伍中信　陳放

【摘要】制造業(yè)是國之重器， 經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展離不開制造企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。 以2009 ～ 2019年滬深A(yù)股制造業(yè)上市公司為樣本， 探討公司治理對制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響及作用機制， 結(jié)果證明： 公司治理能促進制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展， 并通過提升研發(fā)投入和緩解融資約束發(fā)揮作用。 進一步研究表明， 在市場化水平高的區(qū)域、缺乏競爭的行業(yè)、東部與西部地區(qū)， 公司治理對制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響更顯著。

【關(guān)鍵詞】制造企業(yè);高質(zhì)量發(fā)展;公司治理;研發(fā)投入;融資約束

【中圖分類號】F275? ? ? 【文獻標(biāo)識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2022）12-0035-8

一、引言

我國制造業(yè)規(guī)模連續(xù)多年保持世界第一， 但是隨著外部發(fā)展環(huán)境和內(nèi)在要素條件的變化， 制造業(yè)步入了爬坡過坎的攻堅期， 大而不強和全而不優(yōu)的矛盾成為制約制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵。 觀察世界先行工業(yè)化的國家， 大多都是依靠制造業(yè)邁入高收入水平國家的行列。 盡管我國制造業(yè)總體規(guī)模龐大， 但是人均增加值與高收入國家相差甚遠， 發(fā)展質(zhì)量和效益還有很大的提升空間。

經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展必須實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動， 近年來應(yīng)用型創(chuàng)新發(fā)展模式得到快速發(fā)展， 我國制造業(yè)創(chuàng)新優(yōu)勢凸顯， 且制造業(yè)研發(fā)投入占比高達60.6%。 然而， 與美國等發(fā)達國家相比， 我國的研發(fā)強度仍然有著較大差距。 十九屆五中全會提出， 要堅持創(chuàng)新在現(xiàn)代化建設(shè)全局中的核心地位， 大力發(fā)展科技強國戰(zhàn)略， 而目前我國制造企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展還處于磨合期。 根據(jù)《2021年中國制造強國發(fā)展指數(shù)報告》， 我國制造業(yè)發(fā)展指數(shù)已與日本十分接近， 但是質(zhì)量效益方面的發(fā)展依然不足。 可見， 我國制造業(yè)的發(fā)展轉(zhuǎn)型尚處于起步階段。 由規(guī)模擴張轉(zhuǎn)向質(zhì)量提升必然是一個循序漸進的過程， 需要時間來完成， 因此有必要對制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展進行系統(tǒng)研究。

高質(zhì)量發(fā)展首先是從宏觀層面提出來的， 現(xiàn)有研究也較多地探討了宏觀層面的高質(zhì)量發(fā)展， 如高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)涵、制度邏輯、動力轉(zhuǎn)換和效率變革、經(jīng)濟學(xué)分析等， 對于微觀企業(yè)層面的研究則相對較少。 本文以制造企業(yè)為樣本， 探究公司治理對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響， 發(fā)現(xiàn)公司治理能通過提升研發(fā)投入和緩解融資約束影響制造企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。 在此基礎(chǔ)上， 進一步探討在不同市場化水平、不同行業(yè)競爭和不同區(qū)域條件下， 公司治理對制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響差異。 本文可能的創(chuàng)新點在于： 一是從微觀企業(yè)層面對高質(zhì)量發(fā)展進行探討， 為宏觀高質(zhì)量發(fā)展研究提供微觀支撐， 同時豐富和補充公司治理及企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的相關(guān)研究， 拓展高質(zhì)量發(fā)展研究視角; 二是以制造企業(yè)為研究對象， 探索制造企業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的作用機制， 為建設(shè)發(fā)展先進制造業(yè)提供現(xiàn)實借鑒。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）公司治理與制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

在我國， 公司治理的發(fā)展往往伴隨著企業(yè)的改革。 高水平的公司治理對于企業(yè)績效的提升乃至整個社會的發(fā)展都有促進作用[1] 。 現(xiàn)有研究大多以單個治理結(jié)構(gòu)作為研究對象， 探討公司治理對公司發(fā)展的影響。 但是， 僅探討單一的治理制度可能會遺漏重要的變量， 從而帶來內(nèi)生性困擾， 因此已有研究主要關(guān)注公司整體治理水平對企業(yè)發(fā)展的影響。 現(xiàn)有研究已經(jīng)證實， 公司治理水平越高， 企業(yè)價值越高[1，2] ， 股票超額回報率越高[3] ， 企業(yè)資本成本越低[4] ， 公司盈余質(zhì)量越好[5，6] ， 且較高水平的公司治理能夠有效抑制企業(yè)的過度投資， 提高企業(yè)投資效率[7] 。 在股權(quán)分置改革的背景下， 非國有股東參股能有效提升公司治理水平， 而投資者愿意對公司治理水平高的公司支付更高的對價[8，9] 。 總而言之， 前人的研究表明， 更高的公司治理水平能為企業(yè)帶來積極正面的影響， 比如提升企業(yè)價值、降低資本成本、提高盈余質(zhì)量等。

目前制造業(yè)發(fā)展的主要問題就是大而不強， 缺乏核心競爭力， 產(chǎn)能主要集中于中低端產(chǎn)品， 高端技術(shù)產(chǎn)品較多依賴外資進口， 很多關(guān)鍵的零部件和核心技術(shù)常常受制于外資品牌， 且隨著我國勞動力成本的上升、土地等資源的緊縮， 資本脫實向虛， 高技術(shù)和高端產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域人才結(jié)構(gòu)性缺失等問題逐步顯現(xiàn)， 加快轉(zhuǎn)變制造業(yè)發(fā)展方式迫在眉睫。 制造企業(yè)要想突破困局， 就必須依托于創(chuàng)新驅(qū)動， 以技術(shù)帶動企業(yè)的迭代升級， 進而提升企業(yè)的生產(chǎn)率。 而企業(yè)自身的人力資本、技術(shù)創(chuàng)新、管理能力等內(nèi)部因素都會對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生重大影響， 這些內(nèi)在特征無不取決于公司治理水平[10] 。

根據(jù)委托代理理論， 良好的公司治理能夠有效緩解兩權(quán)分離背景下產(chǎn)生的道德風(fēng)險和逆向選擇問題， 幫助中小股東獲得與大股東相等的話語權(quán)， 在一定程度上抑制管理層權(quán)力， 促使管理層的經(jīng)營朝著企業(yè)最優(yōu)發(fā)展路徑發(fā)展， 最大限度地保證企業(yè)發(fā)展質(zhì)量。 一方面， 完善的監(jiān)督和激勵機制能有效地約束管理層行為， 將管理層利益與公司利益捆綁， 避免管理層的短視行為對公司長遠發(fā)展造成不利影響， 同時督促管理層更加關(guān)注技術(shù)創(chuàng)新等長期戰(zhàn)略的投資; 另一方面， 通過有效的激勵措施引進高技術(shù)、高素質(zhì)和高能力的高端人才， 為制造企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新和管理創(chuàng)新提供人才支撐， 為制造企業(yè)的長遠發(fā)展提供持續(xù)動能。

根據(jù)以上分析， 本文提出如下假設(shè)：

H1： 公司治理能夠促進制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

（二）公司治理、研發(fā)投入與制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

我國制造業(yè)內(nèi)許多重要產(chǎn)業(yè)對外技術(shù)依賴度高， 自主開發(fā)能力弱， 不少核心技術(shù)受制于人， 無法在國際競爭中取得優(yōu)勢， 因此在經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)型的過程中， “中國制造”轉(zhuǎn)向“中國智造”是制造業(yè)發(fā)展的必然趨勢。 智能制造依托于先進的制造技術(shù)， 并貫穿于設(shè)計、生產(chǎn)、管理、服務(wù)等制造活動的各個環(huán)節(jié)， 對全面提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率、擴大制造企業(yè)競爭優(yōu)勢和實現(xiàn)制造強國具有重要的意義。

根據(jù)內(nèi)生增長理論， 技術(shù)進步是經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長和獲取核心競爭力的保證。 依據(jù)競爭優(yōu)勢理論， 企業(yè)的創(chuàng)新活動是激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力、促進產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新和升級的關(guān)鍵， 其突出了研發(fā)投入在經(jīng)濟增長中的重要作用， 因此研發(fā)投入也成為衡量技術(shù)創(chuàng)新水平的重要標(biāo)準。 制造業(yè)是技術(shù)創(chuàng)新的主戰(zhàn)場， 德國制造業(yè)位居世界制造業(yè)前列， 在很大程度上也是因為其制造工業(yè)在信息技術(shù)領(lǐng)域有很高的能力水平， 從而幫助其持續(xù)保持著全球競爭力。 隨著美國、德國等發(fā)達國家“工業(yè)4.0”的發(fā)展， 工業(yè)實驗室應(yīng)時而生， 科學(xué)和技術(shù)研究越來越依托于組織和團隊的協(xié)作， 也必須有大量的研發(fā)投入資金作為支撐， 研發(fā)投入是推動技術(shù)進步和生產(chǎn)率提升的重要因素。 一方面， 研發(fā)投入的增加有助于提升企業(yè)的技術(shù)水平和知識存量， 通過增加產(chǎn)品科技含量和員工新技能提升企業(yè)生產(chǎn)力， 并且可以通過技術(shù)替代勞動力， 解決勞動力成本上升帶來的成本上漲問題; 另一方面， 新技術(shù)、新設(shè)備的應(yīng)用將大大提升資源的利用效率， 提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率， 擴大企業(yè)競爭優(yōu)勢。

研發(fā)作為企業(yè)發(fā)展的重大戰(zhàn)略行為， 離不開公司治理提供的決策支持， 公司治理機制的運行對技術(shù)創(chuàng)新有重要影響， 且大多數(shù)的研究結(jié)果表明， 公司治理水平會正向影響企業(yè)對創(chuàng)新的投入， 股權(quán)集中度、高管激勵政策和董事會制度都對創(chuàng)新投資具有不同程度的影響[11-13] 。 由于研發(fā)具有周期長、不確定性高、風(fēng)險大等特征， 管理層存在不愿投資的短視行為。 而公司治理水平越高， 對企業(yè)的信息披露要求也越高， 從而能夠有效促進企業(yè)各項監(jiān)督和激勵機制的運作， 避免管理層因短視行為而導(dǎo)致研發(fā)投入不足。 因此， 公司治理能通過高效的治理機制， 加大企業(yè)研發(fā)投入， 提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率， 從而實現(xiàn)企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。

根據(jù)以上分析， 本文提出如下假設(shè)：

H2： 公司治理能夠通過提升研發(fā)投入來促進制造企業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。

（三）公司治理、融資約束與制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

金融市場普遍存在信息不對稱和代理問題， 由此產(chǎn)生的融資約束會對企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營產(chǎn)生負面影響。 所謂融資約束， 是指因為市場的不完備， 外源融資成本高于內(nèi)源融資成本， 企業(yè)無法得到充足的資金支持， 最終使得企業(yè)投資無法達到最優(yōu)[14] 。 由于生產(chǎn)特點， 制造企業(yè)對固定資產(chǎn)投資有著一定的資金要求。 同時， 由于技術(shù)研發(fā)的復(fù)雜性和不確定性， 制造企業(yè)在研發(fā)、生產(chǎn)和制造方面對資金的需求巨大， 僅依靠內(nèi)部資金， 企業(yè)無法通過固定資產(chǎn)、研發(fā)投資等提高企業(yè)的生產(chǎn)率。 而且， 經(jīng)過多年的發(fā)展， 我國制造企業(yè)多數(shù)按照“大而全”和“小而全”建設(shè)， 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上依然維持著少數(shù)大企業(yè)和多數(shù)小企業(yè)并存的格局， 制造業(yè)中小微企業(yè)數(shù)量占我國企業(yè)總量的絕大多數(shù)， 除少數(shù)國有企業(yè)之外， 大部分中小制造企業(yè)更容易面臨融資約束。

當(dāng)制造企業(yè)受到融資約束時， 獲取外部資金的難度加大， 資金成本也隨之增加， 當(dāng)資金受限而不得不放棄投資機會時， 會造成企業(yè)的資源配置扭曲， 從而降低企業(yè)的生產(chǎn)率。 更為重要的是， 一旦制造企業(yè)遭遇融資約束， 就會對企業(yè)的固定資產(chǎn)和研發(fā)投資活動產(chǎn)生抑制作用， 進而對企業(yè)的生產(chǎn)效率和技術(shù)進步產(chǎn)生負面影響。 公司治理作為一種協(xié)調(diào)各方利益相關(guān)者關(guān)系的制度安排， 不僅能夠通過提高信息披露質(zhì)量降低投資者的信息不對稱程度， 增強投資者的信心， 而且能直接提高銀行等金融機構(gòu)對企業(yè)的貸款意愿， 進而緩解企業(yè)的融資約束。

根據(jù)以上分析， 本文提出如下假設(shè)：

H3： 公司治理能夠通過緩解融資約束來促進制造企業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。

綜上， 公司治理對制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的作用機制如圖1所示。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2009 ～ 2019年滬深A(yù)股制造業(yè)上市公司財務(wù)年報和公司治理等方面的數(shù)據(jù)， 計算各年度公司治理水平、企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展、公司規(guī)模和資產(chǎn)負債率等指標(biāo)， 并對數(shù)據(jù)進行如下篩選： ①根據(jù)證監(jiān)會的分類標(biāo)準， 只保留制造企業(yè)在樣本期間的數(shù)據(jù); ②剔除部分財務(wù)或公司治理數(shù)據(jù)不全的樣本; ③剔除所有ST和PT的樣本， 因為ST和PT的樣本數(shù)據(jù)異常， 會影響或者偏離模型設(shè)計的初衷。 對篩選后的數(shù)據(jù)進行1%的縮尾處理， 以消除數(shù)據(jù)異常值的影響。 最終研究樣本包含5178個觀察值， 論文所有數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫， 使用Stata 15對數(shù)據(jù)進行分析。

（二）變量定義

1. 被解釋變量： 企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展（TFP）。 十九大明確指出， 實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的核心在于提高全要素生產(chǎn)率， 因此本文采用全要素生產(chǎn)率來衡量企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平。

現(xiàn)有研究對于微觀企業(yè)層面高質(zhì)量發(fā)展的測算方法主要有三種： 第一種是傳統(tǒng)OLS法， 其特點是便于操作。 但是， 傳統(tǒng)OLS法簡單地用誤差項代替全要素生產(chǎn)率（TFP）， 使得誤差項和回歸項之間存在相關(guān)性， 導(dǎo)致同時性偏差， 從而使結(jié)果產(chǎn)生偏誤。 另外， 大規(guī)模企業(yè)資本存量大， 受到低效率沖擊的影響較小， 不會輕易因此而退出市場， 從而會導(dǎo)致樣本選擇性偏差的問題。 第二種是OP法， 是由Olley和Pakes于1996年提出的基于一致半?yún)?shù)估計值方法， 利用企業(yè)當(dāng)期投資作為不可觀測生產(chǎn)率沖擊的代理變量。 盡管OP法可以很好地解決傳統(tǒng)OLS法中的同時性偏差和選擇性偏差的問題， 但是由于OP法基本假定的關(guān)系， 使得企業(yè)每年的投資額必須大于等于0， 而在現(xiàn)實情況下， 企業(yè)并非每年都會有正的投資額， 因此會使很多企業(yè)在樣本分析中因為不滿足該條件而被舍棄。 第三種是LP法， 由Levinsohn和Petrin于2003年提出， 該方法解決了OP法遺漏投資額為0的樣本的問題。 基于上述測算方法的特征， 本文最終選擇LP法來測度全要素生產(chǎn)率（TFP）， 并用OP法進行穩(wěn)健性檢驗中的替換變量檢驗。

2. 解釋變量： 公司治理（CGI）。 本文借鑒相關(guān)文獻， 利用主成分分析法構(gòu)建公司治理水平指數(shù)， 在前人的研究基礎(chǔ)上， 本文采用的具體指標(biāo)如下： 股權(quán)制衡度、高管薪酬、高管持股、董事長與總經(jīng)理是否兩職合一、股權(quán)集中度、獨立董事比例、董事會規(guī)模、董事會次數(shù)、監(jiān)事會次數(shù)、股東大會次數(shù)、委員會個數(shù)。 基于上述11個指標(biāo)， 利用第一主成分反映公司治理水平的綜合指標(biāo)（CGI）， 得分越高， 公司治理水平越高。

3. 其他變量。 用企業(yè)研發(fā)費用占營業(yè)收入的比例衡量企業(yè)的研發(fā)投入（RD）; 用SA指數(shù)的絕對值衡量融資約束（FC）， FC值越大， 表示融資約束程度越高。 控制變量則主要包括公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Lev）、總資產(chǎn)收益率（ROA）、企業(yè)年齡（Age）、管理費用率（Mfee）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（ATO）、是否由四大審計（Big4）、是否為國有企業(yè)（SOE）， 最后控制行業(yè)和年度效應(yīng)。

所有變量及其定義見表1。

（三）模型設(shè)定

根據(jù)H1， 構(gòu)建如下基準回歸模型：

其中， lnTFP代表全要素生產(chǎn)率的自然對數(shù)， Controls代表控制變量， 下同。

根據(jù)H2和H3， 公司治理能夠通過提升研發(fā)投入和緩解融資約束來促進制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展， 本文借鑒溫忠麟等[15] 的做法， 使用中介效應(yīng)模型對假設(shè)進行檢驗， 在模型（1）的基礎(chǔ)上構(gòu)建如下模型：

其中： M分別代表研發(fā)投入（RD）和融資約束（FC）。

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。 從表2可以看出， 全要素生產(chǎn)率的自然對數(shù)（lnTFP）的最大值為9.96， 最小值為5.27， 均值稍大于中位數(shù)， 說明我國制造企業(yè)整體發(fā)展不錯。 公司治理（CGI）的均值為0.28， 稍大于中位數(shù)（0.26）， 說明整體而言制造企業(yè)公司治理水平中等偏上。 企業(yè)規(guī)模（Size）的最小值為19.54， 最大值為26， 標(biāo)準差高達1.192， 說明我國制造企業(yè)之間的規(guī)模相差很大， 資產(chǎn)負債率（Lev）的范圍處于0.03 ～ 0.92之間， 表明制造企業(yè)之間的資本結(jié)構(gòu)差異較大， 均值為0.42， 中位數(shù)為0.41， 說明大多數(shù)制造企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)較為合理。 總資產(chǎn)收益率（ROA）的均值為0.05， 說明制造企業(yè)的盈利能力相對來說較弱。 總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（ATO）的均值為0.73， 高于中位數(shù)（0.63）， 說明整體而言制造企業(yè)的周轉(zhuǎn)速度還不錯， 但是仍然有待提升。 管理費用率（Mfee）的最小值為0.01， 最大值為0.68， 均值為0.08， 說明多數(shù)制造企業(yè)的管理費用率控制得較好， 側(cè)面反映出其具有較高的公司治理水平。 是否由四大審計（Big4）的均值為0.04， 說明多數(shù)制造企業(yè)并未聘請四大會計師事務(wù)所對企業(yè)財務(wù)報告進行審計， 是否為國有企業(yè)（SOE）的均值為0.37， 說明樣本中的制造企業(yè)多數(shù)為民營企業(yè)。

（二）基準回歸分析

表3列示了基準模型的多元回歸結(jié)果。 模型（1）的VIF均值為1.67， 說明模型的解釋變量之間不存在多重共線性。

從表3可以看出， 無論是否加入控制變量、無論是否控制年度和行業(yè)效應(yīng)， 公司治理（CGI）均在1%的水平上與制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展（lnTFP）顯著正相關(guān)， 說明公司治理水平越高， 制造企業(yè)發(fā)展質(zhì)量越好。 依次加入控制變量以及行業(yè)和年度虛擬變量以后， 公司治理（CGI）的回歸系數(shù)有所下降， 從0.078下降到0.022， 但是顯著性依然保持不變， 這主要是因為制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的差異部分由控制變量、行業(yè)和年度因素所解釋， 且增加后回歸的擬合度有所上升， 模型的解釋力也有所加強。 由此可知， 良好的公司治理能促進制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展， 即公司治理水平越高， 制造企業(yè)發(fā)展質(zhì)量越好， H1得到驗證。

（三）中介效應(yīng)分析

表4列示了H2和H3的中介效應(yīng)回歸結(jié)果。 其中， 列（1） ～ （3）是以研發(fā)投入為中介變量的回歸結(jié)果。 列（2）對公司治理與研發(fā)投入之間的關(guān)系進行了驗證， 可以發(fā)現(xiàn)公司治理（CGI）的系數(shù)不顯著。 列（3）中公司治理（CGI）的系數(shù)為0.017， 研發(fā)投入（RD）的系數(shù)為0.009， 兩者均在1%的水平上顯著， Sobel檢驗的Z指數(shù)值為3.106， 在1%的水平上顯著， 說明研發(fā)投入在公司治理對制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響中發(fā)揮部分中介效應(yīng)， 即公司治理能夠通過增加研發(fā)投入來促進制造企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展， H2得到驗證。

表4列（4） ～ （6）是以融資約束為中介變量的回歸結(jié)果。 列（5）列示了公司治理與融資約束兩者之間的關(guān)系， 結(jié)果顯示公司治理（CGI）的系數(shù)為負但是不顯著。 列（6）中公司治理（CGI）的系數(shù)為正、融資約束（FC）的系數(shù)為負， 且至少在5%的水平上顯著， Sobel檢驗的Z指數(shù)值為-3.842， 在1%的水平上顯著， 說明融資約束在公司治理與制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響中起到部分中介作用。 制造企業(yè)由于其固有的生產(chǎn)特點更容易面臨融資約束， 而高水平的公司治理能向外部投資者傳遞良好信息， 吸引更多投資者的關(guān)注， 同時增強銀行對企業(yè)的信任， 從而獲取信貸資源， 為企業(yè)的生產(chǎn)、研發(fā)和投資活動提供支持， 促進企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。 綜上， 公司治理能夠通過緩解融資約束促進制造企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展， H3得到驗證。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1. 替換被解釋變量。 用OP法計算得到的全要素生產(chǎn)率（TFP_OP）替換前文中LP法計算的全要素生產(chǎn)率， 再次對基準模型（1）進行回歸， 回歸結(jié)果如表5中列（1）所示。 可見， 公司治理（CGI）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正， 回歸結(jié)果與基準回歸一致， H1再度得到驗證， 說明公司治理能促進制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

2. 滯后一期。 公司治理是長期性的活動， 其對制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響可能存在滯后性， 企業(yè)的治理決策對公司發(fā)展帶來的效用不會立竿見影， 當(dāng)期的公司治理水平變動很可能對以后期間的企業(yè)發(fā)展?fàn)顩r產(chǎn)生影響， 從而影響企業(yè)的發(fā)展質(zhì)量。 因此， 將解釋變量公司治理滯后一期（L_CGI）， 與當(dāng)期因變量再次回歸， 回歸結(jié)果如表5中列（2）所示。 可以看到， L_CGI的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正， 與前文一致。

3. PSM傾向匹配得分。 通過對樣本進行傾向得分匹配， 得到ATT的T值為6.48， 用相應(yīng)的子樣本進行回歸， 回歸結(jié)果如表5中列（3）所示。 可以看到， 公司治理（CGI_dum）的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正， 與前文結(jié)論一致。

（五）異質(zhì)性分析

1. 市場化水平異質(zhì)性分析。 前文分析結(jié)果證明了公司治理與制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系， 但是本文的公司治理指的是公司內(nèi)部治理， 而外部環(huán)境也會對公司治理和企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生影響， 其中市場化水平對公司治理有著根本性影響[16] 。 市場化水平提升的一個重要方面是法律安排與執(zhí)行機制日趨完善， 因為法律對投資者權(quán)利的保護程度及執(zhí)行水平是決定公司財務(wù)和治理行為最基礎(chǔ)的因素[17] ， 這種宏觀制度因素對企業(yè)微觀治理行為的作用機制主要集中在法律對企業(yè)內(nèi)部人違規(guī)、違法行為的事前威脅和事后懲治上[18] ， 從而促進企業(yè)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展。 市場化水平也反映了上市公司所處的政府治理環(huán)境， 而制度層面的約束和政府治理對公司層面的治理、行為和業(yè)績具有根本性的影響[19] ， 區(qū)域市場化水平越高、政府運作越規(guī)范、政府干預(yù)越少， 法律執(zhí)行水平越高， 控股股東及其背后的政府就越?jīng)]有理由凌駕于上市公司之上， 從而更可能約束自身的行為[20] 。

本文選取市場化指數(shù)[21] 來衡量區(qū)域市場化水平（GT）， 市場化指數(shù)值高于全國平均水平， 則GT取值為1， 否則取值為0。 在基準模型（1）中加入GT變量、公司治理和區(qū)域市場化水平的交乘項（CGI_GT）后進行回歸， 回歸結(jié)果如表6列（1）所示。 可以看出， 公司治理和區(qū)域市場化水平的交乘項（CGI_GT）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正， 說明在市場化水平更高的地方， 公司治理對制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的正向影響更深。 這可能是因為： 市場化水平高的地方經(jīng)理人市場機制更完善， 當(dāng)企業(yè)內(nèi)部委托代理矛盾不可調(diào)和時， 更容易通過更換經(jīng)理人的方式來保證公司治理機制的正常運行; 而在市場化水平低的地方， 政府在資源配置當(dāng)中發(fā)揮更多的作用， 可能會導(dǎo)致資源配置扭曲， 影響公司治理對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響。

2. 行業(yè)競爭異質(zhì)性分析。 企業(yè)間的生產(chǎn)率差異除了來源于內(nèi)部治理， 還會受到環(huán)境（如市場競爭等）的影響， 且大多先影響產(chǎn)業(yè)層面的生產(chǎn)率， 再影響企業(yè)層面的生產(chǎn)率[22，23] 。 市場競爭會迫使企業(yè)盡可能降低信息不對稱程度， 從而獲取外部資金支持[24] 。? 在缺乏競爭的行業(yè)中， 由于信息不對稱程度嚴重， 信貸配置資源扭曲， 企業(yè)更容易受到融資約束， 不利于企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的提升。

本文采用赫芬達爾指數(shù)來測度行業(yè)競爭（HHI）， HHI數(shù)值越大， 說明行業(yè)競爭越小， 在基準模型（1）中加入赫芬達爾指數(shù)（HHI）、公司治理和赫芬達爾指數(shù)的交乘項（CGI_HHI）后進行回歸， 回歸結(jié)果如表6中列（2）所示。 可見， 公司治理和赫芬達爾指數(shù)的交乘項（CGI_HHI）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正， 赫芬達爾指數(shù)（HHI）的系數(shù)在1%的水平上顯著為負， 說明公司治理對制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響在缺乏競爭的行業(yè)中更為明顯。 這可能是因為： 在缺乏競爭的行業(yè)中， 高水平的公司治理能夠有效降低內(nèi)外部信息不對稱程度和資源配置扭曲程度， 緩解企業(yè)融資約束， 為研發(fā)活動提供資金支持， 促進制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

3. 地區(qū)異質(zhì)性分析。 由于地區(qū)差異， 企業(yè)發(fā)展所面臨的政策環(huán)境和自然資源稟賦條件等大不相同， 因此公司治理對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響也可能不同。 本文將全國31個省市分為東部、中部和西部三個地區(qū)分樣本進行回歸， 回歸結(jié)果如表6中列（3） ～ （5）所示。 其中， 東部和西部地區(qū)公司治理（CGI）的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正， 而中部地區(qū)公司治理（CGI）的回歸系數(shù)不顯著。 可能的原因是： 東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平更高， 市場機制更完善， 能夠保證公司治理機制良好運行， 從而促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展; 支援西部政策為西部企業(yè)提供了資金或稅收優(yōu)惠政策等支持， 而較高水平的公司治理能使這些資金配置達到最優(yōu)， 為企業(yè)開展創(chuàng)新活動提供支撐， 從而更有助于西部企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。

五、研究結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

本文以制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展為研究主線， 以公司治理為切入點， 構(gòu)建公司治理水平指數(shù)， 以全要素生產(chǎn)率衡量制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平， 用2009 ～ 2019年滬深A(yù)股制造業(yè)上市公司為研究樣本， 通過理論與實證分析的方法研究公司治理對制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響， 以及研發(fā)投入和融資約束在其中發(fā)揮的中介作用， 主要得出以下研究結(jié)論：

第一， 控制年度和行業(yè)效應(yīng)對公司治理和制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展進行回歸， 結(jié)果表明兩者之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系， 即公司治理水平越高， 制造企業(yè)發(fā)展質(zhì)量越好。 公司治理作為一種制度安排， 能有效化解各方分歧， 降低各種利益相關(guān)者之間的博弈成本。 因此， 公司治理水平越高， 越能減弱由于委托代理而產(chǎn)生的道德風(fēng)險和逆向選擇對公司發(fā)展的不良影響， 進而促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

第二， 公司治理通過一定的路徑對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生影響。 本文通過中介效應(yīng)模型驗證了研發(fā)投入在公司治理和制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的中介作用， 回歸結(jié)果表明， 研發(fā)投入發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。 制造企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展離不開技術(shù)進步的驅(qū)動， 研發(fā)投入是技術(shù)創(chuàng)新水平的重要體現(xiàn)， 公司治理能影響企業(yè)各項監(jiān)督和激勵機制的運作， 避免企業(yè)管理層出現(xiàn)短視行為， 為研發(fā)活動提供資金支持， 提升企業(yè)的技術(shù)水平， 進而促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。 因此， 公司治理能夠通過提升研發(fā)投入來促進制造企業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。

第三， 融資約束在公司治理對制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響中發(fā)揮著部分中介作用。 制造企業(yè)對于固定資產(chǎn)投資和技術(shù)研發(fā)存在一定的資金需求， 更容易面臨融資約束， 不利于企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。 公司治理能夠通過降低信息的不對稱性、增強投資者的信心等為企業(yè)吸收投資， 從而為企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營和研發(fā)投入提供足夠的資金， 進而提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。 因此， 公司治理能夠通過緩解融資約束促進制造企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。

第四， 通過異質(zhì)性分析， 本文得出了以下三個結(jié)論： ①在市場化水平更高的地方， 市場機制更完善， 公司治理機制能夠更好地運作， 因此在市場化水平更高的地方， 公司治理對制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的正向影響更深; ②在缺乏競爭的行業(yè)中， 公司治理對制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的正向影響更顯著; ③公司治理對制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響在東部和西部地區(qū)更顯著， 在中部地區(qū)不顯著。

（二）建議

我國經(jīng)濟步入高質(zhì)量發(fā)展階段， 不論是宏觀經(jīng)濟的發(fā)展還是微觀企業(yè)的發(fā)展都需要以創(chuàng)新驅(qū)動作為發(fā)展動力， 這也是制造企業(yè)經(jīng)營長盛不衰的關(guān)鍵。 而技術(shù)進步離不開企業(yè)的研發(fā)投入， 但是現(xiàn)有研究表明， 在兩權(quán)分離背景下， 委托代理問題的存在是制約企業(yè)研發(fā)投入和全要素生產(chǎn)率提升的重要因素。 我國公司治理存在的主要問題是高度集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)和不完善的法律制度， 致使公司內(nèi)部治理監(jiān)管形同虛設(shè)， 從而影響企業(yè)發(fā)展的方方面面。 因此， 根據(jù)本文的研究結(jié)論， 提出如下建議：

首先， 完善投資者保護相關(guān)的法律， 加大對侵占企業(yè)資產(chǎn)犯罪行為的懲罰力度， 嚴格按照法律執(zhí)行懲戒控制人的違法犯罪行為。 《證券法》在2019年通過修訂， 并于2020年3月1日開始實施， 證券市場制度得到進一步完善， 證券違法成本進一步上升。 監(jiān)管當(dāng)局應(yīng)當(dāng)加強監(jiān)管、嚴格執(zhí)法， 加大打擊和管控侵害中小股東等利益相關(guān)者利益等行為的力度， 建立良好的市場環(huán)境， 以更好地發(fā)揮內(nèi)外部治理的監(jiān)督效用， 規(guī)范內(nèi)部經(jīng)理人的經(jīng)營管理行為， 避免其盲目短視行為， 關(guān)注企業(yè)的長期發(fā)展， 加大企業(yè)的研發(fā)投入， 提升企業(yè)技術(shù)水平， 助力企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

其次， 提升公司信息披露水平， 強制完善披露內(nèi)容， 重視公司信息披露質(zhì)量， 為投資者降低信息不對稱程度， 提升投資效率。 通過提升信息透明度以及投資者對公司的監(jiān)督或參與程度， 讓投資者充分了解公司的治理狀況， 通過降低信息不對稱程度吸引投資者的投資或者獲取更多的貸款資金， 緩解企業(yè)的融資約束， 優(yōu)化資源配置， 讓企業(yè)能將資金物盡其用（如投入研發(fā)活動）， 從而促進企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。

最后， 在宏觀治理環(huán)境上， 政府應(yīng)當(dāng)積極營造良好的營商環(huán)境， 完善資本市場監(jiān)管體系， 對上市公司的治理實施更為嚴格的監(jiān)管與約束， 提高內(nèi)部人控制的違法犯罪成本， 減少制度性缺漏導(dǎo)致的非法獲利行為。 同時， 對于先進的研發(fā)技術(shù)要給予充分的政策扶持， 在嚴格監(jiān)管企業(yè)經(jīng)營的同時， 更好地關(guān)注企業(yè)的長期可持續(xù)發(fā)展。

步入高質(zhì)量發(fā)展階段以后， 企業(yè)要轉(zhuǎn)換發(fā)展理念， 以創(chuàng)新驅(qū)動引領(lǐng)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展， 逐步摒棄依靠勞動、資本以及犧牲環(huán)境換來的粗放型發(fā)展， 盡快實現(xiàn)發(fā)展模式的轉(zhuǎn)變。 尤其是制造企業(yè)， 要通過持續(xù)加大研發(fā)力度， 不斷謀求核心技術(shù)的進步， 專注于科技產(chǎn)品的開發(fā)， 使制造業(yè)成為技術(shù)、模式創(chuàng)新的重要載體， 承擔(dān)起以創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的主力軍角色。

【 主 要 參 考 文 獻 】

[1] 白重恩，劉俏，陸洲，宋敏，張俊喜.中國上市公司治理結(jié)構(gòu)的實證研究[ J].經(jīng)濟研究，2005（2）：81 ～ 91.

[2] Core J. E.， Guay W. R.， Rusticus T. O.. Does weak governance cause weak stock returns？ An examination of firm operating performance and investors' expectations[ J].The Journal of Finance， 2006（2）：655 ～ 687.

[3] 姜國華，岳衡.大股東占用上市公司資金與上市公司股票回報率關(guān)系的研究[ J].管理世界，2005（9）：119 ～ 126+157+171 ～ 172.

[4] Derwall J.， Verwijmeren P.. Corporate governance and the cost of equity capital： Evidence from GMI's governance rating[ J].European Centre for Corporate Engagement Research Note，2007（1）：1 ～ 11.

[5] Larcker D. F.， Richardson S. A.， Tuna I.. Corporate governance， accounting outcomes， and organizational performance[ J]. The Accounting Review，2007（4）：963 ～ 1008.

[6] 杜興強，溫日光.公司治理與會計信息質(zhì)量：一項經(jīng)驗研究[ J].財經(jīng)研究，2007（1）：122 ～ 133.

[7] 方紅星，金玉娜.高質(zhì)量內(nèi)部控制能抑制盈余管理嗎？——基于自愿性內(nèi)部控制鑒證報告的經(jīng)驗研究[ J].會計研究，2011（8）：53 ～ 60+96.

[8] 鄭志剛，孫艷梅，譚松濤，姜德增.股權(quán)分置改革對價確定與我國上市公司治理機制有效性的檢驗[ J].經(jīng)濟研究，2007（7）：96 ～ 109.

[9] 廖理，沈紅波，酈金梁.股權(quán)分置改革與上市公司治理的實證研究[ J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2008（5）：99 ～ 108.

[10] 王洪盾，岳華，張旭.公司治理結(jié)構(gòu)與公司績效關(guān)系研究——基于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的視角[ J].上海經(jīng)濟研究，2019（4）：17 ～ 27.

[11] 魯桐，黨印.公司治理與技術(shù)創(chuàng)新：分行業(yè)比較[ J].經(jīng)濟研究，2014（6）：115 ～ 128.

[12] 張俊麗，金浩，李國棟.企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的公司治理驅(qū)動因素研究[ J].現(xiàn)代管理科學(xué)，2015（10）：106 ～ 108.

[13] 麻艷琳.治理水平對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用理論分析——兼論制度調(diào)節(jié)因素[ J].科學(xué)管理研究，2016（1）：79 ～ 82.

[14] Fazzari S.， Hubbard R. G.， Petersen B.. Investment， financing decisions， and tax policy[ J].The American Economic Review，1988（2）：200 ～ 205.

[15] 溫忠麟，張雷，侯杰泰，劉紅云.中介效應(yīng)檢驗程序及其應(yīng)用[ J].心理學(xué)報，2004（5）：614 ～ 620.

[16] 夏立軍，陳信元.市場化進程、國企改革策略與公司治理結(jié)構(gòu)的內(nèi)生決定[ J].經(jīng)濟研究，2007（7）：82 ～ 95+136.

[17] La Porta R.， F. Lopez-de-Silanes， A. Shleifer， R. W. Vishny. Law and finance[ J].Journal of Political Ecomomy，1998（106）：1113 ～ 1155.

[18] 鄭國堅，林東杰，張飛達.大股東財務(wù)困境、掏空與公司治理的有效性——來自大股東財務(wù)數(shù)據(jù)的證據(jù)[ J].管理世界，2013（5）：157 ～ 168.

[19] Claessens S.， S. Djankov， L. H. P. Lang. The separation of ownership and control in East Asian corporations[ J].Journal of Financial Economics，2000（58）：81 ～ 112.

[20] 夏立軍，方軼強.政府控制、治理環(huán)境與公司價值——來自中國證券市場的經(jīng)驗證據(jù)[ J].經(jīng)濟研究，2005（5）：40 ～ 51.

[21] 王小魯，樊綱，胡李鵬.中國分省份市場化指數(shù)報告[M].北京：社會科學(xué)文獻出版社，2019.

[22] 簡澤.企業(yè)間的生產(chǎn)率差異、資源再配置與制造業(yè)部門的生產(chǎn)率[ J].管理世界，2011（5）：11 ～ 23.

[23] 任曙明，呂鐲.融資約束、政府補貼與全要素生產(chǎn)率——來自中國裝備制造企業(yè)的實證研究[ J].管理世界，2014（11）：10 ～ 23+187.

[24] 伊志宏，姜付秀，秦義虎.產(chǎn)品市場競爭、公司治理與信息披露質(zhì)量[ J].管理世界，2010（1）：133 ～ 141+161+188.

（責(zé)任編輯·校對： 陳晶? 喻晨）

【基金項目】國家社會科學(xué)基金后期資助項目“產(chǎn)權(quán)保護導(dǎo)向的鄉(xiāng)村共享治理與反相對貧困長效機制研究”（項目編號：21FGLB087）

【作者單位】1. 湖南大學(xué)工商管理學(xué)院， 長沙 410082;2. 海南大學(xué)管理學(xué)院， 海口 570228