戰略差異、融資約束與資源型企業全要素生產率

鄭明貴　陶思敏　劉麗珍　彭群婷

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

【關鍵詞】 戰略差異； 資源型企業； 全要素生產率； 融資約束； 非線性中介

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

一、引言

黨的二十大報告指出，提升企業全要素生產率是實現企業高質量發展的關鍵。作為經濟增長新動力，全要素生產率不僅能衡量企業技術進步，還能反映物質生產的知識水平、管理效率、制度環境、資源配置效率等難以觀測的重要信息[1]。現有文獻通常從內外部兩方面探尋影響企業全要素生產率的因素。外部影響主要來自政府的干預和市場環境的變化，包括減稅降費、政府補助、營商環境以及要素市場扭曲等；內部影響主要來自企業自身能力和管理體制，包括技術創新能力、內部控制水平、激勵機制、金融化水平以及股權結構等。戰略管理理論指出，企業戰略是從整體上對資源配置和未來發展做出的規劃，戰略的優劣影響企業的發展軌跡，但鮮有文獻從企業戰略方面研究全要素生產率。

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

現實中不存在沒有交易費用和信息摩擦的完美資本市場，幾乎所有的企業都面臨不同程度的融資約束問題[7]，極大地影響投資與經營效率。差異化戰略的實施是加劇企業融資約束的重要因素之一，但在業績狀況堪憂的情況下，差異化戰略同樣可能通過變革激發和提升企業發展能力，實現危機反轉[8-9]。目前資源型企業創新基礎薄弱，市場競爭力低[10]，融資困難已成為可持續發展的最大障礙之一。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經濟發展趨勢，主動轉變發展方式，求變圖存。那么，對于資源型企業而言，適度的戰略差異能否提高其發展能力，同時釋放積極信號提高投資者信心，進而緩解融資約束，提高企業全要素生產率？

為研究上述問題，本文在理論分析的基礎上，利用2010—2021年A股上市企業數據進行了實證檢驗。首先，將戰略差異納入全要素生產率的研究框架，發現戰略差異與全要素生產率存在非線性關系，豐富了資源型企業全要素生產率的相關研究。其次，從危機反轉、信號傳遞的角度分析得出融資約束在戰略差異與資源型企業全要素生產率的關系中起非線性中介作用，發現了一條新的路徑，一定程度上提高了認知水平。最后，通過異質性分析發現，戰略差異對企業全要素生產率的非線性關系在不同產權性質、產業鏈以及生命周期時存在明顯差異，為處于戰略轉型關鍵期的資源型企業提升全要素生產率提供了有益的理論指導和經驗證據。

二、理論分析與研究假設

（一）企業戰略差異與全要素生產率

戰略差異為企業戰略與行業常規戰略的偏差，具體表現在研發創新和企業各領域的資源分配上[11]。由于同行業的企業長期處于相同的監督和競爭環境中，在龍頭企業的示范作用下，企業的戰略會趨向一致，形成行業常規戰略發展模式[6]。遵循行業常規發展模式雖降低了經營風險，但企業獲得的績效只能達到行業平均水平[12]，且企業間的競爭也會愈發激烈。為在激烈的競爭環境中脫穎而出，企業會通過合理配置自身獨特的優勢資源，實施差異化戰略，在市場中搶占先機。在高質量發展背景下，企業實施差異化戰略不僅為趕超同行競爭者，更是在轉型壓力和發展機遇雙重驅使下的選擇，主要表現為加大研發投入，根據環境變化開發新產品和新服務，擴大自身市場，吸引更多的外部資源。除此之外，還有企業會進行內部革新，升級管理體系，提高企業整體運行效率等。總之，戰略差異能提升企業創新水平、資源配置效率和組織管理能力，結合全要素生產率的相關研究，技術進步與資源配置的優化是提升全要素生產率的重要因素，而組織管理能力也是企業在全要素生產率上與同行保持差異的重要原因，故戰略差異有利于提升企業全要素生產率。

與此同時，戰略差異會提高企業經營風險。由于缺少可供借鑒的同行經驗，企業實施差異化戰略會面臨許多問題，且戰略差異越大，這些問題越明顯。首先，行業內部發展模式的形成依賴于法律法規和市場需求，實施差異化戰略會使企業的合法性與可靠性受到質疑，不可避免地提高財務和經營風險[6]。其次，戰略差異越大，不僅企業本身存在更高的違約風險[4]，企業與投資者之間也存在高信息不對稱，這意味著企業需要大量資金和信用背書的同時，投資者也會向其尋求風險補償。企業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、創新轉化不力等問題。最后，管理層一般情況下為企業戰略的決策者，而股東較少參與經營。戰略差異越大的企業，管理者與股東之間的高信息不對稱會使其面臨更嚴重的委托代理問題，提高管理者自利行為的可能性，損害企業和股東利益。戰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全要素生產率提升的重要因素[13]，故戰略差異可能會降低企業全要素生產率。

因此，戰略差異對提升企業全要素生產率的影響并不是單一的促進或者抑制，作為基礎性產業的資源型企業也不應例外，故本文認為戰略差異對資源型企業全要素生產率的影響狀態并非單一的線性，由此提出假設1。

H1：戰略差異對資源型企業全要素生產率的影響呈非線性。

（二）融資約束的中介效應

資源基礎理論指出，企業是各種有形資源與無形資源的結合體，資金是企業最重要的資源之一。實施差異化戰略的企業更加注重創新且面臨更復雜的業務范疇，創新投入、市場開拓和經營成本的增加使企業有較高的資金需求[14]，加之信息不對稱和違約風險的提升使投資者要求較高的投資回報率，企業會面臨較高的融資約束問題。但對于資源型企業而言，本文認為戰略差異對融資約束的影響有其特殊性，這是由其本身發展狀況和發展價值決定的。首先，資源型企業面臨發展困境。資源型企業面臨資源過度消耗、效益低下、技術水平低下、產業結構單一、產品同質化嚴重、路徑依賴等問題[15]，其發展模式已不適合當前形勢。其次，資源型企業具有高發展價值且有政府扶持。資源型企業是國民經濟的重要組成部分，對國民經濟的發展有著重要作用，且全球資源的匱乏使其本身具有較高的發展空間和投資價值，政府也會通過研發資助和稅收優惠等方式支持幫助其進行戰略轉型，提高競爭能力和可持續發展能力。實施差異化戰略雖存在風險，但可以激發資源型企業所缺乏的創新活力，提高其生存和發展能力，扭轉發展危局[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。故戰略差異與企業融資約束的關系并非單純的線性，而是非線性關系。

現有關于融資約束的研究，大多認為融資約束抑制了企業全要素生產率的提升。融資約束是制約企業資本配置和生產最優的關鍵因素，易引起資本錯配[16]，影響企業進行研發和創新活動，對企業全要素生產率產生負面影響。資源型企業規模大、投資大、周期長、資產專用性強、設備大型化等鮮明的生產特征決定了資源型企業的要素配置偏向資本[15]，是典型的資本密集型企業。高融資約束不僅會破壞其資金周轉能力，還很可能造成企業在研發創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。因此，根據已有研究，本文認為融資約束會降低資源型企業全要素生產率。

結合上述分析，本文認為，戰略差異會通過融資約束影響資源型企業全要素生產率，融資約束在其中起到部分非線性中介作用，由此提出假設2。

H2：融資約束在戰略差異對資源型企業全要素生產率的影響中起非線性中介作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文依據證監會2019年行業分類標準，選擇2010—2021年滬深A股上市的資源型企業為研究樣本，包括開采洗選類和加工類的12個行業，如表1所示。剔除了樣本期內ST類、*ST類與核心變量嚴重缺失的企業后，得到了5 197個觀測值，由于非金屬礦采選業的企業數量少且與變量相關的數據存在較多缺失，處理后的樣本并不包含非金屬礦采選業的企業。其中數據的主要來源為國泰安數據庫，部分缺失數據由手工查閱企業年報獲得。此外，為消除極端值可能對實證結果準確性帶來的不利影響，本文對連續變量在上下1%處進行了縮尾處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量：全要素生產率

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

2.解釋變量：企業戰略差異

本文借鑒Tang et al.[3]的研究，從企業資源配比的角度切入，通過以下六個維度的綜合表現衡量企業戰略差異：（1）創新研發程度（無形資產凈額/主營業務收入的總額）；（2）宣傳投入程度（銷售費用/主營業務收入總額）；（3）資本密集程度（固定資產總額/主營業務收入總額）；（4）固定資產更新程度（固定資產凈額/固定資產原值）；（5）管理投入程度（管理費用總額/主營業務收入總額）；（6）財務杠桿（（長短期借款+應付債券）/權益賬面價值）。在此基礎上，每個維度值分年份和行業進行標準化處理（同年的每個維度值減去行業均值后除以該維度值的標準差，最后取絕對值）后取同年六個維度的算術平均值作為戰略差異指標，用DS表示。DS值越大，表明企業的戰略差異越大；反之越小。

3.中介變量：融資約束

本文借鑒Hadlock[18]的做法，選擇只包含企業外部特征的SA指數的絕對值衡量企業面臨的融資約束程度。SA指數由企業規模和企業年齡構成，計算方式為：SA=-0.737Size+0.043Size2-0.04Age。SA數值均為負，且SA指數絕對值越大，企業面臨的融資約束越嚴重。

4.控制變量

本文參考已有相關文獻，控制了賬面市值比（BM）、產權性質（Soe）、兩職合一（Dual）、股權制衡（Mixrate）、獨立董事占比（Rind）、企業成長性（Growth）、凈資產收益率（Roe）、資產負債率（Lev）、現金比率（Cash）這9個可能影響全要素生產率的特征變量；此外，還控制了時間（Year）、行業（Industry）、個體（Id）變量。

變量定義如表2所示。

（三）模型構建

1.直接效應檢驗模型

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

其中：i，t分別表示企業和年份；TFP為企業全要素生產率；DS為企業戰略差異，其他控制變量見表2。α0為常數項，α1，α2，α3，…，α11為待估變量的回歸系數，εi，t為隨機誤差項。若DS2的系數α1顯著為負，則H1成立。

2.中介效應檢驗模型

借鑒溫忠麟等[19]的做法，構建融資約束的中介效應模型，如下所示：

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

四、實證分析

（一）描述性統計

描述性統計結果如表3所示，全要素生產率（TFP）的均值為14.808，中位數為14.715，表明數據無明顯偏態，大致符合正態分布。戰略差異（DS）的均值和標準差為0.663和0.326，且最小值和最大值分別為0.192和1.880，說明資源型企業在差異化戰略的實施程度上存在較大差異；融資約束（SA）的標準差為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之間面臨的融資約束普遍較為嚴重。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據具有較好的代表性。

另外，本文對資源型企業每年的全要素生產率和融資約束進行了統計分析，如表4所示。2010—2021年，資源型企業全要素生產率的年均增長率為0.209%，表明資源型企業發展緩慢，競爭力嚴重不足，急需轉變發展方式，激發創新活力。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%，表明資源型企業普遍面臨融資約束問題，且存在繼續上升的趨勢。

（二）相關性分析

各變量的Pearson相關性檢驗結果如表5所示。戰略差異（DS）與全要素生產率（TFP）的相關系數為-0.143，且在1%水平上顯著，初步表明戰略差異對資源型企業全要素生產率存在負向影響，為下文探究戰略差異與全要素生產率的非線性關系奠定了基礎。解釋變量與控制變量之間的相關系數均較低，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，全文除內生性檢驗外，均采用面板回歸命令xtreg進行固定效應回歸檢驗。

1.戰略差異與全要素生產率

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

2.融資約束的中介效應

為檢驗融資約束在戰略差異對資源型企業全要素生產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，回歸結果如表6列（2）和列（3）所示。模型2中戰略差異二次項（DS2）與融資約束（SA）的回歸系數β2為正，且在5%水平上顯著，說明戰略差異能影響資源型企業全要素生產率，且影響效果呈先緩解后加劇的非線性狀態。模型3中融資約束（SA）與全要素生產率（TFP）的回歸系數γ3顯著為負，戰略差異二次項（DS2）與融資約束（SA）的回歸系數γ2顯著為正，且β2×γ3與λ2同號，表明戰略差異與融資約束存在非線性關系，且能夠通過融資約束影響全要素生產率，故融資約束起到部分非線性中介作用，驗證了H2成立。

（四）穩健性檢驗

1.內生性檢驗

由于模型可能存在內生性問題影響實證結果的準確性，本文選用滯后一期的戰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，估計結果如表6的列（4）—列（6）所示，回歸結果的顯著性無明顯變化，說明在剔除部分內生性后，H1與H2依然得證。

2.更換變量的度量方法

為排除變量設定誤差可能對實證結果準確性的影響，替換相關變量，對模型1—模型3重新進行回歸，觀察回歸結果顯著性是否發生改變。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率；其次，參考馬忠等[22]的研究，選用KZ指數替換SA指數，重新度量融資約束；最后，借鑒王化成等[4]的做法，剔除創新研發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略差異，用DS2表示；顯著性均未發生明顯變化，表明本文實證結果具有穩健性。由于篇幅限制，回歸結果未列示，備索。

（五）異質性分析

1.產權性質

不同產權性質的企業有自身天然的優勢，國有企業能獲得政府更多政策、資源和關鍵技術支持，具有較高的風險承擔能力，市場競爭壓力較小，經營的穩定性較高，而非國有企業在經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，故戰略差異對兩者全要素生產率的影響效果可能存在差異。本文根據資源型企業的控股股東將其分為國有企業與非國有企業，回歸結果如表7列（1）與列（2）所示。戰略差異（DS）及其二次項（DS2）的系數均在1%水平上顯著，但非國有企業的系數絕對值略高于國有企業，表明戰略差異對非國有資源型企業全要素生產率的影響略大于國有資源型企業。

2.產業鏈

戰略差異會通過創新發揮效用，不同產業鏈位置的資源型企業在創新水平、要素結構等方面有所差異，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進步的現象，對創新具有擠出效應，導致創新基礎薄弱，而資源加工部門，尤其是精細加工企業創新水平相對較高，因此資源開采企業與資源加工企業實施差異化戰略對全要素生產率的影響可能存在差異。由此，從產業鏈角度出發，根據行業類型將開采業（B06-B10）劃為產業鏈前端資源型企業，將加工業（C25、C26、C30-C33、D44）劃為產業鏈后端資源型企業。回歸結果如表7列（3）與列（4）所示，資源開采企業與資源加工企業戰略差異二次項系數分別為-0.771與-0.239，均在1%水平上顯著為負，表明無論是資源開采企業還是資源加工企業，戰略差異均能對全要素生產率產生非線性影響，但相比于資源加工企業，戰略差異對創新基礎更為薄弱的資源開采企業的影響更大。

3.生命周期

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

五、結論與啟示

（一）研究結論

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

（二）啟示

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

【參考文獻】

［1］ 魯曉東，連玉君.中國工業企業全要素生產率估計：1999—2007［J］.經濟學（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.戰略定位差異、業績期望差距與企業違約風險［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研發支出［J］.世界經濟研究，2021（3）：121-133

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

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

［10］ 王鋒正，劉向龍，張蕾，等.數字化促進了資源型企業綠色技術創新嗎？［J］.科學學研究，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、非效率投資與企業全要素生產率［J］.工業技術經濟，2020，39（5）：100-110.

［14］ 張靜，張焰朝.企業戰略差異度與融資約束——基于信息不對稱視角的研究［J］.北京工商大學學報（社會科學版），2021，36（2）：92-104.

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

［16］ 史小坤，辛子辰.金融摩擦對企業全要素生產率的影響——基于金融數字化發展視角［J］.金融經濟學研究，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全要素生產率？［J］.科學學研究，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.中介效應分析：方法和模型發展［J］.心理科學進展，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.營商環境優化能否打破政治資源詛咒？——基于政治關聯與企業生產率的考察［J/OL］.中國管理科學，2023.

［22］ 馬忠，王龍豐，崔茹夢.子公司業務、債務承擔與上市公司融資約束［J］.經濟管理，2020，42（1）：174-193.

［23］ 馬健，林樹.產權性質、地區發展水平差異與非效率投資［J］.世界經濟與政治論壇，2021，348（5）：65-86.

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

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

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

［27］ 吳先明，張楠，趙奇偉.工資扭曲、種群密度與企業成長：基于企業生命周期的動態分析［J］.中國工業經濟，2017，355（10）：137-155.

［28］ 唐松，蘇雪莎，趙丹妮.金融科技與企業數字化轉型——基于企業生命周期視角［J］.財經科學，2022，

407（2）：17-32.

【基金項目】 國家社會科學基金西部項目“中國戰略性礦產資源產業鏈供應鏈安全穩定戰略研究”（22XGL003）

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

① 陶思敏為通訊作者。