契約執行效率、契約依賴度與企業全要素生產率

劉鵬飛 李俊青

(1.中國人民大學 國家發展與戰略研究院，北京 100872； 2.中國信達資產管理股份有限公司 博士后科研工作站，北京 100031；3.南開大學 經濟學院，天津 300071)

一、引言

在中國經濟進入了“新常態”的背景下，進行供給側結構性改革、提高供給體系質量和效率已經成為官方共識。作為技術進步的重要衡量指標，提高全要素生產率對于中國經濟的高質量增長具有重要意義。技術進步是經濟持續增長的重要源泉(Solow，1956；Klette，1996；Romer，1990；Hall et al.，1999)。良好的制度環境有助于降低信息搜尋和狀態核實等交易成本，提高企業的經營效率(諾思，2014；Acemoglu et al.，2007)。由于契約的不完全性，事前的專用性投資難以明確納入契約或由第三方證實，在事后的談判過程中投資方面臨“敲竹杠”的風險，從而導致投資的無效率(Williamson，1985；Grossman et al.，1986；Hart et al.，1988)。作為制度的一個方面，良好的契約執行效率有助于實現契約內容，降低企業投資的無效率性，促進生產的分工和專業化，從而提高企業的技術水平和社會的生產效率(Acemoglu et al.，2005；Acemoglu et al.，2007；Nunn，2007)。由于所使用的特定生產技術不同或所處的特定環境不同，不同行業中的企業會具有不同的契約依賴性，契約執行效率提高將對契約依賴性較強的企業生產率提高作用更加明顯。對于不同所有權性質的企業和不同規模的企業，契約執行效率改善的積極作用也會存在差異。

由于中國法律體系不完善，各地區的經濟發展水平、政府行政管理能力、文化傳統和地理環境等方面條件具有很大差異，因而各地區具有不同的契約執行效率狀況。同時，不同地區的企業具有不同的技術水平和契約依賴性，從而為我們考察契約執行效率對企業技術水平以及不同契約依賴性企業的差異化影響提供了很好的樣本。由于經濟學文獻中一般使用全要素生產率代表技術進步，所以本文重點考察以契約執行效率為代表的經濟制度對企業全要素生產率的影響。契約執行效率在中國不同地區之間存在很大的差異。根據《2008中國營商環境報告》*詳見：世界銀行集團，“2008中國營商環境報告”，2008年，北京：社會科學文獻出版社。中衡量地方司法系統強制執行合同效率的指標，繪制得到圖1。圖1中，時間為計算自原告向法院提起訴訟至判決執行后收回欠款的天數，成本為完成訴訟程序花費的訴訟費、執行成本、律師費用等成本占訴訟標的額的比例。從圖1可以看出，各地區在強制執行合同方面存在很大的差距，如東南沿海地區通過法院強制執行合同平均花費時間為230天，而東北地區則為363天；東南沿海地區花費的成本平均為訴訟標的額的11.5%，中原地區則為29.9%。

圖1通過法院強制執行合同的時間和成本的地區比較

數據來源：根據《2008中國營商環境報告》數據整理。

由于《2008中國營商環境報告》中衡量契約執行效率的指標僅有2006年的數據，而本文數據為企業層面的面板數據，因此借鑒黨印等(2014)、羅煜等(2016)的方法，用樊綱等(2011b)構建的中國市場化指數中的“市場中介組織發育和法律制度環境”分項中的“對生產者合法權益的保護”子項來衡量，該指標來源于企業對當地執法環境的評價，能夠比較準確地反映當地司法機關和行政機關的執法效率。本文著重考察該指標與企業全要素生產率的關系。從圖2中可以發現，契約執行效率最高的上海為7.79，而契約執行效率最差的貴州僅為1.04，這也直觀反映了各地區契約執行效率的差距；各省區的TFP水平與其契約執行效率水平具有明顯的正相關關系。這也驗證了我們的分析，即：契約執行效率較高的地區，企業面臨的“敲竹杠”風險較低，從而有效地促進了專用性投資，強化了專業化生產和分工，提高了企業生產效率，進而具有較高的全要素生產率。相反，契約執行效率較低的地區，欺詐現象較為嚴重，限制專用性投資和生產專業化并不利于技術進步，這也導致企業的全要素生產率較低。

圖2各省區的契約執行效率與全要素生產率

數據來源和說明：根據中國工業企業數據庫1998—2007年數據和樊綱等(2011b)研究計算整理而成；使用OP法計算企業的TFP，以增加值為權重計算各省區平均的TFP水平；契約執行效率為各省區的中國市場化指數中的“對投資者合法權益的保護”子指標的平均值。

從事不同生產活動的企業契約依賴性也不同(Nunn，2007)。以Nunn(2007)計算的契約依賴度指標進行考察發現，印刷業和記錄媒介的復制、塑料制品業、交通運輸設備制造業、專用設備制造業、通用設備制造業中的企業契約依賴度最高；而木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業，農副食品加工業，食品制造業，煙草制造業，有色金屬冶煉及壓延加工業中的企業契約依賴度最低。契約依賴性越強的企業，生產過程中使用的中間投入產品的專用性投資程度越高，中間投入產品的復雜性往往較高，涉及較多的異質性特征，并且投入要素之間的互補性也越強。專用性的投入要素容易遇到“敲竹杠”風險，從而減少要素投入，同時要素之間較高的互補性也會大幅降低其他要素的投入，從而嚴重限制企業的生產，有效抑制企業效率提高，因此，對于這類企業，契約執行效率對其全要素生產率影響更大。然而對于契約依賴性較低的企業，契約執行效率對這類企業全要素生產率的影響相對要小一些。根據不同契約依賴度的中位數，可以將企業分為高契約依賴度企業和低契約依賴度企業，以分別考察契約執行效率對這兩類企業全要素生產率的影響存在的差異。從圖3可以看出，各省區契約依賴度較高企業的平均TFP與契約執行效率的擬合線的斜率更高，而契約依賴度較低企業的平均TFP與契約執行效率的擬合線的斜率則較低，表明契約執行效率改善對契約依賴度較高企業的全要素生產率的促進作用要更加明顯。

圖3 各省區契約執行效率與不同契約依賴度企業全要素生產率

數據來源和說明：根據中國工業企業數據庫1998—2007年數據和樊綱等(2011b)研究計算整理而成；以契約依賴度中位數劃分高、低契約依賴度企業，并使用增加值為權重計算平均的TFP；契約執行效率為各省區的中國市場化指數中的“對投資者合法權益的保護”子指標的平均值。

基于這些經驗判斷，本文參考相關文獻研究契約執行效率影響生產率的機理，采用中國工業企業數據庫的微觀數據考察契約執行效率對全要素生產率的影響，并在具有不同契約依賴度的異質性企業中考察了這一影響的差異性。

二、文獻評述及影響機理分析

制度對經濟發展的作用正不斷受到經濟學家們的重視。諾思(2014)將制度定義為“一個社會的游戲規則，或正式的講，是對人類相互關系的人為約束”，并認為“一個社會不能有效率、低成本地執行合約是第三世界國家歷史上經濟停滯和現代落后的最重要原因”(諾思，2014)。眾多研究也表明，制度是造成經濟發展差異的基本原因(Scully，1988；諾思，2014；La Porta et al.，1997；Hall et al.，1999；Acemoglu et al.，2001；阿西莫格魯 等，2015)。許多研究認為，中國的制度環境改善是經濟增長的主要原因(Xu，2011；徐現祥 等，2005；方穎 等，2011；樊綱 等，2011a；Zhu，2012；毛其淋，2013)。North(1991)將經濟制度分解為限制政府掠奪的產權保護制度和保護企業合約執行的契約執行制度。產權保護制度能夠遏制政府之手攫取私人財富，增強經濟主體的長期投資動力和提高投資效率，擴大專業化分工，促進新技術發展和經濟增長(Coase,1937；Williamson,1985；Hart et al.,1988；Acemoglu et al.,2005；余林徽 等,2013)。

大量研究證實了產權保護制度對經濟發展的重要影響，然而契約執行制度對經濟發展影響的研究結論卻并不一致。例如，Acemoglu et al.(2005)認為，契約執行效率對長期經濟增長沒有顯著的影響，但是對金融市場發展卻具有顯著的促進作用。余林徽等(2013)也認為，契約執行制度對企業生產率沒有顯著的促進作用。有些研究則發現契約執行效率對經濟增長具有重要的作用。例如，法學與經濟學相關的文獻認為，法治效率對于金融發展促進經濟增長具有重要作用(La Porta et al.，1997；Rajan et al.，1998；張健華 等，2016；羅煜 等，2016)。Nunn(2007)認為，契約執行效率較好的國家對于契約依賴性產業的出口具有優勢。Acemoglu et al.(2007)認為，契約的不完全程度減小了對企業生產率促進作用。李坤望等(2010)、蔣冠宏等(2013)分別考察了契約執行效率較高的地區能否在契約依賴性強的行業形成出口優勢、增長優勢。綜上，契約執行效率影響不同行業的增長或出口的重要影響機制是：契約執行效率改善對不同行業企業的全要素生產率具有不同的影響。然而現有研究并未細致考察契約執行效率對不同契約依賴度企業全要素生產率影響的差異性。

跨國生產率差異是導致跨國人均收入差距的重要原因(Klette，1996；Hall et al.，1999；Romer，1990)。而一個經濟體整體的生產率水平是由微觀企業的生產率構成的，目前很多研究也主要集中對微觀企業全要素生產率進行分析，影響全要素生產率有微觀企業層面的因素，如管理才能、高質量的人力資本和物質資本、信息技術、研發與產品創新等；企業外部的因素，如生產率溢出效應、競爭、管制政策、靈活的要素市場等(Syverson，2011)。最近的一些文獻從市場競爭、政策規制與制度等方面對生產率的影響進行了研究(Olley et al.，1996；Melitz，2003；Acemoglu et al.，2007；張杰 等，2011；Brandt et al.，2012；毛其淋，2013；余林徽 等，2013；簡澤 等，2014)。本文即沿著這一思路，細致考察了契約執行效率對企業全要素生產率的影響，尤其是對不同契約依賴度的企業影響的差異性。

根據Williamson(1985)、Grossman et al.(1986)、Hart et al.(1988)等關于不完全合約的觀點，企業在生產過程中需要進行專用性投資，合約的不完全性導致事前的專用性投資無法納入契約或被第三方證實，因此投資一方將面臨被對方“敲竹杠”的風險，其投資收益可能被對方竊取，由于可能預料到出現這種欺詐行為，投資者事前就不會充分進行專用性投資。根據Romer(1990)、Acemoglu et al.(2007)的觀點，企業技術進步是使用中間投入品種類擴大形成的，因此使用更廣泛的中間投入品會提高企業的全要素生產率。在契約執行效率較高的地區，契約能夠得到較好的執行，企業面對“敲竹杠”的風險較低，專用性投資品的成本也會較低，可以緩解專用性投資不足的問題。由于生產過程中不同要素具有互補性，專用性投資的增加會相應促進非專用性投資的增加，從而使得企業產出增加。使用專用性投資的企業利潤增加，會促使企業使用更加廣泛的中間投入品，即能夠引發更多的創新，促進該地區企業生產的專業化，從而提高地區企業的全要素生產率。同時，如果企業生產更加依賴于專用性投資品，則該企業具有較高的契約依賴度，契約執行效率改善對其全要素生產率提高的促進作用便越明顯(Nunn，2007)。相反，較差的契約執行效率環境中，會出現企業的專用性投資品不足的情況，進而降低非專用性投資品的使用，減少企業的產品生產，限制企業使用更加廣泛的中間投入品，阻礙該地區企業全要素生產率的提高。對于契約依賴度越高的企業，較差的契約執行效率對其生產率的阻礙作用更顯著。因此，我們提出研究假說1。

研究假說1：契約執行效率提高對于企業全要素生產率具有促進作用，更重要的是，對于密集使用專用性投資的契約依賴度較高企業的生產率提高要更加顯著。

不同所有權性質的企業具有不同的經營特點，契約執行效率改善對不同性質企業全要素生產率的影響也存在著差異性。外資企業的原料來源或市場通常位于國外，由于其經營的國際化，可能受到更多國際環境的影響，因而與本地的契約執行效率關系并不密切(張杰 等，2011)，因此契約執行效率改善對外資企業全要素生產率的影響較小(孔東民 等，2014)。

下面我們重點分析契約執行效率改善對國有企業和民營企業全要素生產率影響存在的差異性。由于中國民營企業和國有企業事實上政治地位不平等，司法體系、行政體系對于國有企業具有偏好特征，而保護民營企業合法權益的效率較低。因而，一地區的契約執行效率改善能夠更有效地解決該地區國有企業存在的契約欺詐等行為，而解決該地區民營企業所面臨的契約欺詐等行為的作用則相對有限。例如，解決國有企業經濟糾紛的經濟合同法在1981年通過，而規范私人合約的民法通則到1986年才通過。有報道指出，“盡管近年來國家一系列政策措施的出臺，總體營造有利于民營經濟發展的政策和政務環境，但在操作層面不落實或者落實不到位問題仍然比較突出”*李曉磊，“中國民營企業權益保護困局”，《民主與法制時報》,2014-11-27(005)。。這表明制度環境的改善并未充分促進民營企業的發展。根據2001年世界銀行對中國投資環境進行的企業調查，89%的國有企業會簽訂合同，而民營企業的比例是85%；國有企業通過法庭解決商業糾紛的比例是23%，而民營企業是14%；國有企業通過企業間談判解決與供應商糾紛的比例是74%，而民營企業為82%(Long，2010)。這組數據反映出司法系統能夠有效解決國有企業的糾紛，而不能有效解決民營企業的糾紛。面臨商業糾紛，民營企業更傾向于采用私人關系進行調解，而非通過正式的法律途徑加以解決。其重要原因為：民營企業發展過程中未能得到司法體系的充分保護，其在由小到大的成長過程中，與其他企業之間進行長期的合作和聯系后形成較為穩定的私人關系，當其面臨契約不完全性引致的欺詐問題時，更加依賴于非正式的私人關系解決問題。制度環境改善并未對民營企業發展形成有效的支撐，民營企業更加依賴非正式的私人關系來解決契約欺詐問題，因而地區契約執行效率改善對私營企業的全要素生產率提升作用較為有限。國有企業則與政府具有天然的聯系，中國司法系統也依賴于政府的司法官員任命和預算撥款，從而使得國有企業面對更有利的司法環境(馬俊英 等，2015；干春暉 等，2015)。世界銀行投資環境調查數據也表明，國有企業簽訂合同的比例與利用法庭解決爭端的比例均高于民營企業，這表明國有企業更容易從契約執行效率改善中獲得益處。因此，國有企業能夠更便利地通過法律系統解決“敲竹杠”問題，因而契約執行效率改善能夠促進國有企業生產率提高。例如，Long(2010)發現，法院效率改善對國有企業進行新產品創新具有顯著的促進作用，而對民營企業促進作用并不顯著。由于制度改善對國有企業的偏向性支持，導致契約執行效率改善能夠更大程度影響國有企業生產率的提高。

另一方面，由于剩余索取權和剩余控制權的不對應，造成國有企業代理成本較高(李壽喜，2007；劉瑞明，2013)。由于體制機制的限制，國有企業對于較強專用性投資的管理能力要比民營企業、外資企業要弱，國有資產流失現象也在一定程度表明國有企業管理專用性投資帶來的“敲竹杠”問題能力較弱。隨著契約依賴度增加，契約執行效率改善可能對國有企業生產率的影響比民營企業要大。胡一帆等(2005)認為，國有企業具有內部控制問題，市場競爭和公司治理改善對國有企業生產率的促進作用要大于非國有企業。孔東民等(2014)利用工業企業數據庫的研究也發現，市場化改革和國企改制有助于降低國有企業的代理成本，提高國有企業研發水平，促進國有企業全要素生產率提高，形成對外資企業的“追趕效應”。因此，我們提出研究假說2。

研究假說2：隨著契約依賴度提高，相對于民營企業，契約執行效率改善對國有企業全要素生產率的提高作用更為明顯；契約執行效率改善對外資企業的影響最小，影響并不顯著。

經過較長時期的經營，大型企業具有較大的規模和較為成熟的生產管理經驗，企業運營更為透明和公開化，信息不對稱問題較小(溫軍 等，2011)。大型企業具有較為成熟的管理流程和較為標準的生產工序，其生產往往涉及標準化、一般化的中間投入，具有比較廣闊的市場來支持其生產，契約依賴度較低。同時，大型企業具有較大的市場份額，能夠憑借自身財力和經驗減弱契約不完全對自身的不利影響，因而具有較低的契約執行效率敏感性。相對于大型企業，小型企業面臨的信息不對稱和市場摩擦等問題更為嚴重，在融資、原料采購、產品銷售等方面均存在一定的劣勢(楊咸月，2014；梁冰，2005)。小型企業的生產和管理標準化程度往往較低，其生產更多地涉及非標準化的中間投入，更加依賴關系性投資，因而小型企業面臨著更高的交易成本。根據工業企業數據庫的計算結果，以全部企業銷售收入中位數將企業分為大型企業和小型企業，小型企業平均的契約依賴度數值為0.89，而大型企業則為0.88。小型企業對數形式的全要素生產率平均值為3.30，而大型企業則為4.29。這也一定程度說明了大型企業具有較低的契約依賴性，小型企業不具有雄厚的資本和充足的經驗來應對契約不完全形成的“敲竹杠”問題，因而具有較強的契約依賴性。另外，大型企業進行跨區域經營的能力更強(宋淵洋 等，2014)，可以進行跨地區進行大規模的生產和經營，可能會使大型企業形成對其他地區契約執行效率的依賴，從而減弱其對當地契約執行效率的依賴性。由于經營能力有限，小型企業更集中在當地進行生產和經營，從而對該地區契約執行效率具有較高的依賴性。因此，我們提出研究假說3。

研究假說3：相對于大型企業，隨著契約依賴度的提高，契約執行效率改善對小型企業的全要素生產率的促進作用要更加明顯。

三、計量模型設定和數據說明

(一)回歸模型設定

在計量模型方面主要利用Nunn(2007)、李坤望等(2010)、蔣冠宏等(2013)的方法，運用契約執行效率與契約依賴度的交互項來考察契約執行效率對企業生產率的影響。

具體的回歸模型設定如下：

tfpijkt=α0+α1×zrj×instit+Xβ+firmk+yeart+εijkt

(1)

其中：i、j、k、t分別表示地區、行業、企業、年份；instit表示省際的契約執行效率指標，使用中國市場化指數中的“對生產者合法權益的保護”分項指標來表示，反映了生產者對該地區行政執法和司法公正性的評估，因此能夠比較集中地反映該地區的契約執行效率，雷新途等(2012)利用該指標衡量不同區域的履約法律環境，黨印等(2014)使用該指標衡量企業面臨的法治環境，羅煜等(2016)也使用這項指標衡量執法效率，其認為該指標最能反映當地司法部門的執法水平，因此，我們將這一指標作為度量契約執行效率的核心指標，而李坤望等(2010)、蔣冠宏等(2013)使用《2008中國營商環境指數》中的合同執行成本來衡量契約執行效率，但該指標實際對應2006年的數值，因而缺乏連貫的數據，因此，在穩健性檢驗部分，本文還使用該指標對2006年的截面數據進行了考察；zrj表示j行業的契約依賴度指標，因此系數α1成為本文關注的系數；firmk表示企業固定效應；yeart表示年份虛擬變量。

X表示企業層面的控制變量，結合其他文獻的做法，我們選取如下的具體指標作為控制變量：

(1)企業年齡(age)。大量的實證文獻均發現企業年齡對TFP具有負向影響，即新企業往往具有較高的生產率(余林徽 等，2013；毛其淋 等，2013)。

(2)企業所有制。參考楊汝岱(2015)的方法，將企業分為國有企業(state)、外資企業(foreign)和民營企業(private)。不同所有制性質的企業具有不同的經營特點，其生產率也存在一定的差異，一般國有企業的生產率較低，而外資企業和民營企業的生產率較高(聶輝華 等，2011；楊汝岱，2015)。

(3)企業的銷售收入(sales)。使用主營業務收入(以各省區工業品出廠價格指數平減)的對數值衡量企業的規模，并取自然對數值。企業規模增大，有助于通過學習效應提高生產率(余林徽 等，2013)。

(4)要素密集度(klratio)。使用固定資產合計數除以從業人數的平均值表示，使用這一指標控制企業在資本和勞動要素上的技術選擇狀況(簡澤，2011)。

(5)資產負債率(debt)。使用總負債除以總資產，這可以用來控制企業的負債狀況(簡澤 等，2012)。

另外還在回歸中加入了出口比率(export，出口占銷售收入的比重)、補貼比率(subsi，所獲補貼占銷售收入的比重)、人均GDP(pergdp)、經濟開放度(open)、國有工業企業比重(stateratio，國有工業企業占該地區工業企業總資產的比重)等指標。由于企業生產率難以影響宏觀變量，因而可能存在較弱的內生性問題。由于企業層面的變量更可能存在內生性問題，因此參考張杰等(2011)、張健華等(2016)的方法，將除年齡、所有制之外的企業層面控制變量都取滯后一期值，以減弱變量內生性的影響。

(二)數據說明

(1)契約依賴度指標(zr)。Nunn(2007)通過計算美國不同行業的中間投入中非市場化交易部分的比重，以此來衡量該行業內企業的契約依賴度。Nunn(2007)將生產要素根據交易的市場化程度分為三類：如果要素投入是在交易所交易的(sold on an exchang)，則表明要素的交易市場較厚(thick)，這種要素不是特定關系型的(relation-specific)，要素使用過程中能夠避免“敲竹杠”的風險；如果要素不在交易所交易而是以公開出版物中參考價格交易的(reference priced in trade publications)，則市場的厚度和特定型關系都處于中間水平；如果中間投入既不在交易所交易也不按照參考價格交易，則表明該要素是關系型的，要素使用過程易受到“敲竹杠”的影響。利用美國1997年的投入產出表，可以鑒別出每個行業生產中使用的中間投入種類和使用比例，采用如下方法可以計算契約依賴度指標(zr)：

(2)

(2)企業全要素生產率(TFP)。使用傳統的OLS方法估計C-D生產函數，并利用殘差衡量企業全要素生產率的方法，可能存在同時性偏差問題(simultaneity biases)和選擇偏差問題(selection biases)(Olley et al.，1996)。同時性偏差會使得可變投入的系數有向上的偏誤，而選擇偏差會使得企業資本的系數有向下的偏誤。只有在不可觀測的企業異質性的生產率是時不變的條件下，固定效應估計才能解決同時性問題。Olley et al.(1996)發展了一種半參數方法(即OP方法)來估計生產率，實質上是使用投資作為不可觀測的時變的生產率沖擊的代理變量，而選擇性偏差問題則使用生存概率方法加以解決。Levinsohn et al. (2003)提出了另一種半參數方法(即LP方法)，實質上是使用中間投入作為生產率的代理變量，以解決同時性偏差問題。由于工業企業數據庫中的企業存在比較嚴重的進入和退出問題，即存在明顯的樣本選擇偏差問題，所以本文使用OP方法計算的企業全要素生產率進行基準回歸分析，并使用LP法計算的全要素生產率作為穩健性分析的替代指標。

參考魯曉東等(2012)的做法，選擇估計全要素生產率的具體變量。使用企業的工業增加值數據衡量產出，使用固定資產合計指標衡量資本存量，投資指標使用固定資產合計數額的本年變動額加上本年折舊計算而得，以企業的從業人員衡量勞動投入。同時，以1998年為基期的省級工業品出廠價格指數對工業增加值進行平減；以1998年為基期的省級固定資產投資價格指數對資本和投資進行平減。然后對所有的變量均取自然對數。除穩健性分析第一部分的TFP為LP法計算的企業對數形式的全要素生產率外，本文的TFP數值均為OP方法計算的企業對數形式的全要素生產率。

(3)數據來源。本文的宏觀數據均來源于中經網數據庫；企業層面的數據來源于1998—2007年的工業企業數據庫，該數據庫包括了中國所有國有企業和規模以上(即年主營業務收入在500萬元及以上)的非國有企業。參考聶輝華等(2011)和毛其淋(2013)等的處理方法，刪除工業總產值、工業增加值、固定資產合計、中間投入合計為空值或小于等于0的觀測值，以及從業人數小于8、資產合計小于流動資產、資產合計小于固定資產、累計折舊小于本年折舊的觀測值；同時刪除1949年以前成立的企業樣本以及年齡小于0的樣本。由于行業的契約依賴度指標數據限制，我們僅使用兩分位代碼為13～42的制造業企業數據。

四、回歸結果分析

(一)基本的回歸結果分析

(1)基準回歸結果。在表1的基準回歸結果中，我們利用面板數據的個體-時間雙固定效應模型進行估計，依次加入企業年齡、所有制、企業規模等控制變量。研究結果發現，契約執行效率與契約依賴度交乘項的系數均保持在1%的顯著水平下為正。對于契約依賴度較高的企業，契約執行效率改善對企業全要素生產率的正向影響更大，這也印證了前文中的結論。

而通過對其他控制變量進行分析，我們則發現企業規模對生產率具有顯著的正向影響，原因可能在于：企業生產具有規模效應，“干中學”有助于提高企業的生產率。企業年齡對生產率有著顯著的負向影響，這與其他文獻的研究結論相一致，說明經營時間越長的企業，生產率往往越低，而新成立的企業常具有更高的生產率。我們以民營企業作為基準組并加入所有制變量，則發現國有企業虛擬變量的系數顯著為負，外資企業虛擬變量的系數并不顯著，這表明，相對于民營企業與外資企業，國有企業的生產效率較低，這也與楊汝岱(2015)的結論類似。另外，資本勞動比率的系數顯著為負，似乎有悖直覺，但這與簡澤(2011)的研究結論一致。這可能是因為：中國制造業企業存在過度使用資本的現象，從而降低了資本的效率。負債率對企業生產率也具有負向影響，負債率高的企業生產經營活動會受到約束，使得企業生產效率難以達到預期目標。出口變量的系數為正，“出口學習”、“出口選擇”等效應會促使企業生產率提高(張杰 等，2011)。補貼比率的系數不顯著，國有工業企業比重的系數值均顯著為負，經濟開放度系數并不穩定，人均GDP的系數則為負值。

表1 契約執行效率、契約依賴度和生產率的基準回歸結果

注：控制企業、年度固定效應；標準誤使用企業聚類穩健標準誤調整；*表示10%的顯著性水平，**表示5%顯著性水平，***表示1%顯著性水平；小括號中為調整后的t值。下表同。

(2)根據所有制分樣本的估計。對不同所有制企業的考察結果如表2所示。由表2可以發現，國有企業樣本中契約執行效率與契約依賴度交乘項的系數顯著為正，并維持在0.0132上下；而民營企業的系數大約為0.0026，這顯著為正；外資企業的系數則不顯著。如前文分析的原因，由于受到國際市場的影響，外資企業對本地的契約執行效率依賴程度較弱，契約執行效率改善對其生產率并未產生顯著的影響。

與民營企業相比，中國國有企業具有一定的政治地位。契約執行效率對國有企業具有偏好特征，司法、行政等方式能夠有效解決國有企業面臨的契約欺詐等問題，而對解決民營企業存在的類似問題作用相對有限。當面臨契約不完全造成的“敲竹杠”問題時，國有企業能夠通過正式法律手段予以解決。而民營企業則沒有能夠享受到相同的法治待遇，可能更多地利用人際關系等非正式的制度來解決糾紛(馬俊英 等，2015)。Long(2010)發現，國有企業簽訂正式合同的比例與通過法律手段解決商業糾紛的比例均高于民營企業，并且以開發新產品來衡量創新，法院辦事效率提高對于國有企業影響比民營企業要更大。綜上，相對于國有企業，民營企業并未從法制效率改善中獲得較大的益處，因而契約執行效率改善對于國有企業全要素生產率的促進作用要更顯著。

同時，由于剩余控制權和剩余索取權的不對應，導致國有企業的管理者并沒有有效的激勵方式來高效經營企業(胡一帆 等，2005；李壽喜，2007；劉瑞明，2013)。而管理費用占銷售收入的比率方面，國有企業的均值為0.5，民營企業為0.07，外資企業則為0.08。這表明，與民營企業相比，國有企業對于不完全合約的“敲竹杠”行為處理能力較差，更加依賴外部契約執行效率的改善。綜上，隨著契約依賴度增加，契約執行效率改善對國有企業全要素生產率的提高作用要更加顯著。

表2 對不同所有制企業考察契約依賴度、契約執行效率和生產率的效應

表3 按企業規模分組的回歸結果

(3)按企業規模分組的回歸結果。在“大眾創業、萬眾創新”的背景下，政府鼓勵創新，支持中小企業發展，契約執行效率對小型企業和大型企業全要素生產率的影響又有何不同呢？本文按企業規模的三分位數將企業劃分為大型企業、中型企業和小型企業，以分別考察契約執行效率對不同規模企業生產率的差異性影響。

從回歸結果中可以發現，在加入其它控制變量之后，契約執行效率提高對大型企業和中型企業全要素生產率的影響變得不顯著。而隨著契約依賴度的增強，契約執行效率對小型企業全要素生產率的促進作用顯著增強。面對更為標準化、市場化的投入品環境，大型企業受到關系型投資帶來的“敲竹杠”風險較小，即使面臨“敲竹杠”問題，也有實力降低其不利影響。而小型企業面臨更嚴重的信息不對稱和市場摩擦問題，在融資、原料采購、產品銷售等方面均存在一定的劣勢(楊咸月，2014；梁冰，2005)。隨著契約依賴程度的提高，小型企業面臨的關系型投資力度加大，更容易受到“敲竹杠”風險的威脅，并且小型企業缺乏處理“敲竹杠”問題的實力和經驗，因此小型企業進行更大范圍交易和更復雜生產的難度會增加。另外，中國企業跨地區經營伴隨著較高的制度成本，而較大規模的企業更有實力和經驗，更有跨區域經營的能力(宋淵洋 等，2014)，大型企業跨地區經營有助于降低對當地制度的依賴性。而小型企業則集中在當地發展，從而更加依賴于當地契約執行效率的改善。因而，相對于大型企業，隨著契約依賴度提高，契約執行效率改善對小型企業全要素生產率的促進作用要更大。

(二)穩健性分析

(1)使用LP法計算的全要素生產率回歸結果。為了克服OP法計算的全要素生產率的測量誤差，我們使用LP法計算的TFP值代替OP法計算的TFP值重新對基準回歸進行估計，最終得到表4所示的結果。從表4的結果中可以看出，契約執行效率與契約依賴度交乘項的系數均保持在1%的顯著水平為正。這進一步印證了前文基準回歸結果的穩健性。

表4 使用LP法計算TFP的估計結果

(2)使用《2008中國營商環境報告》數據衡量契約執行效率。在一些文獻中，利用世界銀行和中國社科院聯合調查的《2008中國營商環境報告》中的處理商業糾紛的成本數據來衡量契約執行效率，如李坤望等(2010)、蔣冠宏等(2013)等。《2008中國營商環境報告》給出了各省會(自治區首府，直轄市)城市處理商業糾紛的天數，該指標可以作為衡量契約執行效率的負向指標。借鑒李坤望等(2010)、蔣冠宏等(2013)文獻的方法，我們使用省會(自治區首府，直轄市)城市數據代表該省區的情況，并用365除以該指標得到類似年周轉次數的指標inst2，此時該指標與契約執行效率變為同向關系。由于該指標對應2006年的數據，所以只使用2006年的數據進行回歸，結果如表5所示。由表5結果可以發現，契約執行效率與契約依賴度交乘項的系數仍然在1%顯著水平為正。

表5 使用營商環境指數作為契約執行效率指標的回歸結果

注：回歸中沒有控制年份虛擬變量，使用普通最小二乘法估計。

(3) 內生性問題的進一步討論。由于存在反向因果關系、遺漏變量和測量誤差等方面的可能，解釋變量可能具有內生性。為了降低遺漏變量問題，我們控制了較多的企業層面和省級層面變量(企業層面控制變量如銷售收入、所有制、年齡、出口比率、補貼比率等，省級控制變量如國有工業企業比重、經濟開放度、人均GDP)，利用個體-年度雙固定效應模型進行估計，從而能夠消除不隨時間變動的個體異質性和不隨個體變化的年度異質性等因素的影響。因此，增加控制變量，并利用個體-年度雙固定效應模型進行估計，這些能夠進一步降低遺漏變量帶來的內生性問題。盡管如此，遺漏變量問題可能依然存在，如對企業的生產預期并不能進行計量，而遺漏變量對回歸結果的影響方向是不確定的。針對選擇契約執行效率的具體衡量指標，我們使用現有研究文獻中采用較多的《2008中國營商環境報告》中的合約執行成本數據作為契約執行效率的替代指標，并使用2006年的截面數據進行了回歸分析，結果仍然保持穩健，這一結果表明契約執行效率指標的測量誤差問題并沒有對回歸結果造成實質性的影響。對于制度如何測量確實沒有統一的標準，且不同的研究選擇的指標也不同，本文的測量誤差問題可能仍然存在。如果存在測量誤差，這會使得我們在基準回歸模型的核心變量的系數被低估，而在基準回歸中的結果已經保持顯著為正了，而克服測量誤差應該會使得核心變量的系數增大，從而有助于強化我們的研究結論。由于契約執行效率變量是用省級層面的指標衡量的，而全要素生產率是企業層面的指標，企業在生產過程中一般將制度作為外生變量以便選擇自己的決策，所以省級層面的契約執行效率能夠影響企業層面的全要素生產率，這也是本文考察的主要內容。而企業層面的全要素生產率則比較難以影響到該地區的契約執行效率，從而使得反向因果的問題較弱。另外對于企業層面的解釋變量，我們都將取滯后一期值進行回歸，這也有助于減小反向因果所導致的問題。因此本文的回歸模型能夠降低聯立性問題的影響。即使如此，可能還存在逆向因果問題，比如企業生產率提升可能提高對契約執行效率的要求，從而形成正向的反向因果鏈條，這種正向的反向因果效應則會使得基準回歸的契約執行效率與契約依賴度交乘項的系數被高估。

表6 工具變量估計結果

注：*表示10%的顯著性水平，**表示5%顯著性水平，***表示1%顯著性水平；小括號中為穩健標準誤調整后的t值；Stock-Yogo檢驗10%水平上的臨界值為16.83；由于樣本可能存在異方差，因此采用Keibergen-Paap rk Wald F 統計量來檢驗弱識別問題；如果使用常用的依賴iid假設的Cragg-Donald Wald F統計量檢驗，則更加傾向于拒絕弱識別問題。

以上對內生性產生三個來源都進行了相應的處理，從而有效降低了內生性問題的影響，但并不能完全消除內生性問題的影響，而這些問題可能會導致基準回歸中的系數出現偏誤。解決內生性問題的有效辦法是使用工具變量法。參考徐現祥等(2005)、李坤望等(2010)的方法，我們選擇中國三大改造前的民營經濟發展作為現在契約執行效率指標的工具變量。具體計算方法是：使用1955年各省區的非國有工業總產值除以最大值進行標準化，從而得到契約執行效率與契約依賴度交乘項的工具變量(zr_iv)。從表6的回歸結果中還可以看到，第一階段回歸中內生性檢驗的卡方統計量較大，表明以市場化指數中的“對投資者合法權益的保護”子項目衡量的契約執行效率可能存在內生性問題。Kleibergen-Paap rk Wald F 統計量(KP統計量)遠大于Stock-Yogo的10%顯著水平臨界值，表明工具變量不存在弱識別問題。第一階段回歸中，工具變量(zr_iv)的系數顯著為正。第二階段回歸中契約執行效率與契約依賴度交乘項的系數均在1%的顯著性水平為正。通過與表1基準回歸的結果進行比較，我們發現契約執行效率與契約依賴度交乘項系數顯著提高了，說明契約執行效率的內生性可能源于測量誤差的影響，這也說明基準回歸中可能低估了契約執行效率對不同契約依賴度企業生產率的影響。

五、結論和政策啟示

通過對契約執行效率影響企業全要素生產率進行理論分析，并結合中國工業企業數據庫中企業數據進行實證檢驗，得到如下研究結論：契約執行效率改善有助于提高企業的全要素生產率，并且對于契約依賴度較高的企業，契約執行效率的改善能夠更顯著的提高其全要素生產率；依所有制分樣本回歸結果表明，契約執行效率改善能夠顯著促進國有企業和民營企業全要素生產率的改善；隨著契約依賴度的增加，契約執行效率提高對國有企業生產率的作用要大于民營企業；相對于大型企業，契約執行效率提高對小型企業的全要素生產率影響較大。

根據上述研究結論，對于我們的政策啟示是：中國正處于經濟轉型關鍵時期，依靠投資和出口的粗放型增長模式難以再維持經濟的平穩快速增長，經濟增長越來越依賴于企業的生產技術更新、效率提高和效益改善，而這一轉變的背后需要強有力的制度環境作為支撐。在經濟“新常態”的背景下，亟待發揮制度紅利的作用，需要改善法律環境、完善司法體系、提高執法效率，不斷激發企業的創新能力和發展活力，推動中國經濟的持續健康發展；同時，由于契約執行效率對不同類型企業的影響存在差異性，亦需要采取針對性的措施來實現特定類型企業的發展。

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