劉鵬飛 李俊青

(1.中國人民大學(xué) 國家發(fā)展與戰(zhàn)略研究院，北京 100872； 2.中國信達(dá)資產(chǎn)管理股份有限公司 博士后科研工作站，北京 100031；3.南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071)

一、引言

在中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入了“新常態(tài)”的背景下，進(jìn)行供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、提高供給體系質(zhì)量和效率已經(jīng)成為官方共識。作為技術(shù)進(jìn)步的重要衡量指標(biāo)，提高全要素生產(chǎn)率對于中國經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量增長具有重要意義。技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的重要源泉(Solow，1956；Klette，1996；Romer，1990；Hall et al.，1999)。良好的制度環(huán)境有助于降低信息搜尋和狀態(tài)核實等交易成本，提高企業(yè)的經(jīng)營效率(諾思，2014；Acemoglu et al.，2007)。由于契約的不完全性，事前的專用性投資難以明確納入契約或由第三方證實，在事后的談判過程中投資方面臨“敲竹杠”的風(fēng)險，從而導(dǎo)致投資的無效率(Williamson，1985；Grossman et al.，1986；Hart et al.，1988)。作為制度的一個方面，良好的契約執(zhí)行效率有助于實現(xiàn)契約內(nèi)容，降低企業(yè)投資的無效率性，促進(jìn)生產(chǎn)的分工和專業(yè)化，從而提高企業(yè)的技術(shù)水平和社會的生產(chǎn)效率(Acemoglu et al.，2005；Acemoglu et al.，2007；Nunn，2007)。由于所使用的特定生產(chǎn)技術(shù)不同或所處的特定環(huán)境不同，不同行業(yè)中的企業(yè)會具有不同的契約依賴性，契約執(zhí)行效率提高將對契約依賴性較強(qiáng)的企業(yè)生產(chǎn)率提高作用更加明顯。對于不同所有權(quán)性質(zhì)的企業(yè)和不同規(guī)模的企業(yè)，契約執(zhí)行效率改善的積極作用也會存在差異。

由于中國法律體系不完善，各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政府行政管理能力、文化傳統(tǒng)和地理環(huán)境等方面條件具有很大差異，因而各地區(qū)具有不同的契約執(zhí)行效率狀況。同時，不同地區(qū)的企業(yè)具有不同的技術(shù)水平和契約依賴性，從而為我們考察契約執(zhí)行效率對企業(yè)技術(shù)水平以及不同契約依賴性企業(yè)的差異化影響提供了很好的樣本。由于經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)中一般使用全要素生產(chǎn)率代表技術(shù)進(jìn)步，所以本文重點考察以契約執(zhí)行效率為代表的經(jīng)濟(jì)制度對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。契約執(zhí)行效率在中國不同地區(qū)之間存在很大的差異。根據(jù)《2008中國營商環(huán)境報告》*詳見：世界銀行集團(tuán)，“2008中國營商環(huán)境報告”，2008年，北京：社會科學(xué)文獻(xiàn)出版社。中衡量地方司法系統(tǒng)強(qiáng)制執(zhí)行合同效率的指標(biāo)，繪制得到圖1。圖1中，時間為計算自原告向法院提起訴訟至判決執(zhí)行后收回欠款的天數(shù)，成本為完成訴訟程序花費的訴訟費、執(zhí)行成本、律師費用等成本占訴訟標(biāo)的額的比例。從圖1可以看出，各地區(qū)在強(qiáng)制執(zhí)行合同方面存在很大的差距，如東南沿海地區(qū)通過法院強(qiáng)制執(zhí)行合同平均花費時間為230天，而東北地區(qū)則為363天；東南沿海地區(qū)花費的成本平均為訴訟標(biāo)的額的11.5%，中原地區(qū)則為29.9%。

圖1通過法院強(qiáng)制執(zhí)行合同的時間和成本的地區(qū)比較

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)《2008中國營商環(huán)境報告》數(shù)據(jù)整理。

由于《2008中國營商環(huán)境報告》中衡量契約執(zhí)行效率的指標(biāo)僅有2006年的數(shù)據(jù)，而本文數(shù)據(jù)為企業(yè)層面的面板數(shù)據(jù)，因此借鑒黨印等(2014)、羅煜等(2016)的方法，用樊綱等(2011b)構(gòu)建的中國市場化指數(shù)中的“市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境”分項中的“對生產(chǎn)者合法權(quán)益的保護(hù)”子項來衡量，該指標(biāo)來源于企業(yè)對當(dāng)?shù)貓?zhí)法環(huán)境的評價，能夠比較準(zhǔn)確地反映當(dāng)?shù)厮痉C(jī)關(guān)和行政機(jī)關(guān)的執(zhí)法效率。本文著重考察該指標(biāo)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系。從圖2中可以發(fā)現(xiàn)，契約執(zhí)行效率最高的上海為7.79，而契約執(zhí)行效率最差的貴州僅為1.04，這也直觀反映了各地區(qū)契約執(zhí)行效率的差距；各省區(qū)的TFP水平與其契約執(zhí)行效率水平具有明顯的正相關(guān)關(guān)系。這也驗證了我們的分析，即：契約執(zhí)行效率較高的地區(qū)，企業(yè)面臨的“敲竹杠”風(fēng)險較低，從而有效地促進(jìn)了專用性投資，強(qiáng)化了專業(yè)化生產(chǎn)和分工，提高了企業(yè)生產(chǎn)效率，進(jìn)而具有較高的全要素生產(chǎn)率。相反，契約執(zhí)行效率較低的地區(qū)，欺詐現(xiàn)象較為嚴(yán)重，限制專用性投資和生產(chǎn)專業(yè)化并不利于技術(shù)進(jìn)步，這也導(dǎo)致企業(yè)的全要素生產(chǎn)率較低。

圖2各省區(qū)的契約執(zhí)行效率與全要素生產(chǎn)率

數(shù)據(jù)來源和說明：根據(jù)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫1998—2007年數(shù)據(jù)和樊綱等(2011b)研究計算整理而成；使用OP法計算企業(yè)的TFP，以增加值為權(quán)重計算各省區(qū)平均的TFP水平；契約執(zhí)行效率為各省區(qū)的中國市場化指數(shù)中的“對投資者合法權(quán)益的保護(hù)”子指標(biāo)的平均值。

從事不同生產(chǎn)活動的企業(yè)契約依賴性也不同(Nunn，2007)。以Nunn(2007)計算的契約依賴度指標(biāo)進(jìn)行考察發(fā)現(xiàn)，印刷業(yè)和記錄媒介的復(fù)制、塑料制品業(yè)、交通運輸設(shè)備制造業(yè)、專用設(shè)備制造業(yè)、通用設(shè)備制造業(yè)中的企業(yè)契約依賴度最高；而木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業(yè)，農(nóng)副食品加工業(yè)，食品制造業(yè)，煙草制造業(yè)，有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)中的企業(yè)契約依賴度最低。契約依賴性越強(qiáng)的企業(yè)，生產(chǎn)過程中使用的中間投入產(chǎn)品的專用性投資程度越高，中間投入產(chǎn)品的復(fù)雜性往往較高，涉及較多的異質(zhì)性特征，并且投入要素之間的互補(bǔ)性也越強(qiáng)。專用性的投入要素容易遇到“敲竹杠”風(fēng)險，從而減少要素投入，同時要素之間較高的互補(bǔ)性也會大幅降低其他要素的投入，從而嚴(yán)重限制企業(yè)的生產(chǎn)，有效抑制企業(yè)效率提高，因此，對于這類企業(yè)，契約執(zhí)行效率對其全要素生產(chǎn)率影響更大。然而對于契約依賴性較低的企業(yè)，契約執(zhí)行效率對這類企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響相對要小一些。根據(jù)不同契約依賴度的中位數(shù)，可以將企業(yè)分為高契約依賴度企業(yè)和低契約依賴度企業(yè)，以分別考察契約執(zhí)行效率對這兩類企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響存在的差異。從圖3可以看出，各省區(qū)契約依賴度較高企業(yè)的平均TFP與契約執(zhí)行效率的擬合線的斜率更高，而契約依賴度較低企業(yè)的平均TFP與契約執(zhí)行效率的擬合線的斜率則較低，表明契約執(zhí)行效率改善對契約依賴度較高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用要更加明顯。

圖3 各省區(qū)契約執(zhí)行效率與不同契約依賴度企業(yè)全要素生產(chǎn)率

數(shù)據(jù)來源和說明：根據(jù)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫1998—2007年數(shù)據(jù)和樊綱等(2011b)研究計算整理而成；以契約依賴度中位數(shù)劃分高、低契約依賴度企業(yè)，并使用增加值為權(quán)重計算平均的TFP；契約執(zhí)行效率為各省區(qū)的中國市場化指數(shù)中的“對投資者合法權(quán)益的保護(hù)”子指標(biāo)的平均值。

基于這些經(jīng)驗判斷，本文參考相關(guān)文獻(xiàn)研究契約執(zhí)行效率影響生產(chǎn)率的機(jī)理，采用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的微觀數(shù)據(jù)考察契約執(zhí)行效率對全要素生產(chǎn)率的影響，并在具有不同契約依賴度的異質(zhì)性企業(yè)中考察了這一影響的差異性。

二、文獻(xiàn)評述及影響機(jī)理分析

制度對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用正不斷受到經(jīng)濟(jì)學(xué)家們的重視。諾思(2014)將制度定義為“一個社會的游戲規(guī)則，或正式的講，是對人類相互關(guān)系的人為約束”，并認(rèn)為“一個社會不能有效率、低成本地執(zhí)行合約是第三世界國家歷史上經(jīng)濟(jì)停滯和現(xiàn)代落后的最重要原因”(諾思，2014)。眾多研究也表明，制度是造成經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的基本原因(Scully，1988；諾思，2014；La Porta et al.，1997；Hall et al.，1999；Acemoglu et al.，2001；阿西莫格魯 等，2015)。許多研究認(rèn)為，中國的制度環(huán)境改善是經(jīng)濟(jì)增長的主要原因(Xu，2011；徐現(xiàn)祥 等，2005；方穎 等，2011；樊綱 等，2011a；Zhu，2012；毛其淋，2013)。North(1991)將經(jīng)濟(jì)制度分解為限制政府掠奪的產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度和保護(hù)企業(yè)合約執(zhí)行的契約執(zhí)行制度。產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度能夠遏制政府之手攫取私人財富，增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)主體的長期投資動力和提高投資效率，擴(kuò)大專業(yè)化分工，促進(jìn)新技術(shù)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(Coase,1937；Williamson,1985；Hart et al.,1988；Acemoglu et al.,2005；余林徽 等,2013)。

大量研究證實了產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要影響，然而契約執(zhí)行制度對經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的研究結(jié)論卻并不一致。例如，Acemoglu et al.(2005)認(rèn)為，契約執(zhí)行效率對長期經(jīng)濟(jì)增長沒有顯著的影響，但是對金融市場發(fā)展卻具有顯著的促進(jìn)作用。余林徽等(2013)也認(rèn)為，契約執(zhí)行制度對企業(yè)生產(chǎn)率沒有顯著的促進(jìn)作用。有些研究則發(fā)現(xiàn)契約執(zhí)行效率對經(jīng)濟(jì)增長具有重要的作用。例如，法學(xué)與經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)的文獻(xiàn)認(rèn)為，法治效率對于金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長具有重要作用(La Porta et al.，1997；Rajan et al.，1998；張健華 等，2016；羅煜 等，2016)。Nunn(2007)認(rèn)為，契約執(zhí)行效率較好的國家對于契約依賴性產(chǎn)業(yè)的出口具有優(yōu)勢。Acemoglu et al.(2007)認(rèn)為，契約的不完全程度減小了對企業(yè)生產(chǎn)率促進(jìn)作用。李坤望等(2010)、蔣冠宏等(2013)分別考察了契約執(zhí)行效率較高的地區(qū)能否在契約依賴性強(qiáng)的行業(yè)形成出口優(yōu)勢、增長優(yōu)勢。綜上，契約執(zhí)行效率影響不同行業(yè)的增長或出口的重要影響機(jī)制是：契約執(zhí)行效率改善對不同行業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率具有不同的影響。然而現(xiàn)有研究并未細(xì)致考察契約執(zhí)行效率對不同契約依賴度企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的差異性。

跨國生產(chǎn)率差異是導(dǎo)致跨國人均收入差距的重要原因(Klette，1996；Hall et al.，1999；Romer，1990)。而一個經(jīng)濟(jì)體整體的生產(chǎn)率水平是由微觀企業(yè)的生產(chǎn)率構(gòu)成的，目前很多研究也主要集中對微觀企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行分析，影響全要素生產(chǎn)率有微觀企業(yè)層面的因素，如管理才能、高質(zhì)量的人力資本和物質(zhì)資本、信息技術(shù)、研發(fā)與產(chǎn)品創(chuàng)新等；企業(yè)外部的因素，如生產(chǎn)率溢出效應(yīng)、競爭、管制政策、靈活的要素市場等(Syverson，2011)。最近的一些文獻(xiàn)從市場競爭、政策規(guī)制與制度等方面對生產(chǎn)率的影響進(jìn)行了研究(Olley et al.，1996；Melitz，2003；Acemoglu et al.，2007；張杰 等，2011；Brandt et al.，2012；毛其淋，2013；余林徽 等，2013；簡澤 等，2014)。本文即沿著這一思路，細(xì)致考察了契約執(zhí)行效率對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，尤其是對不同契約依賴度的企業(yè)影響的差異性。

根據(jù)Williamson(1985)、Grossman et al.(1986)、Hart et al.(1988)等關(guān)于不完全合約的觀點，企業(yè)在生產(chǎn)過程中需要進(jìn)行專用性投資，合約的不完全性導(dǎo)致事前的專用性投資無法納入契約或被第三方證實，因此投資一方將面臨被對方“敲竹杠”的風(fēng)險，其投資收益可能被對方竊取，由于可能預(yù)料到出現(xiàn)這種欺詐行為，投資者事前就不會充分進(jìn)行專用性投資。根據(jù)Romer(1990)、Acemoglu et al.(2007)的觀點，企業(yè)技術(shù)進(jìn)步是使用中間投入品種類擴(kuò)大形成的，因此使用更廣泛的中間投入品會提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。在契約執(zhí)行效率較高的地區(qū)，契約能夠得到較好的執(zhí)行，企業(yè)面對“敲竹杠”的風(fēng)險較低，專用性投資品的成本也會較低，可以緩解專用性投資不足的問題。由于生產(chǎn)過程中不同要素具有互補(bǔ)性，專用性投資的增加會相應(yīng)促進(jìn)非專用性投資的增加，從而使得企業(yè)產(chǎn)出增加。使用專用性投資的企業(yè)利潤增加，會促使企業(yè)使用更加廣泛的中間投入品，即能夠引發(fā)更多的創(chuàng)新，促進(jìn)該地區(qū)企業(yè)生產(chǎn)的專業(yè)化，從而提高地區(qū)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。同時，如果企業(yè)生產(chǎn)更加依賴于專用性投資品，則該企業(yè)具有較高的契約依賴度，契約執(zhí)行效率改善對其全要素生產(chǎn)率提高的促進(jìn)作用便越明顯(Nunn，2007)。相反，較差的契約執(zhí)行效率環(huán)境中，會出現(xiàn)企業(yè)的專用性投資品不足的情況，進(jìn)而降低非專用性投資品的使用，減少企業(yè)的產(chǎn)品生產(chǎn)，限制企業(yè)使用更加廣泛的中間投入品，阻礙該地區(qū)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。對于契約依賴度越高的企業(yè)，較差的契約執(zhí)行效率對其生產(chǎn)率的阻礙作用更顯著。因此，我們提出研究假說1。

研究假說1：契約執(zhí)行效率提高對于企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用，更重要的是，對于密集使用專用性投資的契約依賴度較高企業(yè)的生產(chǎn)率提高要更加顯著。

不同所有權(quán)性質(zhì)的企業(yè)具有不同的經(jīng)營特點，契約執(zhí)行效率改善對不同性質(zhì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響也存在著差異性。外資企業(yè)的原料來源或市場通常位于國外，由于其經(jīng)營的國際化，可能受到更多國際環(huán)境的影響，因而與本地的契約執(zhí)行效率關(guān)系并不密切(張杰 等，2011)，因此契約執(zhí)行效率改善對外資企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響較小(孔東民 等，2014)。

下面我們重點分析契約執(zhí)行效率改善對國有企業(yè)和民營企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響存在的差異性。由于中國民營企業(yè)和國有企業(yè)事實上政治地位不平等，司法體系、行政體系對于國有企業(yè)具有偏好特征，而保護(hù)民營企業(yè)合法權(quán)益的效率較低。因而，一地區(qū)的契約執(zhí)行效率改善能夠更有效地解決該地區(qū)國有企業(yè)存在的契約欺詐等行為，而解決該地區(qū)民營企業(yè)所面臨的契約欺詐等行為的作用則相對有限。例如，解決國有企業(yè)經(jīng)濟(jì)糾紛的經(jīng)濟(jì)合同法在1981年通過，而規(guī)范私人合約的民法通則到1986年才通過。有報道指出，“盡管近年來國家一系列政策措施的出臺，總體營造有利于民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策和政務(wù)環(huán)境，但在操作層面不落實或者落實不到位問題仍然比較突出”*李曉磊，“中國民營企業(yè)權(quán)益保護(hù)困局”，《民主與法制時報》,2014-11-27(005)。。這表明制度環(huán)境的改善并未充分促進(jìn)民營企業(yè)的發(fā)展。根據(jù)2001年世界銀行對中國投資環(huán)境進(jìn)行的企業(yè)調(diào)查，89%的國有企業(yè)會簽訂合同，而民營企業(yè)的比例是85%；國有企業(yè)通過法庭解決商業(yè)糾紛的比例是23%，而民營企業(yè)是14%；國有企業(yè)通過企業(yè)間談判解決與供應(yīng)商糾紛的比例是74%，而民營企業(yè)為82%(Long，2010)。這組數(shù)據(jù)反映出司法系統(tǒng)能夠有效解決國有企業(yè)的糾紛，而不能有效解決民營企業(yè)的糾紛。面臨商業(yè)糾紛，民營企業(yè)更傾向于采用私人關(guān)系進(jìn)行調(diào)解，而非通過正式的法律途徑加以解決。其重要原因為：民營企業(yè)發(fā)展過程中未能得到司法體系的充分保護(hù)，其在由小到大的成長過程中，與其他企業(yè)之間進(jìn)行長期的合作和聯(lián)系后形成較為穩(wěn)定的私人關(guān)系，當(dāng)其面臨契約不完全性引致的欺詐問題時，更加依賴于非正式的私人關(guān)系解決問題。制度環(huán)境改善并未對民營企業(yè)發(fā)展形成有效的支撐，民營企業(yè)更加依賴非正式的私人關(guān)系來解決契約欺詐問題，因而地區(qū)契約執(zhí)行效率改善對私營企業(yè)的全要素生產(chǎn)率提升作用較為有限。國有企業(yè)則與政府具有天然的聯(lián)系，中國司法系統(tǒng)也依賴于政府的司法官員任命和預(yù)算撥款，從而使得國有企業(yè)面對更有利的司法環(huán)境(馬俊英 等，2015；干春暉 等，2015)。世界銀行投資環(huán)境調(diào)查數(shù)據(jù)也表明，國有企業(yè)簽訂合同的比例與利用法庭解決爭端的比例均高于民營企業(yè)，這表明國有企業(yè)更容易從契約執(zhí)行效率改善中獲得益處。因此，國有企業(yè)能夠更便利地通過法律系統(tǒng)解決“敲竹杠”問題，因而契約執(zhí)行效率改善能夠促進(jìn)國有企業(yè)生產(chǎn)率提高。例如，Long(2010)發(fā)現(xiàn)，法院效率改善對國有企業(yè)進(jìn)行新產(chǎn)品創(chuàng)新具有顯著的促進(jìn)作用，而對民營企業(yè)促進(jìn)作用并不顯著。由于制度改善對國有企業(yè)的偏向性支持，導(dǎo)致契約執(zhí)行效率改善能夠更大程度影響國有企業(yè)生產(chǎn)率的提高。

另一方面，由于剩余索取權(quán)和剩余控制權(quán)的不對應(yīng)，造成國有企業(yè)代理成本較高(李壽喜，2007；劉瑞明，2013)。由于體制機(jī)制的限制，國有企業(yè)對于較強(qiáng)專用性投資的管理能力要比民營企業(yè)、外資企業(yè)要弱，國有資產(chǎn)流失現(xiàn)象也在一定程度表明國有企業(yè)管理專用性投資帶來的“敲竹杠”問題能力較弱。隨著契約依賴度增加，契約執(zhí)行效率改善可能對國有企業(yè)生產(chǎn)率的影響比民營企業(yè)要大。胡一帆等(2005)認(rèn)為，國有企業(yè)具有內(nèi)部控制問題，市場競爭和公司治理改善對國有企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用要大于非國有企業(yè)?？讝|民等(2014)利用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的研究也發(fā)現(xiàn)，市場化改革和國企改制有助于降低國有企業(yè)的代理成本，提高國有企業(yè)研發(fā)水平，促進(jìn)國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高，形成對外資企業(yè)的“追趕效應(yīng)”。因此，我們提出研究假說2。

研究假說2：隨著契約依賴度提高，相對于民營企業(yè)，契約執(zhí)行效率改善對國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高作用更為明顯；契約執(zhí)行效率改善對外資企業(yè)的影響最小，影響并不顯著。

經(jīng)過較長時期的經(jīng)營，大型企業(yè)具有較大的規(guī)模和較為成熟的生產(chǎn)管理經(jīng)驗，企業(yè)運營更為透明和公開化，信息不對稱問題較小(溫軍 等，2011)。大型企業(yè)具有較為成熟的管理流程和較為標(biāo)準(zhǔn)的生產(chǎn)工序，其生產(chǎn)往往涉及標(biāo)準(zhǔn)化、一般化的中間投入，具有比較廣闊的市場來支持其生產(chǎn)，契約依賴度較低。同時，大型企業(yè)具有較大的市場份額，能夠憑借自身財力和經(jīng)驗減弱契約不完全對自身的不利影響，因而具有較低的契約執(zhí)行效率敏感性。相對于大型企業(yè)，小型企業(yè)面臨的信息不對稱和市場摩擦等問題更為嚴(yán)重，在融資、原料采購、產(chǎn)品銷售等方面均存在一定的劣勢(楊咸月，2014；梁冰，2005)。小型企業(yè)的生產(chǎn)和管理標(biāo)準(zhǔn)化程度往往較低，其生產(chǎn)更多地涉及非標(biāo)準(zhǔn)化的中間投入，更加依賴關(guān)系性投資，因而小型企業(yè)面臨著更高的交易成本。根據(jù)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的計算結(jié)果，以全部企業(yè)銷售收入中位數(shù)將企業(yè)分為大型企業(yè)和小型企業(yè)，小型企業(yè)平均的契約依賴度數(shù)值為0.89，而大型企業(yè)則為0.88。小型企業(yè)對數(shù)形式的全要素生產(chǎn)率平均值為3.30，而大型企業(yè)則為4.29。這也一定程度說明了大型企業(yè)具有較低的契約依賴性，小型企業(yè)不具有雄厚的資本和充足的經(jīng)驗來應(yīng)對契約不完全形成的“敲竹杠”問題，因而具有較強(qiáng)的契約依賴性。另外，大型企業(yè)進(jìn)行跨區(qū)域經(jīng)營的能力更強(qiáng)(宋淵洋 等，2014)，可以進(jìn)行跨地區(qū)進(jìn)行大規(guī)模的生產(chǎn)和經(jīng)營，可能會使大型企業(yè)形成對其他地區(qū)契約執(zhí)行效率的依賴，從而減弱其對當(dāng)?shù)仄跫s執(zhí)行效率的依賴性。由于經(jīng)營能力有限，小型企業(yè)更集中在當(dāng)?shù)剡M(jìn)行生產(chǎn)和經(jīng)營，從而對該地區(qū)契約執(zhí)行效率具有較高的依賴性。因此，我們提出研究假說3。

研究假說3：相對于大型企業(yè)，隨著契約依賴度的提高，契約執(zhí)行效率改善對小型企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用要更加明顯。

三、計量模型設(shè)定和數(shù)據(jù)說明

(一)回歸模型設(shè)定

在計量模型方面主要利用Nunn(2007)、李坤望等(2010)、蔣冠宏等(2013)的方法，運用契約執(zhí)行效率與契約依賴度的交互項來考察契約執(zhí)行效率對企業(yè)生產(chǎn)率的影響。

具體的回歸模型設(shè)定如下：

tfpijkt=α0+α1×zrj×instit+Xβ+firmk+yeart+εijkt

(1)

其中：i、j、k、t分別表示地區(qū)、行業(yè)、企業(yè)、年份；instit表示省際的契約執(zhí)行效率指標(biāo)，使用中國市場化指數(shù)中的“對生產(chǎn)者合法權(quán)益的保護(hù)”分項指標(biāo)來表示，反映了生產(chǎn)者對該地區(qū)行政執(zhí)法和司法公正性的評估，因此能夠比較集中地反映該地區(qū)的契約執(zhí)行效率，雷新途等(2012)利用該指標(biāo)衡量不同區(qū)域的履約法律環(huán)境，黨印等(2014)使用該指標(biāo)衡量企業(yè)面臨的法治環(huán)境，羅煜等(2016)也使用這項指標(biāo)衡量執(zhí)法效率，其認(rèn)為該指標(biāo)最能反映當(dāng)?shù)厮痉ú块T的執(zhí)法水平，因此，我們將這一指標(biāo)作為度量契約執(zhí)行效率的核心指標(biāo)，而李坤望等(2010)、蔣冠宏等(2013)使用《2008中國營商環(huán)境指數(shù)》中的合同執(zhí)行成本來衡量契約執(zhí)行效率，但該指標(biāo)實際對應(yīng)2006年的數(shù)值，因而缺乏連貫的數(shù)據(jù)，因此，在穩(wěn)健性檢驗部分，本文還使用該指標(biāo)對2006年的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行了考察；zrj表示j行業(yè)的契約依賴度指標(biāo)，因此系數(shù)α1成為本文關(guān)注的系數(shù)；firmk表示企業(yè)固定效應(yīng)；yeart表示年份虛擬變量。

X表示企業(yè)層面的控制變量，結(jié)合其他文獻(xiàn)的做法，我們選取如下的具體指標(biāo)作為控制變量：

(1)企業(yè)年齡(age)。大量的實證文獻(xiàn)均發(fā)現(xiàn)企業(yè)年齡對TFP具有負(fù)向影響，即新企業(yè)往往具有較高的生產(chǎn)率(余林徽 等，2013；毛其淋 等，2013)。

(2)企業(yè)所有制。參考楊汝岱(2015)的方法，將企業(yè)分為國有企業(yè)(state)、外資企業(yè)(foreign)和民營企業(yè)(private)。不同所有制性質(zhì)的企業(yè)具有不同的經(jīng)營特點，其生產(chǎn)率也存在一定的差異，一般國有企業(yè)的生產(chǎn)率較低，而外資企業(yè)和民營企業(yè)的生產(chǎn)率較高(聶輝華 等，2011；楊汝岱，2015)。

(3)企業(yè)的銷售收入(sales)。使用主營業(yè)務(wù)收入(以各省區(qū)工業(yè)品出廠價格指數(shù)平減)的對數(shù)值衡量企業(yè)的規(guī)模，并取自然對數(shù)值。企業(yè)規(guī)模增大，有助于通過學(xué)習(xí)效應(yīng)提高生產(chǎn)率(余林徽 等，2013)。

(4)要素密集度(klratio)。使用固定資產(chǎn)合計數(shù)除以從業(yè)人數(shù)的平均值表示，使用這一指標(biāo)控制企業(yè)在資本和勞動要素上的技術(shù)選擇狀況(簡澤，2011)。

(5)資產(chǎn)負(fù)債率(debt)。使用總負(fù)債除以總資產(chǎn)，這可以用來控制企業(yè)的負(fù)債狀況(簡澤 等，2012)。

另外還在回歸中加入了出口比率(export，出口占銷售收入的比重)、補(bǔ)貼比率(subsi，所獲補(bǔ)貼占銷售收入的比重)、人均GDP(pergdp)、經(jīng)濟(jì)開放度(open)、國有工業(yè)企業(yè)比重(stateratio，國有工業(yè)企業(yè)占該地區(qū)工業(yè)企業(yè)總資產(chǎn)的比重)等指標(biāo)。由于企業(yè)生產(chǎn)率難以影響宏觀變量，因而可能存在較弱的內(nèi)生性問題。由于企業(yè)層面的變量更可能存在內(nèi)生性問題，因此參考張杰等(2011)、張健華等(2016)的方法，將除年齡、所有制之外的企業(yè)層面控制變量都取滯后一期值，以減弱變量內(nèi)生性的影響。

(二)數(shù)據(jù)說明

(1)契約依賴度指標(biāo)(zr)。Nunn(2007)通過計算美國不同行業(yè)的中間投入中非市場化交易部分的比重，以此來衡量該行業(yè)內(nèi)企業(yè)的契約依賴度。Nunn(2007)將生產(chǎn)要素根據(jù)交易的市場化程度分為三類：如果要素投入是在交易所交易的(sold on an exchang)，則表明要素的交易市場較厚(thick)，這種要素不是特定關(guān)系型的(relation-specific)，要素使用過程中能夠避免“敲竹杠”的風(fēng)險；如果要素不在交易所交易而是以公開出版物中參考價格交易的(reference priced in trade publications)，則市場的厚度和特定型關(guān)系都處于中間水平；如果中間投入既不在交易所交易也不按照參考價格交易，則表明該要素是關(guān)系型的，要素使用過程易受到“敲竹杠”的影響。利用美國1997年的投入產(chǎn)出表，可以鑒別出每個行業(yè)生產(chǎn)中使用的中間投入種類和使用比例，采用如下方法可以計算契約依賴度指標(biāo)(zr)：

(2)

(2)企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)。使用傳統(tǒng)的OLS方法估計C-D生產(chǎn)函數(shù)，并利用殘差衡量企業(yè)全要素生產(chǎn)率的方法，可能存在同時性偏差問題(simultaneity biases)和選擇偏差問題(selection biases)(Olley et al.，1996)。同時性偏差會使得可變投入的系數(shù)有向上的偏誤，而選擇偏差會使得企業(yè)資本的系數(shù)有向下的偏誤。只有在不可觀測的企業(yè)異質(zhì)性的生產(chǎn)率是時不變的條件下，固定效應(yīng)估計才能解決同時性問題。Olley et al.(1996)發(fā)展了一種半?yún)?shù)方法(即OP方法)來估計生產(chǎn)率，實質(zhì)上是使用投資作為不可觀測的時變的生產(chǎn)率沖擊的代理變量，而選擇性偏差問題則使用生存概率方法加以解決。Levinsohn et al. (2003)提出了另一種半?yún)?shù)方法(即LP方法)，實質(zhì)上是使用中間投入作為生產(chǎn)率的代理變量，以解決同時性偏差問題。由于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)存在比較嚴(yán)重的進(jìn)入和退出問題，即存在明顯的樣本選擇偏差問題，所以本文使用OP方法計算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行基準(zhǔn)回歸分析，并使用LP法計算的全要素生產(chǎn)率作為穩(wěn)健性分析的替代指標(biāo)。

參考魯曉東等(2012)的做法，選擇估計全要素生產(chǎn)率的具體變量。使用企業(yè)的工業(yè)增加值數(shù)據(jù)衡量產(chǎn)出，使用固定資產(chǎn)合計指標(biāo)衡量資本存量，投資指標(biāo)使用固定資產(chǎn)合計數(shù)額的本年變動額加上本年折舊計算而得，以企業(yè)的從業(yè)人員衡量勞動投入。同時，以1998年為基期的省級工業(yè)品出廠價格指數(shù)對工業(yè)增加值進(jìn)行平減；以1998年為基期的省級固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)對資本和投資進(jìn)行平減。然后對所有的變量均取自然對數(shù)。除穩(wěn)健性分析第一部分的TFP為LP法計算的企業(yè)對數(shù)形式的全要素生產(chǎn)率外，本文的TFP數(shù)值均為OP方法計算的企業(yè)對數(shù)形式的全要素生產(chǎn)率。

(3)數(shù)據(jù)來源。本文的宏觀數(shù)據(jù)均來源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫；企業(yè)層面的數(shù)據(jù)來源于1998—2007年的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫包括了中國所有國有企業(yè)和規(guī)模以上(即年主營業(yè)務(wù)收入在500萬元及以上)的非國有企業(yè)。參考聶輝華等(2011)和毛其淋(2013)等的處理方法，刪除工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)合計、中間投入合計為空值或小于等于0的觀測值，以及從業(yè)人數(shù)小于8、資產(chǎn)合計小于流動資產(chǎn)、資產(chǎn)合計小于固定資產(chǎn)、累計折舊小于本年折舊的觀測值；同時刪除1949年以前成立的企業(yè)樣本以及年齡小于0的樣本。由于行業(yè)的契約依賴度指標(biāo)數(shù)據(jù)限制，我們僅使用兩分位代碼為13～42的制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)。

四、回歸結(jié)果分析

(一)基本的回歸結(jié)果分析

(1)基準(zhǔn)回歸結(jié)果。在表1的基準(zhǔn)回歸結(jié)果中，我們利用面板數(shù)據(jù)的個體-時間雙固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計，依次加入企業(yè)年齡、所有制、企業(yè)規(guī)模等控制變量。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，契約執(zhí)行效率與契約依賴度交乘項的系數(shù)均保持在1%的顯著水平下為正。對于契約依賴度較高的企業(yè)，契約執(zhí)行效率改善對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向影響更大，這也印證了前文中的結(jié)論。

而通過對其他控制變量進(jìn)行分析，我們則發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模對生產(chǎn)率具有顯著的正向影響，原因可能在于：企業(yè)生產(chǎn)具有規(guī)模效應(yīng)，“干中學(xué)”有助于提高企業(yè)的生產(chǎn)率。企業(yè)年齡對生產(chǎn)率有著顯著的負(fù)向影響，這與其他文獻(xiàn)的研究結(jié)論相一致，說明經(jīng)營時間越長的企業(yè)，生產(chǎn)率往往越低，而新成立的企業(yè)常具有更高的生產(chǎn)率。我們以民營企業(yè)作為基準(zhǔn)組并加入所有制變量，則發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)虛擬變量的系數(shù)顯著為負(fù)，外資企業(yè)虛擬變量的系數(shù)并不顯著，這表明，相對于民營企業(yè)與外資企業(yè)，國有企業(yè)的生產(chǎn)效率較低，這也與楊汝岱(2015)的結(jié)論類似。另外，資本勞動比率的系數(shù)顯著為負(fù)，似乎有悖直覺，但這與簡澤(2011)的研究結(jié)論一致。這可能是因為：中國制造業(yè)企業(yè)存在過度使用資本的現(xiàn)象，從而降低了資本的效率。負(fù)債率對企業(yè)生產(chǎn)率也具有負(fù)向影響，負(fù)債率高的企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動會受到約束，使得企業(yè)生產(chǎn)效率難以達(dá)到預(yù)期目標(biāo)。出口變量的系數(shù)為正，“出口學(xué)習(xí)”、“出口選擇”等效應(yīng)會促使企業(yè)生產(chǎn)率提高(張杰 等，2011)。補(bǔ)貼比率的系數(shù)不顯著，國有工業(yè)企業(yè)比重的系數(shù)值均顯著為負(fù)，經(jīng)濟(jì)開放度系數(shù)并不穩(wěn)定，人均GDP的系數(shù)則為負(fù)值。

表1 契約執(zhí)行效率、契約依賴度和生產(chǎn)率的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注：控制企業(yè)、年度固定效應(yīng)；標(biāo)準(zhǔn)誤使用企業(yè)聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤調(diào)整；*表示10%的顯著性水平，**表示5%顯著性水平，***表示1%顯著性水平；小括號中為調(diào)整后的t值。下表同。

(2)根據(jù)所有制分樣本的估計。對不同所有制企業(yè)的考察結(jié)果如表2所示。由表2可以發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)樣本中契約執(zhí)行效率與契約依賴度交乘項的系數(shù)顯著為正，并維持在0.0132上下；而民營企業(yè)的系數(shù)大約為0.0026，這顯著為正；外資企業(yè)的系數(shù)則不顯著。如前文分析的原因，由于受到國際市場的影響，外資企業(yè)對本地的契約執(zhí)行效率依賴程度較弱，契約執(zhí)行效率改善對其生產(chǎn)率并未產(chǎn)生顯著的影響。

與民營企業(yè)相比，中國國有企業(yè)具有一定的政治地位。契約執(zhí)行效率對國有企業(yè)具有偏好特征，司法、行政等方式能夠有效解決國有企業(yè)面臨的契約欺詐等問題，而對解決民營企業(yè)存在的類似問題作用相對有限。當(dāng)面臨契約不完全造成的“敲竹杠”問題時，國有企業(yè)能夠通過正式法律手段予以解決。而民營企業(yè)則沒有能夠享受到相同的法治待遇，可能更多地利用人際關(guān)系等非正式的制度來解決糾紛(馬俊英 等，2015)。Long(2010)發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)簽訂正式合同的比例與通過法律手段解決商業(yè)糾紛的比例均高于民營企業(yè)，并且以開發(fā)新產(chǎn)品來衡量創(chuàng)新，法院辦事效率提高對于國有企業(yè)影響比民營企業(yè)要更大。綜上，相對于國有企業(yè)，民營企業(yè)并未從法制效率改善中獲得較大的益處，因而契約執(zhí)行效率改善對于國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用要更顯著。

同時，由于剩余控制權(quán)和剩余索取權(quán)的不對應(yīng)，導(dǎo)致國有企業(yè)的管理者并沒有有效的激勵方式來高效經(jīng)營企業(yè)(胡一帆 等，2005；李壽喜，2007；劉瑞明，2013)。而管理費用占銷售收入的比率方面，國有企業(yè)的均值為0.5，民營企業(yè)為0.07，外資企業(yè)則為0.08。這表明，與民營企業(yè)相比，國有企業(yè)對于不完全合約的“敲竹杠”行為處理能力較差，更加依賴外部契約執(zhí)行效率的改善。綜上，隨著契約依賴度增加，契約執(zhí)行效率改善對國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高作用要更加顯著。

表2 對不同所有制企業(yè)考察契約依賴度、契約執(zhí)行效率和生產(chǎn)率的效應(yīng)

表3 按企業(yè)規(guī)模分組的回歸結(jié)果

(3)按企業(yè)規(guī)模分組的回歸結(jié)果。在“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的背景下，政府鼓勵創(chuàng)新，支持中小企業(yè)發(fā)展，契約執(zhí)行效率對小型企業(yè)和大型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響又有何不同呢？本文按企業(yè)規(guī)模的三分位數(shù)將企業(yè)劃分為大型企業(yè)、中型企業(yè)和小型企業(yè)，以分別考察契約執(zhí)行效率對不同規(guī)模企業(yè)生產(chǎn)率的差異性影響。

從回歸結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，在加入其它控制變量之后，契約執(zhí)行效率提高對大型企業(yè)和中型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響變得不顯著。而隨著契約依賴度的增強(qiáng)，契約執(zhí)行效率對小型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用顯著增強(qiáng)。面對更為標(biāo)準(zhǔn)化、市場化的投入品環(huán)境，大型企業(yè)受到關(guān)系型投資帶來的“敲竹杠”風(fēng)險較小，即使面臨“敲竹杠”問題，也有實力降低其不利影響。而小型企業(yè)面臨更嚴(yán)重的信息不對稱和市場摩擦問題，在融資、原料采購、產(chǎn)品銷售等方面均存在一定的劣勢(楊咸月，2014；梁冰，2005)。隨著契約依賴程度的提高，小型企業(yè)面臨的關(guān)系型投資力度加大，更容易受到“敲竹杠”風(fēng)險的威脅，并且小型企業(yè)缺乏處理“敲竹杠”問題的實力和經(jīng)驗，因此小型企業(yè)進(jìn)行更大范圍交易和更復(fù)雜生產(chǎn)的難度會增加。另外，中國企業(yè)跨地區(qū)經(jīng)營伴隨著較高的制度成本，而較大規(guī)模的企業(yè)更有實力和經(jīng)驗，更有跨區(qū)域經(jīng)營的能力(宋淵洋 等，2014)，大型企業(yè)跨地區(qū)經(jīng)營有助于降低對當(dāng)?shù)刂贫鹊囊蕾囆?。而小型企業(yè)則集中在當(dāng)?shù)匕l(fā)展，從而更加依賴于當(dāng)?shù)仄跫s執(zhí)行效率的改善。因而，相對于大型企業(yè)，隨著契約依賴度提高，契約執(zhí)行效率改善對小型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用要更大。

(二)穩(wěn)健性分析

(1)使用LP法計算的全要素生產(chǎn)率回歸結(jié)果。為了克服OP法計算的全要素生產(chǎn)率的測量誤差，我們使用LP法計算的TFP值代替OP法計算的TFP值重新對基準(zhǔn)回歸進(jìn)行估計，最終得到表4所示的結(jié)果。從表4的結(jié)果中可以看出，契約執(zhí)行效率與契約依賴度交乘項的系數(shù)均保持在1%的顯著水平為正。這進(jìn)一步印證了前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表4 使用LP法計算TFP的估計結(jié)果

(2)使用《2008中國營商環(huán)境報告》數(shù)據(jù)衡量契約執(zhí)行效率。在一些文獻(xiàn)中，利用世界銀行和中國社科院聯(lián)合調(diào)查的《2008中國營商環(huán)境報告》中的處理商業(yè)糾紛的成本數(shù)據(jù)來衡量契約執(zhí)行效率，如李坤望等(2010)、蔣冠宏等(2013)等?！?008中國營商環(huán)境報告》給出了各省會(自治區(qū)首府，直轄市)城市處理商業(yè)糾紛的天數(shù)，該指標(biāo)可以作為衡量契約執(zhí)行效率的負(fù)向指標(biāo)。借鑒李坤望等(2010)、蔣冠宏等(2013)文獻(xiàn)的方法，我們使用省會(自治區(qū)首府，直轄市)城市數(shù)據(jù)代表該省區(qū)的情況，并用365除以該指標(biāo)得到類似年周轉(zhuǎn)次數(shù)的指標(biāo)inst2，此時該指標(biāo)與契約執(zhí)行效率變?yōu)橥蜿P(guān)系。由于該指標(biāo)對應(yīng)2006年的數(shù)據(jù)，所以只使用2006年的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5所示。由表5結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，契約執(zhí)行效率與契約依賴度交乘項的系數(shù)仍然在1%顯著水平為正。

表5 使用營商環(huán)境指數(shù)作為契約執(zhí)行效率指標(biāo)的回歸結(jié)果

注：回歸中沒有控制年份虛擬變量，使用普通最小二乘法估計。

(3) 內(nèi)生性問題的進(jìn)一步討論。由于存在反向因果關(guān)系、遺漏變量和測量誤差等方面的可能，解釋變量可能具有內(nèi)生性。為了降低遺漏變量問題，我們控制了較多的企業(yè)層面和省級層面變量(企業(yè)層面控制變量如銷售收入、所有制、年齡、出口比率、補(bǔ)貼比率等，省級控制變量如國有工業(yè)企業(yè)比重、經(jīng)濟(jì)開放度、人均GDP)，利用個體-年度雙固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計，從而能夠消除不隨時間變動的個體異質(zhì)性和不隨個體變化的年度異質(zhì)性等因素的影響。因此，增加控制變量，并利用個體-年度雙固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計，這些能夠進(jìn)一步降低遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題。盡管如此，遺漏變量問題可能依然存在，如對企業(yè)的生產(chǎn)預(yù)期并不能進(jìn)行計量，而遺漏變量對回歸結(jié)果的影響方向是不確定的。針對選擇契約執(zhí)行效率的具體衡量指標(biāo)，我們使用現(xiàn)有研究文獻(xiàn)中采用較多的《2008中國營商環(huán)境報告》中的合約執(zhí)行成本數(shù)據(jù)作為契約執(zhí)行效率的替代指標(biāo)，并使用2006年的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸分析，結(jié)果仍然保持穩(wěn)健，這一結(jié)果表明契約執(zhí)行效率指標(biāo)的測量誤差問題并沒有對回歸結(jié)果造成實質(zhì)性的影響。對于制度如何測量確實沒有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，且不同的研究選擇的指標(biāo)也不同，本文的測量誤差問題可能仍然存在。如果存在測量誤差，這會使得我們在基準(zhǔn)回歸模型的核心變量的系數(shù)被低估，而在基準(zhǔn)回歸中的結(jié)果已經(jīng)保持顯著為正了，而克服測量誤差應(yīng)該會使得核心變量的系數(shù)增大，從而有助于強(qiáng)化我們的研究結(jié)論。由于契約執(zhí)行效率變量是用省級層面的指標(biāo)衡量的，而全要素生產(chǎn)率是企業(yè)層面的指標(biāo)，企業(yè)在生產(chǎn)過程中一般將制度作為外生變量以便選擇自己的決策，所以省級層面的契約執(zhí)行效率能夠影響企業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率，這也是本文考察的主要內(nèi)容。而企業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率則比較難以影響到該地區(qū)的契約執(zhí)行效率，從而使得反向因果的問題較弱。另外對于企業(yè)層面的解釋變量，我們都將取滯后一期值進(jìn)行回歸，這也有助于減小反向因果所導(dǎo)致的問題。因此本文的回歸模型能夠降低聯(lián)立性問題的影響。即使如此，可能還存在逆向因果問題，比如企業(yè)生產(chǎn)率提升可能提高對契約執(zhí)行效率的要求，從而形成正向的反向因果鏈條，這種正向的反向因果效應(yīng)則會使得基準(zhǔn)回歸的契約執(zhí)行效率與契約依賴度交乘項的系數(shù)被高估。

表6 工具變量估計結(jié)果

注：*表示10%的顯著性水平，**表示5%顯著性水平，***表示1%顯著性水平；小括號中為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤調(diào)整后的t值；Stock-Yogo檢驗10%水平上的臨界值為16.83；由于樣本可能存在異方差，因此采用Keibergen-Paap rk Wald F 統(tǒng)計量來檢驗弱識別問題；如果使用常用的依賴iid假設(shè)的Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量檢驗，則更加傾向于拒絕弱識別問題。

以上對內(nèi)生性產(chǎn)生三個來源都進(jìn)行了相應(yīng)的處理，從而有效降低了內(nèi)生性問題的影響，但并不能完全消除內(nèi)生性問題的影響，而這些問題可能會導(dǎo)致基準(zhǔn)回歸中的系數(shù)出現(xiàn)偏誤。解決內(nèi)生性問題的有效辦法是使用工具變量法。參考徐現(xiàn)祥等(2005)、李坤望等(2010)的方法，我們選擇中國三大改造前的民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展作為現(xiàn)在契約執(zhí)行效率指標(biāo)的工具變量。具體計算方法是：使用1955年各省區(qū)的非國有工業(yè)總產(chǎn)值除以最大值進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，從而得到契約執(zhí)行效率與契約依賴度交乘項的工具變量(zr_iv)。從表6的回歸結(jié)果中還可以看到，第一階段回歸中內(nèi)生性檢驗的卡方統(tǒng)計量較大，表明以市場化指數(shù)中的“對投資者合法權(quán)益的保護(hù)”子項目衡量的契約執(zhí)行效率可能存在內(nèi)生性問題。Kleibergen-Paap rk Wald F 統(tǒng)計量(KP統(tǒng)計量)遠(yuǎn)大于Stock-Yogo的10%顯著水平臨界值，表明工具變量不存在弱識別問題。第一階段回歸中，工具變量(zr_iv)的系數(shù)顯著為正。第二階段回歸中契約執(zhí)行效率與契約依賴度交乘項的系數(shù)均在1%的顯著性水平為正。通過與表1基準(zhǔn)回歸的結(jié)果進(jìn)行比較，我們發(fā)現(xiàn)契約執(zhí)行效率與契約依賴度交乘項系數(shù)顯著提高了，說明契約執(zhí)行效率的內(nèi)生性可能源于測量誤差的影響，這也說明基準(zhǔn)回歸中可能低估了契約執(zhí)行效率對不同契約依賴度企業(yè)生產(chǎn)率的影響。

五、結(jié)論和政策啟示

通過對契約執(zhí)行效率影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行理論分析，并結(jié)合中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗，得到如下研究結(jié)論：契約執(zhí)行效率改善有助于提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，并且對于契約依賴度較高的企業(yè)，契約執(zhí)行效率的改善能夠更顯著的提高其全要素生產(chǎn)率；依所有制分樣本回歸結(jié)果表明，契約執(zhí)行效率改善能夠顯著促進(jìn)國有企業(yè)和民營企業(yè)全要素生產(chǎn)率的改善；隨著契約依賴度的增加，契約執(zhí)行效率提高對國有企業(yè)生產(chǎn)率的作用要大于民營企業(yè)；相對于大型企業(yè)，契約執(zhí)行效率提高對小型企業(yè)的全要素生產(chǎn)率影響較大。

根據(jù)上述研究結(jié)論，對于我們的政策啟示是：中國正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型關(guān)鍵時期，依靠投資和出口的粗放型增長模式難以再維持經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)快速增長，經(jīng)濟(jì)增長越來越依賴于企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)更新、效率提高和效益改善，而這一轉(zhuǎn)變的背后需要強(qiáng)有力的制度環(huán)境作為支撐。在經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”的背景下，亟待發(fā)揮制度紅利的作用，需要改善法律環(huán)境、完善司法體系、提高執(zhí)法效率，不斷激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新能力和發(fā)展活力，推動中國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康發(fā)展；同時，由于契約執(zhí)行效率對不同類型企業(yè)的影響存在差異性，亦需要采取針對性的措施來實現(xiàn)特定類型企業(yè)的發(fā)展。

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