產品市場競爭、所有權性質與全要素生產率
——來自中國上市公司的經驗證據

李春霞

(天津財經大學 經濟學院，天津 300222)

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產品市場競爭、所有權性質與全要素生產率
——來自中國上市公司的經驗證據

李春霞

(天津財經大學 經濟學院，天津 300222)

摘要：全要素生產率的提高是中國當前經濟發展的關鍵所在。從靜態角度看，產品市場競爭對全要素生產率的積極效應在民營企業(或非國有持股比例較高的公司)中更為顯著；從動態角度看，隨著中國市場化改革的推進，當企業的終極控制人由國有變為民營時，產品市場競爭和私有產權對全要素生產率的影響由沖突逐漸趨向融合。此外，產品市場競爭對處于不同分位數的企業全要素生產率的影響存在顯著差異，并且上市公司中國有企業的全要素生產率要高于民營企業。

關鍵詞：產品市場競爭；全要素生產率；資本市場； 所有權性質

一、引言及相關文獻回顧

改革開放30多年來，中國的經濟發展迅速，在經歷了依靠人口紅利和資本投入的高速增長之后，經濟的持續發展進入中高速增長的新常態，亟需技術創新推動。

關于技術創新或技術進步，諸多文獻采用全要素生產率來代理衡量。蔡昉(2013)指出，全要素生產率包括微觀技術效率和資源配置效率兩個方面，前者指資本積累過程中儲蓄向投資的轉化效率，后者指資本形成后向不同資本邊際報酬經濟部門的配置和調整。有文獻指出，中國國有企業改革的關鍵在于利用市場進行資源配置。劉小玄等(2008)認為，競爭的市場結構導致較高的生產率，而壟斷的市場則產生較低的效率。樊綱等(2011)進一步通過考察市場化進程對中國各省份經濟增長的影響，研究發現，1997—2007年間全要素生產率的39.2%來自于市場化的貢獻。簡澤(2011)基于微觀工業企業數據，發現市場競爭通過提供激勵，提高了企業層面的生產率，改善了跨企業的資源配置效率。然而，一些文獻則認為企業的全要素生產率與產權性質密切相關。吳延兵(2012)認為，公有產權屬性確實導致國有企業存在著生產效率和創新效率的雙重損失。劉小玄等(2005)認為，國家資本股權的變化與企業效率顯著負相關，而個人資本股權變化與企業效率顯著正相關。此外，還有一些文獻將競爭和產權相結合展開研究，但得到的結論也并不一致。劉小玄(2003)認為競爭市場與較低的國有持股比例的結合產生了良好的產業績效，Zheng et al.(2011)發現電信行業的拆分競爭強化了產權改革效果，而胡一帆等(2005)則認為產品市場競爭與民營股權份額對全要素生產率的影響存在替代關系。

不同于上述文獻，本文試圖從資本市場的角度結合企業的所有權性質解讀外部市場競爭對上市公司全要素生產率的影響效應。本文的研究表明：第一，上市公司中國有企業的全要素生產率顯著高于民營企業。這可能是由于國有企業主要遴選優質資產發行上市，抑或由所有權歧視造成的金融資源錯配對民營企業的全要素生產率的減損效應超過國有企業所致。基于上市公司微觀數據得到的這一結論，與已有文獻基于省級面板和工業企業數據得到的國有企業全要素生產率低下的結論不完全一致。第二，產品市場競爭對于處在不同分位數的企業全要素生產率影響存在顯著差異。在資本市場的資源配置和動態監督之中，國有企業和民營企業在市場競爭中全要素生產率均呈提高趨勢。這意味著，資本市場中證券市場交易有助于企業效率的整體提升，這為做大做強資本市場和推動國企改制上市提供了證據支持。第三，靜態上，民營企業中產品市場競爭的積極效應表現更為顯著；動態上，隨著市場化改革推進，國有企業產權變更與市場競爭的關系逐步趨于融合。這一結論拓展和深化了關于市場競爭、產權性質對全要素生產率影響的相關文獻。

二、實證模型和數據說明

(一)模型設定

本文模型的建立以生產函數為基礎，參考Xu et al.(2012)、張杰等(2011)，本文引入產品市場競爭、產權變量以及二者的交互項，建立如下計量模型：

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

(1)

其中，TFP表示全要素生產率，Com表示產品市場競爭程度，Own表示所有權，Control表示控制變量矩陣。由于企業規模是導致企業效率異質性的主要來源之一(Lucas，1978；Van Biesebroeck，2005)，因此，對公司規模Size進行了控制。此外，債務融資會減少公司的自有現金流，起到杠桿治理的效應，降低經理代理成本并提高公司質量(Jensen，1986)，故同時對資產負債率Gear進行了控制。表1列示了變量的具體計算方式。

(二)變量設定

1．被解釋變量

2．解釋變量

產品市場競爭程度。諸多文獻指出企業的財務績效指標更能反映出產品市場競爭的真實情況(姜付秀 等，2008)。何楓等(2009)認為企業毛利率可以反映企業所在的產品細分市場特征，張會麗等(2012)則認為主營業務毛利率指標能較好刻畫企業產品市場競爭優勢的強弱。因此，本文采用主營業務毛利率作為產品市場競爭程度的代理變量。該指標值越高，可以合理推定該企業所在的產品市場的競爭性可能越弱，反之亦然。該指標與產品市場競爭程度呈逆向關系。

所有權變量。分別選取產權虛擬變量和非國有持股規模的連續變量作為企業所有權的代理變量。產權虛擬變量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。非國有持股規模Nonstate定義為：1-國有股數/普通股數。

3．樣本選擇與數據說明

本文以1999—2012年A股上市公司為研究樣本，最終控制人數據來自CCER，其他數據均來自CSMAR。樣本選擇過程中，剔除了金融類公司、ST和PT公司，同時對連續變量采用Winsorize處理了前后1%觀測值。經過篩選，最終研究樣本為744家上市公司，形成了一個以1999—2012年連續14年的含有10416個觀測樣本的平衡面板*其中，估算Ln TFP時采用非平衡面板計算，本文主要就1999—2012年一直存在的744家公司進行研究。。在觀測值中，國有控股樣本達到76%，其中，國有控股公司由1999

表1　變量的定義和統計性描述

年的628家減少到2012年的481家，民營控股公司由1999的44家增加到2012年的217家。表1簡單匯報了后文實證回歸部分所需變量的均值和標準差。

表2分組報告了全要素生產率(Ln TFP)的分布，通過數據統計描述簡單觀測產品市場競爭、產權性質對企業全要素生產率的影響。全樣本中，全要素生產率整體上呈緩慢上升的趨勢，中間一些年份偶有下降。按照年度產品市場情況將樣本等分為低競爭、中等競爭和高競爭三組，分組時允許公司面臨的產品競爭程度發生狀態轉移，分年度列示了這三種市場環境下公司全要素生產率的均值。對比不同競爭環境下的全要素生產率，可以發現，高產品市場競爭強度環境下的企業平均全要素生產率更高，而低競爭環境下的全要素生產率最低。從產權性質橫向對比看，民營控股公司的全要素生產率要低于國有控股公司；從縱向時間變化看，國有企業和民營企業的全要素生產率大體上都呈上升的趨勢。由于沒有控制其他因素的影響，用單變量進行的樣本描述分析并不能反映出單個變量真實的邊際影響，更有意義的結論還有待于下文嚴格的計量分析得出。

表2　上市公司全要素生產率(Ln TFP)分布狀況

注：分別對產品競爭程度低租和高組、終極控制人為國家和民營時的Ln TFP進行均值t檢驗，基本在10%的統計水平存在顯著差異。

三、實證結果與分析

(一)產品市場競爭與上市公司全要素生產率

“企業毛利率”本身是一個反映企業獲利能力的財務指標，用其代理產品市場競爭程度可能會產生內生性問題，因為全要素生產率很有可能會對企業的盈利能力產生反向作用。因此，下文均采用2SLS進行回歸，取其滯后一期項作為工具變量。從表3第(1)列回歸結果可以看出，產品市場競爭代理變量與全要素生產率在1%的統計水平上負相關，這說明產品市場競爭總體上有助于全要素生產率的提升。

然而，從嚴格意義上講，產品市場競爭并非對所有企業的全要素生產率都產生促進作用。故而，接下來表3第(2)-(6)列采用分組回歸方法考察了產品市場競爭對生產效率處于不同分位數的企業的影響。從回歸結果可以看到，對于20分位數以下(生產效率低下)的企業，產品市場競爭反倒會降低其全要素生產率，這是因為這類企業極有可能被市場競爭所淘汰，也便無提升全要素生產率可言。對于40分位至60分位數之間的公司，產品市場競爭的作用在統計上并不顯著，這是由于這類公司在市場中居于平均位置，故其進行技術創新的動力并不強。而處于20分位至40分位數之間的公司面臨即將被淘汰的邊緣，因此，在市場競爭的壓力下會被迫進行技術創新。產品市場競爭對處于60分位至80分位數間公司的全要素生產率表現出顯著的促進作用，并且這一影響效果要遠高于處于20分位至40分位數間的公司。對于80分位數以上(生產效率極高)的企業來說，產品市場競爭對其全要素生產率的影響是最大的?？傊?，產品市場競爭通過對不同全要素生產率企業差異性的影響，起到了優化資源配置的作用。

表3　基于分位數回歸的產品市場競爭與上市公司全要素生產率

注：(0,100]表示全樣本，(0,20)表示20分位數以下的樣本，[20,40)表示20分位數至40分位數的樣本，[40,60)、[60,80)和 [80,100)，依此類推。本表所匯報為采用2SLS進行分位數回歸的結果。***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，括號內是t統計量。

(二)靜態研究：產品市場競爭、產權性質與上市公司全要素生產率

表4　產品市場競爭、產權性質與上市公司全要素生產率

注：第(1)、(4)、(5)列是2SLS估計的結果，采用Com及其交互項的滯后一期項作為工具變量。***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，括號內是t統計量。

表4主要結合產權背景分析產品市場競爭與全要素生產率之間的關系。表4第(2)、(3)列顯示，私有產權虛擬變量Prilarge和連續變量Nonstate的回歸系數為負，并且在1%的統計水平顯著。這與吳延兵(2012)、劉小玄等(2005)關于國有產權低效的結論并不一致。已有文獻關于國有企業低效的結論更多是針對宏觀數據、省級面板和工業企業數據庫分析得到，而本文國有產權全要素生產率相對較高的結論主要是基于A股上市公司數據計算得到，造成差異的原因可能在于：第一，國有控股公司的高全要素生產率很有可能是上市前將劣質資產剝離出去所導致，其上市部分往往由原國有企業優質資產組成，上市的國有企業本身大都具有較高的初始生產效率。第二，在中國“非市場決定”的制度環境下，國有產權更多受到政府“扶持之手”的幫助，政府科研資金更傾向于投入到國有部門，這些導致國有企業在技術創新上具有資金和資源優勢。

表4第(4)列產品市場競爭與產權虛擬變量的交互項為負，說明產品市場競爭有利于改善金融資源錯配所導致的全要素生產率減損效應，產品市場競爭對民營企業全要素生產率減損效應的緩解要遠高于國有企業，因此，最終表現為產品市場競爭對民營企業全要素生產率的積極效應要大于國有企業。

表4第(5)列*中心化處理后的的回歸結果。中心化可以成功減少多項式或交互效應模型中的多重共線性，模型的R2值及其他解釋變量的系數不會發生改變，只有Com和Nonstate的系數發生變化，中心化處理可得到均值水平精確的系數估計值。產品市場競爭和產權連續變量的交互項也為負，同樣支持以上結論，即產品市場競爭越激烈，隨著非國有持股比例的增加企業全要素生產率會提高得越快；抑或在非國有持股比例相對較高的企業中，產品市場競爭越激烈越有助于企業全要素生產率的提高。

(三)動態研究：產品市場競爭、終極控制人變更與上市公司全要素生產率

接下來主要從動態視角關注終極控制人變更(重點關注終極控制人由國有變民營)對全要素生產率的影響。因此，需要比較國有企業控制人變更前后全要素生產率的差異?？紤]到國有企業終極控制人的變更并非隨機發生，下文采用基于傾向得分匹配的雙重差分模型進行分析。

首先，根據傾向得分值進行匹配。在匹配過程中，將樣本分為兩組：一組是終極控制人變更的國有企業，稱為處理組；另一組為未發生控制人變更的國有企業，稱為對照組。傾向得分匹配，即從對照組中找出與國有產權變更概率極為接近的未變更企業*參考Baier et al.(2009)、盛丹(2013)等，選用上期企業的固定資產K、平均工資水平Lwage、流動資產Llas、負債率Gear和就業人數L作為可能影響國有企業控制人變更的因素。，來消除選擇性偏差。其次，采用雙重差分模型進行估計，如式(2)所示。構造時間虛擬變量dT，dT=1表示國有企業控制人變更后的時期，dT=0表示國有企業控制人變更前的時期；Treated=1表示處理組，Treated=0表示對照組；Treated與dT交互項的系數，即可以反映出終極控制人變更前后全要素生產率的變化。

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由國有變民營。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，終極控制人由國有轉民營主要集中在2002年、2003年、2006年、2010年和2011年。為研究終極控制人變更對公司長期全要素生產率的影響，需要獲取公司在控制權轉移當年及其后四年的數據。根據需要，本文主要考察2002年和2006年這兩年*下文同時匯報了2002年和2006年作為處理組的情況。為便于論述，主要以2002年為例進行結果匯報。國有企業產權變更對全要素生產率的影響。

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家國有變民營的企業作為處理組，然后選取樣本中一直沒有發生控制人變更的345家國有企業與之配對。選用一對多的匹配算法進行傾向得分匹配：第一，通過Logit概率模型將可能影響終極控制人變更的多個特征濃縮成一個指標，即傾向得分值；第二，采用最近鄰匹配法對2002年控制權發生變更的國有企業進行配對。恰當的匹配需要滿足平衡性假設，即參與處理組和對照組配對的變量在匹配后不存在顯著性差異。為此，表6匯報了匹配平衡性檢驗的結果。可以看出，處理組和對照組的各匹配變量在配對后t檢驗是不顯著的，而且匹配后各變量的標準偏差的絕對值均小于5%，這表明本文的匹配變量和匹配方法是恰當的，估計結果是可靠的。

2．終極控制人變更對全要素生產率的影響

表7　國有企業控制人變更與全要素生產率

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，括號內是t統計量。

基于傾向得分匹配法得到的處理組和對照組，本文采用雙重差分模型，考察企業終極控制人由國有變民營時對其全要素生產率的影響效應。從表7可以發現，單從經濟系數來看，在終極控制人發生變更的2002年企業全要素生產率略有下降，回歸系數為-0.050。隨著時間的推移，在接下來的1～4年內，控制人變更對全要素生產率產生了正向的影響，但在統計上并不顯著。然而，在控制權變更的2006年，除了在變更當年回歸系數不顯著外，在產權性質變更后的1～4年內，終極控制人變更對全要素生產率均產生了顯著正向的影響?？梢?，隨著市場化漸進式改革的推進，市場競爭所需要的外部環境及法律等制度條件逐漸完善，國有企業控制權變更對全要素生產率的積極效應逐漸趨于顯著。

為考察產品市場競爭和終極控制人變更對企業全要素生產率的相互影響，依據營業毛利率對研究對象進行分組，將位于行業中位數之下的歸屬為高產品市場競爭組，反之歸屬為低產品市場競爭組。分組回歸的結果如表8所示。將2002年和2006年兩組樣本的回歸系數進行對比后，發現一個有趣的現象：以2002年作為考察樣本時，面臨產品市場競爭力低的企業，終極控制人由國有變民營時企業的全要素生產率略有上升；面臨產品市場競爭力高的企業，國有企業產權性質變更時企業全要素生產率有所下降。而以2006年作為考察樣本時，高產品市場競爭程度組，產權變更對其全要素生產率的影響開始轉變為正向，并且在統計上更加傾向于或表現出顯著的積極效應。這說明產品市場競爭和私有產權對全要素生產率的影響正逐漸由沖突趨向融合，同時也印證了前文關于私有產權只有在合適的市場競爭環境下才能起到提升全要素生產率作用的論述。

表8　產品市場競爭、國有企業控制人變更與全要素生產率

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，括號內是t統計量。

四、穩健性檢驗

(一)產品市場競爭和產權性質的分組檢驗

為檢驗不同產品市場競爭程度下，非國有持股比例對全要素生產率的影響效應，借用面板門限模型(Hansen，1999)，根據式(3)進行回歸：

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

(3)

其中，I(·)表示示性函數，Com為門限變量，γ為待估計的門限值。通過Bootstrap法獲取到Com的門限值為0.376。表9第(1)列即為面板門限回歸的結果，非國有持股規模對全要素生產率的影響確實會因為公司面臨的產品市場競爭的強弱呈現出顯著的區間效應。隨著非國有持股比例的增加，公司的全要素生產率會下降，但是在產品市場競爭較為充分時，這一負向影響程度會明顯有所緩和。

前文表4第(4)列是加入產品市場競爭、產權虛擬變量及其交互項的回歸結果，這需要假定模型中其他控制變量對國有控股公司和民營公司的影響是一樣的。事實上，負債率和公司規模對不同產權歸屬公司的影響可能會存在差異。因此，表9第(2)、(3)列分別匯報了國有企業和民營企業中產品市場競爭對全要素生產率的影響，結果仍與前文保持一致，產品市場競爭對民營企業全要素生產率影響系數的絕對值要更大。

(二)替代變量檢驗

為保證前文研究結論的可靠性，本文同時采用行業赫芬達爾指數HHI*該指標采用工業企業統計數據庫進行計算，這樣可以充分考慮到來自非上市公司的影響。我們將其與深滬上市公司按照行業進行對應后，最后選取的樣本主要包括《上市公司行業分類指引》中的B(采掘業)、C(制造業)、D(電力、煤氣及水的生產和供應業)和G(信息技術業)類公司，這4大行業占上市公司所有行業的比重高達60%。本文采用1999—2007年上市公司中的工業企業這樣一個子樣本進行穩健性檢驗。作為產品市場競爭的替代變量重新檢驗前文結論。表10匯報了實證檢驗結果，結論依然保持穩健。此外，本文還將HHI作為產品競爭程度的分組指標，對前文表7、表8中終極控制人變更和產品市場競爭對全要素生產率的相互關系重新進行檢驗，結果依然大體保持一致。

表9　產品市場競爭、產權性質與上市公司全要素生產率

注：d1為Com<0.376所生成的虛擬變量；第(2)、(3)列采用2SLS進行回歸；***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；括號內是t統計量。

表10　HHI作為競爭代理變量的回歸結果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，括號內是t統計量。

五、結論與啟示

本文以1999—2012年中國744家上市公司的平衡面板數據為研究樣本，分析產品市場競爭、產權性質對企業全要素生產率的影響。實證結果表明，產品市場競爭總體上有利于上市公司全要素生產率的提高，并且產品市場競爭對處于不同分位數的企業全要素生產率差異性的影響起到了優化資源配置的作用。進一步結合產權性質，分別從靜態和動態的視角考察產品市場競爭對企業全要素生產率的影響，結果發現，產品市場競爭對民營企業全要素生產率的積極效應會被強化；而且，隨著市場化進程的推進和外部制度環境的健全，產品市場競爭與私有產權對全要素生產率的影響由沖突逐漸趨于融合。

本文同時發現，在建立了現代企業制度的中國上市公司中，國有企業較之于民營企業具有相對較高的全要素生產率。這可能是由于國有企業主要剝離優質資產發行上市造成，抑或由所有權歧視造成的金融資源錯配對民營企業的全要素生產率減損效應要大于國有企業所導致。此外，隨著時間推移，國有企業和民營企業的全要素生產率均呈上升趨勢。故而，本文認為，公開發行上市是提升企業生產效率的有效途徑之一，因為這樣不僅會帶來內部公司治理的變革，還會帶來外部資本市場的監督和市場競爭的變化。

總之，本文認為，在劉易斯拐點來臨的背景下，為避免“中等收入陷阱”，企業的發展只有以技術創新代替人口紅利，才能為實現經濟的可持續增長提供動力保證。大規模的技術創新需要政府的政策支持，新一輪國企改革的關鍵在于出臺相關政策降低行業進入壁壘。政府可以通過融資便利、政策保護等優惠條件將新企業吸引到壟斷行業中來，雖然新企業的進入、競爭會侵蝕到在位廠商的利潤，但是最終會促進整體全要素生產率的有效提升。

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(責任編輯劉志煒)

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

作者簡介：李春霞(1981--)，女，山西晉城人，博士，天津財經大學經濟學院講師。

基金項目：國家社會科學基金項目“市場決定背景下金融資源錯配的微觀基礎及治理機制研究”(15BJL028)，天津市哲學社會科學研究規劃項目“基于產權視角的我國企業儲蓄行為研究”(TJYYWT 15-014)，并得到天津財經大學科研發展基金(Q140101)的資助。

中圖分類號：F830.9；F123.9

文獻標識碼：A

文章編號：1001-6260(2016)01-0019-09