戰(zhàn)略差異、融資約束與資源型企業(yè)全要素生產(chǎn)率

鄭明貴　陶思敏　劉麗珍　彭群婷

【摘 要】 文章基于戰(zhàn)略管理理論與資源基礎(chǔ)理論，利用2010—2021年滬深A(yù)股上市資源型企業(yè)數(shù)據(jù)，對戰(zhàn)略差異與資源型企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系進行了實證分析，同時考察了融資約束的中介效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：戰(zhàn)略差異與資源型企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在非線性關(guān)系，隨著戰(zhàn)略差異的增加，全要素生產(chǎn)率先上升后下降，尤其在國有企業(yè)、資源開采企業(yè)以及衰退期資源型企業(yè)中更為顯著。同時，融資約束起到部分非線性中介作用，合理的戰(zhàn)略差異能緩解資源型企業(yè)融資約束，進而提高全要素生產(chǎn)率；激進的戰(zhàn)略差異會加劇融資約束，進而降低全要素生產(chǎn)率。研究結(jié)果豐富了資源型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的相關(guān)研究，能在一定程度上為資源型企業(yè)提高全要素生產(chǎn)率提供有益的理論指導(dǎo)和經(jīng)驗證據(jù)。

【關(guān)鍵詞】 戰(zhàn)略差異； 資源型企業(yè)； 全要素生產(chǎn)率； 融資約束； 非線性中介

【中圖分類號】 F406.7? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2024）05-0053-09

一、引言

黨的二十大報告指出，提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率是實現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵。作為經(jīng)濟增長新動力，全要素生產(chǎn)率不僅能衡量企業(yè)技術(shù)進步，還能反映物質(zhì)生產(chǎn)的知識水平、管理效率、制度環(huán)境、資源配置效率等難以觀測的重要信息[1]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)通常從內(nèi)外部兩方面探尋影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的因素。外部影響主要來自政府的干預(yù)和市場環(huán)境的變化，包括減稅降費、政府補助、營商環(huán)境以及要素市場扭曲等；內(nèi)部影響主要來自企業(yè)自身能力和管理體制，包括技術(shù)創(chuàng)新能力、內(nèi)部控制水平、激勵機制、金融化水平以及股權(quán)結(jié)構(gòu)等。戰(zhàn)略管理理論指出，企業(yè)戰(zhàn)略是從整體上對資源配置和未來發(fā)展做出的規(guī)劃，戰(zhàn)略的優(yōu)劣影響企業(yè)的發(fā)展軌跡，但鮮有文獻(xiàn)從企業(yè)戰(zhàn)略方面研究全要素生產(chǎn)率。

差異化是獲取市場競爭優(yōu)勢和高績效的重要途徑[2]。根據(jù)資源基礎(chǔ)理論，在激烈且不確定的競爭環(huán)境中，企業(yè)需要通過擁有并有效配置其他企業(yè)難以模仿的稀缺性資源來獲取和維持核心競爭優(yōu)勢。戰(zhàn)略差異便是通過差異化的資源配置結(jié)構(gòu)獲取競爭能力，有助于激發(fā)創(chuàng)新潛能，增強革新動力[3]，使企業(yè)獲得獨特的競爭地位，甚至形成壟斷。但與此同時，戰(zhàn)略差異會引起信息不對稱[4]，加劇企業(yè)面臨的融資約束、委托代理[5]等問題，還可能會降低企業(yè)經(jīng)營的合法性，提高經(jīng)營風(fēng)險[6]。因此，差異化戰(zhàn)略對于迫切需要轉(zhuǎn)型的資源型企業(yè)究竟是絕渡逢舟還是火上澆油？

現(xiàn)實中不存在沒有交易費用和信息摩擦的完美資本市場，幾乎所有的企業(yè)都面臨不同程度的融資約束問題[7]，極大地影響投資與經(jīng)營效率。差異化戰(zhàn)略的實施是加劇企業(yè)融資約束的重要因素之一，但在業(yè)績狀況堪憂的情況下，差異化戰(zhàn)略同樣可能通過變革激發(fā)和提升企業(yè)發(fā)展能力，實現(xiàn)危機反轉(zhuǎn)[8-9]。目前資源型企業(yè)創(chuàng)新基礎(chǔ)薄弱，市場競爭力低[10]，融資困難已成為可持續(xù)發(fā)展的最大障礙之一。政府雖制定了扶持政策鼓勵其參與市場競爭，但突破困局仍需其自身順應(yīng)經(jīng)濟發(fā)展趨勢，主動轉(zhuǎn)變發(fā)展方式，求變圖存。那么，對于資源型企業(yè)而言，適度的戰(zhàn)略差異能否提高其發(fā)展能力，同時釋放積極信號提高投資者信心，進而緩解融資約束，提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率？

為研究上述問題，本文在理論分析的基礎(chǔ)上，利用2010—2021年A股上市企業(yè)數(shù)據(jù)進行了實證檢驗。首先，將戰(zhàn)略差異納入全要素生產(chǎn)率的研究框架，發(fā)現(xiàn)戰(zhàn)略差異與全要素生產(chǎn)率存在非線性關(guān)系，豐富了資源型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的相關(guān)研究。其次，從危機反轉(zhuǎn)、信號傳遞的角度分析得出融資約束在戰(zhàn)略差異與資源型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系中起非線性中介作用，發(fā)現(xiàn)了一條新的路徑，一定程度上提高了認(rèn)知水平。最后，通過異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，戰(zhàn)略差異對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的非線性關(guān)系在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、產(chǎn)業(yè)鏈以及生命周期時存在明顯差異，為處于戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型關(guān)鍵期的資源型企業(yè)提升全要素生產(chǎn)率提供了有益的理論指導(dǎo)和經(jīng)驗證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）企業(yè)戰(zhàn)略差異與全要素生產(chǎn)率

戰(zhàn)略差異為企業(yè)戰(zhàn)略與行業(yè)常規(guī)戰(zhàn)略的偏差，具體表現(xiàn)在研發(fā)創(chuàng)新和企業(yè)各領(lǐng)域的資源分配上[11]。由于同行業(yè)的企業(yè)長期處于相同的監(jiān)督和競爭環(huán)境中，在龍頭企業(yè)的示范作用下，企業(yè)的戰(zhàn)略會趨向一致，形成行業(yè)常規(guī)戰(zhàn)略發(fā)展模式[6]。遵循行業(yè)常規(guī)發(fā)展模式雖降低了經(jīng)營風(fēng)險，但企業(yè)獲得的績效只能達(dá)到行業(yè)平均水平[12]，且企業(yè)間的競爭也會愈發(fā)激烈。為在激烈的競爭環(huán)境中脫穎而出，企業(yè)會通過合理配置自身獨特的優(yōu)勢資源，實施差異化戰(zhàn)略，在市場中搶占先機。在高質(zhì)量發(fā)展背景下，企業(yè)實施差異化戰(zhàn)略不僅為趕超同行競爭者，更是在轉(zhuǎn)型壓力和發(fā)展機遇雙重驅(qū)使下的選擇，主要表現(xiàn)為加大研發(fā)投入，根據(jù)環(huán)境變化開發(fā)新產(chǎn)品和新服務(wù)，擴大自身市場，吸引更多的外部資源。除此之外，還有企業(yè)會進行內(nèi)部革新，升級管理體系，提高企業(yè)整體運行效率等?？傊?，戰(zhàn)略差異能提升企業(yè)創(chuàng)新水平、資源配置效率和組織管理能力，結(jié)合全要素生產(chǎn)率的相關(guān)研究，技術(shù)進步與資源配置的優(yōu)化是提升全要素生產(chǎn)率的重要因素，而組織管理能力也是企業(yè)在全要素生產(chǎn)率上與同行保持差異的重要原因，故戰(zhàn)略差異有利于提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

與此同時，戰(zhàn)略差異會提高企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險。由于缺少可供借鑒的同行經(jīng)驗，企業(yè)實施差異化戰(zhàn)略會面臨許多問題，且戰(zhàn)略差異越大，這些問題越明顯。首先，行業(yè)內(nèi)部發(fā)展模式的形成依賴于法律法規(guī)和市場需求，實施差異化戰(zhàn)略會使企業(yè)的合法性與可靠性受到質(zhì)疑，不可避免地提高財務(wù)和經(jīng)營風(fēng)險[6]。其次，戰(zhàn)略差異越大，不僅企業(yè)本身存在更高的違約風(fēng)險[4]，企業(yè)與投資者之間也存在高信息不對稱，這意味著企業(yè)需要大量資金和信用背書的同時，投資者也會向其尋求風(fēng)險補償。企業(yè)在高融資成本和資金需求的雙重資金壓力下，容易引起投資不足、創(chuàng)新轉(zhuǎn)化不力等問題。最后，管理層一般情況下為企業(yè)戰(zhàn)略的決策者，而股東較少參與經(jīng)營。戰(zhàn)略差異越大的企業(yè)，管理者與股東之間的高信息不對稱會使其面臨更嚴(yán)重的委托代理問題，提高管理者自利行為的可能性，損害企業(yè)和股東利益。戰(zhàn)略差異會引起投資不足、委托代理等問題，而以往研究表明，投資效率低下，委托代理等問題是制約企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的重要因素[13]，故戰(zhàn)略差異可能會降低企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

因此，戰(zhàn)略差異對提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響并不是單一的促進或者抑制，作為基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)的資源型企業(yè)也不應(yīng)例外，故本文認(rèn)為戰(zhàn)略差異對資源型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響狀態(tài)并非單一的線性，由此提出假設(shè)1。

H1：戰(zhàn)略差異對資源型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響呈非線性。

（二）融資約束的中介效應(yīng)

資源基礎(chǔ)理論指出，企業(yè)是各種有形資源與無形資源的結(jié)合體，資金是企業(yè)最重要的資源之一。實施差異化戰(zhàn)略的企業(yè)更加注重創(chuàng)新且面臨更復(fù)雜的業(yè)務(wù)范疇，創(chuàng)新投入、市場開拓和經(jīng)營成本的增加使企業(yè)有較高的資金需求[14]，加之信息不對稱和違約風(fēng)險的提升使投資者要求較高的投資回報率，企業(yè)會面臨較高的融資約束問題。但對于資源型企業(yè)而言，本文認(rèn)為戰(zhàn)略差異對融資約束的影響有其特殊性，這是由其本身發(fā)展?fàn)顩r和發(fā)展價值決定的。首先，資源型企業(yè)面臨發(fā)展困境。資源型企業(yè)面臨資源過度消耗、效益低下、技術(shù)水平低下、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一、產(chǎn)品同質(zhì)化嚴(yán)重、路徑依賴等問題[15]，其發(fā)展模式已不適合當(dāng)前形勢。其次，資源型企業(yè)具有高發(fā)展價值且有政府扶持。資源型企業(yè)是國民經(jīng)濟的重要組成部分，對國民經(jīng)濟的發(fā)展有著重要作用，且全球資源的匱乏使其本身具有較高的發(fā)展空間和投資價值，政府也會通過研發(fā)資助和稅收優(yōu)惠等方式支持幫助其進行戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型，提高競爭能力和可持續(xù)發(fā)展能力。實施差異化戰(zhàn)略雖存在風(fēng)險，但可以激發(fā)資源型企業(yè)所缺乏的創(chuàng)新活力，提高其生存和發(fā)展能力，扭轉(zhuǎn)發(fā)展危局[8]，同時向外釋放求變圖存的積極信號，提高投資者信心。另外，在政策的支持下，企業(yè)不僅能獲得政府資金，還能獲得政府的“信用背書”，吸引更多外部投資者，加速破解融資困境。故戰(zhàn)略差異與企業(yè)融資約束的關(guān)系并非單純的線性，而是非線性關(guān)系。

現(xiàn)有關(guān)于融資約束的研究，大多認(rèn)為融資約束抑制了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。融資約束是制約企業(yè)資本配置和生產(chǎn)最優(yōu)的關(guān)鍵因素，易引起資本錯配[16]，影響企業(yè)進行研發(fā)和創(chuàng)新活動，對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)面影響。資源型企業(yè)規(guī)模大、投資大、周期長、資產(chǎn)專用性強、設(shè)備大型化等鮮明的生產(chǎn)特征決定了資源型企業(yè)的要素配置偏向資本[15]，是典型的資本密集型企業(yè)。高融資約束不僅會破壞其資金周轉(zhuǎn)能力，還很可能造成企業(yè)在研發(fā)創(chuàng)新和人才引進等方面投入的壓縮，甚至影響項目的正常運轉(zhuǎn)。因此，根據(jù)已有研究，本文認(rèn)為融資約束會降低資源型企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

結(jié)合上述分析，本文認(rèn)為，戰(zhàn)略差異會通過融資約束影響資源型企業(yè)全要素生產(chǎn)率，融資約束在其中起到部分非線性中介作用，由此提出假設(shè)2。

H2：融資約束在戰(zhàn)略差異對資源型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響中起非線性中介作用。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文依據(jù)證監(jiān)會2019年行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，選擇2010—2021年滬深A(yù)股上市的資源型企業(yè)為研究樣本，包括開采洗選類和加工類的12個行業(yè)，如表1所示。剔除了樣本期內(nèi)ST類、*ST類與核心變量嚴(yán)重缺失的企業(yè)后，得到了5 197個觀測值，由于非金屬礦采選業(yè)的企業(yè)數(shù)量少且與變量相關(guān)的數(shù)據(jù)存在較多缺失，處理后的樣本并不包含非金屬礦采選業(yè)的企業(yè)。其中數(shù)據(jù)的主要來源為國泰安數(shù)據(jù)庫，部分缺失數(shù)據(jù)由手工查閱企業(yè)年報獲得。此外，為消除極端值可能對實證結(jié)果準(zhǔn)確性帶來的不利影響，本文對連續(xù)變量在上下1%處進行了縮尾處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量：全要素生產(chǎn)率

由于LP法能一定程度上減少OP法產(chǎn)生樣本遺漏問題，本文借鑒黃鍵斌等[17]的做法，選用LP法計算全要素生產(chǎn)率，由TFP表示，TFP越大，說明企業(yè)全要素生產(chǎn)率越大，反之越小。其中產(chǎn)出的代理變量為營業(yè)總收入，資本投入的代理變量為固定資產(chǎn)凈額，勞動投入的代理變量為應(yīng)付職工薪酬，中間投入的代理變量由營業(yè)成本、銷售費用、管理費用、財務(wù)費用之和減去固定資產(chǎn)折舊、支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金構(gòu)成。

2.解釋變量：企業(yè)戰(zhàn)略差異

本文借鑒Tang et al.[3]的研究，從企業(yè)資源配比的角度切入，通過以下六個維度的綜合表現(xiàn)衡量企業(yè)戰(zhàn)略差異：（1）創(chuàng)新研發(fā)程度（無形資產(chǎn)凈額/主營業(yè)務(wù)收入的總額）；（2）宣傳投入程度（銷售費用/主營業(yè)務(wù)收入總額）；（3）資本密集程度（固定資產(chǎn)總額/主營業(yè)務(wù)收入總額）；（4）固定資產(chǎn)更新程度（固定資產(chǎn)凈額/固定資產(chǎn)原值）；（5）管理投入程度（管理費用總額/主營業(yè)務(wù)收入總額）；（6）財務(wù)杠桿（（長短期借款+應(yīng)付債券）/權(quán)益賬面價值）。在此基礎(chǔ)上，每個維度值分年份和行業(yè)進行標(biāo)準(zhǔn)化處理（同年的每個維度值減去行業(yè)均值后除以該維度值的標(biāo)準(zhǔn)差，最后取絕對值）后取同年六個維度的算術(shù)平均值作為戰(zhàn)略差異指標(biāo)，用DS表示。DS值越大，表明企業(yè)的戰(zhàn)略差異越大；反之越小。

3.中介變量：融資約束

本文借鑒Hadlock[18]的做法，選擇只包含企業(yè)外部特征的SA指數(shù)的絕對值衡量企業(yè)面臨的融資約束程度。SA指數(shù)由企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡構(gòu)成，計算方式為：SA=-0.737Size+0.043Size2-0.04Age。SA數(shù)值均為負(fù)，且SA指數(shù)絕對值越大，企業(yè)面臨的融資約束越嚴(yán)重。

4.控制變量

本文參考已有相關(guān)文獻(xiàn)，控制了賬面市值比（BM）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）、兩職合一（Dual）、股權(quán)制衡（Mixrate）、獨立董事占比（Rind）、企業(yè)成長性（Growth）、凈資產(chǎn)收益率（Roe）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、現(xiàn)金比率（Cash）這9個可能影響全要素生產(chǎn)率的特征變量；此外，還控制了時間（Year）、行業(yè)（Industry）、個體（Id）變量。

變量定義如表2所示。

（三）模型構(gòu)建

1.直接效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ?/p>

借鑒溫忠麟等[19]的做法，以全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量，建立直接效應(yīng)模型如下所示，用于檢驗戰(zhàn)略差異能否影響全要素生產(chǎn)率，影響效果是否呈非線性。

其中：i，t分別表示企業(yè)和年份；TFP為企業(yè)全要素生產(chǎn)率；DS為企業(yè)戰(zhàn)略差異，其他控制變量見表2。α0為常數(shù)項，α1，α2，α3，…，α11為待估變量的回歸系數(shù)，εi，t為隨機誤差項。若DS2的系數(shù)α1顯著為負(fù)，則H1成立。

2.中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ?/p>

借鑒溫忠麟等[19]的做法，構(gòu)建融資約束的中介效應(yīng)模型，如下所示：

其中：β0與γ0為常數(shù)項，β1，β2，β3，…，β11和γ1，γ2，γ3，…，γ12為待估變量的回歸系數(shù)；SA為中介變量，表示融資約束。在α2顯著的基礎(chǔ)上，若模型中β2、γ2和γ3顯著，說明存在部分中介效應(yīng)，若β2和γ2顯著，γ3不顯著，說明存在完全中介效應(yīng)。此外，在中介效應(yīng)存在的情況下，若β2×γ3與γ2同號，則是中介效應(yīng)，若β2×γ3與γ2異號，則是遮掩效應(yīng)。以上可用于檢驗H2。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

描述性統(tǒng)計結(jié)果如表3所示，全要素生產(chǎn)率（TFP）的均值為14.808，中位數(shù)為14.715，表明數(shù)據(jù)無明顯偏態(tài)，大致符合正態(tài)分布。戰(zhàn)略差異（DS）的均值和標(biāo)準(zhǔn)差為0.663和0.326，且最小值和最大值分別為0.192和1.880，說明資源型企業(yè)在差異化戰(zhàn)略的實施程度上存在較大差異；融資約束（SA）的標(biāo)準(zhǔn)差為0.261，均值為3.761，最大值為4.409，最小值為2.928，說明資源型上市企業(yè)之間面臨的融資約束普遍較為嚴(yán)重。其他控制變量的離散程度均較為理想，說明本文所選的樣本數(shù)據(jù)具有較好的代表性。

另外，本文對資源型企業(yè)每年的全要素生產(chǎn)率和融資約束進行了統(tǒng)計分析，如表4所示。2010—2021年，資源型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的年均增長率為0.209%，表明資源型企業(yè)發(fā)展緩慢，競爭力嚴(yán)重不足，急需轉(zhuǎn)變發(fā)展方式，激發(fā)創(chuàng)新活力。融資約束由2010年的3.565增至2021年的3.922，呈逐年上升趨勢，年平均增長率為0.875%，表明資源型企業(yè)普遍面臨融資約束問題，且存在繼續(xù)上升的趨勢。

（二）相關(guān)性分析

各變量的Pearson相關(guān)性檢驗結(jié)果如表5所示。戰(zhàn)略差異（DS）與全要素生產(chǎn)率（TFP）的相關(guān)系數(shù)為-0.143，且在1%水平上顯著，初步表明戰(zhàn)略差異對資源型企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在負(fù)向影響，為下文探究戰(zhàn)略差異與全要素生產(chǎn)率的非線性關(guān)系奠定了基礎(chǔ)。解釋變量與控制變量之間的相關(guān)系數(shù)均較低，且通過多重共線性檢驗，得到各變量的方差膨脹因子（VIF）均小于3，均值為1.31，說明模型中所包含的解釋變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

（三）回歸分析

本文研究中使用的是Stata計量軟件，全文除內(nèi)生性檢驗外，均采用面板回歸命令xtreg進行固定效應(yīng)回歸檢驗。

1.戰(zhàn)略差異與全要素生產(chǎn)率

為了檢驗戰(zhàn)略差異對資源型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，本文對模型1進行了回歸，回歸結(jié)果如表6列（1）所示，戰(zhàn)略差異（DS）與全要素生產(chǎn)率（TFP）的回歸系數(shù)為0.362，且在1%水平上顯著，表明戰(zhàn)略差異能影響資源型企業(yè)全要素生產(chǎn)率；戰(zhàn)略差異的二次項（DS2）與全要素生產(chǎn)率（TFP）的回歸系數(shù)為-0.297，且在1%水平上顯著，進一步證明戰(zhàn)略差異對資源型全要素生產(chǎn)率的影響呈先正向后負(fù)向的非線性狀態(tài)，驗證了H1成立。

2.融資約束的中介效應(yīng)

為檢驗融資約束在戰(zhàn)略差異對資源型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響中是否起到中介作用，本文對模型2與模型3進行了回歸，回歸結(jié)果如表6列（2）和列（3）所示。模型2中戰(zhàn)略差異二次項（DS2）與融資約束（SA）的回歸系數(shù)β2為正，且在5%水平上顯著，說明戰(zhàn)略差異能影響資源型企業(yè)全要素生產(chǎn)率，且影響效果呈先緩解后加劇的非線性狀態(tài)。模型3中融資約束（SA）與全要素生產(chǎn)率（TFP）的回歸系數(shù)γ3顯著為負(fù)，戰(zhàn)略差異二次項（DS2）與融資約束（SA）的回歸系數(shù)γ2顯著為正，且β2×γ3與λ2同號，表明戰(zhàn)略差異與融資約束存在非線性關(guān)系，且能夠通過融資約束影響全要素生產(chǎn)率，故融資約束起到部分非線性中介作用，驗證了H2成立。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性檢驗

由于模型可能存在內(nèi)生性問題影響實證結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文選用滯后一期的戰(zhàn)略差異作為工具變量（IV）[20]，使用兩階段最小二乘法（2SLS）對式1—式3進行重新估計，估計結(jié)果如表6的列（4）—列（6）所示，回歸結(jié)果的顯著性無明顯變化，說明在剔除部分內(nèi)生性后，H1與H2依然得證。

2.更換變量的度量方法

為排除變量設(shè)定誤差可能對實證結(jié)果準(zhǔn)確性的影響，替換相關(guān)變量，對模型1—模型3重新進行回歸，觀察回歸結(jié)果顯著性是否發(fā)生改變。首先，借鑒李振洋等[21]的做法，使用后ACF對LP法進行修正，重新估計全要素生產(chǎn)率；其次，參考馬忠等[22]的研究，選用KZ指數(shù)替換SA指數(shù)，重新度量融資約束；最后，借鑒王化成等[4]的做法，剔除創(chuàng)新研發(fā)程度和宣傳投入程度兩個維度，使用剩余四個維度值重新計算戰(zhàn)略差異，用DS2表示；顯著性均未發(fā)生明顯變化，表明本文實證結(jié)果具有穩(wěn)健性。由于篇幅限制，回歸結(jié)果未列示，備索。

（五）異質(zhì)性分析

1.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)有自身天然的優(yōu)勢，國有企業(yè)能獲得政府更多政策、資源和關(guān)鍵技術(shù)支持，具有較高的風(fēng)險承擔(dān)能力，市場競爭壓力較小，經(jīng)營的穩(wěn)定性較高，而非國有企業(yè)在經(jīng)營決策和管理方面相對較為靈活[23]，資源的配置與利用更加高效，故戰(zhàn)略差異對兩者全要素生產(chǎn)率的影響效果可能存在差異。本文根據(jù)資源型企業(yè)的控股股東將其分為國有企業(yè)與非國有企業(yè)，回歸結(jié)果如表7列（1）與列（2）所示。戰(zhàn)略差異（DS）及其二次項（DS2）的系數(shù)均在1%水平上顯著，但非國有企業(yè)的系數(shù)絕對值略高于國有企業(yè)，表明戰(zhàn)略差異對非國有資源型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響略大于國有資源型企業(yè)。

2.產(chǎn)業(yè)鏈

戰(zhàn)略差異會通過創(chuàng)新發(fā)揮效用，不同產(chǎn)業(yè)鏈位置的資源型企業(yè)在創(chuàng)新水平、要素結(jié)構(gòu)等方面有所差異，資源開采部門通常存在長期依賴自然資源而忽視知識積累和技術(shù)進步的現(xiàn)象，對創(chuàng)新具有擠出效應(yīng)，導(dǎo)致創(chuàng)新基礎(chǔ)薄弱，而資源加工部門，尤其是精細(xì)加工企業(yè)創(chuàng)新水平相對較高，因此資源開采企業(yè)與資源加工企業(yè)實施差異化戰(zhàn)略對全要素生產(chǎn)率的影響可能存在差異。由此，從產(chǎn)業(yè)鏈角度出發(fā)，根據(jù)行業(yè)類型將開采業(yè)（B06-B10）劃為產(chǎn)業(yè)鏈前端資源型企業(yè)，將加工業(yè)（C25、C26、C30-C33、D44）劃為產(chǎn)業(yè)鏈后端資源型企業(yè)。回歸結(jié)果如表7列（3）與列（4）所示，資源開采企業(yè)與資源加工企業(yè)戰(zhàn)略差異二次項系數(shù)分別為-0.771與-0.239，均在1%水平上顯著為負(fù)，表明無論是資源開采企業(yè)還是資源加工企業(yè)，戰(zhàn)略差異均能對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生非線性影響，但相比于資源加工企業(yè)，戰(zhàn)略差異對創(chuàng)新基礎(chǔ)更為薄弱的資源開采企業(yè)的影響更大。

3.生命周期

企業(yè)的盈利能力、經(jīng)營狀況和資源配置效率等在不同的生命周期會表現(xiàn)出不同的特點，這些都會不同程度地影響戰(zhàn)略差異的實施效果。成長期的企業(yè)盈利能力較弱，為了生存和發(fā)展，通常有較強的創(chuàng)新意愿[24]，但也存在規(guī)模小、市場和社會資源缺乏、風(fēng)險承擔(dān)能力弱等問題[25]，戰(zhàn)略差異的實施可能會進一步發(fā)揮其競爭優(yōu)勢進而提高競爭能力，也可能會帶來超出其可承擔(dān)范圍的風(fēng)險；成熟期的企業(yè)在經(jīng)營與管理方面已形成一套完整的體系，擁有良好的經(jīng)營狀況和穩(wěn)定的現(xiàn)金流[26]，此時實施差異化戰(zhàn)略在短期內(nèi)對提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率邊際效用相對較低；衰退期普遍存在技術(shù)落后與經(jīng)營固化的問題[27]，合適的戰(zhàn)略差異有助于其尋找新的利潤增長點，突破發(fā)展困境，重新獲取競爭優(yōu)勢，提升全要素生產(chǎn)率。參考唐松等[28]的研究，本文綜合分析企業(yè)在經(jīng)營現(xiàn)金流、投資現(xiàn)金流和籌資現(xiàn)金流三個部分的表現(xiàn)以判斷企業(yè)所處的生命周期階段，回歸結(jié)果如表7列（5）—列（7）所示。衰退期企業(yè)戰(zhàn)略差異及其二次項對全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)絕對值分別達(dá)到0.986和0.551，均遠(yuǎn)高于成長期和成熟期企業(yè)，說明戰(zhàn)略差異對衰退期資源型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響遠(yuǎn)大于成長期和成熟期的資源型企業(yè)。

五、結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

本文基于資源型企業(yè)普遍面臨的高質(zhì)量發(fā)展問題，將戰(zhàn)略差異納入研究框架，構(gòu)建了戰(zhàn)略差異對資源型企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的理論模型并進行了細(xì)致檢驗，同時考察了融資約束的非線性中介作用，并對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、處于產(chǎn)業(yè)鏈不同位置以及不同生命周期階段的企業(yè)進行了異質(zhì)性探討，進一步拓展了研究框架，對厘清戰(zhàn)略差異對資源型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響具有重要的理論價值與實踐意義。研究發(fā)現(xiàn)：（1）戰(zhàn)略差異對資源型企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)先正向后負(fù)向的非線性影響。（2）融資約束在戰(zhàn)略差異與資源型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系中起非線性中介作用，即隨著戰(zhàn)略差異的增大，資源型企業(yè)面臨的融資約束先緩解后加劇，進而使全要素生產(chǎn)率先上升后下降。（3）在非國有、產(chǎn)業(yè)鏈前端以及衰退期資源型企業(yè)中，戰(zhàn)略差異對全要素生產(chǎn)率的影響更大。

（二）啟示

根據(jù)本文研究結(jié)論，得到以下主要啟示：（1）戰(zhàn)略差異可能會給資源型企業(yè)帶來不良經(jīng)濟后果，也可能會提高其競爭與發(fā)展能力，使其突破發(fā)展困境，實現(xiàn)危機反轉(zhuǎn)。適度的戰(zhàn)略差異有利于提升資源型企業(yè)全要素生產(chǎn)率，而過度的戰(zhàn)略差異則會降低全要素生產(chǎn)率。因此，資源型企業(yè)應(yīng)優(yōu)化差異化戰(zhàn)略，盤活創(chuàng)新活力，以實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。同時應(yīng)警惕戰(zhàn)略差異可能帶來的潛在風(fēng)險，在順應(yīng)國家政策和遵循行業(yè)法規(guī)的基礎(chǔ)上理性評估自身綜合實力。另外，在差異化戰(zhàn)略實施過程中，應(yīng)注意監(jiān)測和分析所可能帶來的影響，并適時調(diào)整戰(zhàn)略差異度。（2）資源型企業(yè)實施戰(zhàn)略差異能向外界傳遞求變圖存的積極信號。資源型企業(yè)實施合理的差異化戰(zhàn)略能通過緩解融資約束進而提高全要素生產(chǎn)率，而激進的差異化戰(zhàn)略能通過加劇融資約束進而降低全要素生產(chǎn)率。因此，在實施差異化戰(zhàn)略過程中應(yīng)加強信息的收集、分析和披露，加強與利益相關(guān)者的溝通交流，降低信息不對稱，進而獲取更多的外部資源。（3）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、所處的產(chǎn)業(yè)鏈位置和生命周期會影響資源型企業(yè)戰(zhàn)略差異與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，在進行戰(zhàn)略決策時，應(yīng)充分考慮企業(yè)自身的經(jīng)營現(xiàn)狀和特點。國有企業(yè)雖風(fēng)險承擔(dān)能力較高，但在資源配置效率方面有所欠缺，非國有企業(yè)則與之相反。因此，國有資源型企業(yè)實施差異化戰(zhàn)略應(yīng)該注重提高資源配置效率，簡化程序，提高靈活度，而非國有企業(yè)應(yīng)加強對風(fēng)險的管控。戰(zhàn)略差異通過創(chuàng)新獲取競爭優(yōu)勢，相比處于產(chǎn)業(yè)鏈后端的資源加工企業(yè)，處于產(chǎn)業(yè)鏈前端的資源開采企業(yè)資源依賴度更高，創(chuàng)新基礎(chǔ)更薄弱，實施差異化戰(zhàn)略對全要素生產(chǎn)率的提升作用更為明顯。因此，資源開采企業(yè)更應(yīng)注重戰(zhàn)略差異化，挖掘自身優(yōu)勢和潛能，不斷提高勘探開采、企業(yè)管理等能力。相比于成長期和成熟期的資源型企業(yè)，衰退期的資源型企業(yè)處于發(fā)展低谷，更需尋找新的利潤增長點，而實施差異化戰(zhàn)略在提升全要素生產(chǎn)率方面表現(xiàn)更好。因此，處于衰退期的資源型企業(yè)更應(yīng)充分考慮戰(zhàn)略差異帶來的可能性，積極求變才能實現(xiàn)觸底反彈。（4）政府和投資者在做投資決策時應(yīng)充分考慮資源型企業(yè)的發(fā)展前景和展現(xiàn)變革的決心，用前瞻性的眼光看待資源型企業(yè)的差異化戰(zhàn)略，優(yōu)化投資發(fā)展環(huán)境，實現(xiàn)資源型企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

【參考文獻(xiàn)】

［1］ 魯曉東，連玉君.中國工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率估計：1999—2007［J］.經(jīng)濟學(xué)（季刊），2012，11（2）：541-558.

［2］ PORTER，MICHAEL E.Competitive strategy［M］.New York：Free Press，1980.

［3］ TANG J，ROWE W G.Dominant CEO，deviant strategy，and extreme performance：the moderating role of a powerful board［J］.Journal of Management Studies，2011，28（4）：1479-1503．

［4］ 王化成，侯粲然，劉歡.戰(zhàn)略定位差異、業(yè)績期望差距與企業(yè)違約風(fēng)險［J］.南開管理評論，2019，22（4）：4-19.

［5］ 葉康濤，劉行.公司避稅活動與內(nèi)部代理成本［J］.金融研究，2014（9）：158-176.

［6］ DIMAGGIO P J，POWELL W W.The iron cage revisited institutional isomorphism and collective rationality in organizational fields ［J］.American Sociological Review，1983，48（2）：147-160.

［7］ 董有德.融資約束、對外直接投資與企業(yè)研發(fā)支出［J］.世界經(jīng)濟研究，2021（3）：121-133

［8］ 賀小剛，朱麗娜，楊嬋，等.經(jīng)營困境下的企業(yè)變革：“窮則思變”假說檢驗［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2017（1）：135-154.

［9］ 楊慶，魏文雅，趙毅.戰(zhàn)略差異對危機企業(yè)反轉(zhuǎn)的影響——取異還是求同？［J］.軟科學(xué)，2022，36（10）：70-76.

［10］ 王鋒正，劉向龍，張蕾，等.數(shù)字化促進了資源型企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新嗎？［J］.科學(xué)學(xué)研究，2022，40（2）：332-344.

［11］ HERBERT A.SIMON.Strategy and organizational evolution ［J］.Strategic Management Journal，1993，14（2）：131-142.

［12］ OLIVER.Strategic responses to institutional processes［J］.Academy of Management Review，1991，16（1）：145-179.

［13］ 蔣長流，江成濤，鄭德昌.大股東掏空、非效率投資與企業(yè)全要素生產(chǎn)率［J］.工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2020，39（5）：100-110.

［14］ 張靜，張焰朝.企業(yè)戰(zhàn)略差異度與融資約束——基于信息不對稱視角的研究［J］.北京工商大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2021，36（2）：92-104.

［15］ 鄭明貴，董娟，鐘昌標(biāo).資本深化對中國資源型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響［J］.資源科學(xué)，2022，44（3）：536-553.

［16］ 史小坤，辛子辰.金融摩擦對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響——基于金融數(shù)字化發(fā)展視角［J］.金融經(jīng)濟學(xué)研究，2023，38（2）：97-111.

［17］ 黃鍵斌，宋鐵波，姚浩.智能制造政策能否提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率？［J］.科學(xué)學(xué)研究，2022，40（3）：433-442.

［18］ HADLOCK C J，et al.New evidence on measuring financial constraints：moving beyond the KZ Index［J］.Review of Financial Studies，2010（5）：1909-1940．

［19］ 溫忠麟，葉寶娟.中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展［J］.心理科學(xué)進展，2014，22（5）：731-745.

［20］ JAYARAMAN S，MILBOURN T T.The role of stock liquidity in executive compensation［J］.The Accounting Review，2012，87（2）：537-563.

［21］ 李振洋，白雪潔.營商環(huán)境優(yōu)化能否打破政治資源詛咒？——基于政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)生產(chǎn)率的考察［J/OL］.中國管理科學(xué)，2023.

［22］ 馬忠，王龍豐，崔茹夢.子公司業(yè)務(wù)、債務(wù)承擔(dān)與上市公司融資約束［J］.經(jīng)濟管理，2020，42（1）：174-193.

［23］ 馬健，林樹.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、地區(qū)發(fā)展水平差異與非效率投資［J］.世界經(jīng)濟與政治論壇，2021，348（5）：65-86.

［24］ 王文翌，安同良.基于演化視角的行業(yè)生命周期與創(chuàng)新——以中國制造業(yè)上市公司為例［J］.研究與發(fā)展管理，2015，27（6）：87-96.

［25］ 劉鵬振，武文杰，顧恒，等.政府補貼對高新技術(shù)企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響研究——基于企業(yè)生命周期和產(chǎn)業(yè)集聚視角［J］.軟科學(xué)，2023，37（10）：9-15，24.

［26］ 黃宏斌，翟淑萍，陳靜楠.企業(yè)生命周期、融資方式與融資約束——基于投資者情緒調(diào)節(jié)效應(yīng)的研究［J］.金融研究，2016，433（7）：96-112.

［27］ 吳先明，張楠，趙奇?zhèn)?工資扭曲、種群密度與企業(yè)成長：基于企業(yè)生命周期的動態(tài)分析［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2017，355（10）：137-155.

［28］ 唐松，蘇雪莎，趙丹妮.金融科技與企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型——基于企業(yè)生命周期視角［J］.財經(jīng)科學(xué)，2022，

407（2）：17-32.

【基金項目】 國家社會科學(xué)基金西部項目“中國戰(zhàn)略性礦產(chǎn)資源產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)鏈安全穩(wěn)定戰(zhàn)略研究”（22XGL003）

【作者簡介】 鄭明貴（1978— ），男，安徽潁上人，博士，江西理工大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院副院長、教授、博士生導(dǎo)師，中國科學(xué)技術(shù)大學(xué)管理學(xué)院訪問學(xué)者，研究方向：資源經(jīng)濟與管理；陶思敏（1997— ），女，江西南昌人，江西理工大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院碩士研究生，研究方向：資源經(jīng)濟與管理；劉麗珍（1998— ），女，江西贛州人，江西理工大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院碩士研究生，研究方向：資源經(jīng)濟與管理；彭群婷（1999— ），女，江西贛州人，江西理工大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院碩士研究生，研究方向：資源經(jīng)濟與管理

① 陶思敏為通訊作者。