供給側改革是否提高了企業資源配置效率
——基于準自然實驗的研究

●王 崴

一、研究背景

自2015年供給側結構性改革實施以來，取得了較為明顯的成效，且成為今后我國提高經濟發展質量的重要推手。但是，要想進一步發揮供給側結構性改革的作用，關鍵是這一改革能否提升企業資源配置效率。因為，企業資源配置效率不僅僅關乎企業自身的經濟利益，甚至影響到我國經濟的健康發展。國內外許多學者都對于企業資源配置效率的提升有著各自的見地，花貴如、周樹理（2021）認為產業政策會引起股票市場上面投資者的情緒波動，進而影響企業資源配置的行為以及效率。曹杰、劉娟（2021）認為居民的對外投資總規模及平均規模，與企業資本配置效率間存在顯著關系,投資不足情形下，居民對外投資會顯著惡化企業資本配置效率。阮斌云（2019）認為會計準則變革對于企業投融資行為產生制約，從而對于企業的資源配置效率也產生影響。劉啟仁、黃建忠（2018）在其研究中表明,因為稅收負擔的提升，所以企業就會提高加成率，把稅負轉嫁給其他人，這樣就會使得要素的邊際產出與社會的最優水平發生偏離，從而使得企業資源配置效率發生扭曲。但是，供給側結構性改革是否影響到企業的資源配置效率？這一問題在理論界還沒有得到驗證。為此，本文以供給側結構性改革為背景，采用準自然實驗的研究方法，研究在供給側結構性改革下,對企業的資源配置效率的影響。其目的在于：使用較為穩健的準自然實驗的方法，克服了傳統的內生性問題，同時對于在供給側結構性改革背景下,提升企業資源配置效率提供理論依據。

二、文獻回顧與評價

（一）文獻回顧

供給側改革的邏輯是逐步發展起來的，在世界經濟發展史上，可以清晰地看到美國和英國都曾面臨供給側方面的危機，也由此創立出了供給學派的實踐。馮志峰（2016）的研究談到薩伊定理表明：當一個商品被生產出來以后，它可以與別人的商品進行交換，也因此生產者便會產生購買其他商品的想法。人們有著無窮無盡的欲望，但欲望卻不一定都是需求。所以只有自己的生產能力提高了，與別人交換的價值產生了，才會擁有消費能力。因此，薩伊主張把壟斷打破、稅收也要減少，在市場機制的作用下來實現供求的均衡。但就我國具體情況來看，我國經濟出現產能過剩、產業結構錯位等問題最終可以歸結于是我國市場仍然不夠成熟，市場和政府之間的角色定位并沒有清晰劃分，經濟與市場體制不夠健全，這些原因致使市場不能自發地調節供給和需求，最終使得供給側和需求側出現了嚴重的不對等情況。在如此情形之下，選擇供給側結構性改革是一個主動適應供給側與需求側矛盾，可以為經濟發展注入新動力。供給側結構性改革應從政府與市場、短期和長期、加法和減法、供給和需求的關系展開，在四個關系的伴隨下供給側結構性改革的基本思路也應運而生。其中比較重要的一點是：在企業體制方面，國有資本也要被加以管制，不能放任不管。所以對待國有企業要加快企業資本的優化配置，健全國有資本的優化配置功能，壟斷企業也要進行深入的改革，加快民營經濟發展，進而提高我國企業潛在的經濟增長率和培育新的發展動力。且這一問題，在以往的研究中得到驗證，章婷婷、趙月旭（2021）主要研究了供給側結構性改革會影響產業結構進而影響國民收入。在謝富勝、匡曉璐（2020）的研究中說明目前我國的實體經濟的利潤率并不理想，需要加大對經濟活動的參與度，這樣就不可忽視供給側結構的改變，來對需求側的變化做出及時的反應，企業的營業收入有所增加，企業的利潤率自然也就提升了，為企業的經濟利潤和金融活動找到一個好的平衡點。

企業資源配置效率對于企業的重要性不言而喻。陳艷利、喬菲（2014）等人發現企業集團內部的關聯交易和關聯擔保會給資本市場的資源配置帶來損害，也會影響企業內部的資源配置效率。郭強（2020）在研究中說明不合理的配置抑制了企業的工作效率，進而影響了企業的經濟利潤，因此在他的研究中他設立了企業資源工作流的最優調度，用來衡量任務發布后每個人的工作效率，進而設法給企業帶來最高的利潤。劉備，黃維喬（2020）探究了國家綠色產業政策是否會提升企業的生產效率，得出了綠色產業政策實施路徑主要依靠激勵創新的薪酬機制和市場選擇的淘汰機制。具體來說，通過加速市場的企業進入和退出和淘汰機制，以及通過促進新型生產來提高企業的生產效率，來促進全要素生產率的增長。同時，對技術密集型企業具有更顯著的凈溢出效應。虞志剛（2020）得出財務信息披露與企業投資效率確實存在顯著的負效應。其中，資本效率的扭曲對投資具有負面影響。高效率的投資可以提高企業資源配置的效率，提高企業的績效和價值。因此財務信息的不真實和公司股份集中在少數人手中會降低企業的投資效率，從而影響企業資源的配置效率。

（二）評價與啟示

上述文獻的研究成果對研究在中國經濟發展新常態下對企業資源配置效率的提升有十分重要的借鑒意義和參考價值。綜上而言，能夠帶給我們以下的相關啟示：

首先，供給側結構性改革是適應現行經濟變化，以及經濟新矛盾的主要改革之路，在今后的發展之中，供給側結構性改革不會被忽視。同時，資源在企業中進行各種各樣的排列組合就為企業的運行提供了基礎。如果企業沒有資源，或者說企業的資源不能夠很好地排列組合，那么企業就不可能運行和存在。以上分析可知企業的競爭力歸根結底來自于兩方面：一個就是企業所擁有的資源，第二個就是資源的整合配置能力。尤其是企業資源的有效的整合排列，企業資源作用發揮到最優配置效率，最終促進企業的經濟效益。

其次，已有文獻中很少有從供給側結構性改革的視角下來研究企業的資源配置效率。同時，對于企業資源配置效率的衡量指標主要集中在單一的投資效率或者融資效率。為此，本文把重點放在了供給側結構性改革對于企業資源配置效率的影響作用上，同時，在計算企業資源配置效率的角度不同于以往的研究，采用OP的方法綜合企業的資本、人力等因素得到企業的全要素生產率，來作為企業資源配置效率的衡量指標。在供給側改革的視角下，通過計算企業的資源配置效率，來分析供給側結構性改革是否能成為經濟發展新動力。

三、研究設計

（一）實證模型設定

本文選用了2015年宣布的“供給側結構性改革”來構建準自然實驗的框架，使用2014—2020年深滬兩市A股上市公司，檢驗供給側結構性改革對企業資源配置效率的影響效應。構建了如下固定效應模型:

其中，i代表行業，t代表年份，industry是行業固定效應，t為時間趨勢項，Std表示資源配置效率，DID為供給側結構性改革的虛擬變量，X為表征其他控制變量的向量。系數β1衡量供給側結構性改革對資源配置的影響，如果β1顯著大于零，表明供給側結構性改革政策提升了資源配置效率。

（二）相關變量的處理

1.被解釋變量：企業資源配置效率（d）。在經濟學中對于企業資源配置效率的研究主要的衡量指標的是資源錯配。資源有效配置是指對于資源的分配處于這樣一種狀態即不能使任何人的情況變好在不使任何人情況變壞的情況之下。而測量資源錯配的方法有兩種。一種是參數法。即以Hsieh和Klenow(2009)所提出的單個企業與整個經濟市場之間的估算資源錯配的參數方法，這個模型并不是憑空產生的，有一定的理論依據，即某個企業正在經歷著資源的不協調性（以扭曲稅來反映），從而使得各個企業的增加最后一個單位的要素的經濟產出不相同，從而就產生了國民經濟總量下降，產業結構發生扭曲，失業率提升等問題。根據實際的全要素生產率和最優的全要素生產率之間的差額來測量資源錯配的程度。而另一個測量資源錯配的方法就是半參數法，主要是Olley Pakes(1996)提出的，即把全要素生產率分解從而得到兩個指標的協方差，這兩個指標分別是企業的生產率水平和企業規模，以協方差的大小來測度宏觀資源錯配的程度。我選用的是半參數法來度量企業的資源配置效率，根據年份和行業計算全要素生產率Tfp_op的離散程度，即全要素生產率的行業標準率，提出了以下模型：

其中，i主要指企業，j主要指行業。K表示企業購入商品和勞務金額，L表示職員數量，Exit表示退出變量，狀態變量（State）代表lnK和企業的年齡（Age），代理變量（Proxy）代表企業的投資（lnI），控制變量（Cvars）代表企業是否屬于國有企業，其他變量均視為自由變量（Free）。

2.核心解釋變量：與供給側結構性改革有關的虛擬變量DID為核心解釋變量在影響DID的因素中，industry會控制行業的差別。對于時間虛擬變量，本文將供給側結構性改革政策出臺后的時間（2015年以后）設置成1，出臺前的時間（2015年以前）設置成0。這樣我們把時間段分為了兩個，在此基礎上，我們收集了4個子樣本，通過對這4個子樣本的雙重差異結果，得出供給側結構性改革對于企業資源配置的影響作用。

3.控制變量：實證模型式(1)中，X是一系列的控制變量，Θ是各控制變量的系數。結合國內外的相關文獻，本文選取以下變量作為控制變量:

（1）企業規模（Size）：總資產的自然對數。

（2）總資產收益率（Roa）：凈利潤/總資產平均余額*100%，其中，總資產、平均余額=（資產合計期末余額+資產合計期初余額）/2。

（3）主營業務收入增長率（Growth）：（主營業務收入本年金額-上年金額）/上年金額*100%。

（4）第一大股東持股比例（Top）：持股排名第一的股東持股比例。

（三）樣本選擇與數據收集

本研究使用的數據均來自于CSMAR數據庫，時間范圍為2014—2017年，深滬兩市的A股上市公司作為樣本。根據《上市公司行業分類指引》（2012版）對行業進行劃分，為了保證數據有效性，本文數據剔除了金融行業、ST企業，在數據期間新增上市和退市的企業。

四、實證結果分析

（一）基本回歸分析

表1展示了基于實證模型（1）的基本回歸結果，從實驗結果來看，DID的系數在10%的顯著性水平下顯著為正，說明供給側結構性改革對于企業資源配置效率有明顯的促進作用。公司規模的回歸系數在1%的顯著性水平下顯著為正，說明企業的規模會影響到企業資源配置效率，一個公司的經營規模越大，那它的資源配置效率就比規模小的公司要高。而總資產收益率的回歸系數在1%的顯著性水平下顯著為正，說明企業的收益能力越強，那么企業的資源配置效率也會越高。分析其中的原因可以假設，在企業的資產負債率較高的時候，企業的債權人的注意力就會集中到企業的負債和資金，這就使得企業的投資受到限制。也就會影響到企業的資源配置效率。還值得注意的是第一大股東的回歸結果也顯著為正，這說明企業的資源配置效率的影響因素中也有第一大股東的持股比例。分析原因我們可以得到以下假設，當企業的第一大股東持股比例較高時，使得企業的決策例如投資決策、融資決策和生產決策等更加高效，與眾多小股東存在，但是各個股東持股比例并不高相比，第一大股東持股比例越高那么企業就會少了許多的成本，例如減少了會議成本，行政成本等。使得企業的資源配置效率因成本的減少而提升。

表1 變量相關系數

（二）擴展性分析

在研究微觀企業資源配置效率時，必須考慮企業的產權屬性。所以下文中又把企業按照產權性質分為兩類，一類是國有上市公司，一類是非國有上市公司，來看看這兩類公司受到供給側結構性改革的影響作用是否顯著以及是否有所差別。

表2的結果顯示，國有上市公司得到的回歸結果顯著，而與之相對非國有上市公司得到的回歸結果卻不顯著，究其原因，本文認為因為國有上市公司更容易受到國家政策的影響，國家對于其創新能力有較強的重視，因此也會加大對國有企業創新的投入，所以與非國有上市公司相比，國有上市公司享受供給側結構性改革的各項政策從而提升了自己的資源配置效率。

表2 考慮產權性質的估計結果

（三）穩健性檢驗

通過以上的實證分析，得出了供給側結構性改革確實會影響到企業的資源配置效率，當然國有上市公司更容易通過供給側結構性改革來提升企業的資源配置效率。但本文為了消除不確定因素的影響又進行穩健性檢驗。在研究供給側結構性改革對于企業的影響的時候，不敢確定把所有的變量都考慮了。為了消除可能存在遺漏不可觀測變量這一行為會對實證結果產生影響，本文中又加入了安慰劑檢驗。安慰劑檢驗是選擇并沒有提出供給側結構性改革的樣本區間(2012-2013年)，假設了這兩年供給側改革被提出了。構造“偽企業進行了供給側結構性改革”的虛擬變量DID1、DID2重新做回歸，來分析這兩個虛擬變量對于企業資源配置效率的影響。表3就是得到的回歸結果，從表中可以看到這兩個虛擬變量的回歸結果的數值都不顯著且甚至接近于0，這說明了并沒有不可觀測的變量對回歸結果產生影響。從而使本文實證結果更加有說服力，即供給側結構性改革的確會對企業資源的配置效率產生促進作用。

表3 安慰劑檢驗

五、研究結論與實踐啟示

（一）研究結論

本文中的研究在供給側結構性改革的背景下探究企業資源配置效率是否得到了提升。從回歸分析中可以看到，供給側結構性改革通過促進企業創新能力從而促進了企業的資源配置效率。雖然供給側結構性改革的促進效率在各個行業中有所不同，但都是在不同程度上面促進了企業資源配置效率。國有上市公司因供給側結構性改革提升的資源配置率要遠高于非國有上市公司，企業資源配置效率跟很多因素都有關系。

（二）實踐啟示

本文的研究結果表明，供給側結構性改革確實可以提升企業的資源配置效率。因此，首先，要繼續推進、完善供給側結構性改革政策措施，促使我國經濟高質量發展，從而實現經濟持續健康的發展。其次，國有企業與非國有企業要通力合作和配合，借助于供給側結構性改革的東風，不斷地完善治理能力，優化資源配置效率，提升企業的經濟效益與競爭能力。