制造業企業資源結構對轉型升級影響的實證檢驗

湯 桐，馬春愛，呂桁宇，郝馥瑩

（中國石油大學（北京）經濟管理學院，北京 102249）

0 引言

在新常態背景下，企業轉型升級是我國經濟健康發展，實現“制造強國”戰略目標的重要路徑。在轉型或改革的問題上，新結構經濟學以要素稟賦結構為切入點，認為要素稟賦結構不僅是促進經濟增長的重要因素[1]，也是影響企業轉型升級的關鍵[2]。傳統制造業企業如何突破資源限制，優化資源結構，提升企業核心競爭力，推動企業轉型升級，是至關重要的問題。

與本文密切相關的文獻從三個方面展開研究。一是關于結構升級的文獻[3,4]，二是關于結構匹配的文獻[5,6]，三是關于企業轉型升級的文獻[7—9]。回顧以往的文獻發現，關于結構升級的研究大都局限于宏觀層面，聚焦“人力資源結構升級”單一視角，未從微觀層面直接探討企業資源結構對轉型升級的促進效應，對于不同類型資源結構影響效果的異質性分析也有待進一步深化。在識別轉型升級的驅動因素上，雖然已有學者從宏觀層面探討了結構匹配的重要性，但并未在微觀層面探究其在企業資源結構與轉型升級間的“橋梁作用”，忽略了作用機制的考察。

本文將宏觀層面的結構升級下沉至微觀企業，利用制造業企業樣本數據，將企業資源細分為不同維度研究企業資源結構對轉型升級的影響及作用機制，在已有研究的基礎上，本文進行如下拓展：第一，本文基于多維視角將企業資源分為財務資源、管理資源、創新資源和關系資源，系統地研究企業不同類型資源結構對轉型升級的影響，有助于深入理解制造業企業轉型升級的驅動力量，為促進企業轉型升級提供新思路。第二，本文將結構匹配作為中介變量，納入企業資源結構和轉型升級的分析框架，檢驗制造業企業資源結構對轉型升級的傳導路徑并刻畫其中介效應，有助于發現和識別影響企業轉型升級的動因和主路徑，揭示推動企業轉型升級的微觀機理。第三，進一步檢驗位于不同地區的企業，其資源結構升級對轉型的差異化影響，對相關研究進行補充擴展，為全面實現制造業轉型升級提供經驗證據。

1 研究設計

1.1 樣本選取與數據來源

以2015—2020 年制造業上市公司為研究對象，在剔除*ST、財務數據不齊全的公司后，最后得到5135 個樣本。本文數據來源于CSMAR數據庫，并使用Stata軟件進行分析。為避免極端值的影響，對所有連續變量在上下1%水平上進行Winsorize縮尾處理。

1.2 變量定義

1.2.1 被解釋變量

為了綜合反映企業資源配置效率、創新能力、績效水平等多方面改善后的結果，本文使用全要素生產率來衡量企業轉型升級。與OP法相比，為了減少樣本的損失，使用LP方法計算全要素生產率[10]（Tfp）并進行去量綱處理。

1.2.2 解釋變量

本文借鑒已有研究，將企業資源分為財務資源、管理資源、創新資源和關系資源。企業財務資源結構升級（Cwsj）用流動與非流動資源的比值表示。管理資源結構升級（Glsj）用高管人員高學歷人數（本科及以上學歷）與低學歷人數（本科以下學歷）之比表示。創新資源結構升級（Cxsj）用探索式創新（發明）專利申請數與利用式創新（實用新型和外觀型）專利申請數之比表示。關系資源結構升級（Gxsj）使用企業供應鏈集中度與政府補助和金融支持的和的比值表示。

1.2.3 中介變量

關于結構匹配（Oh）的衡量，先使用熵權法確定各類資源權重計算企業整體資源，然后根據耦合模型計算企業資源與企業轉型升級的耦合度。具體公式如式（1）所示：

式（1）中，C表示耦合度，U1和U2分別表示企業資源和企業轉型升級。C值越大，表示子系統耦合狀態越好；反之，C值越小，表示子系統耦合狀態越差。然而，耦合模型只針對子系統的耦合狀態進行評估，需要進一步構建能反映子系統協同化發展水平的耦合協調度模型。耦合協調度H的具體公式如式（2）和式（3）所示：

式（2）中：H表示耦合協調度；N表示子系統綜合發展指數，反映子系統對協調度的貢獻；α、β表示待定系數值，考慮到各個子系統的相互聯動關系，取α＝β=0.5。

耦合協調度用來反映系統或要素相互影響的程度[11]。耦合協調度越高，說明系統或者要素之間的相互作用越強。借鑒王卉彤等（2014）[12]對耦合協調度的等級劃分標準，將耦合協調度劃分為10個等級，具體劃分標準如表1所示。

表1 耦合協調度等級劃分標準

1.2.4 控制變量

本文參照已有文獻，將企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、股權集中度（Shrcr）、托賓Q（Tbq）、總資產凈利潤率（Roa）、固定資產增長率（Growth）、管理費用率（Glfy）、獨立董事比例（Dratio）、兩職合一（Dual）、年份（Year）和行業（Industry）作為控制變量。

綜上，具體變量定義如表2所示。

表2 變量定義

1.3 模型構建

借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）[13]檢驗中介效應的方法進行路徑檢驗。模型如式（4）至式（6）所示。

其中，i表示樣本企業，t表示年份，β0為常數項，βi為回歸系數，εit為隨機擾動項，X是自變量，M為中介變量，Y為因變量，Controlit表示控制變量。

2 實證結果分析

2.1 作用機制檢驗

2.1.1 逐步檢驗回歸系數法

下頁表3列（1）至列（3）為企業財務資源結構升級、結構匹配與轉型升級的關系檢驗結果。從表3列（1）可以看出Cwsj對Tfp的回歸系數為0.0099 且在1%的水平上顯著，說明企業財務資源結構升級對轉型升級具有促進作用。從列（2）可知，Cwsj對Oh的回歸系數為0.0220，在1%的水平上顯著，說明企業財務資源結構升級有助于優化結構匹配。從列（3）可知，Cwsj對Tfp的回歸系數在引入Oh后由0.0099 降為0.0069，在1%的水平上顯著，說明中介效應存在。表3 列（4）至列（6）為企業管理資源結構升級、結構匹配與轉型升級的關系檢驗結果。由表3中列（4）和列（5）可知，Glsj與Oh和Tfp均在1%的水平上顯著正相關。從列（6）可知，Glsj對Tfp的回歸系數在引入Oh后由正數變為負數，說明在管理資源結構升級對轉型升級的作用機制中，結構匹配度表現出遮掩效應。由此可以看出，管理資源結構不能盲目追求高級化，而應與制造業轉型升級所需要的人才結構進行有效匹配。否則，提升管理資源結構高級化水平可能適得其反，導致人才的浪費和效率的損失，對轉型升級產生不利影響。表3 中列（7）至列（9）為企業創新資源結構升級、結構匹配與轉型升級的關系檢驗結果。由列（7）和列（8）回歸結果可以看出，Cxsj與Oh和Tfp均在1%的水平上顯著正相關。由列（9）可以看出，在引入Oh后，Cxsj對Tfp的回歸系數降為0.0007，小于列（7）的回歸系數0.0023，說明中介效應存在。同樣的，表3 中列（10）至列（12）為企業關系資源結構升級（Gxsj）、結構匹配（Oh）與企業轉型升級（Tfp）的關系檢驗結果。由回歸結果可以看出，企業關系資源結構升級有助于提高結構匹配度進而促進轉型升級。

表3 中介效應檢驗結果

2.1.2 Sobel檢驗

為了進一步檢驗中介效應，本文進行了Sobel 檢驗。由表4可以看出，Sobel值均在1%的水平上顯著，說明中介效應存在。并且當財務資源結構升級為解釋變量時，結構匹配的中介效應比例為30.35%。當管理資源結構升級為解釋變量時，其間接效應系數符號和直接效應系數符號相反，說明是遮掩效應，遮掩效應為間接效應與直接效應之比的絕對值1.3。當創新資源結構升級為解釋變量時，結構匹配的中介效應比例為71.14%。當關系資源結構升級為解釋變量時，結構匹配的中介效應比例為31.33%。由此可以看出，相對于財務資源結構升級和關系資源結構升級，企業創新資源結構升級對轉型升級的影響中，結構匹配發揮的中介作用更大。并且Goodman1、Goodman2 顯著性檢驗也均符合要求。

表4 Sobel檢驗結果

2.1.3 Bootstrap檢驗

Bootstrap 檢驗方法與逐步檢驗回歸系數法、Sobel 檢驗相比更精確，更具有說服力。Bootstrap 檢驗結果見表5。在Bootstrap檢驗中（抽樣1000次），無論是直接效應還是間接效應，在置信水平為95%時，置信區間均未包括0，說明Bootstrap中介效應（遮掩效應）檢驗通過。與Sobel檢驗和逐步回歸結果相統一，即驗證了本文研究結論。

表5 Bootstrap檢驗結果

2.2 地區異質性分析

由于各地區資源稟賦、經濟基礎差異等原因，我國不同地區制造業企業轉型升級的進程呈現不平衡的現象。本文借鑒文獻[14]，按照公司注冊地將樣本劃分為工業化領先和落后地區，對比檢驗企業財務資源結構升級、管理資源結構升級、創新資源結構升級和關系資源結構升級對轉型升級影響的區域差異。下頁表6和表7展示了工業化領先和落后地區的實證結果。由表6和表7可以看出，無論是領先地區還是落后地區，Cwsj、Glsj、Cxsj和Gxsj均與Tfp顯著正相關。各個地區的企業各類資源結構升級均有助于企業轉型升級，但是結構匹配的中介作用有所差異。

表6 工業化領先地區機制檢驗結果

表7 工業化落后地區機制檢驗結果

具體來說，從表6列（1）至列（3）可以看出，Cwsj與Oh和Tfp均在1%水平上顯著正相關。但是在引入Oh后，Cwsj對Tfp的回歸系數顯著下降。說明在工業化領先地區，財務資源結構升級對轉型升級的影響中，結構匹配度發揮的是部分中介效應。從表6 列（4）至列（6）的回歸結果中看出，Glsj與Oh和Tfp均在1%水平上顯著正相關，但是Glsj對Tfp的回歸系數在引入Oh 后由正數變為負數，說明管理資源結構升級對轉型升級的影響中，結構匹配存在遮掩效應。從表6 列（7）和列（8）的結果看出，Cxsj、Oh與Tfp均在1%水平上顯著正相關。但是在列（9）中，引入Oh后，Cxsj對Tfp的回歸系數不再顯著。說明創新資源結構升級對轉型升級的影響中，結構匹配發揮的是完全中介效應。從表6列（10）至列（12）可以看出，關系資源結構升級對企業轉型升級的作用機制中，結構匹配發揮的是部分中介效應。同理，從表7 回歸結果可以看出，在工業化落后地區，除了管理資源結構升級中存在遮掩效應外，財務資源結構升級、創新資源結構升級和關系資源結構升級中，結構匹配發揮的都是部分中介效應。

3 結論與啟示

本文利用2015—2020 年制造業企業樣本數據，從結構匹配的角度探究企業資源結構對轉型升級的影響及作用路徑。得出以下結論：

（1）從總體影響看，企業財務資源結構升級、管理資源結構升級、創新資源結構升級和關系資源結構升級均能夠促進企業轉型升級。

（2）從影響機制看，與其他資源結構升級相比，在創新資源結構升級對轉型升級的作用機制中，結構匹配所發揮的中介效應最大；在管理資源結構升級對轉型升級的影響中，結構匹配存在遮掩效應。

（3）異質性檢驗發現，企業資源結構對轉型升級影響的作用機制存在區域差異性。無論是在工業發達地區還是工業落后地區，在財務資源結構升級和關系資源結構升級對轉型升級的作用機制中，結構匹配發揮的均是部分中介效應；在管理資源結構升級對轉型升級的作用機制中，結構匹配都存在遮掩效應。不同之處是，在工業發達地區，創新資源結構升級中，結構匹配發揮的是完全中介效應；在工業落后地區，創新資源結構升級中，結構匹配發揮的是部分中介效應。

根據上述研究結論，本文得出如下啟示：

（1）企業需要重視資源匹配質量，根據自身類型合理優化資源結構，提升財務資源、管理資源、創新資源和關系資源的質量水平，增強組織資源的能力，利用資源優勢，提高資源與轉型升級的匹配度，更大程度地實現對制造業轉型升級的推動作用。

（2）政府應重視地區間發展不均衡現象，因地制宜落實資源匹配策略，深化改革，通過差異化的政策引導和干預，降低企業轉型升級的風險和成本。對于資源基礎較差的企業，政府應通過制定更加合理有效的策略，改善要素供給，加大補助力度，為結構升級提供良好的外部環境，分階段分層次地實現我國企業全面轉型升級的目標。

（3）企業資源結構升級對轉型升級的影響存在地區差異。這說明企業轉型升級活動不僅與自身內部的資源稟賦有關，還受外部環境的影響。優越的經濟基礎可以為企業轉型升級提供保障，良好的區域環境為企業轉型升級提供了外部條件。企業應充分利用地區優勢資源，發揮區域優勢，加強地區間交流與企業間合作，縮小地區差異，實現區域資源結構升級，助推各地區的企業全面實現轉型升級。