企業加入異地商會與投資效率

DOI：10．19641/j．cnki．42-1290/f．2024．06．006

【摘要】以2010～2020年滬深兩市A股上市公司為樣本， 基于資源詛咒觀和資源汲取觀， 從異地商會視角考察其對企業投資效率的影響。研究發現： 加入異地商會的企業投資效率更高， 且企業所在地的異地商會數量能夠強化這種促進作用， 但當企業所在地存在與高管籍貫地相應的異地商會時， 企業加入異地商會對投資效率的促進作用會被削弱。機制檢驗發現： 加入異地商會的企業代理成本更低、 社會資本更多， 故而投資效率更高。進一步研究發現： 國有企業和非國有企業加入異地商會均會提升企業的投資效率； 位于市場分割程度較高地區的企業比位于市場分割程度較低地區的企業加入異地商會對投資效率的促進作用更大。本文的研究豐富了異地商會的公司治理效果相關研究， 同時對上市公司提高治理水平、 政府部門優化異地商會等類似組織具有參考價值。

【關鍵詞】異地商會；投資效率；代理成本；社會資本

【中圖分類號】F272" " " 【文獻標識碼】A" " " 【文章編號】1004-0994（2024）06-0043-8

一、 引言

投資決策是企業日常經營的重要決策之一， 投資效率的高低會影響企業的長期績效和整體價值。但目前我國經濟仍處于轉型階段， 企業所有者與代理人之間的代理問題導致的非效率投資現象普遍存在（張悅玫等，2017）。為此， 委托人通過各種公司治理機制對代理人進行監督和約束以提高企業的投資效率， 如對代理人進行長期激勵、 設置董事會和監事會或定期（不定期）召開股東大會等。但這些方法對委托人來說都是要付出代價的， 且這些措施的實施成本可能會超過改善代理人行為所帶來的收益， 因此， 尋求有效的低成本方式來提升企業的投資效率很有必要。

中介組織作為相對獨立的外部機構， 可以以較低的成本相對有效地監督和規范代理人的行為， 已有研究多從媒體、 行業協會、 跟蹤分析師等視角探索其在提升企業投資效率方面的作用， 但目前尚無研究關注異地商會這一外部組織對企業投資效率可能產生的影響。

異地商會是指， 在異地經營過程中， 為了幫助同籍商人更好地發展， 異地經營的商人以籍貫地為結社標準， 以原籍地和企業所在地行政區域名稱命名， 在經營所在地自愿成立、 合法注冊的非營利性民間經濟組織（魏文享，2015）。一方面， 異地商會具有“商道文化”屬性。異地商會是現代商幫文化的具體載體， 而商幫文化環境有利于降低所有者和經營者之間的代理沖突（Du等，2017）， 進而對會員企業的投資效率產生積極影響。另一方面， 異地商會還具有“社會網絡”屬性。既有研究證實， 異地商會能夠幫助企業突破跨地區發展障礙（曹春方和賈凡勝，2020）、 緩解民營企業融資約束（寧博等，2022）、 提高企業風險承擔水平（黃勃等，2022）、 促進企業創新（嚴若森等，2023）等， 說明異地商會的社會網絡能夠促進人際間的交流， 使企業獲得更多的信息。同時， 社會網絡能夠為企業帶來重要的戰略資源， 這為企業作出投資決策提供了必要的信息和資源， 因此， 異地商會的社會網絡屬性能夠產生一定的“資源汲取”優勢。但社會網絡的過度嵌入可能導致信息冗余， 進而降低企業獲取信息的敏感度。社會網絡帶來的政治關聯的增加亦可能導致企業被政府目標所“綁架”（羅勁博和李小榮，2019）， 這些反而不利于企業作出最優投資決策， 此時異地商會的社會網絡屬性則帶來“資源詛咒”效應。因此， 異地商會是否能夠有效提升企業的投資效率， 這一問題值得深入分析和探討。

有鑒于此， 本文以2010 ～ 2020年滬深兩市A股上市公司為樣本， 從異地商會視角考察這一中介組織對會員企業投資效率的影響。具體地， 本文從異地商會降低會員企業代理成本、 增加會員企業社會資本這一路徑， 探索企業加入異地商會對投資效率的影響， 并考察企業所在地異地商會數量以及企業所在地是否存在與高管籍貫地相應異地商會對企業加入異地商會與投資效率之間關系的調節效應。

本文可能的邊際貢獻如下： ①從“資源汲取觀”和“資源詛咒觀”兩方面探討了異地商會可能對投資效率產生的影響， 豐富了異地商會的公司治理效果相關研究， 是對異地商會現有研究的有價值的補充。②從投資效率角度證實了異地商會能夠降低代理成本、 增加社會資本， 具有積極的治理作用， 這對上市公司提高投資效率、 提升公司治理水平具有一定的實踐意義和啟示作用。③證實了企業所在地異地商會數量越多， 異地商會的資源汲取優勢越顯著， 這對政府部門優化異地商會等類似組織具有重要的政策指導意義。

二、 理論分析與假設提出

（一） 異地商會與投資效率

一方面， 異地商會具有“商道文化”屬性。異地商會是傳統商幫的傳承和發揚， 以義制利是商幫文化的基本準則（修宗峰和周澤將，2018）。以義制利， 即正義優先于利益， 在面對利益沖突時， 一個有道德的人應該首先考慮的是“大我”而非“小我”， 那么受此義利思想觀念影響的管理者不會以犧牲股東利益為代價來攫取自身利益。Du等（2017）證實， 商幫文化可以激勵經營者自律， 緩解所有者與經營者之間的代理沖突。因此， 加入異地商會的企業更具義利觀， 代理成本更低。而代理成本與投資效率顯著負相關（羅明琦，2014）， 因此， 深受商道文化影響的企業代理成本更低， 其會更注重企業整體利益而非個人利益， 其為追求個人利益而過度投資或出于私人利益考慮而放棄凈現值為正的項目等行為會更少， 最終企業的投資效率會提高。

另一方面， 異地商會具有“社會網絡”屬性。異地商會是由本地商人自愿組建而成， 通過加入異地商會， 會員企業間共同的地域文化、 接近的價值觀、 良好的認同感， 使得會員、 同行之間很容易打消彼此間的隔閡， 更容易產生合作愿望， 獲得幫助； 會員企業可以通過商會聚會活動， 或者通過媒體廣泛宣傳交流， 實現互通有無、 信息共享、 資源共享， 從而及時從中獲取更多商機， 還可以通過商會的QQ群、 網站、 報刊廣告免費宣傳自己的企業和產品， 發展自己的企業； 商會亦會積極協調多方關系幫助會員企業解決問題， 并通過打造“會員之間資金互助、 優先拆借”的平臺， 解決會員企業資金周轉難的問題。通過加入異地商會， 會員企業可以建立豐富的社會關系網絡（王先鵬和何金廖，2022）， 最終實現會員企業間“鄉音共鳴， 事業共勉， 信息互享， 困難互幫”的共贏局面。因此， 異地商會能夠增加會員企業的社會資本。

首先， 根據社會資本理論， 擁有社會資本的企業能夠利用人們與熟人或其他類似的非正式關系獲得信息資源， 即社會資本具有信息優勢（Granovetter，1973）。社會資本能夠促進人際間的交流， 使得信息溝通相對通暢。其次， 根據資源依賴理論， 行業協會和其他商業團體等可能是組織減少環境依賴性/不確定性的形式（Hillman等，2009）。作為企業重要的戰略資源， 社會資本能夠在區域層面上使許多群體之間產生利益關系， 社會資本的增加能夠幫助企業獲得更多的資源。因此， 社會資本的增加， 一方面表現為公司有更多與政府接觸的機會， 政治關聯會增加（林志帆和龍小寧，2021）； 另一方面表現為公司能夠結交更多有影響力的各行各業的商業伙伴， 社會關系網絡會擴大。政治關聯的增加， 使得公司在資源獲取、 政策傾斜等方面占據優勢（Claessens等，2008）， 社會關系網絡的擴大， 可以為公司帶來資源優勢和信息優勢（陳爽英等，2010）， 此時社會資本的增加表現為“資源汲取”效應， 企業有足夠的資源和信息決策優勢以使其作出最優投資決策， 進而提高企業的投資效率。

綜上所述， 企業加入異地商會能夠降低代理成本、 增加社會資本， 且社會資本的增加表現為“資源汲取”效應， 故企業的投資效率會更高。據此， 本文提出如下假設：

假設1a： 加入異地商會的企業投資效率更高。

然而， 社會資本的外部效應并不總是積極的。

首先， 個人擁有的社會資本也會給他人帶來一系列的負面影響， 如排斥外來者、 對群體成員的過度要求、 對個人自由的限制， 以及給予網絡內成員的特殊優惠通常是以犧牲其他人的普遍利益為代價的， 這相當于負的社會資本（Portes，1998）。林志帆和龍小寧（2021）亦證實， 社會資本雖然能夠幫助企業爭取到稀缺資源， 但由于資源總供給的相對固定， 全局視角下會形成互相擠出效應， 無法使所有企業同時受益， 故依賴社會資本并非企業高質量發展的長久之計。此外， 社會資本可能會導致民族中心主義和腐?。―essi和Ogilvie， 2004）， 且社會關系的建立和維護都是有成本的， 社會資本的增加可能會加重企業維系社會資本的支出負擔， 使得企業沒有足夠的資源進行最優投資。社會網絡的過度嵌入亦可能導致信息冗余， 進而降低企業獲取信息的敏感度。同時， 政治關聯的增加可能導致企業被政府目標所“綁架”（羅勁博和李小榮，2019）， 此時社會資本的增加表現為“資源詛咒”效應， 企業會缺乏相應的資源或無法準確識別決策相關的信息以使其作出更優的投資決策， 從而導致企業投資效率的降低。

其次， 加入異地商會能夠緩解企業的融資約束問題， 擴展企業融資關系網絡， 使企業獲得更多的銀行信貸和商業信用融資（寧博等，2022）， 這意味著企業擁有更多的自由現金流。而根據自由現金流代理理論， 較多的自由現金流是造成管理層過度投資的原因， 自由現金流的增加會加劇企業的代理問題， 使高管為了個人財富最大化等目標而過度投資（羅勁博和李小榮，2019）。

最后， 出于聲譽的考慮， 高管有時候會做出一些不利于投資者但對自己有利的投資決策（Hirshleifer，1993）。家鄉是大多數人心目中的圣地， 他們更想要在家鄉人民中獲得更好的聲譽。而聲譽主要來自于交易對手的積極評價以及相關組織機構的協調和擔保， 因此， 根據商業帝國假說， 經理人為了提高個人聲譽或影響力， 會熱衷于凸顯其能力的事情， 如進行過度投資、 擴大企業規模等， 從而構建自己的“商業帝國”。因此， 加入異地商會的企業高管有動機為提高個人在家鄉人民中的聲譽或企業在商會中的影響力而進行過度投資， 最終導致企業投資效率的降低。

綜上所述， 企業加入異地商會會增加社會資本、 加劇代理問題， 且社會資本的增加表現為“資源詛咒”效應。據此， 本文提出如下對立性假設：

假設1b： 加入異地商會的企業投資效率更低。

（二） 企業所在地異地商會數量的調節效應

除了會員企業之間進行交流， 異地商會之間亦會建立橫向聯系。根據中國研究數據服務平臺（CNRDS）統計的數據， 企業所在地異地商會數量較多的是廣東和四川， 分別有29個和25個， 北京、 甘肅和西藏自治區則最少， 僅1個， 企業所在地異地商會的數量可能會對企業加入異地商會對于投資效率的促進作用產生影響。首先， 企業所在地的異地商會數量越多， 說明該地“商道文化”氛圍越濃厚， 商道文化對企業的影響進一步強化， 代理成本更低， 企業加入異地商會對投資效率的促進作用亦會被進一步強化。其次， 企業所在地的異地商會數量越多， 加入異地商會的企業所接觸的不同異地商會會員也越多。而企業發展的社會聯系越多， 其獲取資源的能力也越強， 故其能夠積累的社會資本就越多。一方面， 較多的社會資本能夠幫助企業獲取更多資源及決策相關信息（Claessens等，2008；陳爽英等，2010）， 即社會資本具有“資源汲取”效應， 進而提高企業的投資效率， 故企業所在地較多的異地商會使得加入異地商會的企業投資效率更高。另一方面， 較多的異地商會雖然可以帶來社會資本的進一步增加， 但這也可能會加重企業負擔、 降低信息敏感度， 進而導致企業缺乏相應的資源和決策相關信息（羅勁博和李小榮，2019）， 即社會資本具有“資源詛咒”效應， 最終降低企業的投資效率， 故企業所在地較多的異地商會使得企業加入異地商會對投資效率的促進作用被削弱。因此， 本文提出如下對立性假設：

假設2a： 企業所在地異地商會數量會增強企業加入異地商會對投資效率的促進作用。

假設2b： 企業所在地異地商會數量會削弱企業加入異地商會對投資效率的促進作用。

（三） 企業所在地是否存在與高管籍貫地相應異地商會的調節效應

異地商會是由在異地經營的本省籍商人組建而成的， 一般是根據企業法人或實際控制人的籍貫地確定， 這就可能存在會員并非企業核心高管的情況。而高管的代理問題會導致非效率投資， 如果企業所在地存在與高管籍貫地相應的異地商會， 那么高管就可以代表企業參加異地商會活動， 與商會其他會員交流亦更能引起其情感共鳴， 從而建立更緊密的合作關系， 更容易受到商幫文化“義利觀”思想的影響（羅勁博和李小榮，2019）， 代理成本會更低。同時， 企業所在地存在與高管籍貫地相應的異地商會， 意味著高管與實際控制人存在“老鄉”關系， 這也會導致兩者之間更“友善”的關系， 這種關系使得高管更傾向于按照股東利益行事， 代理成本更低。而代理問題的緩解， 使得高管更注重公司整體利益而非個人利益， 最終會進一步提升企業的投資效率（羅明琦，2014）。

但是， 如果企業所在地存在與高管籍貫地相應的異地商會， 則高管更有可能較多參與異地商會活動， 這可能會導致高管權力的強化。同時， 除了會員企業之間進行交流， 異地商會之間亦會建立橫向聯系， 即使該異地商會與企業所加入的異地商會不一致， 高管亦更容易與其籍貫地相應的異地商會建立關系網絡， 此時高管即處于兩個異地商會的“結構洞”上， 高管權力會增加。而高管權力的增加可能會加劇代理問題， 加入異地商會的企業高管更有動機提高自身在家鄉人民中的聲譽或企業在商會中的影響力， 進而導致投資效率降低。因此， 本文提出如下對立性假設：

假設3a： 當企業所在地存在與高管籍貫地相應的異地商會時， 企業加入異地商會對投資效率的促進作用更顯著。

假設3b： 當企業所在地存在與高管籍貫地相應的異地商會時， 企業加入異地商會對投資效率的促進作用會被削弱。

三、 研究設計

（一） 樣本選擇與數據來源

本文以2010 ～ 2020年滬深兩市A股上市公司為研究樣本， 并對初始樣本進行如下處理： ①剔除金融保險類企業樣本； ②剔除被證券交易所作特別處理的企業樣本； ③剔除觀測值缺失的樣本； ④剔除異常值樣本。經過上述處理， 本文最終獲得24362個“公司—年度”觀測值， 共計3323家上市公司。

本文所使用的異地商會信息來源于CNRDS， 并經手工整理而得； 其他數據均來源于國泰安（CSMAR）數據庫和CNRDS。本文對所有的連續變量都進行了上下1%的縮尾處理。

（二） 變量定義及測量

1. 被解釋變量： 投資效率（IE）。本文參考Richardson（2006）的研究， 使用如下模型來估算投資效率：

Invest_t=α₀+α₁Growth_t-1+α₂Lev_t-1+α₃Cash_t-1+α₄Age_t-1+α₅Size_t-1+α₆Return_t-1+α₇Invest_t-1+ε_t" （1）

其中： Invest為新增投資， Invest=（資本支出+并購支出-出售長期資產收入-折舊）/總資產； Growth為營業收入增長率； Lev為資產負債率； Cash為貨幣資金總額除以總資產； Age為公司的上市年限取自然對數； Size為總資產取自然對數； Return為考慮現金紅利再投資的年個股回報率。此外， 模型還控制了行業和年份固定效應。模型（1）估計的殘差的絕對值即為投資效率（IE）， 其值越大， 表明投資效率越低。參考張悅玫等（2017）的做法， 本文剔除殘差絕對值接近0的前10%樣本， 以消除可能產生的系統性偏差。

2. 解釋變量： 企業是否加入異地商會（Chamber）。根據CNRDS整理的異地商會會員企業名單， 確定加入異地商會的上市公司。然后參考嚴若森等（2023）的做法， 若確認上市公司加入了某異地商會， 則從該異地商會成立的當年及以后年份， Chamber變量均取值為1， 否則取值為0。

3. 調節變量。①企業所在地異地商會數量（Cha_num）。本文以企業所在省份所有異地商會的總數加1后取自然對數來衡量異地商會數量（Cha_num）。②企業所在地是否存在與高管籍貫地相應異地商會（Cha_ceo）。考慮到CEO對企業的投資決策起著絕對的主導作用， 因此本文把高管籍貫地相應異地商會定義為CEO籍貫地相應異地商會， 如果企業所在地有與CEO籍貫地相應的異地商會， 則企業所在地是否存在與高管籍貫地相應商會（Cha_ceo）變量取值為1， 否則取值為0。

4. 控制變量。參考張悅玫等（2017）的研究， 本文控制以下因素的影響： 公司規模（Asset）、 企業年齡（Listage）、 產權性質（Soe）、 資產負債率（Lev）、 資產收益率（Roa）、 是否兩職合一（Isdual）、 董事會規模（Board）、 獨立董事比例（Indb）、 股權集中度（Top1）、 經營活動現金流（Cash）、 管理層持股比率（Share）、 股票回報率（Ret）、 機構投資者持股比例（Institute）、 市場化指數（Index）。此外， 對年份和行業均予以控制。

本文所涉變量具體定義參見表1。

（三） 模型構建

為了驗證異地商會對企業投資效率的影響， 本文建立如下模型， 同時， 本文對回歸方程標準誤進行了穩健性調整。

IE_t+1=α₀+α₁Chamber_t+α₂Controls_t+ε_t" " （2）

其中： Chamber為企業是否加入異地商會； IE為企業投資效率； Controls為包括行業和年份在內的一系列控制變量； ε為誤差項。

為了驗證企業所在地異地商會數量的調節效應， 本文建立如下模型， 同時， 對回歸方程標準誤進行了穩健性調整。

IE_t+1=α₀+α₁Chamber_t+α₂Chamber×Cha_num+α₃Controls_t+ε_t" （3）

為了驗證企業所在地是否存在與高管籍貫地相應的異地商會的調節效應， 本文基于上述模型（2）， 根據企業所在地是否存在高管籍貫地相應異地商會（Cha_ceo）變量進行分組檢驗。

四、 實證分析

（一） 描述性統計

表2報告了主要變量的描述性統計結果。表2顯示： ①投資效率（IE）的最大值為0.162， 最小值為0.003， 說明樣本公司的投資效率差異較大， 均值為0.033， 與已有研究結果基本一致。②企業是否加入異地商會（Chamber）的均值為0.049， 說明本文樣本中有4.90%的企業加入了異地商會， 這一結果表明加入異地商會的企業還較少。

（二） 回歸結果與分析

1. 異地商會對投資效率的影響。前文構建的模型（2）的多元回歸結果如表3所示。列（1）中， 企業是否加入異地商會（Chamber）與投資效率（IE）的回歸系數為-0.005， t值為-5.82， 在1%的水平上顯著， 說明加入異地商會的企業投資效率顯著更高， 假設1a得到驗證， 表明企業加入異地商會能夠增加企業的社會資本、 降低企業的代理成本， 且增加的社會資本表現為“資源汲取”效應。

根據模型（1）計算的殘差值是否大于0， 本文進一步將投資效率區分為過度投資（Over）和投資不足（Under）。列（2）中， 企業是否加入異地商會（Chamber）與過度投資（Over）的回歸系數為-0.005， t值為-3.30， 在1%的水平上顯著， 說明加入異地商會的企業過度投資行為較少； 列（3）中， 企業是否加入異地商會（Chamber）與投資不足（Under）的回歸系數為-0.003， t值為-5.44， 在1%的水平上顯著， 說明加入異地商會的企業投資不足行為也較少。這些結果表明， 企業加入異地商會能夠同時抑制企業的過度投資和投資不足行為， 因此投資效率更高。

2. 企業所在地異地商會數量的調節效應。前文構建的模型（3）的多元回歸結果如表3列（4）所示， 企業所在地異地商會數量與企業是否加入異地商會的交乘項（Cha_num×Chamber）的回歸系數為-0.002， 在5%的水平上顯著， 說明企業所在地異地商會的數量具有正向調節效應。該結果進一步表明， 企業加入異地商會增加的社會資本表現為“資源汲取”效應。圖1展示了企業所在地異地商會數量對企業加入異地商會與投資效率關系的調節效應。從圖中可以看出， 企業所在地異地商會數量較多組的斜率更大， 說明企業加入異地商會對投資效率的促進作用在企業所在地異地商會數量較多時更大。上述結果表明， 企業所在地異地商會的數量能夠增強企業加入異地商會對投資效率的提升作用， 假設2a得到驗證。

3. 企業所在地是否存在與高管籍貫地相應異地商會的調節效應。根據企業所在地是否存在與高管籍貫地相應異地商會變量進行分組， 對前述構建的模型（2）進行分組回歸。結果如表3列（5）和列（6）所示： 在有高管籍貫地相應異地商會組， 企業是否加入異地商會（Chamber）與投資效率（IE）的回歸系數為-0.001， 不顯著； 在無高管籍貫地相應異地商會組， 企業是否加入異地商會（Chamber）與投資效率（IE）的回歸系數為-0.004， 在1%的水平上顯著。兩組結果的對比說明， 當企業所在地存在與高管籍貫地相應的異地商會時， 企業加入異地商會對投資效率的促進作用會被削弱。該結果進一步說明， 高管權力的提升可能會加劇其代理問題， 不利于投資效率的提升。圖2展示了企業所在地是否存在高管籍貫地相應異地商會對企業加入異地商會與投資效率的調節效應。從圖中可以看出， 企業所在地沒有高管籍貫地相應異地商會組的斜率更大， 說明企業加入異地商會對投資效率的促進作用在企業所在地沒有高管籍貫地相應異地商會時更大， 當企業所在地存在與高管籍貫地相應的異地商會時， 企業加入異地商會對投資效率的促進作用會被削弱。上述結果表明， 企業所在地存在與高管籍貫地相應的異地商會會削弱企業加入異地商會對投資效率的提升作用， 假設3b得到驗證。

（三） 穩健性檢驗

1. Heckman檢驗。企業加入異地商會需要提交入會申請書， 并提供包括企業地址、 注冊資本、 營業收入、 營業利潤和納稅金額等在內的入會資料（寧博等，2022）， 因此， 企業的某些特征可能成為決定其能否加入異地商會的重要因素， 進而導致本文樣本存在自選擇問題， 即可能企業較高的投資效率由其他因素驅動， 而非加入異地商會所驅動。為了消除這種樣本自選擇偏誤可能帶來的影響， 本文采用Heckman兩階段法進行檢驗， 具體模型如下：

Chamber_t=α₀+α₁Asset_t-1+α₂Lev_t-1+α₃Roa_t-1+α₄Top1_t-1+Growth_t-1+α₆Cash_t-1+α₇Institute_t-1+ε_t （4）

其中， 企業上一期相關財務變量和公司治理變量包括： 上一期期末資產總額（Asset_t-1）， 資產負債率（Lev_t-1）， 總資產凈利潤率（Roa_t-1）， 第一大股東持股比例（Top1_t-1）， 營業收入增長率（Growth_t-1）， 經營活動現金流（Cash_t-1）， 機構投資者持股比例（Institute_t-1）。同時控制行業和年份固定效應， 對上述模型（4）進行Probit回歸， 可以獲得一個逆米爾斯比率（IMR）， 將其作為控制變量加入前述模型（2）， 即可糾正樣本選擇偏誤可能產生的影響。

表4列（1）列示了Heckman兩階段檢驗的回歸結果， 企業是否加入異地商會（Chamber）與投資效率（IE）的回歸系數為-0.003， 在5%的水平上顯著， 可見在消除了樣本自選擇偏誤可能產生的影響后， 結果仍與前文研究結論一致， 說明前文結論穩健。

2. PSM檢驗。考慮到本文樣本中企業加入異地商會的樣本比例較低， 為了盡可能為處理組（加入異地商會的企業）的每一個個體找到相似的對照組（未加入異地商會的企業）， 以獲得企業加入異地商會對投資效率的凈效應， 本文進一步采用PSM方法進行檢驗。在第一階段， 使用近鄰匹配法對樣本進行1∶1匹配， 控制變量同前述模型（2）。最終獲得2253個“公司—年度”觀測值， 且滿足共同支持條件和平衡性假設。同時， 對回歸方程標準誤進行穩健性調整。

表4列（2）列示了PSM匹配后的回歸結果， 企業是否加入異地商會（Chamber）與投資效率（IE）的回歸系數為-0.003， 在1%的水平上顯著。該結果表明， 在采用PSM控制了樣本選擇問題后， 結果仍與前文研究結論一致， 說明前文結論穩健。

3. 兩階段工具變量檢驗?？紤]到本文可能存在遺漏變量問題， 進一步采用工具變量法進行檢驗。借鑒嚴若森等（2023）的做法， 本文選用企業所在地地形起伏度（Flat）——各個省份的地形坡度和企業員工總數（Emplo-yee）——企業員工總數加1后取自然對數， 這兩個變量作為工具變量。

表4列（3）列示了第一階段的回歸結果。企業是否加入異地商會（Chamber）與企業所在地地形起伏度（Flat）的回歸系數在5%的水平上顯著為負， 與企業員工總數（Emp-loyee）的回歸系數在1%的水平上顯著為正， 因此滿足工具變量相關性的要求； 弱工具變量檢驗的F值為18.51， 工具變量過度識別檢驗的p值為0.516， 因此滿足工具變量是外生的且不存在弱工具變量的要求。

表4列（4）列示了第二階段的回歸結果， 企業是否加入異地商會（Chamber）與投資效率（IE）的回歸系數為-0.078， 在1%的水平上顯著。這些結果表明， 在考慮了遺漏變量這一內生性問題后， 結果仍與前文研究結論一致， 說明前文結論穩健。

4. 其他穩健性檢驗（限于篇幅，檢驗結果未予列示，留存備索）。首先， 借鑒羅勁博和李小榮（2019）的做法， 采用如下模型（5）， 分行業、 分年度進行回歸估算出正常投資金額， 回歸殘差的絕對值即為投資效率（IE）。其中， Invest為新增投資， Invest=（資本支出+并購支出-出售長期資產收入-處置子公司及其他營業單位收到的現金凈額-收回投資收到的現金）/期初總資產， Growth為營業收入增長率。

Invest_t=α₀+α₁Growth_t-1+α₂Invest_t-1+ε_t" " " （5）

其次， 采用模型（1）計算的殘差絕對值經行業調整后的投資效率（IE）進一步加以驗證。另外， 本文前述檢驗的樣本剔除了投資效率（IE）接近0的前10%樣本， 故在此本文采用全樣本進行檢驗。再次， 為了控制行業發展周期、 宏觀政策等的影響， 在基準回歸中控制行業乘以年份固定效應。最后， 控制省份固定效應。以上穩健性檢驗的結果均與前文研究結論一致， 說明前文結論穩健。

五、 中介機制檢驗

（一） 代理成本中介檢驗

管理費用是因為代理行為而實際發生的成本， 總資產周轉率是由代理人努力程度和代理能力而引致的效率損失（王明琳等，2014）。投資效率的降低， 是由這兩種代理成本造成的。因此， 本文借鑒嚴若森等（2023）的做法， 采用總資產周轉率的倒數與管理費用率二者的平均值來衡量代理成本（AC）。

表5列（1） ～ 列（3）列示了代理成本中介效應的檢驗結果。列（2）中， 企業是否加入異地商會（Chamber）與代理成本（AC）的回歸系數為-0.115， 在1%的水平上顯著， 說明企業加入異地商會顯著降低企業的代理成本； 列（3）中， 企業是否加入異地商會（Chamber）、 代理成本（AC）與投資效率（IE）的回歸系數均在1%的水平上顯著。以上結果表明， 代理成本具有部分中介作用， 企業加入異地商會能夠降低企業的代理成本， 而較低的代理成本會促進企業投資效率的提升。進一步進行Sobel檢驗， Z值為-3.025， 說明中介效應顯著， 中介效應占比為5.91%。

（二） 社會資本中介檢驗

徐尚昆等（2020）認為， 中國是一個人情社會， 企業在人情關系方面的支出能很好地衡量企業的社會資本。因此， 本文借鑒嚴若森等（2023）的做法， 使用規?；蟮墓P招待費來衡量企業社會資本（SC）。

表5列（4） ～ 列（5）列示了社會資本中介效應的檢驗結果。列（4）中， 企業是否加入異地商會（Chamber）與社會資本（SC）的回歸系數為0.000， 在1%的水平上顯著， 說明企業加入異地商會能夠增加企業的社會資本； 列（5）中， 企業是否加入異地商會（Chamber）與投資效率（IE）的回歸系數為-0.004， 在1%的水平上顯著， 社會資本（SC）與投資效率（IE）的回歸系數亦在1%的水平上顯著為負。以上回歸結果表明， 社會資本具有部分中介作用， 企業加入異地商會能夠增加企業的社會資本， 而較多的社會資本會提升企業的投資效率。進一步進行Sobel檢驗， Z值為-3.530， 說明中介效應顯著， 中介效應占比為5.58%。

六、 進一步研究

（一） 產權性質異質性分析

由于國家對國有企業的父愛主義和預算軟約束， 國有企業能夠獲得的資源相較非國有企業要多得多， 且國有企業高管的晉升壓力使其更熱衷于能凸顯其政績的事情， 這會進一步加劇國有企業的過度投資、 無效率投資， 因此， 相對非國有企業， 國有企業的投資效率一般更低。那么， 國有企業加入異地商會后其投資效率能否得到提升呢？本文對此進一步加以檢驗。根據企業產權性質（Soe）進行分組， 將樣本分為國有企業組和非國有企業組， 回歸結果如表6所示。列（1）列示了國有企業組的回歸結果， 企業是否加入異地商會（Chamber）與投資效率（IE）的回歸系數為-0.005， 在1%的水平上顯著； 列（2）列示了非國有企業組的回歸結果， 企業是否加入異地商會（Chamber）與投資效率（IE）的回歸系數為-0.004， 亦在1%的水平上顯著。兩組結果對比說明， 不論是國有企業還是非國有企業， 其加入異地商會均可以提升企業的投資效率。進一步進行組間系數差異檢驗， p值為0.37， 說明兩組回歸系數不存在顯著差異。

（二） 市場分割程度異質性分析

由于各省份之間存在GDP競爭、 地方保護主義等因素， 我國市場存在較大程度的市場分割， 而市場分割會在一定程度上阻礙商品的省際流通， 省際商品交易成本的增加會進一步擴大省際相對價格差異， 進而使本省企業在區域內獲得較大的市場優勢和超額利潤。如此而言， 通過異地商會社會網絡獲取更多社會資本的企業之間更容易出現合謀行為。如果企業加入異地商會能夠提升企業的投資效率， 那么在市場分割程度較高的省份， 這種促進作用可能會更顯著。對此， 本文進一步加以驗證。使用相鄰省份之間的相對價格方差來衡量省際市場分割程度（Segment）。如果企業所在地省份市場分割程度高于當年度省際市場分割程度中位數時取值為1， 表示企業所在地市場分割程度較高， 否則取值為0。而后進行分組檢驗， 具體回歸結果如表6所示。在列（3）市場分割程度較高組， 企業是否加入異地商會（Chamber）與投資效率（IE）的回歸系數為-0.006， 在1%的水平上顯著； 在列（4）市場分割程度較低組， 企業是否加入異地商會（Chamber）與投資效率（IE）的回歸系數為-0.004， 亦在1%的水平上顯著。兩組結果對比說明， 不論企業位于市場分割程度較高的省份， 還是位于市場分割程度較低的省份， 其加入異地商會均可以提升企業的投資效率。進一步進行組間系數差異檢驗， p值為0.099， 說明兩組回歸系數存在顯著差異， 即位于市場分割程度較高省份的企業比位于市場分割程度較低省份的企業加入異地商會對投資效率的促進作用更大。

七、 結論

本文以2010 ～ 2020年滬深兩市A股上市公司為樣本， 從“資源汲取觀”和“資源詛咒觀”兩方面探討了企業加入異地商會對企業投資效率的影響， 并對其作用機制進行了檢驗， 同時還考察了企業所在地異地商會數量和企業所在地是否存在與高管籍貫地相應異地商會的調節作用。研究發現： 企業加入異地商會能夠顯著促進企業的投資效率提升， 且企業所在地的異地商會數量能夠強化這種促進作用， 進一步驗證了資源的汲取效應， 而企業所在地存在與高管籍貫地相應的異地商會則會削弱這種促進作用， 說明高管權力的強化可能會加劇代理問題， 加入異地商會的企業要預防該問題的發生。機制檢驗發現， 異地商會通過降低企業代理成本、 增加企業社會資本來促進投資效率提升， 說明社會資本表現為資源汲取效應。此外， 國有企業和非國有企業加入異地商會均會提升企業的投資效率， 但位于市場分割程度較高省份的企業比位于市場分割程度較低省份的企業加入異地商會對投資效率的促進作用更大， 表明處于資源劣勢的企業加入異地商會對投資效率的提升作用更大。

根據本文研究結論可獲得如下管理啟示： ①企業加入異地商會能夠通過降低代理成本、 增加社會資本來提升自身投資效率， 說明異地商會是一種有效的外部治理機制， 且處于資源劣勢的企業加入異地商會對投資效率的提升作用更大， 表明企業可以充分探索和利用異地商會的資源汲取優勢。②當企業所在地存在與高管籍貫地相應的異地商會時， 企業加入異地商會對投資效率的促進作用會被削弱， 說明高管權力的增加可能會加劇其代理問題， 不利于投資效率的提升， 上市公司在加入異地商會時要注意高管權力的配置問題， 避免出現“一言堂”。③企業所在地異地商會數量越多， 資源汲取效應越顯著， 說明地區異地商會的發展具有溢出效應， 這為異地商會這一中介組織的發展與改革提供了實踐證據， 對監管部門指導異地商會發展具有指導意義。

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（責任編輯·校對： 黃艷晶" 許春玲）

【基金項目】國家社會科學基金青年項目（項目編號：19CGL023）

【作者單位】1.吉林大學數量經濟研究中心， 長春 130012；2.湖北文理學院經濟管理學院， 湖北襄陽 441053。 周燃為通訊作者