徐茗麗　龐立讓　王　礫　孔東民

(1.華中科技大學 經(jīng)濟學院，湖北 武漢 430074；2.中南財經(jīng)政法大學 金融學院，湖北 武漢 430073)

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治理成本、市場競爭與企業(yè)生產(chǎn)率

徐茗麗1龐立讓1王礫1孔東民2

(1.華中科技大學 經(jīng)濟學院，湖北 武漢 430074；2.中南財經(jīng)政法大學 金融學院，湖北 武漢 430073)

摘要：基于企業(yè)微觀層面的全要素生產(chǎn)率，本文從公司內(nèi)部治理和外部市場環(huán)境的視角，考察治理成本與市場競爭對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，并進一步從調(diào)節(jié)效應和中介效應的角度深入研究人力資本對上述關系的影響機制。利用中國工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)，無論在國企還是民企中，治理成本都顯著阻礙了企業(yè)生產(chǎn)率的提升，然而，市場競爭在提升民企生產(chǎn)率的同時，降低了國企生產(chǎn)率。進一步的擴展性檢驗表明，對于民企，人力資本在邊際上顯著促進了生產(chǎn)率的提升，同時，人力資本還是公司治理提高生產(chǎn)率的重要途徑；而對于國企，人力資本不存在邊際影響，只在市場競爭層面有微弱的中介效應。

關鍵詞：公司治理；市場競爭；生產(chǎn)率；產(chǎn)權；人力資本

一、引言

作為最大的發(fā)展中國家，我國的經(jīng)濟高速增長引起了社會各界的廣泛關注。長期以來，中國制造業(yè)企業(yè)依托人口和資源優(yōu)勢，在國外商品市場上獲得立足之地，中國制造已成為世界上認知度最高的標簽之一。然而，在當前人口紅利終結(jié)、資源和環(huán)境約束加劇的背景下，提升生產(chǎn)率是提高我國經(jīng)濟增長質(zhì)量、促進產(chǎn)業(yè)升級轉(zhuǎn)型的關鍵；從企業(yè)微觀視角出發(fā)，提升生產(chǎn)率是提高企業(yè)競爭力的核心。在我國制造業(yè)企業(yè)中，非上市公司是主體，因此，如何提高非上市公司的生產(chǎn)率，對宏觀經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)升級都有重要意義。本文將從公司治理和產(chǎn)品市場競爭兩個角度出發(fā)對此問題展開研究。

公司治理是經(jīng)濟金融研究中的重要議題之一。隨著企業(yè)制度的發(fā)展，產(chǎn)權分離的經(jīng)營模式被廣泛地采用，伴隨而來的委托代理問題，成為企業(yè)高效運行的巨大障礙。良好的公司治理能夠提高企業(yè)績效，提升企業(yè)價值。與上市公司不同，非上市公司的內(nèi)部治理機制更加不透明且不完善，但也普遍比上市公司更加簡單，所以其代理問題程度不如上市公司嚴重。此外，非上市公司缺乏對公司治理機制信息的披露。本文將利用治理成本測度公司治理，研究其對企業(yè)生產(chǎn)率這一績效的影響。

競爭是自由市場經(jīng)濟的必然產(chǎn)物。在優(yōu)勝劣汰的市場機制下，競爭會促使企業(yè)壓縮成本，積極創(chuàng)新，對企業(yè)產(chǎn)出增長起到積極的作用。然而，在中國特色社會主義市場經(jīng)濟體制下，國有企業(yè)和非國有企業(yè)并存，產(chǎn)品市場競爭在不同的企業(yè)產(chǎn)權下作用機制可能不同。本文分別考察在不同產(chǎn)權制度下公司治理和產(chǎn)品市場競爭對企業(yè)生產(chǎn)率的影響。

此外，公司治理決策的制定及執(zhí)行，均需依托于企業(yè)的人力資本；市場競爭等企業(yè)外部環(huán)境亦會影響人力資本的流向；在企業(yè)的生產(chǎn)活動中，人力資本也扮演了重要的角色。因此，本文引入人力資本，進一步考察人力資本如何在邊際上影響企業(yè)生產(chǎn)率，并探討人力資本發(fā)揮的效用在不同產(chǎn)權的企業(yè)中是否存在差異。在此基礎上，我們又從調(diào)節(jié)效應與中介效應的角度，深入考察人力資本發(fā)揮邊際作用的內(nèi)在機制。

二、相關研究評述

生產(chǎn)率的研究一直得到國內(nèi)外學者的廣泛關注。宏觀層面，王志剛等、周曉艷等以及王志平分別用不同的數(shù)據(jù)考查了我國各地區(qū)的生產(chǎn)率及其影響因素，發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)生產(chǎn)率高于中西部地區(qū)，且地區(qū)平均生產(chǎn)率受基礎設施、人力資本、經(jīng)濟對外依存度、固定資產(chǎn)投資等因素的影響[1][2][3]；行業(yè)層面，Gordon等、Jefferson等以及張軍考察了生產(chǎn)率的走勢[4][5][6]；受制于企業(yè)數(shù)據(jù)的可得性，企業(yè)微觀層面的研究主要來自上市公司[7][8][9][10]。近年來，中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫為非上市公司生產(chǎn)率的研究提供了支持。目前非上市公司的研究主要涉及全要素生產(chǎn)率估計方法的比較[11][12]，也有學者從微觀層面考察了企業(yè)行為、企業(yè)財務狀況對生產(chǎn)率的影響[13][14][15]?？傮w來說，考察非上市公司生產(chǎn)率的研究仍然較少，因此，本文試圖通過使用OP法和Tornqvist方法在微觀層面度量中國非上市公司這一龐大群體的全要素生產(chǎn)率，進一步擴展前人對生產(chǎn)率的研究，得出更具一般性的結(jié)論。

公司治理在微觀研究中占有重要地位，它與企業(yè)價值和企業(yè)績效有著緊密的聯(lián)系。良好的公司治理能夠促進公司市場價值的提升[16]，購買此類公司的股票能夠獲取更高的回報率[17]；管理決策指數(shù)、董事會以及透明度指數(shù)在提高公司績效方面具有正效應，而股東大會指數(shù)具有負效應[18]。此外，公司治理對生產(chǎn)率的影響也受到了廣泛的關注，然而，以往考察公司治理對企業(yè)生產(chǎn)率影響的文獻，大多從治理機制入手衡量公司治理，很少從公司財務的角度切入，而且這些研究并未嚴格區(qū)分國有和民營企業(yè)[8][10][19]。因此，針對中國特殊的制度背景，我們分別考察國企和民企的治理成本和市場競爭對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，對研究中國企業(yè)有著重要的意義。

在實證研究中，關于產(chǎn)品市場競爭對企業(yè)生產(chǎn)率的影響并未形成定論。一種觀點認為競爭與生產(chǎn)率之間存在正向關系：Nickell基于英國公司的研究發(fā)現(xiàn)市場競爭程度的提高與全要素生產(chǎn)率的增長相關[20]；Januszewski等對德國企業(yè)的研究也發(fā)現(xiàn)激烈的產(chǎn)品市場競爭對公司的生產(chǎn)率提高有積極的作用[21]；李平等指出，競爭引發(fā)的優(yōu)勝劣汰的市場機制為在位企業(yè)提供了提高生產(chǎn)率的激勵，并通過跨企業(yè)資源配置效率的改善促進了中國工業(yè)部門總量生產(chǎn)率的提高[22]。另一種觀點認為競爭與增長呈反向的關系：Caballero和Jaffe指出競爭會提高商品之間的替代彈性，由此降低壟斷租金、加速創(chuàng)造性破壞[23]；Grossman和 Helpman研究表明，競爭增加了模仿的便利性，會對研發(fā)活動以及企業(yè)的增長起到破壞性的作用[24]；Aghion等發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)品市場競爭導致追求利潤最大化的企業(yè)生產(chǎn)率增長速度減慢[25]。因此，本文試圖分析市場競爭對中國企業(yè)生產(chǎn)率的影響。

整體而言，本文可能的貢獻在于：從公司治理與市場競爭兩個角度考察我國非上市公司的生產(chǎn)率，而且還進一步引入人力資本，從調(diào)節(jié)效應與中介效應兩個方面考察其對生產(chǎn)率的邊際影響，這在一定程度上擴展了前人關于生產(chǎn)率方面的研究，彌補了相關文獻的空白。

三、數(shù)據(jù)來源與變量定義

(一)數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫由中國國家統(tǒng)計局建立，涵蓋中國大陸31個省(自治區(qū))全部國有以及規(guī)模以上(企業(yè)每年的銷售額不低于500萬元)非國有工業(yè)法人企業(yè)。該數(shù)據(jù)庫從1998年開始采集，截止到2007年，共收錄了中國33萬多家工業(yè)企業(yè)，占中國工業(yè)總產(chǎn)值的95%左右。統(tǒng)計口徑包括國民經(jīng)濟行業(yè)分類中的采掘業(yè)、制造業(yè)和電氣、燃氣以及水的生產(chǎn)和供應業(yè)三個門類，其中制造業(yè)占90%以上，覆蓋了40個兩位數(shù)行業(yè)。統(tǒng)計指標包括技術經(jīng)濟指標(工業(yè)增加值、工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)銷售產(chǎn)值等)和主要財務指標以及員工數(shù)量、工資總額等。該數(shù)據(jù)庫涵蓋大量非上市公司，可以有效地規(guī)避上市公司數(shù)據(jù)存在的“選擇性偏差”[26]，聶輝華等認為中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的使用存在一定的缺陷[27]。與大多數(shù)使用該數(shù)據(jù)庫的研究一致，為保證企業(yè)樣本的完整性，本文選取的樣本時間區(qū)域為1999~2007年。

沿襲李平等的數(shù)據(jù)處理做法，剔除存在以下任一情況的觀測值：企業(yè)總產(chǎn)值或企業(yè)的各項投入(包括員工數(shù)量、中間投入、固定資產(chǎn)平均值)小于零；企業(yè)固定資產(chǎn)原值小于凈值；工業(yè)總產(chǎn)值小于增加值或中間投入[22]。

為保證數(shù)據(jù)有效并消除異常樣本對研究結(jié)論的影響，本文在樣本選擇時，還剔除了資產(chǎn)負債率小于0或者大于1的企業(yè)，并且對變量按照上下1%進行Winsorize處理。為了實證檢驗和穩(wěn)健性檢驗的需要，只保留了在兩種不同的全要素生產(chǎn)率估計法下都不存在缺失值的樣本，另外還剔除了產(chǎn)權性質(zhì)不明確的企業(yè)樣本，最后留下的觀測值個數(shù)為600816。

(二)變量定義

表1是本文主要變量的定義，具體說明如下：

表1　變量定義

1.全要素生產(chǎn)率(TFP)：測度企業(yè)生產(chǎn)率，解釋生產(chǎn)中無法歸因于有形要素投入的一系列難以直接觀測的因素，例如技術進步、技術利用效率、知識水平、組織管理、制度環(huán)境等，衡量投入轉(zhuǎn)化為產(chǎn)出的總體效率。我們在增長核算中對增加值進行分解，把不能由勞動力和資本投入解釋的部分記為全要素生產(chǎn)率，這樣省去了中間投入對計算的干擾。在生產(chǎn)率的測度選取方面，我們主要運用了OP法估計的全要素生產(chǎn)率，并在穩(wěn)健性檢驗中運用Tornqvist指數(shù)法估計的全要素生產(chǎn)率對結(jié)果加以檢驗。具體來說，我們構造了如下兩個變量：

(1)TFP_OP：OP法由Olley和 Pakes提出[28]，是一種度量全要素生產(chǎn)率的半?yún)?shù)方法。估計全要素生產(chǎn)率的半?yún)?shù)方法有OP法和LP法[28][29]，這兩種方法分別用投資額和中間投入作為生產(chǎn)率的代理變量，前者能夠有效地避免OLS估計方法引起的聯(lián)立性問題和樣本選擇偏差[12]，估計出可靠的全要素生產(chǎn)率，而后者不能解決樣本選擇問題；就觀測值來說，投資額的數(shù)據(jù)跟中間投入的數(shù)據(jù)相當，因此我們優(yōu)先選擇OP法估算的TFP。聶輝華和賈瑞雪、Yasar等詳細介紹了OP法的思想及其Stata命令[11][30]。OP法估計TFP的主要原理如下：

yt=β0+βllt+βkkt+ωt+ηt

(1)

其中，yt、lt和kt分別代表某企業(yè)在t年的工業(yè)增加值、員工數(shù)和固定資產(chǎn)的對數(shù)值，ωt是一個不可觀測的中介成分，ηt是白噪音。假定投資it是生產(chǎn)率ωt和資本kt的函數(shù)，且it關于ωt是單調(diào)變化的，那么由it=it(ωt,kt)可以得出ωt=ωt(it,kt)。于是，(1)式可以轉(zhuǎn)化為：

yt=βllt+φt(it,kt)+ηt

(2)

(3)

(2)TFP_T：由Tornqvist指數(shù)法估算的全要素生產(chǎn)率。Tornqvist指數(shù)法是一種非參數(shù)方法，它沒有對生產(chǎn)函數(shù)的形式做出任何假定，是一種基于超越對數(shù)關系的指數(shù)核算法。Caves等解釋了這種方法如何測度兩個觀測值的相對生產(chǎn)率，并進一步給出了以行業(yè)平均水平為基準的單個企業(yè)的相對全要素生產(chǎn)率的計算方法[31][32]。目前來說，在計算全要素生產(chǎn)率時，Tornqvist指數(shù)法在國外文獻中得到了較多的應用[33]，但在國內(nèi)這方面的文獻仍然較少。估計式如下：

(4)

其中，qi,t、li,t和ki,t分別表示t年度企業(yè)i的總產(chǎn)出水平、勞動投入和資本投入的對數(shù)值，si,t表示t年度企業(yè)i勞動投入占總投入的份額。qt、lt、kt和st分別表示t年企業(yè)i所在行業(yè)的以上各變量的平均值。

2.治理成本(GC)。公司治理產(chǎn)生的成本，主要指公司治理活動發(fā)生的各項費用和公司治理機制設計或執(zhí)行不當引起的各種損失[34]，是公司治理好壞的一個重要考察指標。根據(jù)桑士俊等和嚴若森的定義，公司治理的成本包含代理成本(包括第一類和第二類代理成本)、市場治理成本以及過度監(jiān)督成本等[34][35]。市場治理成本和政府過度監(jiān)管帶來的治理成本難以度量或者數(shù)據(jù)不可得，且在公司治理成本中占比較小，因此代理成本可以作為公司治理機制直接且定量化的反映。參照Ang等和李壽喜的做法[36][37]，用銷售收入管理費用率作為治理成本的測度，衡量公司治理的水平。

3.產(chǎn)品市場競爭(HHI)。也稱行業(yè)競爭，衡量各個產(chǎn)品市場競爭的激烈程度，用赫芬達爾—赫希曼指數(shù)(HHI)來測度，某行業(yè)的競爭度等于該行業(yè)內(nèi)所有企業(yè)的市場占有率(銷售額度量)的平方和[26]。直觀地來說，HHI在0和1之間取值。HHI越小，行業(yè)競爭越激烈；HHI越大，行業(yè)壟斷程度越高。

4.控制變量。參照以往公司財務的研究，我們選取資產(chǎn)收益率(ROA)、資產(chǎn)負債率(LEV)、規(guī)模(SIZE)、員工數(shù)的自然對數(shù)(LnEMP)作為控制變量?；贑hen和Guariglia的研究[15]，我們還納入了融資約束(FC)變量，衡量企業(yè)內(nèi)部融資的難易程度，參照他們的方法，用企業(yè)現(xiàn)金流與固定資產(chǎn)的比值來測度，其中現(xiàn)金流由凈利潤加上折舊算得，現(xiàn)金流與固定資產(chǎn)的比值越大，企業(yè)內(nèi)部融資越容易，融資約束程度越低。

5.人力資本(HC)。人力資本通常以學歷水平代表。已有的經(jīng)驗研究一般根據(jù)勞動者的調(diào)查報告來衡量，但調(diào)查報告存在很多主觀因素，可能導致結(jié)論存在偏差。所以，從客觀角度研究學歷的影響具有重要的理論與現(xiàn)實意義。然而，微觀企業(yè)數(shù)據(jù)樣本總量龐大，員工學歷數(shù)據(jù)的統(tǒng)計極其困難。唯一能夠獲取的相關資料是中國經(jīng)濟普查數(shù)據(jù)在2004年對企業(yè)員工的學歷分布和職稱狀況進行的詳細統(tǒng)計，這為本文的檢驗提供了極其寶貴的數(shù)據(jù)資源。需要特別說明的是，對于其他未統(tǒng)計企業(yè)員工學歷分布的年份，只能用2004年的數(shù)據(jù)進行填充處理。

四、實證檢驗與分析

在本部分，我們主要考察兩方面的內(nèi)容：第一，公司治理和產(chǎn)品市場競爭分別對企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響；第二，引入人力資本變量，考察人力資本通過公司治理和產(chǎn)品市場競爭對生產(chǎn)率產(chǎn)生的邊際影響，并進一步探索這種邊際影響是調(diào)節(jié)效應還是中介效應。在整個實證檢驗過程中，我們將樣本分成國有企業(yè)和民營企業(yè)兩組，分別考察公司治理、產(chǎn)品市場競爭以及人力資本在不同產(chǎn)權性質(zhì)的企業(yè)中發(fā)揮的作用。

(一)描述性統(tǒng)計

表2報告了各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。如表2所示，用OP法和Tornqvist指數(shù)法測度的TFP的均值分別為3.746和1.650，標準差分別為0.967和2.395，表明Tornqvist指數(shù)法測度的TFP在不同企業(yè)之間存在一定的差異，OP法測度的TFP在不同企業(yè)間差異較小。這可能說明不同的測度方法衡量了生產(chǎn)率的不同維度。GC的平均值為0.074，標準差為0.091，表明企業(yè)的管理費用占銷售收入的比例較小，但在不同企業(yè)之間存在較大差異。HHI的平均值為0.003，標準差為0.003，表明不同產(chǎn)品市場競爭度差異較大。

相關系數(shù)矩陣給出了各變量之間的相關系數(shù)(因篇幅限制，略去)。TFP_OP和TFP_T的相關系數(shù)是0.601，大于零且絕對值較大，表明這兩種企業(yè)生產(chǎn)率的指標是一致的。TFP_OP和TFP_T與GC的相關系數(shù)分別為-0.408和-0.165，說明治理成本與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在反向關系；與HHI的相關系數(shù)為負，但數(shù)值都較小(分別為-0.046和-0.004)；與FC的相關系數(shù)為正。相關系數(shù)僅反映了變量之間的簡單相關關系，故有必要通過回歸模型進一步分析。

表2　描述性統(tǒng)計

注：本表中，我們報告了企業(yè)總資產(chǎn)ASSET和員工數(shù)EMP的原值，在回歸中，我們采用它們的對數(shù)值，分別對應于SIZE和LnEMP。

(二)治理成本、產(chǎn)品市場競爭與企業(yè)生產(chǎn)率

首先，我們考察治理成本與產(chǎn)品市場競爭對企業(yè)生產(chǎn)率的影響。利用上述變量，建立如下固定效應模型(Hausman檢驗支持固定效應的假定，下文中回歸亦采用此設定，不再贅述)，運用Stata統(tǒng)計軟件進行回歸分析：

TFPi,t+1=α+β1GCi,t+β2HHIi,t+∑λControli,t+εi,t

(5)

這里，TFP是用OP法估計的TFP_OP，Control變量包含融資約束(FC)、資產(chǎn)收益率(ROA)、資產(chǎn)負債率(LEV)、規(guī)模(SIZE)以及員工數(shù)(LnEMP)。利用該模型，我們依次對全樣本、國有企業(yè)樣本和民營企業(yè)樣本進行回歸。TFP_OP與GC的相關系數(shù)為-0.408，說明治理成本與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在反向關系，因此我們期待β1<0；TFP_OP與HHI的相關系數(shù)為-0.046，相關性較小，而且市場競爭對生產(chǎn)率的影響有兩種不同的路徑，因此β2的符號無法做出假定。方程(5)的回歸結(jié)果如表3所示。

表3的回歸結(jié)果表明，無論是國有企業(yè)還是民營企業(yè)，GC的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，說明治理成本與生產(chǎn)率呈現(xiàn)反向關系，即治理成本越低，越有利于企業(yè)生產(chǎn)率的提高。HHI的系數(shù)在全樣本中顯著為負，說明產(chǎn)品市場競爭整體上能夠促進企業(yè)生產(chǎn)率的提升，表明我國在市場經(jīng)濟大環(huán)境下，優(yōu)勝劣汰機制促使企業(yè)提高生產(chǎn)率，鞏固市場地位。在兩組子樣本回歸中，HHI系數(shù)的符號相反：在國有企業(yè)樣本中顯著為正，表明在國家控股的產(chǎn)權結(jié)構下，企業(yè)面臨的產(chǎn)品市場壟斷程度越高，生產(chǎn)率也越高，這一方面可能是壟斷國企的規(guī)模效應使然，另一方面, 壟斷國企的良好福利可能使其擁有更高的人力資本。在民營企業(yè)樣本的回歸中，HHI的系數(shù)顯著為負，表明在非國家控股的產(chǎn)權結(jié)構下，產(chǎn)品市場競爭程度的增強會促進企業(yè)生產(chǎn)率的提高。這可能是因為競爭導致民營企業(yè)生存壓力較大，迫使其加快技術創(chuàng)新的步伐。從中可以看到，競爭機制在國有企業(yè)和民營企業(yè)之間存在顯著差異，這說明我國不同產(chǎn)權的企業(yè)追逐不同的目標，國有企業(yè)追求社會效益最大化，肩負更多的解決就業(yè)問題的任務，并且可以獲得更多的政策支持和政府幫助，生存壓力較??；而民營企業(yè)以利潤最大化為目標，在激烈的市場競爭下，有更大的生存壓力，迫使它們改進技術，加強管理，提高生產(chǎn)率，增強競爭力。

表3　治理成本、市場競爭與企業(yè)生產(chǎn)率

注：括號內(nèi)為對應回歸系數(shù)的標準誤，且已經(jīng)過穩(wěn)健性調(diào)整；***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上拒絕零假設。下表同。

另外，我們還發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)C的系數(shù)在國有企業(yè)樣本回歸中不顯著，但在民營企業(yè)樣本和全樣本回歸中為正且在5%以上的水平上顯著。由于FC在數(shù)值上越大表明融資約束越低，因此，民營企業(yè)FC的正系數(shù)表明民營企業(yè)融資約束越低，企業(yè)的生產(chǎn)率越高，即民營企業(yè)內(nèi)部資金充分時，有利于企業(yè)做出正確的投資和生產(chǎn)決策。而國有企業(yè)的系數(shù)并不顯著，這可能是因為國有企業(yè)有著潛在的政治聯(lián)系，更多與政府利益相關[42]，從而使得國有企業(yè)可以更容易地得到金融機構的貸款，較少面臨融資約束問題。

(三)人力資本的邊際影響：中介效應與調(diào)節(jié)效應

在此部分，我們對前文結(jié)果進行擴展研究，探索公司治理和產(chǎn)品市場競爭影響生產(chǎn)率的機制。具體而言，我們引入人力資本變量，考察人力資本是否通過公司治理或產(chǎn)品市場競爭對企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生邊際影響，并探索這種邊際影響在國有企業(yè)和民營企業(yè)中是否存在差異，深入考察人力資本的這種邊際效應是調(diào)節(jié)效應還是中介效應抑或兩種效應同時存在。

人力資本的主體是企業(yè)的員工，其行為關系到公司的各項決策，其待遇也直接關系到公司的成本。利用員工學歷水平作為人力資本的代理變量，考察人力資本分別通過治理成本和產(chǎn)品市場競爭對不同產(chǎn)權企業(yè)的生產(chǎn)率產(chǎn)生的邊際效應。需要說明的是，中國經(jīng)濟普查數(shù)據(jù)只對2004年企業(yè)員工的學歷水平和技術職稱狀況進行了詳細統(tǒng)計，因此，在用這些橫截面數(shù)據(jù)做回歸時，其他年份只能用2004年的數(shù)據(jù)進行填充。回歸方程中未列出HC的單獨項，事實上，在固定效應回歸模型中，其回歸系數(shù)為0。我們進行方程(6)的回歸分析，具體結(jié)果見表4。

TFPi,t+1=α+β1GCi,t+β2HHIi,t+β3GCi,t*HCi,t+β4HHIi,t*HCi,t+∑γControli,t+εi,t

(6)

表4　人力資本的邊際效應

注：人力資本的代理變量員工學歷水平HC只有2004年的數(shù)據(jù)，由于固定效應系數(shù)為0，未納入回歸；因篇幅限制，控制變量的結(jié)果省去。

從表4可以看出，無論是國有企業(yè)還是民營企業(yè)，公司治理成本和產(chǎn)品市場競爭的系數(shù)均與表3一致。人力資本與公司治理成本交叉項的系數(shù)，無論是在國有企業(yè)樣本還是民營企業(yè)樣本中都為正，但是在國有企業(yè)中不顯著，在民營企業(yè)中顯著，即在民營企業(yè)中，控制公司治理水平，人力資本提升了企業(yè)生產(chǎn)率。同樣，人力資本水平與產(chǎn)品市場競爭的交叉項，在全樣本中和民營企業(yè)中也顯著為正，即在全樣本和民營企業(yè)中，控制產(chǎn)品市場競爭水平后，人力資本顯著地促進了企業(yè)生產(chǎn)率的提升。但是人力資本的邊際效應在國有企業(yè)中依舊不顯著。

我們可以看到，無論是對于公司治理成本與生產(chǎn)率的關系還是產(chǎn)品市場競爭與生產(chǎn)率的關系，人力資本的邊際效應在國有企業(yè)和民營企業(yè)中都存在差異，即在民營企業(yè)中有著顯著正效應，這與前文預期一致，然而，在國有企業(yè)中不顯著。我們認為，這可能是因為中國的國有企業(yè)更多與政府利益相關，是集中的所有制結(jié)構，這使得國有企業(yè)可能會吸引更多的高學歷人才，但是雇傭過多的高學歷人才之后，并沒有對人力資本進行合理的優(yōu)化配置，反而給企業(yè)造成了負擔，導致資源浪費，因此人力資本在國有企業(yè)中的邊際效應并不顯著。

根據(jù)溫忠麟等的研究[38]，如果偏回歸系數(shù)顯著，則說明存在調(diào)節(jié)效應。因此，表4的回歸結(jié)果說明：在國有企業(yè)樣本中，人力資本在公司治理和產(chǎn)品市場競爭對企業(yè)生產(chǎn)率的影響中并不存在顯著的調(diào)節(jié)效應；但在民營企業(yè)中，人力資本有著顯著的調(diào)節(jié)效應。

為了考察國有企業(yè)的人力資本為何沒有表現(xiàn)出預期的正調(diào)節(jié)效應，我們進一步分析了國有和民營企業(yè)人力資本結(jié)構的詳細差別，具體如表5所示。由表5可以看到，平均而言，國有企業(yè)中研究生比例達到0.3%，本科生比例達到4.5%，大專生比例14.1%，而民營企業(yè)中它們分別只有0.2%、2.4%和6.5%；國有企業(yè)中本科生比例的中位數(shù)為1.8%，而民營企業(yè)中本科生比例的中位數(shù)為0，遠低于國有企業(yè)水平。從觀測值數(shù)量來看，民營企業(yè)約為國有企業(yè)的4倍，但民營企業(yè)的人力資本水平遠遠低于國有企業(yè)。由此可見，相對于民營企業(yè)，國有企業(yè)的人力資本可能遠超其所需水平。因此，很可能是因為國有企業(yè)人力資本的臃腫與聚集，導致了人力資本的浪費，從而無法發(fā)揮出正的邊際效應。

接下來，我們引入Sobel檢驗，考察人力資本對公司治理、市場競爭與企業(yè)生產(chǎn)率之間的關系是否存在中介效應。根據(jù)溫忠麟等的研究[38][39]，中介效應的定義是：考慮自變量X對因變量Y的影響, 如果X通過影響變量M進而影響Y, 則稱M為中介變量。Sobel檢驗的結(jié)果如表6所示。

在公司治理與生產(chǎn)率的關系中，人力資本的中介效應檢驗如表6中的Panel A所示。從中可以看出，在民營企業(yè)中，無論是Sobel檢驗、Goodman-1檢驗還是Goodman-2檢驗，Z值都在1%的水平上顯著，說明在民營企業(yè)中，人力資本對公司治理與生產(chǎn)率之間的關系存在著顯著的中介效應，意味著公司治理成本越低時，會吸引更多的人力資本，人力資本水平的提高促進企業(yè)生產(chǎn)率的提升。這個中介效應約為總效應的57.51%(符號為負是因為公司治理成本的測度指標是銷售收入管理費用率，銷售收入管理費用率越低，表明治理成本越低，治理水平越高；反之治理水平越低)。這也就意味著在民營企業(yè)中，公司治理通過人力資本這一中介渠道對企業(yè)生產(chǎn)率提高發(fā)揮的效應超過了直接效應，說明人力資本在公司治理對生產(chǎn)率的促進效應中發(fā)揮重要作用。企業(yè)應該不斷提升其人力資本水平，在人力資本存在顯著調(diào)節(jié)作用的同時，充分地發(fā)揮人力資本的中介效應。

表5　國有、民營企業(yè)中員工學歷結(jié)構對比

表6　人力資本的中介效應檢驗

表4的結(jié)果顯示，在國企中，人力資本對公司治理與生產(chǎn)率之間的關系并不存在調(diào)節(jié)效應。而表6的結(jié)果則進一步顯示：對于國企而言，人力資本對公司治理與生產(chǎn)率之間的關系也不存在顯著的中介效應。這支持了我們前面對于國有企業(yè)人力資本可能存在配置不合理的論斷。

表6的Panel B報告了人力資本對市場競爭與生產(chǎn)率之間關系的中介效應檢驗。從中可以看出，無論是在國有企業(yè)還是民營企業(yè)中，人力資本對市場競爭與生產(chǎn)率之間的關系都存在著顯著的中介效應。這意味著，行業(yè)市場越壟斷，就會有充足的條件吸引更多的人力資本，促進企業(yè)生產(chǎn)率的提高。但是，這個中介效應占總效應的比例很小，在民營企業(yè)中，人力資本的中介效應比率為3.3%，在國有企業(yè)中，只有0.4%。這也就意味著，產(chǎn)品市場競爭通過人力資本這一中介渠道對企業(yè)生產(chǎn)率提高產(chǎn)生的促進作用非常小，最主要的還是直接效應。

(四)穩(wěn)健性檢驗

在這一部分，我們對前文結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗，本文的穩(wěn)健性檢驗包括4個方面，分別是：(1)使用Tornqvist方法估算的TFP_T作為TFP_OP的替代變量；(2)使用以公司總資產(chǎn)為權重計算的HHI_Asset作為HHI的替代變量；(3)以資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率來測度公司治理效率，并作為公司治理水平的替代變量；(4)使用平衡的面板數(shù)據(jù)(即只保留1999~2007年度不存在缺失值的企業(yè)樣本)。這些穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果均與前文研究結(jié)論一致，從而充分說明本文研究結(jié)論的可靠性。

五、結(jié)論

本文基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫1999~2007年全國范圍內(nèi)國有及規(guī)模以上非國有企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)，利用OP法測度企業(yè)層面的生產(chǎn)率，考察了公司治理成本與產(chǎn)品市場競爭對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，并探討這種影響在不同產(chǎn)權性質(zhì)企業(yè)間的異同。研究結(jié)果表明，無論在國有企業(yè)還是民營企業(yè)中，治理成本對企業(yè)生產(chǎn)率都有顯著的抑制作用。產(chǎn)品市場競爭對國有企業(yè)和民營企業(yè)生產(chǎn)率的影響相反：國有企業(yè)面臨的產(chǎn)品市場競爭越激烈，其生產(chǎn)率越低，壟斷程度越高，其生產(chǎn)率越高；而產(chǎn)品市場競爭程度的增強會促進民營企業(yè)生產(chǎn)率的提高。進一步研究發(fā)現(xiàn)，人力資本對企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生正的邊際影響。對于公司治理與生產(chǎn)率之間的關系，在民營企業(yè)中，人力資本存在著顯著的調(diào)節(jié)效應與中介效應，而在國有企業(yè)中，人力資本既不存在調(diào)節(jié)效應也不存在中介效應；對于市場競爭與生產(chǎn)率之間的關系，在民營企業(yè)中，人力資本存在著顯著的調(diào)節(jié)效應與中介效應，而在國有企業(yè)中，人力資本僅存在中介效應。

本文的研究結(jié)論對企業(yè)以及政府監(jiān)管部門具有明晰的政策參考意義。對于企業(yè)而言，通過改善公司治理，降低治理成本，能夠有效地提高企業(yè)生產(chǎn)率。監(jiān)管部門有意識地提高國有企業(yè)所在行業(yè)的進入壁壘，引導民營企業(yè)所在行業(yè)自由競爭，并結(jié)合產(chǎn)權制度改革，有效地監(jiān)督和引導企業(yè)(尤其是國有企業(yè))提高治理水平，并充分重視人力資本對企業(yè)生產(chǎn)率提高發(fā)揮的調(diào)節(jié)效應和中介效應，合理地引導人力資本的行業(yè)與部門配置效率，從而促進企業(yè)生產(chǎn)率的提升。

本文尚存在一定的局限性：一是遵循一般工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的使用習慣，且受制于非上市公司數(shù)據(jù)的可獲得性，本研究的樣本期間僅截至2007年，對于當前年份的指導性不足；二是我們使用治理成本這一指標來衡量公司治理，雖已經(jīng)量化了公司治理水平，但仍顯不夠精細。在后續(xù)的研究中，我們將參照上市公司的研究，從更多的維度來測度公司治理變量，從而使我們的研究更具豐富性。

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(責任編輯：胡浩志)

中圖分類號：270

文獻標識碼：A

文章編號：1003-5230(2016)02-0130-10

作者簡介：徐茗麗(1990— )，女，江西豐城人，華中科技大學經(jīng)濟學院博士生；

基金項目：國家自然科學基金面上項目“機構投資者、交易制度與信息效率”(71173078)；國家自然科學基金面上項目“智力資本、公司行為與公司價值：基于人力資本與組織資本的微觀研究”(71372130)

收稿日期：2015-09-23

龐立讓(1990— )，女，河南西峽人，華中科技大學經(jīng)濟學院博士生；

王礫(1988— )，女，湖北武漢人，華中科技大學經(jīng)濟學院博士生；

孔東民(1978— )，男，山東泰安人，中南財經(jīng)政法大學金融學院文瀾特聘教授，博士生導師。