度進行了分組檢驗， 結果如表8所示。

表8反映了分組檢驗的結果。 不難發(fā)現， 一方面， 市場競爭對于民營企業(yè)的全要素生產率有顯著促進作用， 而對國有企業(yè)的促進作用不明顯。 這很可能是由于國有企業(yè)在發(fā)展過程中長期得到政府補助的支持并享受產業(yè)政策的傾斜， 形成了一定的資源競爭優(yōu)勢， 這種資源競爭優(yōu)勢減弱了市場競爭機制所帶來的優(yōu)勝劣汰作用， 加之過往政府對于國有企業(yè)績效要求不高， 使得部分國有企業(yè)沒有足夠動力去參與市場競爭， 提高企業(yè)全要素生產率。 相對而言， 民營企業(yè)較難得到政府補助與政策傾斜， 因而， 市場競爭所帶來的選擇機制可能更為明顯， 進而促進民營企業(yè)全要素生產率的提升。 另一方面， 市場競爭對于全要素生產率的影響在市場化程度低的地區(qū)更為顯著， 本文認為這可能是因為在市場化程度較低的地區(qū)， 政府干預更為嚴重， 金融體系不完善， 產權保護不到位， 許多企業(yè)謀求與政府建立聯系， 進行“尋租”， 這時市場競爭機制的引入能夠帶來一定的糾偏效應， 通過產品優(yōu)勝劣汰充分發(fā)揮市場選擇作用， 促進行業(yè)公平發(fā)展， 進而增強企業(yè)提升全要素生產率的積極性， 幫助企業(yè)實現高質量發(fā)展。

（二）機制檢驗

市場競爭會如何影響企業(yè)的全要素生產率呢？基于理論分析， 不難發(fā)現市場競爭的優(yōu)勝劣汰機制很可能是提高企業(yè)全要素生產率的重要路徑。 具體而言， 一方面， 激烈的市場競爭會迫使企業(yè)不斷加大研發(fā)投入， 提高技術創(chuàng)新水平。 為了避免被市場淘汰， 企業(yè)會通過提高自主研發(fā)能力來提升產品核心競爭力和企業(yè)創(chuàng)新水平， 從而達到提高全要素生產率的目的。 另一方面， 激烈的市場競爭同樣也會迫使企業(yè)將有限的資源投放到更有效率的項目中去， 校正企業(yè)的非效率投資行為， 重置企業(yè)內的資源配置關系， 優(yōu)化資源分配結構， 從而達到提升全要素生產率的目的。 因而， 基于上述分析， 本文認為“技術創(chuàng)新水平”與“非效率投資行為”很可能是市場競爭影響企業(yè)全要素生產率的重要機制， 故借鑒溫忠麟、葉寶娟[20] 的中介效應模型進行檢驗， 設計了如下模型來驗證“市場競爭——技術創(chuàng)新——全要素生產率”與“市場競爭——非效率投資——全要素生產率”間的中介關系：

其中， RD為企業(yè)技術創(chuàng)新水平， 采用“研發(fā)投入/總資產”進行衡量， 該值越大表明企業(yè)技術創(chuàng)新水平越高。 此外， 本文借鑒方紅星、金玉娜[21] 的研究成果， 運用Richardson模型計算得到的殘差絕對值來衡量公司非效率投資水平Invest， 該值越大表明公司的非效率投資越嚴重。

表9報告了機制檢驗的結果。 表9列（1）、（2）、（3）反映了“市場競爭——技術創(chuàng)新——全要素生產率”的中介效應檢驗結果， 不難發(fā)現， 市場競爭與企業(yè)技術創(chuàng)新水平的系數為負， 且在5%的水平上顯著， 表明激烈的市場競爭的確會提高企業(yè)的技術創(chuàng)新水平， 并且當把技術創(chuàng)新水平加入回歸后， 市場競爭HHI不再顯著， 根據中介效應檢驗原理， 可以認為技術創(chuàng)新水平在市場競爭程度與全要素生產率之間起到完全中介作用。 列（1）、（4）、（5）則反映了“市場競爭——非效率投資——全要素生產率”的中介效應檢驗結果， 可以發(fā)現市場競爭與非效率投資水平的系數為正， 且在1%的水平上顯著， 表明市場競爭能夠在一定程度上校正企業(yè)的非效率投資行為， 通過外部競爭威脅迫使企業(yè)將有限的資源投放到更有效率的項目中去， 并且在將非效率投資水平加入回歸后， 市場競爭與全要素生產率的系數從-0.083變?yōu)?0.060， 顯著性水平也有所下降。 根據中介效應檢驗原理， 可以認為非效率投資在市場競爭與全要素生產率的關系中起到部分中介作用。 此外， 本文為了保證研究結論的穩(wěn)健性， 同樣對二者進行了Sobel檢驗， 結果均通過了Sobel檢驗， 由此可以認為“技術創(chuàng)新”與“非效率投資”是市場競爭影響企業(yè)全要素生產率的重要渠道。

六、研究結論與政策建議

如何有效提高企業(yè)全要素生產率， 實現企業(yè)高質量發(fā)展一直是政府和學術界都重點關注與研究的問題。 隨著我國改革開放進入新時代， 市場體系建設越來越健全， 競爭環(huán)境也越來越多元， 潛在的競爭者和競爭產品也越來越多， 因而， 從市場競爭的角度出發(fā)研究其對于上市公司全要素生產率的影響有著十分重要的理論與現實意義。

本文以2008 ～ 2018年我國A股上市公司為樣本， 實證檢驗了市場競爭對于企業(yè)全要素生產率的影響， 發(fā)現： 第一， 市場競爭與企業(yè)全要素生產率正相關， 適當提高市場競爭程度能夠達到提升全要素生產率的目的。 第二， 市場競爭對企業(yè)全要素生產率的影響并不是同質的。 相較而言， 對于低生產率企業(yè)， 市場競爭會促進全要素生產率的提高， 然而對于生產率極高的企業(yè)， 市場競爭反而會抑制該類企業(yè)的全要素生產率提升。 此外， 從整體趨勢分析， 市場競爭對于全要素生產率的影響會隨著全要素生產率的提高而逐步下降。 第三， 異質性檢驗結果表明， 市場競爭對于民營企業(yè)與低市場化程度地區(qū)的企業(yè)全要素生產率提升作用更為明顯， 進一步驗證了產權性質與市場化程度是影響該過程的重要因子。 第四， 機制檢驗的結果說明， “技術創(chuàng)新”與“非效率投資”是市場競爭影響全要素生產率的重要渠道。

本文根據研究結論提出如下政策建議： 第一， 政府應當繼續(xù)放寬市場準入標準， 簡化市場審批手續(xù)， 進一步提高市場競爭程度， 并充分利用市場競爭所帶來的優(yōu)勝劣汰機制促進行業(yè)資源配置效率與企業(yè)治理水平的提高， 從而有效提升企業(yè)全要素生產率。 第二， 政府在增強市場競爭的同時， 更要關注對于知識產權與創(chuàng)新環(huán)境的保護， 謹防市場新進入者通過高仿產品和偽劣產品破壞市場秩序， 打擊高生產率企業(yè)的創(chuàng)新積極性。 第三， 政府在推動市場建設的同時， 要關注產權性質對全要素生產率的影響， 適當或合理降低對國有企業(yè)的政府干預程度， 強化市場選擇機制對于國有企業(yè)的促進效應， 在低市場化程度地區(qū)進一步發(fā)揮市場競爭的優(yōu)勝劣汰作用， 從而推動企業(yè)全要素生產率的提高。 第四， 企業(yè)在提高全要素生產率的同時， 更應該關注“技術創(chuàng)新”與“非效率投資”對企業(yè)的影響， 通過提高技術創(chuàng)新水平與減少非效率投資行為， 提升企業(yè)全要素生產率。

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