反垄断与经济发展质量——基于《反垄断法》实施的经验证据

申亚楠 牛煜皓

1 引 言

随着经济社会的发展，政府不断强调市场的重要角色。从党的十四大明确我国经济体制改革的目标是建立社会主义市场经济体制，并提出要使市场在国家宏观调控下对资源配置起基础性作用以来，我国市场化程度大幅度提高，党的十九大报告中明确指出“发挥市场在资源配置中的决定性作用，更好发挥政府作用”。在此背景下，政府如何确保市场有效运行就成为值得讨论的重要问题。长久以来，我国政府往往扮演“掠夺之手”的角色。政府通过产业政策、政府补贴、信贷优惠等一系列宏观政策抑制市场竞争，导致产能过剩，对资源配置效率造成负面影响（孔东民等，2013［1］；李艳和杨汝岱，2018［2］；徐业坤和马光源，2019［3］）。然而，却鲜有文献分析加剧市场竞争的政府干预行为会产生何种作用。对上述问题进行研究不仅能进一步厘清政府与市场之间的关系，更有助于充分发挥国内超大规模市场优势、助力经济内循环。本文借助《反垄断法》实施的准自然实验，分析市场竞争加剧如何影响经济发展质量，为政府干预市场的研究提供新思路。

竞争是市场经济运行的核心。自改革开放之后，企业之间的激烈竞争推动了我国经济的高速增长。然而，自由竞争发展到一定阶段会形成寡头垄断，经营者之间能够达成垄断协议，凭借市场优势地位获取超额利润。这不仅会降低寡头企业自身的创新意愿，更会干预其他市场参与主体，造成经济发展不均衡、经济质量下降（盖庆恩等，2015［4］）。事实上，近年来中国不仅出现了国企垄断，民营企业也在自由竞争的市场中逐步形成垄断。比如，2015年至2020年，阿里巴巴集团滥用市场支配地位，对平台内商家提出“二选一”要求，禁止平台内商家在其他竞争性平台开店，获取不正当竞争优势。2015年至2019年，扬子江药业在全国范围内通过签署合作协议等方式限制药品价格，损害消费者利益。因此，强化市场竞争、打破寡头垄断不仅关系到市场资源配置作用的有效发挥，更直接影响共同富裕这一中国特色社会主义根本目标的顺利实现。

中国已进入高质量发展阶段，处在转变发展方式、优化经济结构、转换增长动力的攻关期，提高企业的全要素生产率刻不容缓。全要素生产率本质上是反映微观和宏观经济发展质量的重要标准（余泳泽等，2019［5］；朱光顺等，2020［6］）。正如习近平总书记在2013年关于《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》的说明指出“经济发展就是要提高资源尤其是稀缺资源的配置效率，以尽可能少的资源投入生产尽可能多的产品、获得尽可能大的效益。”与此同时，我国存在一定程度的企业非公平竞争现象。垄断企业可以凭借市场支配地位抢占稀缺资源，挤占其他企业的投融资需求①近年来，反垄断执行力度不断加强，涉及到互联网行业、汽车行业、建筑业等。比如，2020年12月，市场监管总局发布《2019年反垄断执法十大典型案例》，包括长安福特汽车有限公司垄断协议案、延安市10家混凝土企业垄断协议案、伊士曼（中国）投资管理有限公司滥用市场支配地位案等。2021年4月，市场监管总局公布互联网平台企业向社会公开《依法合规经营承诺》，包括爱奇艺、贝壳、当当网、阿里巴巴等11家企业，对平台经济领域存在的强迫实施“二选一”等突出问题做出约束。，造成信贷歧视和资源错配（Ru，2018［7］）。习近平总书记在2020年党的十九届五中全会更是明确指出“我国发展不平衡不充分问题仍然突出，我们必须把促进全体人民共同富裕摆在更加重要的位置”。因此，研究《反垄断法》实施如何影响企业全要素生产率不仅有助于更全面和深刻地认识反垄断的重要意义，更能够为推动经济长久健康发展带来重要启示。

本文认为《反垄断法》的实施会提高企业的全要素生产率，同时也会削弱垄断企业的竞争优势。一方面，《反垄断法》打破了行政垄断，减少了政府对企业投资的干预，会提升企业的经营效率（王彦超和蒋亚含，2020［8］）。此外，《反垄断法》也增强了要素的自由流动，打破了区域之间的市场分割，有助于市场更好地发挥资源配置作用（王彦超等，2020［9］）。另一方面，《反垄断法》限制垄断企业滥用市场支配地位，这会抑制垄断企业通过不合理的定价行为获取超额利润，削弱了垄断企业生产要素投入的动机（余明桂等，2021［10］），降低垄断企业的生产效率，削弱垄断企业的市场优势地位。因此，《反垄断法》不仅能够提高企业的经营效率，更能够抑制垄断企业的市场优势地位，强化市场竞争。

基于上述分析，本文借助《反垄断法》实施作为准自然实验，以2004-2017年A股上市公司为样本，将垄断企业作为处理组、竞争企业作为控制组，采用双重差分模型进行检验。研究发现《反垄断法》实施后，企业的全要素生产率上升，但是与竞争企业相比，垄断企业增加的全要素生产率显著更少。机制检验表明，《反垄断法》促使垄断企业削弱要素投入影响其全要素生产率，具体表现为垄断企业的研发投入和研发部门员工比例下降、员工薪酬和高学历员工比例下降、并购金额降低。上述影响仅在国有企业中显著。最后，《反垄断法》也会影响垄断企业的产品市场表现和资本市场表现，包括垄断企业的销售收入、市场份额和毛利率下降，换手率、股票回报率和企业价值降低。本文的主要结论在倾向得分匹配、排除金融危机影响、控制公司层面固定效应、替换核心变量度量等稳健性检验中保持稳健。

本文的贡献主要体现在以下三个方面。第一，为如何有效发挥市场的资源配置功能带来启示。市场在所有社会生产领域的资源配置中处于主体地位是市场经济的本质要求，也是全面深化改革坚定决心的体现。然而，竞争缺失所形成的垄断会造成市场失灵，导致市场机制难以发挥作用（简泽等，2014［11］；刘冲等，2020［12］）。习近平总书记在2020年中央政治局第二十五次集体学习时强调“要统筹做好反垄断、公平竞争审查等工作，促进创新等要素自主有序流动、高效配置”。本文研究表明《反垄断法》的实施能够削弱垄断企业的市场优势，强化市场竞争。这有助于推动市场经济的完善，有效发挥市场职能。第二，为厘清政府与市场关系提供了新的视角。政府与市场之间的关系是现代社会经济制度的核心。已有文献主要从政府干预削弱市场竞争展开讨论（Berkowitz等，2015［13］；韩永辉等，2017［14］；陈冬华和姚振晔，2018［15］），所得结论并不一致。本文在《反垄断法》实施的背景下，分析政府加强市场竞争的影响，完善了相关研究的理论框架。此外，不同于已有反垄断法的文献更多聚焦微观企业财务行为，本文立足全要素生产率这一新的视角，研究表明反垄断有助于打破垄断企业的优势地位、推动企业之间的均衡发展。这从宏观层面为全面认识政府干预市场的重要作用补充了经验证据。第三，为进一步提高经济发展质量带来新的认识。提高生产率是强化企业市场竞争力和确保宏观经济可持续增长的关键。现有文献主要关注基础设施建设（施震凯等，2018［16］）、劳动力成本（肖文和薛天航，2019［17］）、财政分权（邓晓兰等，2019［18］）、经济增长目标制定（余泳泽等，2019［5］）、行政审批改革（朱光顺等，2020［6］）等视角，却忽视了更为直接和基础的市场竞争究竟发挥何种作用。在为数不多的文献中，也仅仅采用赫芬达尔指数度量市场竞争，有较严重的内生性问题，导致结论并不统一。本文借助《反垄断法》实施的外生冲击，突破了现有研究的桎梏与局限，为更好地提升企业经营效率、实现经济均衡发展提供启示。

2 理论分析与研究假说

《反垄断法》对滥用市场支配地位、经营者集中和行政垄断做出了限制和约束。基于现有文献和法律规定，本文认为《反垄断法》能够促进企业全要素生产率的提高，同时削弱垄断企业的市场优势地位，推动经济均衡发展。

2.1 《反垄断法》实施对全要素生产率的影响

从限制行政垄断而言，《反垄断法》实施能够促进企业全要素生产率的提高。本文从以下两个角度进行分析。

（1）行政干预

《反垄断法》削弱了地方政府的行政干预。在我国的晋升锦标赛体制下，官员对地方经济发展具有相当的影响力和控制力（Chen等，2011［19］），政治晋升激励使官员有动机和能力干预企业生产经营行为，损害了企业的生产经营效率。徐业坤和马光源（2019）［3］研究指出，地方官员变更后，为了在短期内刺激经济、凸显政绩，官员会推动企业投资规模的增加，导致产能利用率下降，造成产能过剩。《反垄断法》规定行政机关禁止妨碍外来企业在本地发展，包括设立分支机构、参与招投标活动等（第五章第三十四条和第三十五条）。这在很大程度上削弱了地方政府的行政干预能力，降低了地方政府对企业经营行为的影响，提高了企业的投资效率（王彦超和蒋亚含，2020［8］）。因此，《反垄断法》能够通过抑制行政干预提高企业的经营效率。

（2）要素流动

《反垄断法》增强了要素的自由流动。我国的财政分权和晋升锦标赛制度也会通过加剧地区间的市场分割对生产经营造成负面影响（付强和乔岳，2011［20］；徐保昌和谢建国，2016［21］；曹春方等，2017［22］；李艳和杨汝岱，2018［2］）。一方面，市场分割抑制了不同地区之间的合作与交流，不利于知识和技术的扩散传播。在市场分割的情况下，企业难以获得新技术、新设计以及从区域外消费者处得到产品质量改进的建议，这将损害生产经营效率（毛其淋和盛斌，2011［23］）。另一方面，市场分割削弱了当地企业面临的外部竞争，对企业形成地方保护，加剧了区域资源配置扭曲。在市场分割的影响下，本地企业所面临的竞争对手威胁以及经营风险大大降低，即使经营不善也能够获得地方政府的信贷支持，缺少足够的动机提高生产效率。《反垄断法》规定行政机关禁止妨碍商品在地区之间的自由流通，包括对外地商品设定歧视性收费项目、阻碍外地商品进入或者本地商品运出等（第五章第三十三条）。这在很大程度上促进了地区间的要素流动，弱化了市场分割（王彦超和蒋亚含，2020［8］）。因此，《反垄断法》能够通过促进要素流动提高企业的经营效率。

2.2 《反垄断法》实施对垄断企业全要素生产率的影响

从约束企业滥用市场支配地位和约束经营者集中来看，《反垄断法》的实施会降低垄断企业的全要素生产率，抑制垄断企业的市场优势地位。本文从以下三个角度进行分析。

（1）技术创新投入

《反垄断法》削弱了垄断企业创新投入的动机。企业创新投入对全要素生产率的提升有重要作用（Amable等，2016［24］）。研发不仅能够直接提升企业的产品质量、降低企业的生产成本，也能够增强企业的学习能力、帮助企业获得竞争优势。然而，《反垄断法》对价格调整行为的限制弱化了企业进行创新活动的激励（余明桂等，2021［10］）。根据熊彼特的创新假说，创新产生的超额利润是企业从事创新活动的重要激励，市场竞争的引入与增强导致了超额利润的消散，从而降低了垄断企业从事创新和提高生产率的激励（Romer，1990［25］）。《反垄断法》禁止垄断企业“以不公平的高价销售商品或者以不公平的低价购买商品”。这不仅造成垄断企业无法通过提升产品质量的高定价行为弥补前期巨额的创新成本，也导致垄断企业难以通过技术创新的低成本战略扩大市场份额，二者都会降低企业创新意愿。与此同时，由于垄断企业一般规模较大、技术领先，它们在竞争中处于优势地位，《反垄断法》导致的市场竞争强化很难让它们感受到生存威胁，也就缺乏动机进行创新。因此，《反垄断法》会导致垄断企业减少创新投入，对全要素生产率产生负面影响①以国有上市公司亚泰集团（股票代码：600881）为例。2014年9月，国家发改委认定亚泰公司（亚泰集团全资控股子公司）与另外两家水泥公司通过频繁召开会议的方式，商定水泥的销售价格，并在经营中执行了会议决议约定的价格，达成并实施了价格垄断协议，违反了我国反垄断法的规定，排除、限制了市场竞争，控制了水泥销售价格，损害了下游产业和消费者的利益。因此，发改委对亚泰公司处以罚款6,004万元，占公司2013年度经审计归属于母公司所有者净利润的20.42%。在2015年和2016年，亚泰集团的研发投入下降64.79%和34.13%，全要素生产率也有大幅下降。。

（2）劳动要素投入

《反垄断法》削弱了垄断企业劳动要素投入的动机。劳动要素主要包括劳动力成本和劳动力结构（Onkelinx等，2016［26］），二者均会影响全要素生产率。从劳动力成本来看，当企业支付给员工的薪酬水平更高时，员工的工作满意度和努力程度更强，员工也会进行更多的专用性技能投资，提高生产效率（赵健宇和陆正飞，2018［27］；李波和蒋殿春，2019［28］；肖文和薛天航，2019［17］）。从劳动力结构而言，高学历员工拥有较高的知识禀赋，能够顺利实现新旧知识的转换、吸收和融合，提升企业的经营效率（Shaw等，2013［29］；廖冠民和宋蕾蕾，2020［30］）。因此，支付更多的员工薪酬以及雇佣更多的高学历员工都有助于企业生产经营。然而，在《反垄断法》实施的影响下，垄断企业增加劳动要素投入后，难以通过价格调整行为获取超额利润，弥补高额的雇佣成本。因此，《反垄断法》会导致垄断企业减少劳动要素投入，对全要素生产率产生负面影响。

（3）资本要素投入

《反垄断法》降低了垄断企业资本要素投入的动机，削弱了垄断企业的规模优势。基于新古典经济学中的规模经济理论，并购作为企业重要的资本要素投入，是推动企业创新、提高企业生产经营效率的重要手段。随着新技术、新产品更迭速度的加快，技术竞争日益激烈，企业已经无法单纯依靠“闭门造车”的内部学习发展模式来获取竞争优势，还需要从外部通过并购的方式获取创新资源和人力资源（冼国明和明秀南，2018［31］；佟岩等，2020［32］）。通过并购手段得到的外部资源不仅能够直接弥补本企业经营的不足，还能够获得目标企业的核心技术人员，持续提高企业的生产经营能力，产生协同效应（陈爱贞和张鹏飞，2019［33］）。然而，《反垄断法》提高了垄断企业并购的成本。《反垄断法》第四章规定“经营者集中达到国务院规定的申报标准的，经营者应当事先向国务院反垄断执法机构申报，未申报的不得实施集中；当经营者集中具有或者可能具有排除、限制竞争效果的，国务院反垄断执法机构应当作出禁止经营者集中的决定。”上述规定不仅延长了垄断企业并购周期，也提高了垄断企业并购被否决的可能性。因此，《反垄断法》会导致垄断企业减少资本要素投入，对全要素生产率产生负面影响。

本文的主要逻辑如图1所示。综合以上分析，本文提出主假说，具体分为两个子假说：

图1 主要逻辑图

H1：《反垄断法》实施后，经济发展质量上升。

H1a：《反垄断法》实施能够提高企业的全要素生产率。

H1b：相较于竞争企业，《反垄断法》对垄断企业全要素生产率的促进作用更弱。

3 研究设计

3.1 样本选取和数据来源

借鉴王彦超和蒋亚含（2020）［8］，本文以2004－2017年沪深A股上市公司为初始研究样本。本文根据以下标准对样本进行筛选：（1）剔除金融行业；（2）剔除相关数据缺失的样本；（3）剔除存在异常值的样本。其中，财务数据和公司治理数据来自CSMAR数据库。最后共有24070个公司-年度观测值。

3.2 回归模型和变量定义

为检验《反垄断法》实施对企业全要素生产率的影响，本文采用双重差分的方法，以垄断企业作为处理组，竞争企业作为控制组，采用如下模型进行检验：

本文的被解释变量是企业的全要素生产率（TFP）。对企业生产效率的估计主要有OLS法、OP法和LP法，三种估计方法均基于科布－道格拉斯生产函数。由于通过OLS回归取残差的方法计算出的全要素生产率可能会因为内生性问题导致估计偏差，本文借鉴Olley和Pakes（1996）［34］的方法进行了修正。在指标选取上，参考赵健宇和陆正飞（2018）［27］、胡海峰等（2020）［35］对上市公司全要素生产率的计算方法，本文用主营业务收入的自然对数作为产出的度量指标，用员工人数的自然对数作为劳动力投入的度量指标，用固定资产的自然对数作为资本投入的度量指标，而投资采用资本性支出（构建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金-处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金）的自然对数度量。本文以上市公司退市、借壳上市和主营业务变更来设定公司退出所在行业和市场的情形。

本文的解释变量包含垄断企业（Treat）和时间趋势（Post）。一方面，本文需要识别受反垄断法影响较强的企业，将其作为处理组（Treat）。《反垄断法》在实施中是基于市场份额和市场集中度来判定垄断企业①《反垄断法》第四章的第二十七条规定，审查经营者集中，应当考虑以下因素：第一，参与集中的经营者在相关市场的市场份额及其对市场的控制力；第二，相关市场的市场集中度；第三，经营者集中对市场进入、技术进步的影响；第四，经营者集中对消费者和其他有关经营者的影响；第五，经营者集中对国民经济发展的影响；第六，国务院反垄断执法机构认为应当考虑的影响市场竞争的其他因素。。例如，2009年商务部关于辉瑞公司收购惠氏公司反垄断审查决定的公告中明确提到，市场份额和赫芬达尔指数是判定该项并购活动是否会限制竞争的主要标准②资料来源：中华人民共和国商务部公告［2009］第77号（关于附条件批准辉瑞公司收购惠氏公司反垄断审查决定的公告）。。因此，借鉴余明桂等（2021）［10］，本文以赫芬达尔指数和市场份额作为判定企业是否属于垄断企业的依据。首先，我们选取反垄断法实施前每一年行业集中度（即HHI指数）高于当年所有行业集中度中位数的行业，然后再从这些高集中度的行业中选择市场份额前四名的企业，将其定义为垄断企业，其余定义为竞争性企业。另一方面，考虑到反垄断法在2008年8月1日颁布，具体细则与2009年实施，借鉴王彦超和蒋亚含（2020）［8］，对于2009年及之后的年度，Post赋值为1，否则取0③在稳健性检验部分，本文改变Post的定义：对2008年及之后的年度，Post赋值为1，否则取0。本文的主结论保持稳健。限于篇幅未列示。。

最后，借鉴已有文献（简泽等，2014［11］；赵健宇和陆正飞，2018［27］；胡海峰等，2020［35］），本文还控制了一系列会影响企业全要素生产率的其他变量，包括公司规模（Size）、盈利能力（ROA）、资产负债率（Lev）、存货比例（Inventory）、营运资本（WC）、应收账款比例（Receivable）、企业成长能力（Growth）、高管持股比例（M_hold）、第一大股东持股比例（Top1）、独立董事比例（Rind）、产权性质（State）、企业年龄（Age）。具体的变量定义详见表1。本文对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。

表1 变量定义

3.3 描述性统计与单变量分析

表2报告本文的描述性统计。表2显示，企业全要素生产率的均值和中位数分别为13.307和13.224，标准差为0.957，与赵健宇和陆正飞（2018）［27］、胡海峰等（2020）［35］基本一致。其他变量的描述性统计与已有文献相比均在合理区间。

表2 描述性统计

在进行回归之前，本文先采用单变量双重差分检验分析《反垄断法》对企业全要素生产率的影响。具体结果在表3报告。其中，Treat表示处理组企业，Post表示《反垄断法》实施之后的时期（2009-2017年）。基于表3可以发现，《反垄断法》实施之前，处理组企业的全要素生产率为13.860，控制组企业的全要素生产率为12.911，处理组企业的全要素生产率显著更高。《反垄断法》实施之后，处理组企业的全要素生产率为14.249，控制组企业的全要素生产率为13.366，表明《反垄断法》的实施提高了处理组和控制组企业的全要素生产率，但与控制组相比，处理组企业增加的全要素生产率显著更少。因此，表3的结果表明，《反垄断法》的实施不仅有助于企业提高生产效率，更能够提高市场竞争程度、抑制垄断企业的市场支配地位。这在一定程度上支持了本文的假说1。

表3 单变量分析

为了更直观的展现反垄断对企业全要素生产率的影响，本文绘制了柱形图。具体内容如图2所示。可以发现，《反垄断法》实施之后，竞争企业与垄断企业的全要素生产率都显著上升，但是两类企业之间的全要素生产率差距有所减小。

图2 垄断企业与竞争企业全要素生产率年度趋势

4 实证结果

基于前文的理论分析，本文首先采用模型（1）检验《反垄断法》实施对企业全要素生产率的影响。考虑到《反垄断法》实施与全要素生产率的关系会受到内生性的影响，本文采用倾向得分匹配、固定效应模型等方法进行缓解。进一步地，本文分别从要素投入和交易成本两个角度对具体的影响机理进行探究。最后，本文还检验了《反垄断法》对企业产品市场表现和资本市场表现的影响，从其他利益相关者的视角展开分析。

4.1 主检验

表4报告了《反垄断法》实施对企业全要素生产率的影响。其中，第（1）列是全样本，第（2）列是国有企业，第（3）列是非国有企业。第（1）列的交互项系数Treat*Post为-0.164，且在1%水平上显著，表明《反垄断法》实施后，相较于竞争企业，垄断企业的全要素生产率上升的更少，支持了本文的假说1b。进一步区分产权性质，可以发现第（2）列的交互项系数Treat*Post为-0.149，且在1%水平上显著，第（3）列的交互项系数Treat*Post为-0.188，但不显著。上述结果表明《反垄断法》实施后，处于垄断地位的国有企业，其全要素生产率会显著下降；对处于垄断地位的非国有企业，其全要素生产率不会受到显著影响。

表4 《反垄断法》与企业全要素生产率

4.2 稳健性检验

（1）内生性处理

表4的结果证实了《反垄断法》实施会抑制垄断企业的市场优势地位，但是上述结果可能会受到内生性问题的影响。为了确保文章结论的稳健性，本文进行以下稳健性测试。

第一，PSM匹配。为了减轻公司特征对结果的影响，借鉴余明桂等（2021）［10］，本文采用PSM匹配。本文将所有的控制变量作为匹配变量，包括Size、ROA、Lev、Inventory、WC、Receivable、Growth、M_hold、Top1、Rind、State和Age。选择最邻近且无放回的方法进行一一匹配。匹配之后的实证结果如表5的第（1）列所示。可以发现交互项的系数依然为负，且在10%水平上显著。

第二，动态趋势检验。为了检验《反垄断法》对全要素生产率的动态影响，引入Year2007、Year2008、Year2010、Year2011、Year2012虚拟变量，分别在2007年、2008年、2010年、2011年和2012年取值为1，其他年份取值为0。之后构建交互项加入模型中。回归结果在表5的第（2）列报告。可以发现，交互项Treat*Year2007、Treat*Year2008的系数为负，但是均不显著；Treat*Year2010、Treat*Year2011、Treat*Year2012的系数均为负，且在1%或10%水平上显著。这表明《反垄断法》对企业全要素生产率的影响仅在实施前存在，而且具有持续性。

第三，排除金融危机的影响。在金融危机期间，企业的生产经营会有较大的不确定性，全要素生产率可能会降低。因此，为了避免金融危机对结果的干扰，本文剔除2008年重新进行回归。回归结果在表5的第（3）列报告。可以发现交互项的系数依然为负，且在1%水平上显著。

第四，避免不可观测特征的影响。为了进一步排除公司层面不可观测因素的干扰，本文采用控制公司层面固定效应模型进行回归。回归结果在表5的第（4）列报告。可以发现交互项的系数依然为负，且在1%水平上显著。

表5 内生性测试

（2）替换核心变量度量

为了进一步确保本文结论的稳健，我们还对核心变量采用其他方式进行度量。对于解释变量Treat，我们分别将高垄断行业（即HHI指数大于中位数）中市场份额前两名、前三名的企业定义为垄断企业，生成虚拟变量Treat2和Treat3。对于被解释变量，借鉴赵健宇和陆正飞（2018）［27］，我们采用Levinsohn和Petrin（2003）［36］的方法计算企业的全要素生产率（TFP）。

实证结果在表6报告。可以发现，无论采用何种标准度量垄断企业，交互项的系数均在1%水平上显著为负。类似的，将被解释变量替换为LP方法计算得到的全要素生产率后，交互项的系数依然在1%水平上显著为负。表6的结果进一步说明本文结论的稳健。

表6 替换核心变量度量

5 机制检验

5.1 技术创新

本文的主假说部分指出，《反垄断法》实施后，企业进行技术创新的动机会下降，由此导致全要素生产率降低。为检验上述推论，我们对《反垄断法》如何影响创新投入、创新投入是否影响全要素生产率进行检验。为了全面分析企业的创新投入，我们分别从研发投入和研发部门员工两个角度进行检验①区别于余明桂等（2021）关注创新产出即企业的专利数量，本文从创新投入的角度进行检验，包括研发投入和研发人员雇佣，对《反垄断法》如何影响企业创新有了更加全面地认识与理解。。对于研发投入，借鉴孟庆斌等（2019）［37］、朱光顺等（2020）［6］，以企业的研发投入与总资产的比值度量（RD）。相较于专利产出，研发投入能够更直接地刻画企业进行创新的动机。对于研发部门员工，借鉴崔静波等（2021）［38］，以研发部门员工除以员工总数度量（RD_Labor）。回归结果如表7所示①研发投入的数据自2006年开始披露，因此，仅保留2006年及之后的观测值，造成样本有一定数量减少。。其中，表7Panel A报告的是《反垄断法》对研发投入的影响，表7Pane B报告的是《反垄断法》对研发部门员工雇佣的影响。

可以发现，在全样本中，交互项（Treat*Post）的系数显著为负，且在1%水平上显著，与余明桂等（2021）［10］的结论一致。区分产权性质之后，交互项（Treat*Post）的系数仅在国有企业中显著为负，在非国有企业中不显著。进一步考虑研发投入（研发部门员工）对全要素生产率的影响，发现研发投入（研发部门员工）的系数显著为正、交互项（Treat*Post）的系数依然显著为负。根据中介效应检验方法，可以认为研发投入（研发部门员工）在《反垄断法》对全要素生产率的影响中发挥部分中介作用。因此，表7的结果表明，《反垄断法》实施后，垄断企业的研发投入、研发部门员工数量下降，而且仅在国有企业中均存在显著影响；创新投入下降是导致垄断企业全要素生产率下降的重要渠道。表7从技术创新的角度分析了《反垄断法》实施的影响。

表7 《反垄断法》与企业技术创新投入

续表

5.2 劳动要素

本文的主假说部分指出，《反垄断法》实施后，企业劳动要素投入的动机会下降。为检验这一推论，我们对《反垄断法》如何影响企业劳动要素投入、劳动要素投入是否影响全要素生产率进行检验。企业劳动要素投入主要表现在雇佣的员工薪酬和员工学历。对于员工薪酬，采用现金流量表中“支付给职工以及为职工支付的现金”减去高管薪酬总额，除以在岗职工人数，再取自然对数进行度量（Wage）。对于员工学历，借鉴孟庆斌等（2019）［37］，将本科及以上学历作为高学历，以高学历员工数除以员工总数度量（H_Labor）。

回归结果如表8所示。其中，表8Panel A报告的是《反垄断法》对员工薪酬的影响，表8Panel B报告的是《反垄断法》对高学历员工雇佣的影响。可以发现，在全样本中，交互项（Treat*Post）的系数显著为负，且在1%水平上显著。区分产权性质之后，交互项（Treat*Post）的系数仅在国有企业中显著为负，在非国有企业中不显著。进一步考虑员工薪酬（员工学历）对全要素生产率的影响，发现员工薪酬（高学历员工）的系数显著为正、交互项（Treat*Post）的系数依然显著为负。根据中介效应检验方法，可以认为员工学历（员工类型）在《反垄断法》对全要素生产率的影响中发挥部分中介作用。因此，表8的结果表明，《反垄断法》实施后，垄断企业的员工薪酬、高学历员工下降，而且仅在国有企业中均存在显著影响；员工质量的下降是导致垄断企业全要素生产率降低的重要渠道。表8从劳动要素的角度分析了《反垄断法》实施的影响。

表8 《反垄断法》与企业劳动要素投入

Panel B：高学历员工比例变量符号H_Labor TFP(1) 全样本 (2) 国有企业 (3) 非国有企业 (4) 全样本Treat*Post -0.008** -0.010*** 0.000 -0.164***(-2.41) (-2.66) (0.01) (-3.73)H_Labor 0.094*(1.87)Treat 0.012 -0.003 0.040*** 0.380***(1.13) (-0.53) (3.52) (5.48)Controls Yes Yes Yes Yes Constant -0.167*** -0.070** -0.207*** 3.144***(-4.34) (-2.41) (-5.48) (12.80)Year&Ind Yes Yes Yes Yes N 24,070 14,161 9,909 24,070 F-value 43.600 78.300 55.160 122.600 Adj-R2 0.251 0.289 0.225 0.553

5.3 资本要素

本文的主假说部分指出，《反垄断法》实施后，企业进行并购的成本上升，削弱了企业的规模优势，由此造成全要素生产率下降。为检验这一推论，我们对《反垄断法》如何影响企业并购金额、并购金额是否影响全要素生产率进行检验。本文计算企业当年所有并购活动支付的金额（M&A），对于未进行并购活动的赋值为0。回归结果如表9所示。

可以发现，在全样本中，交互项（Treat*Post）的系数显著为负，且在1%水平上显著。区分产权性质之后，交互项（Treat*Post）的系数仅在国有企业中显著为负，在非国有企业中不显著。进一步考虑并购金额对全要素生产率的影响，发现并购金额的系数不显著，即并购金额没有在《反垄断法》对全要素生产率的影响中发挥中介作用①可能的原因是整体而言，我国上市公司的规模都较大，难以通过并购来获得规模优势，实现降低成本的作用。与此同时，高管有通过并购构建商业帝国的动机，造成并购之后难以发挥协同效应，反而会损害企业价值（陈仕华等，2015）。但是具体原因需要进一步探索。。因此，表9的结果表明，《反垄断法》实施后，垄断企业的并购金额下降，但是不会直接影响企业的全要素生产率。表9从企业资本要素投入的角度分析了《反垄断法》实施的影响。

表9 《反垄断法》与企业资本要素投入

续表

6 进一步分析：反垄断对其他利益相关者的影响

本文的主检验和机制检验表明，《反垄断法》的实施会降低垄断企业的要素投入动机、提高垄断企业的交易性成本，由此导致更低的全要素生产率，削弱垄断企业的市场支配地位。那么《反垄断法》会如何影响垄断企业其他利益相关者呢？本文分别从企业的产品市场表现和资本市场表现进行分析。

《反垄断法》的实施会导致垄断企业面临更多的外部竞争，削弱垄断企业的垄断优势，降低垄断企业的盈利能力（王彦超等，2020［9］）。与此同时，一旦企业被判定存在垄断行为，巨额的行政处罚和负面的市场声誉将会对企业日常经营造成严重的负面影响。因此，当企业的利益相关者（尤其是客户）将《反垄断法》的实施看作外部竞争威胁的增强和潜在经营风险的增加时，他们会出于保护自身的动机而减少与企业的业务往来，造成垄断企业的产品市场表现变差。与此同时，当投资者预期到垄断企业未来的盈利能力和经营风险上升时，为了避免投资损失，也会选择出售垄断企业的股票①在资本市场中，投资者对上市公司涉及反垄断的话题关注度提升。据沪深交易所互动平台梳理发现，自2020年11月份以来，截至2021年1月20日，在80天里，投资者和上市公司涉及反垄断的问答合计54条，环比增约2倍。上市公司对此类问题亦高度重视，回复率接近100%。。

为检验上述逻辑，借鉴倪晓然（2020）［39］，本文采用销售收入、行业市场份额和企业的毛利率度量产品市场表现，采用托宾Q、股票回报率和换手率度量资本市场表现。其中，销售收入为上市公司主营业务收入的自然对数（Sales），行业市场份额为主营业务收入占同年度、同行业总营业收入的比例（Market_share），毛利率为营业收入与营业成本之差再除以营业收入（Margin）。

回归结果如表10和表11所示。可以发现，交互项Treat*Post的系数均为负，且在1%或5%水平上显著。因此，表10和表11的结果表明，《反垄断法》的实施会降低垄断企业的销售收入和市场份额，削弱垄断企业的毛利率，导致垄断企业的产品市场表现变差；与此同时，《反垄断法》的实施会降低企业价值和股票回报，对投资者的吸引力也会下降。上述结果与本文的主要逻辑保持一致。

表10 《反垄断法》与企业产品市场表现

续表

表11 《反垄断法》与企业资本市场表现

7 研究结论与启示

充分有效的竞争是市场发挥资源配置作用的前提。习近平总书记在十八届中央政治局集体学习讲话时指出“要坚持使市场在资源配置中起决定性作用，完善市场机制，打破行业垄断、进入壁垒、地方保护，增强企业对市场需求变化的反应和调整能力，提高企业资源要素配置效率和竞争力。”因此，检验《反垄断法》的实施效果对于规范市场行为、激发市场活力至关重要。本文以《反垄断法》实施作为准自然实验，将垄断企业作为处理组、竞争企业作为控制组，采用双重差分模型检验《反垄断法》实施对全要素生产率的影响。研究发现《反垄断法》实施后，企业的全要素生产率上升，但是相较于竞争企业，垄断企业的全要素生产率增加的显著更少，而且仅在国有企业中显著。机制检验表明，《反垄断法》通过削弱垄断企业的要素投入影响全要素生产率，具体表现为垄断企业的研发投入和研发部门员工比例下降、员工薪酬和高学历员工比例下降、并购金额降低。最后，《反垄断法》也会影响垄断企业的产品市场表现和资本市场表现，包括垄断企业的销售收入、市场份额和毛利率下降，换手率、股票回报率和企业价值降低。本文的主要结论在倾向得分匹配、排除金融危机影响、控制公司层面固定效应、替换核心变量度量等多项稳健性检验中保持稳健。

本文的研究结论有一定价值。在理论层面，首先，区别于已有文献大多借助市场集中度刻画企业竞争，本文借助《反垄断法》实施这一外生冲击，分析竞争环境改变对企业的影响，避免了以往研究潜在的内生性问题。其次，不同于已有检验《反垄断法》对微观企业行为影响的文献，本文从更加宏观的经济发展视角评估政策实施效果，为厘清《反垄断法》的作用提供了新的经验证据。最后，本文基于要素投入和交易成本两个重要的影响机制，扩展了全要素生产率影响因素的研究框架。

本文也具有重要的现实意义。有效协调政府与市场之间的关系是提高经济发展质量的关键。我国政府通过一系列宏观政策影响市场，在经济运行中发挥不可忽视的重要作用。在此背景下，全面深刻地分析政府干预市场的必要性至关重要。与此同时，着力解决经济发展不平衡不充分问题已经成为解决新时代我国社会主要矛盾的关键。伴随社会经济的不断发展，寡头垄断已经对消费者利益和社会利益造成损害。本文的研究表明，政府可以通过反垄断的措施削弱垄断企业的优势地位，保证市场的有效运行。这不仅有助于实现让市场在资源配置中起决定性作用的重要目标，也有助于提升我国经济发展质量，推动内循环的新发展格局。因此，政府需要继续推进反垄断措施，不断完善反垄断执法原则，明确执法机构，做到有法可依、有法必依，更好地发挥政府在经济运行中的重要作用，实现政府与市场的协调。