生产效率、交易效率与企业自生能力研究

熊德斌 娄欢

关键词：新结构经济学;制造业;生产效率;交易效率;自生能力①

一、引言

制造业是实体经济的重要组成部分，是国家高质量发展的重要支撑。党的十九大报告特别强调制造业是推动工业化、现代化的主力军。2020 年，国务院印发《国务院关于进一步提高上市公司质量的意见》，明确要求提高上市公司质量，而制造业企业在A 股上市公司中又居主要地位。截至2019 年上半年，A 股上市公司共计3 628 家，其中制造业上市公司2 276 家，占比62.73%。从2018 年6 月30 日至2019 年6 月30 日，新增上市公司中，制造业新上市公司占A 股新上市公司的69.4%。从相关财务数据来看，制造业上市公司占A 股企业的营业收入的比例在上升，但净利润占比在下降，不同公司的盈利能力有所分化。这就要求制造业一边必须发挥垂范作用，积极推动高质量发展，一边又要保证自己符合证监会上市公司质量的要求运行经营。

制造业上市公司高质量发展关键在于企业是否达到预期回报率。本文梳理了制造业上市公司2000-2019 年350 家ROA 分布数据，结果如图1、图2 所示。从图1 可以清晰地看出，同一年度不同公司的ROA 差异很大，表明不同公司在同一时期的自生能力存在较大的差异。为了更直观地看不同公司之间自生能力的差异性，本文进一步分析了不同企业之间自生能力的变化趋势，从图2 也得出与上述一致的结果，即不同公司之间的自生能力差异是较大的。这些现象均表明制造业发展离上市公司高质量发展还有很大差距。由此可知，以ROA 为核心的制造业上市公司自生能力存在较大波动。本文聚焦探讨制造业上市公司的影响机制。

二、相关文献回顾与评述

本文的研究主要与探讨ROA 的相关研究文献有关。股权集中度与企业绩效呈显著倒U 型关系（慕晶晶和陈琪，2020）。企业贷款增速、寻租竞争、融资约束、股权质押对企业业绩有显著的负向影响（栾稀、肖立晟，2019;刘斐然和胡立君，2020;张茜，2020;郭曼，2020;张力派等，2020;肖俊斌和王昕宇，2021）。企业社会责任信息披露、高管团队知识基础、企业环境文化对企业ROA 具有显著的正向影响（吴虔华，2019;魏华飞和汪章，2019;李慧等，2021）。比ROA 密切且更具经济学普遍意义的自生能力概念由林毅夫1999 年在《美国经济评论》中首次提出，强调在一个开放、自由、竞争的市场中，一个具有正常經济管理能力的企业，不需要政府补贴的条件下能够获得的预期行业利润。林毅夫和刘培林（2001）指出，提高自生能力是国有企业改革的根本出路。违背比较优势将导致中国企业缺乏自生能力，从而引发一系列的经济问题（林毅夫，2002）。后续研究表明，技术优势和竞争优势等也是企业自生能力的体现，这种能力应该是动态的，需要适度的突破，否则，比较优势产品就不可能长期存在，也不可能自动自发地实现产业升级（胡汉昌等，2002;廖国民等，2003;郭克莎，2004）。谭政科（2005）、张杰（2006）分别研究了电力多经企业与城市管道天然气企业的自生能力培育问题。在比较优势理论的指导下，培育企业自生能力可以通过技术创新发挥经济的后发优势，提高企业的核心竞争力（林毅夫，2008;曾燕红，2009）。李飞跃和林毅夫（2011）、孙慧君（2015）从产业规模的角度，指出大多数企业由于生产设备和技术水平的滞后，没有形成自身优势，造成低水平重复生产和商业项目过度竞争的问题，从而提出应改变企业的自生能力。林毅夫（2017）强调，发展中国家的产业升级过程应与反映物质资本和人力资本积累的比较优势变化以及要素禀赋结构变化相一致，确保新兴产业中的企业具有自生能力。付才辉、赵秋运和陈曦（2021）从微观角度探讨，认为企业转型升级最关键的是企业的资源禀赋结构需要与企业的价值链结构相匹配。

企业自生能力研究已经得到重视，文献不断涌现，但一方面主要集中于宏观层面上探讨政府发展战略对企业的自生能力的影响;另一方面，关于从生产效率、交易效率两者结合视角研究企业自生能力的文献不多，且大都是通过理论分析，缺乏实证支持。自生能力作为一个新结构经济学的基本概念，应该回归到企业发展战略配置资源效率层面研究。因此，基于前述出发点与现有文献，本文从新结构经济学微观视角对制造业上市公司进行定量分析，既是新时代经济转型的需要，一定程度上也可能丰富该领域的学术思想。

本文的主要贡献在于：第一，与已有文献多利用新兴古典经济学的分析框架，本文借鉴新结构经济学自生能力思想，从企业财务报表视角研究制造业自生能力问题，在分析对象和范围上是一种新的尝试;第二，在测度方法上，本文利用财务报表，以生产效率、交易效率的测度方法对制造业上市公司进行定量分析，探讨企业生产效率、交易效率以及企业自生能力三者的关系，试图厘清生产效率与交易效率对企业自生能力影响的机制与路径，在测度方法和实证研究上也是一种新的尝试。

三、理论分析与研究假设

（一）理论分析

在制造业中，生产效率的核心要义在于充分用好机器设备等固定资产生产更多的产品，充分释放生产能力。因此，货币化的单位固定资产生产产品的价值就是生产效率的财务表达。在新结构经济学看来，一个企业应该采用多少机器设备为代表的资本生产应该与所在国家或者地区要素相对丰富程度密切相关。一个具有正常经营管理能力的企业能够通过价格信号决定生产方式。资本短缺条件下，采用更多的劳动力和较少的资本;反之，则会采用更多的机器设备等资本和较少的劳动力。因此，给定要素禀赋结构条件下，生产效率表明用符合企业要素禀赋结构的生产方式实现了最大成果，降低企业单位产品折旧成本和原材料规模采购成本具有的价格优势，促使企业毛利率增大，增强企业自生能力。

毛利率最大并不能实现公司价值最大，还需要交易效率实现交易量尽可能大。站在企业视角来看，交易效率的核心要义在于单位营销管理费用实现销售产品数量。交易效率需要付出代价，那么交易过程中付出的努力也是应该与企业的交易要素禀赋结构匹配才能实现最优。企业品牌要素是影响企业交易效率的重要因素。品牌禀赋可通过三个方面来提升：一是质量及其品牌传播赢得客户信任，二是营销改善客户认知，三是客户的维护巩固市场围。品牌的塑造需要企业长期、不断地投入营销管理费用。

按照林毅夫教授的定义，如果一个公司通过正常的经营管理预期能够在自由、开放和竞争的市场中赚取社会可接受的正常利润，那么这个公司就是有自生能力的。根据新结构经济学的视角，自生能力取决于企业所使用的技术和产业是否与要素禀赋结构所决定的比较优势相一致。一方面，企业依靠技术创新和产业升级来提高劳动生产效率，最大限度地降低企业单位生产要素成本（林毅夫，2010），主要体现在两个方面：一是体现在生产资料上，通过改善生产资料的素质，提高生产资料的功能;二是体现在劳动者身上，通过提高劳动者的素质，提高劳动的效能（李伶，2015）。另一方面，不断调整完善企业的各种硬基础设施和软制度安排，降低交易费用和风险，扩大营销收入。当经济中的软、硬基础设施适当时，交易费用也会达到最低，从而提高劳动生产率，使企业形成最强的竞争力，企业不需要政府补贴就有较强的生存和发展能力。廖国民和王永钦（2003）、陈莹（2018）发现，交易效率的比较优势和规模经济是影响企业自生能力的重要因素。皮建才（2005）从交易成本的角度理解企业的自生能力，认为企业自生能力的一阶条件是交易成本最小化，二阶条件是生产成本最小化。申广军（2016）从生产效率视角出发考察产能过剩问题，认为，产能过剩的企业不能有效利用本地优势降低生产成本、提高盈利能力。王图展（2016）从生产效率、交易效率两者角度考察分析企业自生能力，得出交易效率与生产效率的提高，可以提高企业竞争力、企业自生能力。刘英华（2017）提出通过供给侧改革调整产业政策，提高生产效率和企业的自生能力。余典范、孙好雨和许锐翔（2020）从去产能、生产率与企业自生能力角度出发，发现清理固定资产、减少人员是治理“无自生能力企业”的关键，能够显著促进“无自生能力企业”的复兴。根据上述分析，生产效率、交易效率构成影响企业自生能力的两个重要维度。亚当· 斯密认为市场规模决定分工，进而决定生产效率。本文构建了生产效率、交易效率与自生能力三者之间的逻辑分析框架，如图3 所示。

（二）研究假设

本文基于生产效率、交易效率、自生能力三者之间的理论关系，以及上述参考文献提出了以下几个假设：

林毅夫（2002）指出，不同的行业和技术需要不同的软硬件基础设施。软硬件基础设施的不匹配将导致交易成本的上升，即使生产成本低，總成本也可能过高，导致企业缺乏竞争力。因此，在提升要素禀赋结构的同时，还必须解决基础设施完善的协调问题。当经济中的软、硬基础设施适当时，能够保持最低的经营成本和营销成本，形成最强的竞争力、最大的生产顺差、最高的资本回报率、最强的资本积累积极性、最优的要素禀赋结构以及比较优势、产业升级与营销收入的快速增长。黄毅（2014）提出，企业可以通过降低完成交易活动所需的人力、财力、物力的总投入以及交易过程中必须涉及一定的时间投入、成本付出来提高企业交易效率，促进企业发展，增强企业的运营能力。即综上所述交易成本的降低和营销收入的提高，促进交易效率的提高，进而推动企业形成良好的自生能力。

基于此，本文提出假设一：提高交易效率能够增强企业的自生能力。

根据新结构经济学理论，当一个企业的发展战略符合其比较优势时，即更多地利用其相对丰富的生产要素，可以降低生产成本，加速剩余积累，最终不断改善其要素禀赋结构。如果经济体能够根据各时点要素禀赋结构所决定的比较优势来选择技术和发展产业，通过扩大企业规模，使企业的要素生产成本最低，内生最优的产业结构和技术结构也会得到升级，从而保持经济的高速增长，促进企业自生能力的提高（林毅夫，2010、2017）。张杰等（2011）、李伶（2015）也提出企业的生产效率体现着企业的生产技术、销售、管理等许多方面的能力，企业的生产效率与企业利润率成显著的正比关系，通过生产效率可以考察一个企业的市场竞争力，市场竞争力越强，企业生产的产品就越容易受到客户的欢迎，进而促进企业的获利能力，增强企业的自生能力。由此可见，企业生产效率的提升在其自生能力的增长过程中扮演了十分重要的角色。

基于此，本文提出假设二：提高生产效率能够增强企业的自生能力。

著名经济学家杨小凯曾提出，在一定的专业化水平和资源约束下，交易效率影响着企业的实际收入水平，进而导致社会分工、产权安排、产业分化过程乃至整个经济的运行和发展。分工可以提高生产效率，但分工的深化和发展受到交易效率水平的制约。交易成本是影响交易效率的重要因素，是深化分工、提高交易效率的产物。降低交易成本、提高交易效率有利于深化分工，从而提高企业的生产效率和核心竞争力。也就是说，贸易促进了分工，分工的深化提高了单位产品和服务的生产效率（乔翔，2011）。陈雅萍、蔡伟贤（2008）、马庆（2014）、尹德洪（2014），仲佳欢（2019）都提出，交易效率的提高可以促进分工的演进，交易效率是影响分工和专业化的重要因素。根据马克思分工理论，可以知道分工可以使劳动者的技术水平得到提高，同时改进劳动工具，最终提高劳动生产率。魏江林（2015）通过分析亚当·斯密分工理论体系也可以得知，人们为了追求利益最大化，只能通过市场交换来实现，因此就需要更多的产品流通到市场上去交换，于是他们通过分工提升自身的劳动生产力来提高自己的生产效率。丁亚娟（2018）也强调分工可以提高生产效率，促进技术创新，降低生产成本，增强企业的核心竞争力。也就是说，交易促进了分工，提高了生产效率，降低了单位生产成本，提高了企业的自生能力。

进一步由图4 可知，制造业每个企业的自生能力指标的均值与交易效率指标的均值之间呈现正相关关系。由图5 可知，制造业每个企业的自生能力指标的均值与生产效率、交易效率指标交互项的均值之间呈现正相关关系。且倾斜程度比单独的与交易效率的均值指标要略陡峭，因此，可以得出交易效率能够通过提高生产效率增强企业的自生能力。

基于此，本文提出假设三：交易效率能够通过提高生产效率增强企业的自生能力，即生产效率具有中介效应。

四、研究设计

（一）变量测度与模型设计

资产收益率是衡量单位资产净利润的指标，也是衡量一个公司相对于其总资产的盈利能力的有用指标。资产收益率越高，資产的利用效果越好，说明企业在增加收入、节约资金使用方面取得了良好的效果，否则，情况正好相反。基于企业自生能力是能够获得的正常利润的界定，本文用净资产报酬率ROA 与行业平均ROA 比较的财务指标企业的自生能力，采用公式1 测度。

由于本文主要是从财务报表微观视角来研究企业生产效率、交易效率以及企业自生能力的关系，因此，需要进一步测度生产效率和交易效率。生产效率有多种测度方式，本文基于财务数据视角，通过产能利用率测度生产效率。产能利用率是制造业企业特别重要的指标，直接关系到生产成本的高低。产能利用率是指企业以固定资产为代表产能的利用程度的财务表达。显然，如果企业的产能利用率高，单位产品的固定成本就会相对较低。产能利用率低，就会造成人员和生产设备的闲置和成本的浪费。所以这里采用产能利用率来测度制造业的生产效率。在制造业中，与固定资产为代表的实际使用状态密切相关的是企业当期采购原材料、正在生产的在产品和已经生产完毕的产成品等本期增加的存货项目有关，因此，采用公式2 测度。由于资产负债表中的存货是存量指标，需要转化为流量指标，采用公式3 测度（欧阳洪姝，2021）。

交易成本指交易双方在完成一项交易时，在交易前后所产生的与交易有关的各种费用。交易成本与交易效率成反比。交易成本越高，交易效率越低，反之，交易成本越低，交易效率越高，因此用营业收入比销售费用、管理费用之和来作为衡量单个公司交易效率的指标，销售费用、管理费用之和比营业收入增长速度快，说明营销方面花费过大，营销手段没有取得很好效果，投入与产出不成正比。进一步考虑为了让企业做大做强，发现自己的不足与优势之处，在这里我们采用行业层面的视角来度量交易效率，采用公式4 测度。

本文的控制变量共选取5 个：一是企业年龄，二是企业规模，三是行业虚拟变量，均借鉴袁其刚等（2014）的方法。企业年龄用观察年和成立年的差值来表示。以总资产的对数作为企业规模的变量。四是所有制性质。因为自生能力是林毅夫教授相对于国有企业改革提出的，因此在探究企业自生能力的时候，我们加入了所有制性质这一控制变量，来考察制造业企业不同所有权属性对企业自生能力影响是否存着异质性。通过杜邦分析法还可以知道，一个企业获利能力情况可以通过企业融资结构来体现，融资能力不强的企业通常获利能力也较低，因此，本文将融资结构也纳入到了控制变量范畴，以平常的财务分析方法——企业负债比上所有者权益来表示。

模型中涉及的具体变量的度量方法如表1 所示。

其中，i 表示企业，t 表示年份，被解释变量roa 为企业自生能力，核心解释变量man、tran为企业的生产效率和交易效率，control 为控制变量。借鉴已有文献的做法，本文选用以下控制变量：所有制性质（own）、企业规模（size）、企业年龄（age）、企业融资结构（fin）。此外，company 为个体虚拟变量，year 为年份虚拟变量，ε 为随机误差项。为减少异方差的影响，本文对所有变量都进行了取对数处理。面板数据模型涉及固定效应与随机效应模型的选择，在实证检验过程中，本文根据Hausman 检验来确定是建立固定效应还是随机效应模型。同时，考虑到内生性的影响，本文对解释变量采用了滞后一期处理。实证分析部分所用的数据均为滞后期数据。为探讨企业交易效率对企业自生能力影响的作用机制，本文运用中介效应模型来探讨企业生产效率的提高是否能够促进交易效率对企业自生能力的提升，建立如下模型（温忠麟等，2005）：

其中方程（5）表示交易效率与企业自生能力之间的关系，方程（6）表示企业生产效率与企业交易效率之间的关系，方程（7）则为在方程（6）的基础上加入了生产效率项后，探讨生产效率、交易效率、企业自生能力三者之间的关系。

为探讨企业交易效率对国有企业的自生能力的作用力度和对民营企业的自生能力的作用力度影响，设立如下模型：

其中，此时的所有权虚拟变量，仅包括国有企业，其赋值为1。企业生产效率、交易效率与虚拟变量“国有企业”三者之间的交乘项系数正负显著用来体现国有企业和其他类型企业在企业自生能力上的强弱。

从上述文献可以知道企业的自生能力也受企业规模大小、融资结构的影响，因此，本文在基准模型的基础上加入企业规模的平方项和企业融资结构的平方项进行进一步探究，该模型如下：

（二）样本和数据

为消除行业因素对研究结论的影响，保证研究样本的连续性和研究结果的有效性。本研究以2000-2019 年A 股制造业上市公司为研究样本，剔除ST、ST*、缺少数据和年份的公司，共获得446 家公司和9 279 个有效样本观测值。分析所使用到的数据来自于国泰安数据库。以上数据采用SPSS、excel2010 和stata16 进行分析。

本文全样本数据的描述性统计如表2 所示。

从表2 可以清晰看出交易效率（tran）的最小值为-59.25，其值小于零。但对于一个公司而言，其交易效率不应该小于0，所以我们对数据进行了查证，得到交易效率小于0 的原因在于管理费用小于0，而管理费用属于企业的正常期间费用，核算企业日常生产过程中发生的各项费用支出。在正常情况下是不应该出现负数的，因此我们进一步剔除了管理费用为负的公司，一共得到429家公司8 963 个有效样本观测值。

删除之后得到的结果也是如此，考虑到小行业之间存在着差异，于是我们进一步对制造业里面的小行业进行了逐个检验，发现医药制造业的交易效率与产能回报率为负相关关系，具体表现如表3 所示。

那是什么原因导致制造业中的医药行业的交易效率与自生能力出现负相关关系呢？刘巧娜（2020）提出医药企业一直存在造假现象，通过近几年的造假医药企业来看，收入造假一直是造假的重灾区。医药行业最常见的收入造假类型是交易造假。交易造假主要是通过虚假交易达到虚增收入的目的，最常见的是通过关联方客户和隐形关联方串通合谋来虚构业务和收入费用造假。随着医疗行业的改制和两票制等制度的建立，药品价格受到管控，现象虽得到了缓解，但迫于竞争生存的压力，医疗行业财务造假、虚增销售规模的情况依旧不可小觑（张芳芳和张秋，2018;洪演和徐素波，2021）。基于上述文献观点，我们觉得医药行业大量存在回扣等侵蚀利润。回扣是一种灰色交易，不会在营业费用中体现，这样虚增了医药行业交易效率，因而导致交易效率与资产回报率呈现负相关关系。

于是我们再一步剔除医药制造业公司进行检验，结果如表4 所示。

（一）多重共线性检验

由于考虑滞后变量，调整后的样本区间为2002—2019 年，面板模型中的观测值为6 284 个。为了避免多重共线性可能带来的估计量非有效问题，首先进行多重共线性的方差膨胀因子（VIF）检验。结果表明，方差膨胀因子均值（Mean VIF）为1.15，最大值为1.25，远远小于10 的经验规则。因此，在这里，我们不必担心存在多重共线性问题（慕晶晶和陈琪，2012）。

（二）面板模型检验

面板模型有混合模型、固定效应模型和随机效应模型三种类型。为了比较不同模型下的回归结果，分别进行混合模型、固定效应模型和随机效应模型回归。根据回归结果来看，方差中来自于个体效应的占比较高，说明混合模型不太适合。进一步进行Hausman 检验以确定选取固定效应模型还是随机效应模型。Hausman 检验的Chi‑square 为3.71，概率值为0.715 6。可以看出P 值远远大于10%，说明Hausman 检验结果应该是选择固定效应模型是最有效的。且通过固定效应模型可以在模型使用滯后项的基础上更进一步降低内生性问题。因此，本文在内生性问题处理上是比较可信的。

（三）交易效率能够增强企业的自生能力

表6 的回归结果显示，第（1）列为当期交易效率对企业自生能力的影响，估计系数在1%的显著水平上显著正相关。第（2）列为当期加入控制变量后交易效率对企业自生能力的影响，估计系数在1%的显著水平上也显著正相关。第（3）列为滞后期交易效率对企业自生能力的影响，估计系数在1%的显著水平上显著正相关。第（4）列为滞后期加入控制变量后交易效率对企业自生能力的影响，估计系数在1%的显著水平上也显著正相关。均表明企业的交易效率提高能够促进企业自生能力的提升，交易效率越高，对于企业自生能力的促进作用越强。即从上述可得，企业的交易效率提高能够增强企业的自生能力。控制变量的估计结果显示，企业规模对企业的自生能力有正向作用，而企业性质、企业融资结构对企业自生能力则有着显著的负向作用，企业的年龄对企业自生能力也是负向作用。

（四）生产效率能够增强企业的自生能力

表7 的回归结果显示，第（1）列为当期生产效率对企业自生能力的影响，估计系数在1%的显著性水平下显著为正。第（2）列为当期加入控制变量后生产效率对企业自生能力的影响，估计系数在1%的显著性水平下也显著为正。第（3）列为滞后期生产效率对企业自生能力的影响，估计系数在1%的显著性水平下显著为正。第（4）列为滞后期加入控制变量后生产效率对企业自生能力的影响，估计系数在1%的显著性水平下也显著为正。均表明企业的生产效率提高能够提升企业的自生能力，企业的生产效率越高，对于企业自生能力的促进作用就越强。即从上述可得，企业的生产效率提高能够增强企业的自生能力。控制变量的估计结果显示，生产效率与交易效率对自生能力的情况一致，便不再赘述。

表8 为基准模型的回归结果。第（1）、（2）列为交易效率对企业自生能力的影响，第（3）、（4）列为生产效率对企业自生能力的影响，结果显示：企业的交易效率、生产效率分别提高都能够促进企业自生能力的提升，交易效率越高，对于企业自生能力的促进作用越强。生产效率越高，对于企业自生能力的促进作用越强。此外，本文还考察了交易效率与生产效率两者结合起来对企业自生能力的影响，估计结果见表8 第（5）列。结果表明，交易效率与生产效率两者的结合对企业自生能力均有显著的正向作用，企业的交易效率越高、生产效率越高，对于企业的自生能力的激励就越有效。即交易效率与生产效率两者的结合对企业自生能力有显著的正向作用。控制变量的估计结果也与假设一、假设二结果一致。

但事实是否真的如此？我们进一步进行了验证。

表9 的第（1）列为企业自生能力（Roa）的回归结果，核心解释变量为企业交易效率，结果显示企业的交易效率对企业自生能力有显著的正向作用。第（2）列则探究企业生产效率与企业交易效率之间的关系，被解释变量为企业生产效率，核心解释变量为企业交易效率，结果显示企业的交易效率对企业的生产效率有显著的促进作用。第（3）列为在第（1）列的基础上添加了生产效率变量，结果显示，交易效率系数在1%的显著性水平下显著为正，说明交易效率越高，能够给予企业更大的自生能力。究其原因，交易效率高的企业，能推动企业的生产效率提高，企业会更加注重自生能力的提升，以此寻求企业的生存和突破。这可以从中介模型中，企业生产效率和企业交易效率的系数较之前的第（1）列变小得到验证。第（4）列为在第（3）列的基础上添加了交易效率与生产效率的交互项，结果显示，交易效率与生产效率的交互项是显著的，说明交易效率对企业自生能力的效应还受到生产效率的影响，即联动效应。第（3）、第（4）列的结果均显示，生产效率在其中充当了部分中介效应作用。

李周、李劼和周轶韬（2020）指出国有企业具有行政色彩。第一，国有企业有行政级别，高级管理人员最希望的是行政职务的晋升。第二，国有企业的部分资源来自国家配给，虽然这部分资源所占的比例越来越小。第三，企业的决策是以政府的政策为导向的，市场和政策的变化往往被视为决策失误的原因。第四，管理层轮换与专业技能的关系不强。其次，国有企业的资产负债率显著高于非国有企业。1997 年，国有企业资产负债率接近65%，2004-2013 年降至57%-58%，2014 年政府“去杠杆”政策的实施使资产负债率持续下降，然而，近两年来，随着国有企业信心的扩大，国有企业资产负债率偏高的问题再次凸显。截至2018 年底，国有企业资产负债率高达64.84%，占全部非金融企业部门债务规模的70%以上。再次是政策性负担重。张辉等人发现，国有企业作为政府宏观调控的稳定器，仍然承担着更多的社会责任。因此，在促进国有企业自生能力方面，交易效率弱于非国有企业。从上述输出结果也可知，企业的交易效率对企业自生能力的影响与企业的所有制性质有关，因此我们进一步进行了验证。

表10 为在基准模型的基础上加入了企业生产效率、企业交易效率与企业所有制性质交互项后的回归结果。第（4）列结果显示，企业生产效率、企业交易效率与国有企业的交互项在1%的显著性水平下显著为负，证明国有企业的自生能力显著弱于民营企业的自生能力。

那么，是由于什么原因导致国有企业的自生能力显著弱于民营企业的自生能力呢？根据新结构经济学理论，王勇（2021）首次提出，2001 年中国加入世界贸易组织以后，逐渐形成一个重要的宏观结构特点，即垂直结构。他提出产业可分为上、下游产业。上游的产业主要是生产中间产品与提供中间服务、原材料的产业，比如机械、能源、黑色金属、电子等，其所服务的客户主要是企业，而不是个人。而下游产业的客户直接是消费者，包括消费性的制造业，如矿泉水、书包、铅笔等的生产。从中国的产业分布比重来看，我国国有企业大多集中在上游产业，下游产业主要是民营企业。上游产业通常不加歧视地销售原材料，企业没有定价权。下游产业则是直接面向消费者的，而消费者不是专业买家，因此与企业用户相比，他们对产品定价不太敏感。下游企业关注消费者的需求、品牌、渠道以及行业的成长性，强势品牌容易获得品牌溢价，加上如果行业增长的上限很高，路将会走得很长，这就会導致非国有企业的自生能力很强。

从国有企业和非国有企业的性质来看，国有企业的控股股东是国家，而非国有企业的控股股东是指其他非国家投资者，如个人、家庭、外资企业等。非国有企业的目标非常明确，成立企业的目的是为了盈利，因此，企业的最终目标是利益和价值最大化。而国有企业除了盈利之外，还应该承担一定的社会责任，这就决定了国有企业的目标不能是利润最大化和企业价值最大化。两类企业控股股东的身份不同，决定了两类企业的最终目标不同，从而也就决定了两类企业自身发展情况不同。非国有企业更具有灵活性，应变能力强，适应于竞争激烈的市场经济，及时做好调整，赚取最大的利润，极大地创造了市场活力，拉动了经济发展。对于国有企业来说，要贯彻国家经济政策，承担国家经济调节职能。对于一些重要的行业和产品，即便不盈利，国家也需要投资兴办企业。当经营能够盈利或者利润率高的时候，老百姓愿意投资，国家可以减少投资或者退出这些领域。因此，国有企业的生存能力弱于非国有企业。

基于林毅夫（2010）观点，国有企业的主要责任是实施国家发展战略，由于政府给予的政策负担，国有企业的生存能力减弱，难以与其他所有制企业竞争。政府保护国有企业的实质是为其承担的政策性负担买单。受政府保护的企业可以是国有企业，也可以是非国有企业。然而，一些发展中国家对非国有企业施加政策负担，并对其加以保护。因此，国有企业的生存能力弱于非国有企业。

一方面，所有企业都有固定成本，租用场地和设备的租金、固定资产的折旧和维护费用、人员薪酬的固定部分、对企业进行投资所放弃的利息等都是企业需要承担的固定成本。另一方面，生产的产品和服务的数量越多，最终分到单位产品和服务的固定成本就越低，但是企业规模并非越大越好，随着人员、部门和层级数量的增加，监督、协调等方面的管理难度会不断加大，对企业的效率和成本造成不利影响，导致企业的交易效率对企业自生能力的促进作用，与企业的规模大小呈现一个倒U 型关系。

与此同时，对于企业而言，保持合理的融资结构有利于提高企业价值。债务融资能够给企业带来财务杠杆收益和节税收益，当总资产息税前利润率大于债务成本率时，企业进行债务融资，可以获得财务杠杆收益，提高企业价值;企业进行债务融资可以带来节税收益，提高企业价值。但随着债务融资的增长，企业面临的财务风险就会增大，进而使企业陷入财务危机及破产。

因此，我们进一步加入了企业规模二次项和企业融资规模二次项进行验证：交易效率对企业自生能力的促进作用与企业的规模大小和企业的融资结构是否呈现一个倒U 型或正U 型关系。

表11 第（4）列为在基准模型的基础上加入了企业规模平方项后的回归结果。结果表明，企业自生能力与企业规模的一次项正相关，与企业规模的平方项负相关，即典型的倒U 型关系。第（5）列为在基准模型的基础上加入了企业融资结构平方项后的回归结果。结果表明，企业自生能力与企业融资结构的一次项负相关，与企业融资结构的平方项正相关，即典型的正U 型关系。平方项显著就一定意味着存在U 型关系吗？事实是否真的如此？

常规来说，在大多数试图识别U 型关系的实证中，研究人员会在一个标准的线性回归模型中加入一个非线性项。如果这一项是显著的，并且估计的极值点在数据范围内，则认为存在U 型关系。然而，Lind and Mehlum（2010）在2010 年认为，这一标准过于薄弱。当真正的关系是凸而单调时，模型估计将错误地产生一个极值点和U 型关系。对U 型的测试比较复杂，因为原假设要求在区间的左右两边是单调是相反的。对于这个复合的原假设，标准的测试方法不再适用。于是他便借鉴 Sasabuschi（1980）开发的通用框架，来测试两变量间是否存在U 型或倒U 型关系，并且利用这个检验原理编写了utest 检验命令。utest 提供了一个U 型（或倒U 型）关系在一个区间上存在与否的精确测试。本文也借鉴此方法来检验企业自生能力是否与企业规模呈现一个倒U型关系。输出结果具体如表12 所示。

可以看出，计算出的极值点为2.29，最大值为2.40。可知，检验出的“极值点”在数据范围内，并在5%的统计水平上显著，因此此时应该拒绝原假设。同时，结果中的Slope 在区间里存在负号，所以我们可以认为企业自生能力与企业规模存在倒U 型关系。即企业发展存在规模效益，是指企业在前期生产规模扩大的时候，能引起经济效益增加的现象，但企业的生产规模一旦扩大到一定规模以上，就可能产生规模效应递减的现象。

六、稳健性检验

上述计量经济分析表明，生产效率和交易效率对企业自生能力有显著影响，交易效率的提高可以促进生产效率的提高，增强企业自生能力，提高企业的发展水平，国有企业自生能力弱于非国有企业，企业规模与自生能力呈倒U 型关系，企业融资规模与自生能力呈正U 型关系。为了考察计量模型结果的稳健性，本文通过使用企业存货周转率（用企业营业成本除以企业平均存货余额表示）替代企业交易效率、用2007-2019 年制造业上市公司的数据替换本文之前的原始样本数据，对本文之前的假设进行稳健性检验（李青原和肖泽华，2020）。

（一）替换变量稳健性检验

如表13 所示，稳健性检验的回归结果显示：第（1）列为当期存货周转率、生产效率对企业自生能力的回归结果。第（2）列为滞后期只加入存货周转率和控制变量的结果，第（3）列为滞后期企业存货周转率对企业生产效率影响的回归结果，第（4）列为同时加入滞后期存货周转率、生产效率后的回归结果，第（5）列为在此基础上加入规模平方项后的回归结果，第（6）列为在基准模型上加入企业融资结构平方项后的回归结果，第（7）列为国有企业与企业自生能力的回归结果。从表中可以看出：得到的结果均与之前的结果一致，因此证明生产效率作为中介变量，企业规模与企业自生能力呈现倒U 型关系，企业融资规模与企业自生能力呈现正U 型关系，国有企业的自生能力弱于非国有企业的模型具有稳健性，不存在误设问题，系数的估计结果是可靠的。

（二）变换样本稳健性检验

如表14 所示，稳健性检验的回归结果显示：第（1）列为当期交易效率、生产效率对企业自生能力的回归结果。第（2）列为滞后期只加入交易效率和控制变量的结果，第（3）列为滞后期企业交易效率对企业生产效率影响的回归结果，第（4）列为同时加入滞后期交易效率、生产效率后的回归结果，第（5）列为在此基础上加入规模平方项后的回归结果，第（6）列为在基准模型上加入企业融资结构平方项后的回归结果，第（7）列为国有企业与企业自生能力的回归结果。从表中可以看出：虽然企业的交易效率项变得不显著，但符号与之前的结果一致，即经济含义没变。其他项的结果均与之前的结果一致，因此证明生产效率作为中介变量，企业规模与企业自生能力呈现倒U 型关系，企业融资规模与企业自生能力呈现正U 型关系，国有企业的自生能力弱于非国有企业的模型具有稳健性，不存在误设问题，系数的估计结果是可靠的。

七、结论与启示

本文利用2000-2019 年我国制造业上市公司数据研究企业生产效率、交易效率变化与企业自生能力三者之间的关系，考察了生产效率的中介影响及其作用机制，以及企业所有制的调节效率，得出三个结论：一是企业交易效率通过生产效率的部分中介效应可以促进企业自生能力的提高，即提高生产效率是交易效率促进企业自生能力增强的一个路径。二是相对于国有和非国有企业，生产效率与交易效率的提高对非国有企业的自生能力调节效应更大。三是相对于企业规模而言，生产效率和交易效率的提高对企业发展初期的自生能力有较大的促进作用，但达到一定规模后，生产效率和交易效率的提高会对企业的自生能力产生效率递减影响。

基于以上结论，本文得到以下政策启示：一是积极推进企业高效运营。对于制造业来说，生产管理是所有环节中最重要的，需要加强企业以固定资产为代表的产能投资的预期管理和选择有效市場释放出来的具有比较优势的生产设备，而不盲目扩大和选择最先进的生产方式来提升产能的利用效率。二是在促进企业自生能力方面，生产效率提高也应着眼于有效提高交易效率，充分释放交易效率，扩大市场占有率。所以要充分利用交易环节，解决供应质量不稳定、交货合格率低、订单波动大、库存大、结算不畅等问题。三是在企业发展过程中要随时注意自己的发展规模，需要做到生产效率、交易效率与企业基于大数据为核心的数字化管理协同发展，破解大规模企业内部管理病对自生能力的侵害。