生產效率、交易效率與企業自生能力研究

熊德斌 婁歡

關鍵詞：新結構經濟學;制造業;生產效率;交易效率;自生能力①

一、引言

制造業是實體經濟的重要組成部分，是國家高質量發展的重要支撐。黨的十九大報告特別強調制造業是推動工業化、現代化的主力軍。2020 年，國務院印發《國務院關于進一步提高上市公司質量的意見》，明確要求提高上市公司質量，而制造業企業在A 股上市公司中又居主要地位。截至2019 年上半年，A 股上市公司共計3 628 家，其中制造業上市公司2 276 家，占比62.73%。從2018 年6 月30 日至2019 年6 月30 日，新增上市公司中，制造業新上市公司占A 股新上市公司的69.4%。從相關財務數據來看，制造業上市公司占A 股企業的營業收入的比例在上升，但凈利潤占比在下降，不同公司的盈利能力有所分化。這就要求制造業一邊必須發揮垂范作用，積極推動高質量發展，一邊又要保證自己符合證監會上市公司質量的要求運行經營。

制造業上市公司高質量發展關鍵在于企業是否達到預期回報率。本文梳理了制造業上市公司2000-2019 年350 家ROA 分布數據，結果如圖1、圖2 所示。從圖1 可以清晰地看出，同一年度不同公司的ROA 差異很大，表明不同公司在同一時期的自生能力存在較大的差異。為了更直觀地看不同公司之間自生能力的差異性，本文進一步分析了不同企業之間自生能力的變化趨勢，從圖2 也得出與上述一致的結果，即不同公司之間的自生能力差異是較大的。這些現象均表明制造業發展離上市公司高質量發展還有很大差距。由此可知，以ROA 為核心的制造業上市公司自生能力存在較大波動。本文聚焦探討制造業上市公司的影響機制。

二、相關文獻回顧與評述

本文的研究主要與探討ROA 的相關研究文獻有關。股權集中度與企業績效呈顯著倒U 型關系（慕晶晶和陳琪，2020）。企業貸款增速、尋租競爭、融資約束、股權質押對企業業績有顯著的負向影響（欒稀、肖立晟，2019;劉斐然和胡立君，2020;張茜，2020;郭曼，2020;張力派等，2020;肖俊斌和王昕宇，2021）。企業社會責任信息披露、高管團隊知識基礎、企業環境文化對企業ROA 具有顯著的正向影響（吳虔華，2019;魏華飛和汪章，2019;李慧等，2021）。比ROA 密切且更具經濟學普遍意義的自生能力概念由林毅夫1999 年在《美國經濟評論》中首次提出，強調在一個開放、自由、競爭的市場中，一個具有正常經濟管理能力的企業，不需要政府補貼的條件下能夠獲得的預期行業利潤。林毅夫和劉培林（2001）指出，提高自生能力是國有企業改革的根本出路。違背比較優勢將導致中國企業缺乏自生能力，從而引發一系列的經濟問題（林毅夫，2002）。后續研究表明，技術優勢和競爭優勢等也是企業自生能力的體現，這種能力應該是動態的，需要適度的突破，否則，比較優勢產品就不可能長期存在，也不可能自動自發地實現產業升級（胡漢昌等，2002;廖國民等，2003;郭克莎，2004）。譚政科（2005）、張杰（2006）分別研究了電力多經企業與城市管道天然氣企業的自生能力培育問題。在比較優勢理論的指導下，培育企業自生能力可以通過技術創新發揮經濟的后發優勢，提高企業的核心競爭力（林毅夫，2008;曾燕紅，2009）。李飛躍和林毅夫（2011）、孫慧君（2015）從產業規模的角度，指出大多數企業由于生產設備和技術水平的滯后，沒有形成自身優勢，造成低水平重復生產和商業項目過度競爭的問題，從而提出應改變企業的自生能力。林毅夫（2017）強調，發展中國家的產業升級過程應與反映物質資本和人力資本積累的比較優勢變化以及要素稟賦結構變化相一致，確保新興產業中的企業具有自生能力。付才輝、趙秋運和陳曦（2021）從微觀角度探討，認為企業轉型升級最關鍵的是企業的資源稟賦結構需要與企業的價值鏈結構相匹配。

企業自生能力研究已經得到重視，文獻不斷涌現，但一方面主要集中于宏觀層面上探討政府發展戰略對企業的自生能力的影響;另一方面，關于從生產效率、交易效率兩者結合視角研究企業自生能力的文獻不多，且大都是通過理論分析，缺乏實證支持。自生能力作為一個新結構經濟學的基本概念，應該回歸到企業發展戰略配置資源效率層面研究。因此，基于前述出發點與現有文獻，本文從新結構經濟學微觀視角對制造業上市公司進行定量分析，既是新時代經濟轉型的需要，一定程度上也可能豐富該領域的學術思想。

本文的主要貢獻在于：第一，與已有文獻多利用新興古典經濟學的分析框架，本文借鑒新結構經濟學自生能力思想，從企業財務報表視角研究制造業自生能力問題，在分析對象和范圍上是一種新的嘗試;第二，在測度方法上，本文利用財務報表，以生產效率、交易效率的測度方法對制造業上市公司進行定量分析，探討企業生產效率、交易效率以及企業自生能力三者的關系，試圖厘清生產效率與交易效率對企業自生能力影響的機制與路徑，在測度方法和實證研究上也是一種新的嘗試。

三、理論分析與研究假設

（一）理論分析

在制造業中，生產效率的核心要義在于充分用好機器設備等固定資產生產更多的產品，充分釋放生產能力。因此，貨幣化的單位固定資產生產產品的價值就是生產效率的財務表達。在新結構經濟學看來，一個企業應該采用多少機器設備為代表的資本生產應該與所在國家或者地區要素相對豐富程度密切相關。一個具有正常經營管理能力的企業能夠通過價格信號決定生產方式。資本短缺條件下，采用更多的勞動力和較少的資本;反之，則會采用更多的機器設備等資本和較少的勞動力。因此，給定要素稟賦結構條件下，生產效率表明用符合企業要素稟賦結構的生產方式實現了最大成果，降低企業單位產品折舊成本和原材料規模采購成本具有的價格優勢，促使企業毛利率增大，增強企業自生能力。

毛利率最大并不能實現公司價值最大，還需要交易效率實現交易量盡可能大。站在企業視角來看，交易效率的核心要義在于單位營銷管理費用實現銷售產品數量。交易效率需要付出代價，那么交易過程中付出的努力也是應該與企業的交易要素稟賦結構匹配才能實現最優。企業品牌要素是影響企業交易效率的重要因素。品牌稟賦可通過三個方面來提升：一是質量及其品牌傳播贏得客戶信任，二是營銷改善客戶認知，三是客戶的維護鞏固市場圍。品牌的塑造需要企業長期、不斷地投入營銷管理費用。

按照林毅夫教授的定義，如果一個公司通過正常的經營管理預期能夠在自由、開放和競爭的市場中賺取社會可接受的正常利潤，那么這個公司就是有自生能力的。根據新結構經濟學的視角，自生能力取決于企業所使用的技術和產業是否與要素稟賦結構所決定的比較優勢相一致。一方面，企業依靠技術創新和產業升級來提高勞動生產效率，最大限度地降低企業單位生產要素成本（林毅夫，2010），主要體現在兩個方面：一是體現在生產資料上，通過改善生產資料的素質，提高生產資料的功能;二是體現在勞動者身上，通過提高勞動者的素質，提高勞動的效能（李伶，2015）。另一方面，不斷調整完善企業的各種硬基礎設施和軟制度安排，降低交易費用和風險，擴大營銷收入。當經濟中的軟、硬基礎設施適當時，交易費用也會達到最低，從而提高勞動生產率，使企業形成最強的競爭力，企業不需要政府補貼就有較強的生存和發展能力。廖國民和王永欽（2003）、陳瑩（2018）發現，交易效率的比較優勢和規模經濟是影響企業自生能力的重要因素。皮建才（2005）從交易成本的角度理解企業的自生能力，認為企業自生能力的一階條件是交易成本最小化，二階條件是生產成本最小化。申廣軍（2016）從生產效率視角出發考察產能過剩問題，認為，產能過剩的企業不能有效利用本地優勢降低生產成本、提高盈利能力。王圖展（2016）從生產效率、交易效率兩者角度考察分析企業自生能力，得出交易效率與生產效率的提高，可以提高企業競爭力、企業自生能力。劉英華（2017）提出通過供給側改革調整產業政策，提高生產效率和企業的自生能力。余典范、孫好雨和許銳翔（2020）從去產能、生產率與企業自生能力角度出發，發現清理固定資產、減少人員是治理“無自生能力企業”的關鍵，能夠顯著促進“無自生能力企業”的復興。根據上述分析，生產效率、交易效率構成影響企業自生能力的兩個重要維度。亞當· 斯密認為市場規模決定分工，進而決定生產效率。本文構建了生產效率、交易效率與自生能力三者之間的邏輯分析框架，如圖3 所示。

（二）研究假設

本文基于生產效率、交易效率、自生能力三者之間的理論關系，以及上述參考文獻提出了以下幾個假設：

林毅夫（2002）指出，不同的行業和技術需要不同的軟硬件基礎設施。軟硬件基礎設施的不匹配將導致交易成本的上升，即使生產成本低，總成本也可能過高，導致企業缺乏競爭力。因此，在提升要素稟賦結構的同時，還必須解決基礎設施完善的協調問題。當經濟中的軟、硬基礎設施適當時，能夠保持最低的經營成本和營銷成本，形成最強的競爭力、最大的生產順差、最高的資本回報率、最強的資本積累積極性、最優的要素稟賦結構以及比較優勢、產業升級與營銷收入的快速增長。黃毅（2014）提出，企業可以通過降低完成交易活動所需的人力、財力、物力的總投入以及交易過程中必須涉及一定的時間投入、成本付出來提高企業交易效率，促進企業發展，增強企業的運營能力。即綜上所述交易成本的降低和營銷收入的提高，促進交易效率的提高，進而推動企業形成良好的自生能力。

基于此，本文提出假設一：提高交易效率能夠增強企業的自生能力。

根據新結構經濟學理論，當一個企業的發展戰略符合其比較優勢時，即更多地利用其相對豐富的生產要素，可以降低生產成本，加速剩余積累，最終不斷改善其要素稟賦結構。如果經濟體能夠根據各時點要素稟賦結構所決定的比較優勢來選擇技術和發展產業，通過擴大企業規模，使企業的要素生產成本最低，內生最優的產業結構和技術結構也會得到升級，從而保持經濟的高速增長，促進企業自生能力的提高（林毅夫，2010、2017）。張杰等（2011）、李伶（2015）也提出企業的生產效率體現著企業的生產技術、銷售、管理等許多方面的能力，企業的生產效率與企業利潤率成顯著的正比關系，通過生產效率可以考察一個企業的市場競爭力，市場競爭力越強，企業生產的產品就越容易受到客戶的歡迎，進而促進企業的獲利能力，增強企業的自生能力。由此可見，企業生產效率的提升在其自生能力的增長過程中扮演了十分重要的角色。

基于此，本文提出假設二：提高生產效率能夠增強企業的自生能力。

著名經濟學家楊小凱曾提出，在一定的專業化水平和資源約束下，交易效率影響著企業的實際收入水平，進而導致社會分工、產權安排、產業分化過程乃至整個經濟的運行和發展。分工可以提高生產效率，但分工的深化和發展受到交易效率水平的制約。交易成本是影響交易效率的重要因素，是深化分工、提高交易效率的產物。降低交易成本、提高交易效率有利于深化分工，從而提高企業的生產效率和核心競爭力。也就是說，貿易促進了分工，分工的深化提高了單位產品和服務的生產效率（喬翔，2011）。陳雅萍、蔡偉賢（2008）、馬慶（2014）、尹德洪（2014），仲佳歡（2019）都提出，交易效率的提高可以促進分工的演進，交易效率是影響分工和專業化的重要因素。根據馬克思分工理論，可以知道分工可以使勞動者的技術水平得到提高，同時改進勞動工具，最終提高勞動生產率。魏江林（2015）通過分析亞當·斯密分工理論體系也可以得知，人們為了追求利益最大化，只能通過市場交換來實現，因此就需要更多的產品流通到市場上去交換，于是他們通過分工提升自身的勞動生產力來提高自己的生產效率。丁亞娟（2018）也強調分工可以提高生產效率，促進技術創新，降低生產成本，增強企業的核心競爭力。也就是說，交易促進了分工，提高了生產效率，降低了單位生產成本，提高了企業的自生能力。

進一步由圖4 可知，制造業每個企業的自生能力指標的均值與交易效率指標的均值之間呈現正相關關系。由圖5 可知，制造業每個企業的自生能力指標的均值與生產效率、交易效率指標交互項的均值之間呈現正相關關系。且傾斜程度比單獨的與交易效率的均值指標要略陡峭，因此，可以得出交易效率能夠通過提高生產效率增強企業的自生能力。

基于此，本文提出假設三：交易效率能夠通過提高生產效率增強企業的自生能力，即生產效率具有中介效應。

四、研究設計

（一）變量測度與模型設計

資產收益率是衡量單位資產凈利潤的指標，也是衡量一個公司相對于其總資產的盈利能力的有用指標。資產收益率越高，資產的利用效果越好，說明企業在增加收入、節約資金使用方面取得了良好的效果，否則，情況正好相反。基于企業自生能力是能夠獲得的正常利潤的界定，本文用凈資產報酬率ROA 與行業平均ROA 比較的財務指標企業的自生能力，采用公式1 測度。

由于本文主要是從財務報表微觀視角來研究企業生產效率、交易效率以及企業自生能力的關系，因此，需要進一步測度生產效率和交易效率。生產效率有多種測度方式，本文基于財務數據視角，通過產能利用率測度生產效率。產能利用率是制造業企業特別重要的指標，直接關系到生產成本的高低。產能利用率是指企業以固定資產為代表產能的利用程度的財務表達。顯然，如果企業的產能利用率高，單位產品的固定成本就會相對較低。產能利用率低，就會造成人員和生產設備的閑置和成本的浪費。所以這里采用產能利用率來測度制造業的生產效率。在制造業中，與固定資產為代表的實際使用狀態密切相關的是企業當期采購原材料、正在生產的在產品和已經生產完畢的產成品等本期增加的存貨項目有關，因此，采用公式2 測度。由于資產負債表中的存貨是存量指標，需要轉化為流量指標，采用公式3 測度（歐陽洪姝，2021）。

交易成本指交易雙方在完成一項交易時，在交易前后所產生的與交易有關的各種費用。交易成本與交易效率成反比。交易成本越高，交易效率越低，反之，交易成本越低，交易效率越高，因此用營業收入比銷售費用、管理費用之和來作為衡量單個公司交易效率的指標，銷售費用、管理費用之和比營業收入增長速度快，說明營銷方面花費過大，營銷手段沒有取得很好效果，投入與產出不成正比。進一步考慮為了讓企業做大做強，發現自己的不足與優勢之處，在這里我們采用行業層面的視角來度量交易效率，采用公式4 測度。

本文的控制變量共選取5 個：一是企業年齡，二是企業規模，三是行業虛擬變量，均借鑒袁其剛等（2014）的方法。企業年齡用觀察年和成立年的差值來表示。以總資產的對數作為企業規模的變量。四是所有制性質。因為自生能力是林毅夫教授相對于國有企業改革提出的，因此在探究企業自生能力的時候，我們加入了所有制性質這一控制變量，來考察制造業企業不同所有權屬性對企業自生能力影響是否存著異質性。通過杜邦分析法還可以知道，一個企業獲利能力情況可以通過企業融資結構來體現，融資能力不強的企業通常獲利能力也較低，因此，本文將融資結構也納入到了控制變量范疇，以平常的財務分析方法——企業負債比上所有者權益來表示。

模型中涉及的具體變量的度量方法如表1 所示。

其中，i 表示企業，t 表示年份，被解釋變量roa 為企業自生能力，核心解釋變量man、tran為企業的生產效率和交易效率，control 為控制變量。借鑒已有文獻的做法，本文選用以下控制變量：所有制性質（own）、企業規模（size）、企業年齡（age）、企業融資結構（fin）。此外，company 為個體虛擬變量，year 為年份虛擬變量，ε 為隨機誤差項。為減少異方差的影響，本文對所有變量都進行了取對數處理。面板數據模型涉及固定效應與隨機效應模型的選擇，在實證檢驗過程中，本文根據Hausman 檢驗來確定是建立固定效應還是隨機效應模型。同時，考慮到內生性的影響，本文對解釋變量采用了滯后一期處理。實證分析部分所用的數據均為滯后期數據。為探討企業交易效率對企業自生能力影響的作用機制，本文運用中介效應模型來探討企業生產效率的提高是否能夠促進交易效率對企業自生能力的提升，建立如下模型（溫忠麟等，2005）：

其中方程（5）表示交易效率與企業自生能力之間的關系，方程（6）表示企業生產效率與企業交易效率之間的關系，方程（7）則為在方程（6）的基礎上加入了生產效率項后，探討生產效率、交易效率、企業自生能力三者之間的關系。

為探討企業交易效率對國有企業的自生能力的作用力度和對民營企業的自生能力的作用力度影響，設立如下模型：

其中，此時的所有權虛擬變量，僅包括國有企業，其賦值為1。企業生產效率、交易效率與虛擬變量“國有企業”三者之間的交乘項系數正負顯著用來體現國有企業和其他類型企業在企業自生能力上的強弱。

從上述文獻可以知道企業的自生能力也受企業規模大小、融資結構的影響，因此，本文在基準模型的基礎上加入企業規模的平方項和企業融資結構的平方項進行進一步探究，該模型如下：

（二）樣本和數據

為消除行業因素對研究結論的影響，保證研究樣本的連續性和研究結果的有效性。本研究以2000-2019 年A 股制造業上市公司為研究樣本，剔除ST、ST*、缺少數據和年份的公司，共獲得446 家公司和9 279 個有效樣本觀測值。分析所使用到的數據來自于國泰安數據庫。以上數據采用SPSS、excel2010 和stata16 進行分析。

本文全樣本數據的描述性統計如表2 所示。

從表2 可以清晰看出交易效率（tran）的最小值為-59.25，其值小于零。但對于一個公司而言，其交易效率不應該小于0，所以我們對數據進行了查證，得到交易效率小于0 的原因在于管理費用小于0，而管理費用屬于企業的正常期間費用，核算企業日常生產過程中發生的各項費用支出。在正常情況下是不應該出現負數的，因此我們進一步剔除了管理費用為負的公司，一共得到429家公司8 963 個有效樣本觀測值。

刪除之后得到的結果也是如此，考慮到小行業之間存在著差異，于是我們進一步對制造業里面的小行業進行了逐個檢驗，發現醫藥制造業的交易效率與產能回報率為負相關關系，具體表現如表3 所示。

那是什么原因導致制造業中的醫藥行業的交易效率與自生能力出現負相關關系呢？劉巧娜（2020）提出醫藥企業一直存在造假現象，通過近幾年的造假醫藥企業來看，收入造假一直是造假的重災區。醫藥行業最常見的收入造假類型是交易造假。交易造假主要是通過虛假交易達到虛增收入的目的，最常見的是通過關聯方客戶和隱形關聯方串通合謀來虛構業務和收入費用造假。隨著醫療行業的改制和兩票制等制度的建立，藥品價格受到管控，現象雖得到了緩解，但迫于競爭生存的壓力，醫療行業財務造假、虛增銷售規模的情況依舊不可小覷（張芳芳和張秋，2018;洪演和徐素波，2021）。基于上述文獻觀點，我們覺得醫藥行業大量存在回扣等侵蝕利潤。回扣是一種灰色交易，不會在營業費用中體現，這樣虛增了醫藥行業交易效率，因而導致交易效率與資產回報率呈現負相關關系。

于是我們再一步剔除醫藥制造業公司進行檢驗，結果如表4 所示。

（一）多重共線性檢驗

由于考慮滯后變量，調整后的樣本區間為2002—2019 年，面板模型中的觀測值為6 284 個。為了避免多重共線性可能帶來的估計量非有效問題，首先進行多重共線性的方差膨脹因子（VIF）檢驗。結果表明，方差膨脹因子均值（Mean VIF）為1.15，最大值為1.25，遠遠小于10 的經驗規則。因此，在這里，我們不必擔心存在多重共線性問題（慕晶晶和陳琪，2012）。

（二）面板模型檢驗

面板模型有混合模型、固定效應模型和隨機效應模型三種類型。為了比較不同模型下的回歸結果，分別進行混合模型、固定效應模型和隨機效應模型回歸。根據回歸結果來看，方差中來自于個體效應的占比較高，說明混合模型不太適合。進一步進行Hausman 檢驗以確定選取固定效應模型還是隨機效應模型。Hausman 檢驗的Chi?square 為3.71，概率值為0.715 6。可以看出P 值遠遠大于10%，說明Hausman 檢驗結果應該是選擇固定效應模型是最有效的。且通過固定效應模型可以在模型使用滯后項的基礎上更進一步降低內生性問題。因此，本文在內生性問題處理上是比較可信的。

（三）交易效率能夠增強企業的自生能力

表6 的回歸結果顯示，第（1）列為當期交易效率對企業自生能力的影響，估計系數在1%的顯著水平上顯著正相關。第（2）列為當期加入控制變量后交易效率對企業自生能力的影響，估計系數在1%的顯著水平上也顯著正相關。第（3）列為滯后期交易效率對企業自生能力的影響，估計系數在1%的顯著水平上顯著正相關。第（4）列為滯后期加入控制變量后交易效率對企業自生能力的影響，估計系數在1%的顯著水平上也顯著正相關。均表明企業的交易效率提高能夠促進企業自生能力的提升，交易效率越高，對于企業自生能力的促進作用越強。即從上述可得，企業的交易效率提高能夠增強企業的自生能力。控制變量的估計結果顯示，企業規模對企業的自生能力有正向作用，而企業性質、企業融資結構對企業自生能力則有著顯著的負向作用，企業的年齡對企業自生能力也是負向作用。

（四）生產效率能夠增強企業的自生能力

表7 的回歸結果顯示，第（1）列為當期生產效率對企業自生能力的影響，估計系數在1%的顯著性水平下顯著為正。第（2）列為當期加入控制變量后生產效率對企業自生能力的影響，估計系數在1%的顯著性水平下也顯著為正。第（3）列為滯后期生產效率對企業自生能力的影響，估計系數在1%的顯著性水平下顯著為正。第（4）列為滯后期加入控制變量后生產效率對企業自生能力的影響，估計系數在1%的顯著性水平下也顯著為正。均表明企業的生產效率提高能夠提升企業的自生能力，企業的生產效率越高，對于企業自生能力的促進作用就越強。即從上述可得，企業的生產效率提高能夠增強企業的自生能力。控制變量的估計結果顯示，生產效率與交易效率對自生能力的情況一致，便不再贅述。

表8 為基準模型的回歸結果。第（1）、（2）列為交易效率對企業自生能力的影響，第（3）、（4）列為生產效率對企業自生能力的影響，結果顯示：企業的交易效率、生產效率分別提高都能夠促進企業自生能力的提升，交易效率越高，對于企業自生能力的促進作用越強。生產效率越高，對于企業自生能力的促進作用越強。此外，本文還考察了交易效率與生產效率兩者結合起來對企業自生能力的影響，估計結果見表8 第（5）列。結果表明，交易效率與生產效率兩者的結合對企業自生能力均有顯著的正向作用，企業的交易效率越高、生產效率越高，對于企業的自生能力的激勵就越有效。即交易效率與生產效率兩者的結合對企業自生能力有顯著的正向作用。控制變量的估計結果也與假設一、假設二結果一致。

但事實是否真的如此？我們進一步進行了驗證。

表9 的第（1）列為企業自生能力（Roa）的回歸結果，核心解釋變量為企業交易效率，結果顯示企業的交易效率對企業自生能力有顯著的正向作用。第（2）列則探究企業生產效率與企業交易效率之間的關系，被解釋變量為企業生產效率，核心解釋變量為企業交易效率，結果顯示企業的交易效率對企業的生產效率有顯著的促進作用。第（3）列為在第（1）列的基礎上添加了生產效率變量，結果顯示，交易效率系數在1%的顯著性水平下顯著為正，說明交易效率越高，能夠給予企業更大的自生能力。究其原因，交易效率高的企業，能推動企業的生產效率提高，企業會更加注重自生能力的提升，以此尋求企業的生存和突破。這可以從中介模型中，企業生產效率和企業交易效率的系數較之前的第（1）列變小得到驗證。第（4）列為在第（3）列的基礎上添加了交易效率與生產效率的交互項，結果顯示，交易效率與生產效率的交互項是顯著的，說明交易效率對企業自生能力的效應還受到生產效率的影響，即聯動效應。第（3）、第（4）列的結果均顯示，生產效率在其中充當了部分中介效應作用。

李周、李劼和周軼韜（2020）指出國有企業具有行政色彩。第一，國有企業有行政級別，高級管理人員最希望的是行政職務的晉升。第二，國有企業的部分資源來自國家配給，雖然這部分資源所占的比例越來越小。第三，企業的決策是以政府的政策為導向的，市場和政策的變化往往被視為決策失誤的原因。第四，管理層輪換與專業技能的關系不強。其次，國有企業的資產負債率顯著高于非國有企業。1997 年，國有企業資產負債率接近65%，2004-2013 年降至57%-58%，2014 年政府“去杠桿”政策的實施使資產負債率持續下降，然而，近兩年來，隨著國有企業信心的擴大，國有企業資產負債率偏高的問題再次凸顯。截至2018 年底，國有企業資產負債率高達64.84%，占全部非金融企業部門債務規模的70%以上。再次是政策性負擔重。張輝等人發現，國有企業作為政府宏觀調控的穩定器，仍然承擔著更多的社會責任。因此，在促進國有企業自生能力方面，交易效率弱于非國有企業。從上述輸出結果也可知，企業的交易效率對企業自生能力的影響與企業的所有制性質有關，因此我們進一步進行了驗證。

表10 為在基準模型的基礎上加入了企業生產效率、企業交易效率與企業所有制性質交互項后的回歸結果。第（4）列結果顯示，企業生產效率、企業交易效率與國有企業的交互項在1%的顯著性水平下顯著為負，證明國有企業的自生能力顯著弱于民營企業的自生能力。

那么，是由于什么原因導致國有企業的自生能力顯著弱于民營企業的自生能力呢？根據新結構經濟學理論，王勇（2021）首次提出，2001 年中國加入世界貿易組織以后，逐漸形成一個重要的宏觀結構特點，即垂直結構。他提出產業可分為上、下游產業。上游的產業主要是生產中間產品與提供中間服務、原材料的產業，比如機械、能源、黑色金屬、電子等，其所服務的客戶主要是企業，而不是個人。而下游產業的客戶直接是消費者，包括消費性的制造業，如礦泉水、書包、鉛筆等的生產。從中國的產業分布比重來看，我國國有企業大多集中在上游產業，下游產業主要是民營企業。上游產業通常不加歧視地銷售原材料，企業沒有定價權。下游產業則是直接面向消費者的，而消費者不是專業買家，因此與企業用戶相比，他們對產品定價不太敏感。下游企業關注消費者的需求、品牌、渠道以及行業的成長性，強勢品牌容易獲得品牌溢價，加上如果行業增長的上限很高，路將會走得很長，這就會導致非國有企業的自生能力很強。

從國有企業和非國有企業的性質來看，國有企業的控股股東是國家，而非國有企業的控股股東是指其他非國家投資者，如個人、家庭、外資企業等。非國有企業的目標非常明確，成立企業的目的是為了盈利，因此，企業的最終目標是利益和價值最大化。而國有企業除了盈利之外，還應該承擔一定的社會責任，這就決定了國有企業的目標不能是利潤最大化和企業價值最大化。兩類企業控股股東的身份不同，決定了兩類企業的最終目標不同，從而也就決定了兩類企業自身發展情況不同。非國有企業更具有靈活性，應變能力強，適應于競爭激烈的市場經濟，及時做好調整，賺取最大的利潤，極大地創造了市場活力，拉動了經濟發展。對于國有企業來說，要貫徹國家經濟政策，承擔國家經濟調節職能。對于一些重要的行業和產品，即便不盈利，國家也需要投資興辦企業。當經營能夠盈利或者利潤率高的時候，老百姓愿意投資，國家可以減少投資或者退出這些領域。因此，國有企業的生存能力弱于非國有企業。

基于林毅夫（2010）觀點，國有企業的主要責任是實施國家發展戰略，由于政府給予的政策負擔，國有企業的生存能力減弱，難以與其他所有制企業競爭。政府保護國有企業的實質是為其承擔的政策性負擔買單。受政府保護的企業可以是國有企業，也可以是非國有企業。然而，一些發展中國家對非國有企業施加政策負擔，并對其加以保護。因此，國有企業的生存能力弱于非國有企業。

一方面，所有企業都有固定成本，租用場地和設備的租金、固定資產的折舊和維護費用、人員薪酬的固定部分、對企業進行投資所放棄的利息等都是企業需要承擔的固定成本。另一方面，生產的產品和服務的數量越多，最終分到單位產品和服務的固定成本就越低，但是企業規模并非越大越好，隨著人員、部門和層級數量的增加，監督、協調等方面的管理難度會不斷加大，對企業的效率和成本造成不利影響，導致企業的交易效率對企業自生能力的促進作用，與企業的規模大小呈現一個倒U 型關系。

與此同時，對于企業而言，保持合理的融資結構有利于提高企業價值。債務融資能夠給企業帶來財務杠桿收益和節稅收益，當總資產息稅前利潤率大于債務成本率時，企業進行債務融資，可以獲得財務杠桿收益，提高企業價值;企業進行債務融資可以帶來節稅收益，提高企業價值。但隨著債務融資的增長，企業面臨的財務風險就會增大，進而使企業陷入財務危機及破產。

因此，我們進一步加入了企業規模二次項和企業融資規模二次項進行驗證：交易效率對企業自生能力的促進作用與企業的規模大小和企業的融資結構是否呈現一個倒U 型或正U 型關系。

表11 第（4）列為在基準模型的基礎上加入了企業規模平方項后的回歸結果。結果表明，企業自生能力與企業規模的一次項正相關，與企業規模的平方項負相關，即典型的倒U 型關系。第（5）列為在基準模型的基礎上加入了企業融資結構平方項后的回歸結果。結果表明，企業自生能力與企業融資結構的一次項負相關，與企業融資結構的平方項正相關，即典型的正U 型關系。平方項顯著就一定意味著存在U 型關系嗎？事實是否真的如此？

常規來說，在大多數試圖識別U 型關系的實證中，研究人員會在一個標準的線性回歸模型中加入一個非線性項。如果這一項是顯著的，并且估計的極值點在數據范圍內，則認為存在U 型關系。然而，Lind and Mehlum（2010）在2010 年認為，這一標準過于薄弱。當真正的關系是凸而單調時，模型估計將錯誤地產生一個極值點和U 型關系。對U 型的測試比較復雜，因為原假設要求在區間的左右兩邊是單調是相反的。對于這個復合的原假設，標準的測試方法不再適用。于是他便借鑒 Sasabuschi（1980）開發的通用框架，來測試兩變量間是否存在U 型或倒U 型關系，并且利用這個檢驗原理編寫了utest 檢驗命令。utest 提供了一個U 型（或倒U 型）關系在一個區間上存在與否的精確測試。本文也借鑒此方法來檢驗企業自生能力是否與企業規模呈現一個倒U型關系。輸出結果具體如表12 所示。

可以看出，計算出的極值點為2.29，最大值為2.40。可知，檢驗出的“極值點”在數據范圍內，并在5%的統計水平上顯著，因此此時應該拒絕原假設。同時，結果中的Slope 在區間里存在負號，所以我們可以認為企業自生能力與企業規模存在倒U 型關系。即企業發展存在規模效益，是指企業在前期生產規模擴大的時候，能引起經濟效益增加的現象，但企業的生產規模一旦擴大到一定規模以上，就可能產生規模效應遞減的現象。

六、穩健性檢驗

上述計量經濟分析表明，生產效率和交易效率對企業自生能力有顯著影響，交易效率的提高可以促進生產效率的提高，增強企業自生能力，提高企業的發展水平，國有企業自生能力弱于非國有企業，企業規模與自生能力呈倒U 型關系，企業融資規模與自生能力呈正U 型關系。為了考察計量模型結果的穩健性，本文通過使用企業存貨周轉率（用企業營業成本除以企業平均存貨余額表示）替代企業交易效率、用2007-2019 年制造業上市公司的數據替換本文之前的原始樣本數據，對本文之前的假設進行穩健性檢驗（李青原和肖澤華，2020）。

（一）替換變量穩健性檢驗

如表13 所示，穩健性檢驗的回歸結果顯示：第（1）列為當期存貨周轉率、生產效率對企業自生能力的回歸結果。第（2）列為滯后期只加入存貨周轉率和控制變量的結果，第（3）列為滯后期企業存貨周轉率對企業生產效率影響的回歸結果，第（4）列為同時加入滯后期存貨周轉率、生產效率后的回歸結果，第（5）列為在此基礎上加入規模平方項后的回歸結果，第（6）列為在基準模型上加入企業融資結構平方項后的回歸結果，第（7）列為國有企業與企業自生能力的回歸結果。從表中可以看出：得到的結果均與之前的結果一致，因此證明生產效率作為中介變量，企業規模與企業自生能力呈現倒U 型關系，企業融資規模與企業自生能力呈現正U 型關系，國有企業的自生能力弱于非國有企業的模型具有穩健性，不存在誤設問題，系數的估計結果是可靠的。

（二）變換樣本穩健性檢驗

如表14 所示，穩健性檢驗的回歸結果顯示：第（1）列為當期交易效率、生產效率對企業自生能力的回歸結果。第（2）列為滯后期只加入交易效率和控制變量的結果，第（3）列為滯后期企業交易效率對企業生產效率影響的回歸結果，第（4）列為同時加入滯后期交易效率、生產效率后的回歸結果，第（5）列為在此基礎上加入規模平方項后的回歸結果，第（6）列為在基準模型上加入企業融資結構平方項后的回歸結果，第（7）列為國有企業與企業自生能力的回歸結果。從表中可以看出：雖然企業的交易效率項變得不顯著，但符號與之前的結果一致，即經濟含義沒變。其他項的結果均與之前的結果一致，因此證明生產效率作為中介變量，企業規模與企業自生能力呈現倒U 型關系，企業融資規模與企業自生能力呈現正U 型關系，國有企業的自生能力弱于非國有企業的模型具有穩健性，不存在誤設問題，系數的估計結果是可靠的。

七、結論與啟示

本文利用2000-2019 年我國制造業上市公司數據研究企業生產效率、交易效率變化與企業自生能力三者之間的關系，考察了生產效率的中介影響及其作用機制，以及企業所有制的調節效率，得出三個結論：一是企業交易效率通過生產效率的部分中介效應可以促進企業自生能力的提高，即提高生產效率是交易效率促進企業自生能力增強的一個路徑。二是相對于國有和非國有企業，生產效率與交易效率的提高對非國有企業的自生能力調節效應更大。三是相對于企業規模而言，生產效率和交易效率的提高對企業發展初期的自生能力有較大的促進作用，但達到一定規模后，生產效率和交易效率的提高會對企業的自生能力產生效率遞減影響。

基于以上結論，本文得到以下政策啟示：一是積極推進企業高效運營。對于制造業來說，生產管理是所有環節中最重要的，需要加強企業以固定資產為代表的產能投資的預期管理和選擇有效市場釋放出來的具有比較優勢的生產設備，而不盲目擴大和選擇最先進的生產方式來提升產能的利用效率。二是在促進企業自生能力方面，生產效率提高也應著眼于有效提高交易效率，充分釋放交易效率，擴大市場占有率。所以要充分利用交易環節，解決供應質量不穩定、交貨合格率低、訂單波動大、庫存大、結算不暢等問題。三是在企業發展過程中要隨時注意自己的發展規模，需要做到生產效率、交易效率與企業基于大數據為核心的數字化管理協同發展，破解大規模企業內部管理病對自生能力的侵害。