自由贸易试验区设立是否促进了中国民营企业生产率增长?

赵家章,苏二豆,施苏娜

(1.首都经济贸易大学 经济学院,北京 100070;2.上海财经大学 商学院,上海 200433)

一、引言

自由贸易试验区(以下简称“自贸试验区”)是中国提高开放型经济水平的“试验田”。所谓自贸试验区,主要指政府为推进自由贸易和经济发展而在特定区域内采取的特殊政策措施,其核心任务是制度创新,通过对标国际高标准经贸规则,在全国率先探索试验一批基础性、根本性改革,最终引领中国经济高质量发展。目前,中国自贸试验区已在投资管理、政府职能转变等方面进行了大胆的制度创新尝试,取得了显著成效,为我国企业尤其是在实践中长期面临着较高制度壁垒的民营企业提供了发展机遇。

民营经济是推动我国经济社会发展的中坚力量,在增加税收、吸纳就业、促进创新等方面发挥着至关重要的作用。(1)2018年11月,习近平总书记在民营企业座谈会上用“具有‘五六七八九’的特征”来高度评价民营经济的地位与作用。“五六七八九”是指民营经济贡献了50%以上的税收,60%以上的国内生产总值,70%以上的技术创新成果,80%以上的城镇劳动就业,90%以上的新增企业数量。改革开放以来,我国民营经济快速发展。截至2021年底,我国民营企业数量达到4.46千万户,占全部企业数的比例高达92%。(2)资料来源:全国工商联发布的《中国民营企业社会责任报告(2022)》。在经济面临转型攻坚的当下,民营企业的重要地位得到了政府的普遍关注。2022年政府工作报告强调,要持续改善营商环境,支持民营企业健康发展;“十四五”规划和2035年远景目标纲要也明确表示,要培育更有活力、创造力和竞争力的市场主体,促进民营企业高质量发展。但是,长期以来,我国民营企业在市场准入、项目竞标、信贷融资等诸多方面常常面临着比国有企业更严苛的标准,更复杂的审批、备案等各项手续。冗长的等待时间、繁琐的办事流程引致的高昂交易成本对营运资本原本就有限的民营企业而言无疑是一个沉重的负担。而作为我国新时代改革开放的新高地,自贸试验区通过一系列制度创新,如开展以“单一窗口”为核心的“一口受理”模式、推出“互联网+”政务服务、深入推进“多证合一”审批制度改革等,显著优化了民营企业发展的外部环境,突破了长期以来禁锢我国民营企业发展的体制机制障碍,对提振民营企业信心、激发民营企业活力和创造力有重要作用。考虑到在国内外风险挑战加剧的背景下,全力提升全要素生产率是保持中国经济持续稳定健康增长的关键以及民营经济在我国国民经济中的重要作用,本文将基于微观企业层面数据,系统探讨自贸试验区设立对中国民营企业生产率增长的影响。

实际上,自贸试验区政策自实施以来便得到了学界的广泛关注,相关研究主要有两类:一类是定性讨论了自贸试验区设立的理念、功能定位、制度创新成果以及面临的机遇与挑战等。另一类重点考察了自贸试验区设立对实体经济的影响,在宏观层面主要涉及对区域经济增长、资本流动、货物进出口、产业结构升级等方面的作用;微观层面的研究较少,为数不多的文献考察了对企业技术创新、出口产品质量等的影响。这些研究对于我们理解自贸试验区设立的成效无疑具有重要作用,但遗憾的是,鲜有文献立足于民营企业的视角对自贸试验区设立的经济效应展开深入分析。尽管王铁山和张青(2020)[1]已初步意识到了自贸试验区设立对我国民营企业高质量发展的重要作用,但仅局限于定性的梳理和描述,并未构建合适的计量模型量化分析自贸试验区设立对民营企业全要素生产率的影响大小与作用途径,无法全面地揭示自贸试验区设立究竟是如何驱动民营企业生产率变化的。

本文以自贸试验区设立为切入点,深入剖析其对民营企业生产率的影响与作用机制,边际贡献体现在:第一,将研究视角由全域企业向民营企业细化,实现自贸试验区设立与民营企业之间的研究断点链接。正如前文所述,现有文献基于不同视角探讨了自贸试验区对实体经济产生的影响,有益于深刻理解自贸试验区在促进我国对外开放与经济转型升级方面发挥的作用。但是分析自贸试验区对微观企业特别是民营企业影响的文献相对较少。自20世纪80年代开始,中国持续推进渐进式改革,培育了多种经济主体,不同经济主体的行为方式不同。自贸试验区建设重在打造市场化、便利化的国际一流营商环境,其对偏向于市场化导向、经济决策也更趋市场化的民营企业这种特定市场主体的影响相对更大。因此,专注于民营企业展开的研究有利于更精准地评估自贸试验区的设立成效,对下一步如何完善自贸试验区建设具有一定的参考价值。第二,本文以制度创新为切入点,从政府职能转变和扩大开放两个视角,打开了自贸试验区设立影响民营企业发展的机制“黑箱”,厘清了两者之间的内在逻辑关系,并从企业特征、地区特征等多个维度考察了自贸试验区设立对民营企业生产率增长的异质性影响效应,深化了对自贸试验区设立与当地企业成长关系的认识。

二、制度背景与理论分析

(一)制度背景

为应对国际经贸规则变迁、把握对外开放主动权,我国政府于2013年开始设立自贸试验区。自贸试验区设立的目的在于打造各具特色的对外开放试验田,以期形成可面向全国复制推广的制度创新成果,实现以开放促发展的目标。其核心任务是制度创新,即打破原有的制度均衡,通过变更组织与外部环境之间的相互关系以激发人们的创造性与积极性,进而为一国经济发展注入新动力。实际上,在改革开放之后我国便建立了一系列经济功能区(如经济特区、开发区等)以开展制度创新,但这些制度创新主要源于区域性政策试验,主要包括“基层自发探索—筛选先进典型—出台试点方案—多地开展试点—推广试点经验—制定适用于全国的政策”六个阶段,其特点是,在初始阶段并没有设定具体目标,只有遇到制度障碍时才找寻改革措施,长期处于“摸着石头过河”的状态[2]。与之不同,自贸试验区开展的制度创新具有非常明确的目标、定位、任务等,是一种在国家顶层设计下推动进行的以开放倒逼改革(如以贸易清单管理倒逼贸易便利与监管改革)的机制,致力于加快促进政府职能转变、流程再造、监管创新等,可通过调整生产关系中无法与生产力相适应、上层建筑中无法与经济基础相适应的环节,实现社会生产力的进一步解放与发展。

自2013年我国第一个自由贸易试验区——中国(上海)自由贸易试验区挂牌成立以来,我国已相继部署设立六个批次21个自贸试验区,图1展示了我国自贸试验区设立进程。从区域分布看,21个自贸试验区目前有序地分布在华东、华南、华北、东北、西南地区,已形成陆海统筹、从南到北广泛覆盖的雁阵格局。从试验内容看,我国自贸试验区一方面持续跟踪世界投资贸易最前沿的规则变动,主动对接RCEP、CPTPP、DEPA等高标准国际经贸规则,不断加大对外开放压力测试力度;另一方面,以制度创新为核心持续推进改革,切实增强改革的系统性、整体性、协同性和时效性,加快政府职能转变,使政府由过去的管理型转变为现代服务型。从设立成果上看,截至2023年8月,21个自贸试验区已累计向全国复制推广302项制度创新成果,充分发挥了改革开放“试验田”的作用,带动了全国更高水平开放型经济新体制的构建。

图1 中国自由贸易试验区设立进程

(二)理论分析

结合自贸试验区制度创新成效及相关文献,本文认为,自贸试验区设立后推出的各项制度创新对民营企业全要素生产率可能有如下正反两个方面的影响。

一方面,自贸试验区在政府职能转变以及投资便利化等方面进行的一系列制度创新能为民营企业生产率增长提供有利环境,进而促进其生产率的提升。第一,从交易成本的角度看,自贸试验区在“放管服”方面形成的一大批制度创新成果带来的事务审批时间缩短、通关效率提高与收费标准透明化能够降低企业的制度性交易成本、减轻民营企业负担,使我国民营企业能够将更多的资金和时间投入到生产与创新活动中,进而提升其生产率[3]。作为“放管服”改革的重要抓手,自贸试验区积极推动政府职能转变,不断深化简政放权、放管结合、优化服务改革,通过缩短事务审批时间而降低了企业的制度性交易成本。如各自贸试验区先后推行“先照后证”“多证合一”“一口受理”“容缺后补”“智能办税”等现代商事制度改革;加快推进“互联网+”政务服务,实现“一网通办”“最多跑一次”等,持续提升政务服务水平。通过在审批环节、时间、材料等方面做减法,达成企业“高效办成一件事”的诉求。不仅如此,各自贸试验区还大力推行公开透明的收费标准,减少了官员寻租行为的发生。(3)例如,陕西自由贸易试验区在其管理办法中强调,除法律、法规或国务院规定外,任何单位不得设置对自由贸易试验区企业的检查和评比项目。第二,从技术溢出的角度看,自贸试验区通过打造市场化、法治化、国际化的营商环境,吸引了大批外资企业入驻,由于外资企业往往具有先进的生产技术和管理经验,其大规模流入将可能产生较强的技术溢出效应,进而促进民营企业生产率的提升。根据制度导向的区位选择理论,一国或地区对外商投资的政策态度是影响投资国是否来本地投资的重要因素。自贸试验区在全国范围内率先实行外商投资准入前国民待遇加负面清单管理制度,为外资企业提供了广阔的发展空间。2022年,我国21个自由贸易试验区共吸收外资2225.2亿元,占全国的18.1%。(4)资料来源:《中国自由贸易试验区发展报告(2023)》。具备较高技术水平的外资企业可能通过示范效应、人员流动、深化分工等方式推动我国民营企业全要素生产率增长。何洁(2000)[4]发现外商直接投资对内资企业的正向技术溢出效应真实存在,并且该效应随着我国对外开放程度的不断提高而增强。李磊等(2018)[5]、诸竹君等(2020)[6]的研究也表明外商直接投资能够通过技术溢出效应对东道国企业创新等行为产生正向影响。张海洋和刘海云(2004)[7]发现相比于国有企业,外商投资对民营企业而言收益更大。

另一方面,自贸试验区设立后引致的外商直接投资的大规模流入可能对东道国本土企业产生“挤出效应”,从而抑制其生产率增长。同时,东道国企业有限的吸收能力以及外资企业对核心技术的封锁也可能限制外商直接投资“技术溢出效应”的发挥。具体而言:第一,从市场竞争的角度看,外资企业进入会在一定程度上加剧东道国行业内市场竞争,挤占内资企业的市场份额[8],挤压其生存空间,给我国企业特别是民营企业带来较大的生存压力,使得部分企业主动缩减经营规模甚至退出市场[9],这无疑阻碍了民营企业生产率的增长。第二,从吸收能力的角度看,既有研究表明,外商投资对东道国企业的正向技术溢出效应会受到东道国企业吸收能力的限制[10][11]。当内外资企业的技术差距较小时,溢出效应更容易产生[12][13]。我国企业正处于转型升级阶段,创新能力偏低,与外资企业相比仍存在一定差距。尤其是民营企业,发展空间有限,发展时间短、规模小、创新基础薄弱[14]。这些因素导致我国民营企业技术吸收能力相对不足,从而阻碍了民营企业对外资企业前沿生产技术的模仿与学习。第三,从技术保护的角度看,企业的决策往往具有强烈的利益取向,为维持自身的市场份额,外资企业会尽力对其技术尤其是核心技术进行保护,以避免被同行业企业模仿[15][16],这使得我国民营企业难以从外资企业中学习到先进技术和管理经验,不利于民营企业生产率的增长。

综上可知,自贸试验区设立对我国民营企业生产率的影响方向是不确定的,需要进行验证。图2展示了自贸试验区设立影响民营企业生产率的传导机制,我们将构建计量模型对自贸试验区设立与民营企业生产率之间的关系展开细致分析。

图2 自贸试验区设立影响民营企业生产率的传导机制

图3 平行趋势检验

三、研究设计

(一)模型构建

实证部分旨在揭示自贸试验区设立与民营企业生产率之间的因果联系。考虑到我国各批次自贸试验区的设立时间存在差异,本文将采用渐进式双重差分法(Difference in Difference,DID)来评估自贸试验区设立对民营企业全要素生产率的具体影响。我们将设立了自贸试验区的地级市作为处理组,将没有设立自贸试验区的地级市作为对照组。然后基于双重差分法比较两组辖区内民营企业在自贸试验区设立前后全要素生产率的变化。由于双重差分法需要满足随机性假设,即各地级市是否设立自贸试验区应是随机决定的,否则可能导致结果产生偏差。因此,后文中我们对数据进行了平行趋势假设检验。具体估计模型如下:

(1)

其中,下标i代表企业,c代表地级市,t代表年份。TFPcit是本文的因变量,代表处于城市c中的民营企业i在年份t的全要素生产率。Treat表示c城市是否设立了自贸试验区的二元虚拟变量,如果设立了自贸试验区,则Treat取1,若从未设立过自贸试验区,则Treat取0。Post=0和Post=1分别表示城市c设立自贸试验区前、后年份。交叉项Treat×Postct的估计系数β刻画了自贸试验区设立对民营企业全要素生产率的因果效应。若β>0,则意味着在设立自贸试验区前后,处于处理组辖区内民营企业生产率的增长幅度高于对照组辖区内企业,即自贸试验区设立提升了民营企业全要素生产率水平。Xcit为一系列控制变量向量,主要包括企业规模(Size)、企业成熟度(Age)、政府补贴(Subsidy)、研发投入(RD)、企业价值(Tobin’s Q)、营运资本(WCap)、财务费用率(FErate)、资产负债率(ALratio)、人力资本(Labor)等。μc和μt分别为城市和时间固定效应,εcit是随机扰动项。为缓解可能存在的序列相关问题,本文主要回归结果在城市层面进行了标准误差的聚类调整。

(二)变量设定

1.被解释变量:企业全要素生产率(TFP)

全要素生产率常采用的测算方法有Olley-Pakes法(简称OP法)和Levinsohn-Petrin法(简称LP法)。其中,OP法假定投资是生产率的单调增函数,这就意味着大量投资额为0的观测值会被舍弃。有鉴于此,本文采取LP方法测算民营企业全要素生产率,这种方法以中间投入作为代理变量,假定中间投入是生产率的增函数,在一定程度上能够减少数据损失问题。

测算生产率过程中涉及如下指标:(1)资本投入,使用企业实际固定资本存量来衡量,(5)本文将出现企业数据的最小年份所对应的固定资产净值看作初始资本存量,当期投资(Iit)以该年固定资产净值与上一年固定资产净值之差来衡量,并用各省固定资产投资价格指数进行平减。代入公式Kit=Kit-1+Iit,其中Kit与Kit-1分别表示企业当期和上一期的实际固定资本存量。并使用固定资产投资价格指数进行平减。(2)劳动投入,使用上市企业的职工人数来测算。(3)中间投入,计算公式为:中间投入=营业成本+诸费用(销售费用+财务费用+管理费用)-劳动报酬(支付给职工以及为职工支付的现金)-固定资产折旧,并使用GDP平减指数进行平减。(4)实际产出,为了减少误差,本文采用收入法与产出法测算的均值来核算,并采用各省的工业品出厂价格指数进行平减。其中,产出法计算增加值=营业收入-中间投入,收入法计算增加值=固定资产折旧+劳动报酬+营业税金及附加+营业利润。需要说明的是,各平减指数数据均来自中经网统计数据库,且各变量均取自然对数的形式。

2.核心解释变量:自贸试验区设立(Treat×Post)

本文借鉴蒋灵多等(2021)[17]的思路,以各自贸试验区实施片区所在城市作为分组依据进行研究,上海、天津、重庆和北京四个自贸试验区的不同片区所对应的城市均为直辖市本身。Treat用于识别自贸试验区实施片区所在的城市,若某民营企业所在城市为自贸试验区实施片区所在城市,则将Treat赋值为1,反之赋值为0。Post用于识别自贸试验区的设立年份,对设立之前的年份Post取值为0,设立之后的年份Post取值为1,对于自贸试验区设立当年,本文采取当年该城市受自贸试验区政策冲击的月份占全年的比例对Post进行赋值。比如,中国(天津)自由贸易试验区于2015年4月设立,那么其在当年受政策冲击的月份数便为4月至12月合计9个月,据此,本文将2015年处于天津的民营企业的Post赋值为3/4,其他自贸试验区片区城市依此类推。同时,本文将2013年设置为对照组样本的统一政策冲击时间,即将对照组2013年以及之后的年份的Post设为1,2013年之前年份的Post设为0。

3.控制变量

控制变量的衡量方式如下:企业规模(Size)采用企业期末总资产的对数值来衡量;企业成熟度(Age)用企业年龄衡量,企业年龄从企业成立年份算起;政府补贴(Subsidy)使用企业在该年接受的政府补贴金额与期末总资产之比表示;研发投入(RD)采用企业当年研发费用的自然对数表示;企业价值(Tobin’s Q)采用企业的市场价值与总资产账面价值的比值表示;营运资本(WCap)采用企业营运资本的自然对数来衡量;财务费用率(FErate)采用企业财务费用与营业收入的比值表示;资产负债率(ALratio)采用企业负债总额与资产总额比值的百分比表示;人力资本(Labor)使用企业年末员工总数的自然对数来衡量。

(三)数据来源与数据处理

本文以2007—2019年中国A股民营上市企业为研究样本,主要采用以下数据:第一套是中国民营企业的基本信息与财务数据,来源于Wind数据库和CSMAR数据库;第二套是中国各地级市设立自贸试验区的详细数据,依据国家相关政策文件手动整理。为了确保数据的准确性,本文参照既有文献的通行做法,剔除了金融行业、净利润率大于100%、资产负债率在0%～100%范围外(财务指标存在明显异常)、成立月份小于1或大于12(成立时间无效)、关键变量缺失,以及在样本期内标注了ST、*ST、PT的企业样本。最终获得1561家民营企业、8213条观测值。其中,处理组企业713家,对照组企业848家。为减少极端值对估计结果的干扰,本文对主要连续型变量进行了1%和99%水平上的缩尾处理。

需要注意的是,考虑到本文的样本研究范围为2007—2019年,因此我国在2020年9月新设立的北京、湖南、安徽三个自贸试验区以及浙江自贸试验区新扩张的宁波片区、杭州片区和金义片区三个片区并没有被囊括在研究范围内。在后文的回归分析中,本文将上述新设立的自贸试验区片区城市所涉及的民营企业纳入对照组进行处理。在后续稳健性检验中,我们将这些片区城市所涉及的样本剔除后重新进行估计,以验证结论的可靠性。各变量的描述性统计结果见表1。

表1 主要变量的描述性统计

四、回归结果及分析

(一)基准回归

表2汇报了“自贸试验区设立—民营企业生产率”关系的基准检验结果。在基准估计中,我们采取了逐步加入固定效应和控制变量的递进式估计策略。其中,第(1)、(2)列依次加入了城市、时间固定效应,结果显示,核心解释变量Treat×Post的估计系数显著为正,初步表明与处于对照组辖区内的民营企业相比,处于处理组辖区内的民营企业在自贸试验区设立后,生产率实现了更大幅度的增长,即自贸试验区设立对民营企业生产率存在正向影响。在此基础上,第(3)至(5)列逐步纳入了控制变量。不难发现,核心解释变量Treat×Post的估计系数值尽管有所下降,但符号依旧为正,且均在1%水平上显著,再次表明自贸试验区设立引致了民营企业生产率增长。从估计系数值的大小来看,以第(5)列最为完整的回归结果为例,自贸试验区设立使得民营企业生产率提高了约6.9个百分点。

表2 基准回归结果

(二)双重差分法设定的有效性检验

1.平行趋势检验与动态效应估计

使用双重差分法进行估计的重要前提假定是,在外部冲击发生前(即自贸试验区设立前的情况)处理组和对照组辖区内民营企业应有一致的全要素生产率变化趋势,即平行趋势假定。本文采取事件研究法检验这一假定,具体而言,我们将模型(1)中的Post进行了替换,扩展后的DID模型如式(2)所示:

(2)

2.安慰剂检验

首先,置换虚假的政策发生时间。基于安慰剂检验的反事实思想,本文借鉴既有文献的做法[18],将政策冲击时间前推4年,即假设第一批自贸试验区的设立时间从2013年变为2009年,其余批次依此类推,构建新指标Treat×Postnew并回归。如果Treat×Postnew的估计系数仍旧显著为正,则说明我国民营企业全要素生产率的增长并不是由自贸试验区设立所带来的,因为在未引入这项制度创新的地区或年份,民营企业生产率也出现了提升。表3第(1)列汇报了估计结果。其次,仅使用自贸试验区设立之前的样本对变量Treat进行回归。内在逻辑是在各地级市都没有建立自贸试验区之前,处理组和对照组两组样本的民营企业在生产率上不应该有明显差异,否则表明可能存在其他方面因素影响民营企业生产率。回归结果汇报于表3的第(2)列。上述估计结果证明,民营企业全要素生产率的提升确实是由自贸试验区设立引起的,基准结论稳健。

表3 DID估计有效性检验:安慰剂检验和产业时间趋势

3.控制产业时间趋势

民营企业的全要素生产率可能受其所在行业未被观测到的产业特定因素影响。对此,本文借鉴Liu和Qiu(2016)[19]的思路,将产业时间趋势项(即γj×t,j表示上市企业所属行业)作为额外的控制变量加入DID模型进行估计。表3第(3)列的估计结果显示,在对产业时间趋势进行控制后,Treat×Post的估计系数仍旧显著,本文结论可靠。

(三)稳健性检验

为了验证基准结论的稳健性,本文还进行了如下检验:其一,排除重大金融冲击事件的影响。民营企业的全要素生产率同全球范围内的重大金融冲击事件存在一定关联,(7)例如,在某重大金融冲击发生之后,民营企业可能会面临业务量大幅缩减、成本上升以及资金流断裂的局面。如果不考虑这些因素将可能引致回归结果有偏。在本文的研究时间区间内存在2008年的国际金融危机和2015年的中国股市剧烈波动两个重大金融冲击事件。参照吴非等(2021)[20]的思路,本文对金融冲击因素予以剔除。(8)首先,排除国际金融危机的影响,我们剔除了金融危机当年(2008年)与之后一年(2009年),使用剩余样本重新进行估计;其次,排除中国股市剧烈波动的影响,剔除2015年和2016年的样本进行回归检验;最后,同时排除国际金融危机和股市剧烈波动的影响,即同时剔除2008—2009年及2015—2016年的样本进行检验。其三,排除2020年设立自贸试验区样本的干扰。在基准回归中,我们将2020年新设立的自贸试验区所涉及的民营企业样本纳入对照组进行处理,考虑到自贸试验区设立之前的各项准备工作也可能会影响民营企业生产率,为了排除这类因素的干扰,我们将2020年9月新设立的北京、湖南、安徽三个自贸试验区以及浙江自贸试验区中新扩张的宁波片区、杭州片区和金义片区所涉及的片城市样本剔除后重新进行估计。其四,更换聚类层级。我们将模型标准误差在更小的层面即企业个体层面进行聚类调整。表4汇报了上述稳健性检验的回归结果,均表明本文基准结论稳健。

表4 稳健性检验

(四)异质性检验

前文基准回归得出的是自贸试验区设立对民营企业全要素生产率的平均影响。接下来我们将结合中国现实情境,从多维角度考察自贸试验区设立对民营企业全要素生产率的异质性影响效应。

1.区分企业特征:高管团队稳定程度

企业生产技术革新决策与高管团队的稳定程度有关。根据经济人假说,提升企业生产技术活动的决策需要高管在私人成本(如花费更多的精力、面临更大的风险等)与私人收益(如得到更多报酬、赢得更好声誉)之间进行权衡,若前者大于后者,高管便可能不支持企业进行生产技术革新,反之则会支持。而生产技术水平提升带来的收益往往有一定的滞后性,若高管团队成员无法在一定期限内保持稳定,其将无法从生产技术革新中获得收益,由此便可能做出不利于企业生产技术水平提升的决策[21]。实际上,根据社会同一性理论我们可以得出类似的结论。社会同一性理论指出,在一个群体中,相似的价值取向是内部个体之间相互产生认同感的重要因素[22]。因此,高管团队越稳定意味着团队成员之间的默契度越高,各成员也越容易在企业生产技术革新决策中达成共识,从而做出有利于企业生产技术水平提升的决策。综上,可以推测,若企业的高管团队较为稳定,那么该企业便越有可能把握自贸试验区设立所带来的发展机遇,采取一致行动来支持企业提升生产技术,增强竞争优势。为考察自贸试验区设立对民营企业全要素生产率的促进作用是否因高管团队稳定程度的不同而存在明显差异,本文借鉴张兆国等(2018)[21]的做法,对企业高管团队稳定性进行了测算,并以中位数为界,将样本分为高管团队不稳定的企业和高管团队稳定的企业两组,进行分样本估计。表5第(1)、(2)列汇报的估计结果表明,自贸试验区设立仅能促进高管团队较稳定企业的生产率增长,而对高管团队不稳定的企业没有显著的影响,与我们的预测一致。

表5 异质性检验

2.区分地区特征:沿海地区与内陆地区

自贸试验区对民营企业全要素生产率的影响可能与企业所在地的地区特征有关。我国幅员辽阔,不同区域的经济发展水平不同,资源禀赋也存在较大差异。与沿海地区相比,中西部内陆省市由于对外开放程度较低,在建设开放型经济的过程中普遍存在开放环境相对薄弱、配套设施缺乏、产业结构不合理等问题,难以在短时间内完全适应自贸试验区设立带来的各种市场因素的变化与机遇。同时,尽管我国自贸试验区经过近十年的探索与发展,已经形成了陆海统筹的开放态势,但是与我国一贯推行的改革步调相似,自贸试验区的设立也是一个由沿海地区向内陆地区逐步推进的过程。与沿海自贸试验区(2013年9月)相比,内陆自贸试验区(2017年4月)的建立时间相对较晚,各项贸易自由化与政府职能转变的创新措施尚未完善,还需进一步落实,所以在降低制度性交易成本方面并不能显著降低民营企业的负担。综上,可以推测,自贸试验区设立对沿海地区民营企业生产率的促进作用更为显著。为了验证上述推测,本文以国家统计局划分的八大经济区域中的北部沿海地区、东部沿海地区和南部沿海地区所涉及的省市作为沿海地区的识别标准,涵盖北京、天津、河北、山东、上海、江苏、浙江、福建、广东9个省市。回归结果见表5第(3)列和第(4)列。可以看到,自贸试验区设立对沿海地区和内陆地区的民营企业全要素生产率均有显著的促进作用,但该促进作用对沿海地区民营企业而言更为明显,与预测一致。

3.与国有企业的对比

本文至此已经考察了自贸试验区设立对我国民营企业生产率的影响,但其产生的影响与国有企业相比有何差异?为进行对比,本文采用同样的思路考察了自贸试验区设立对我国国有企业全要素生产率的作用。表5第(5)列汇报的回归结果显示,自贸试验区设立对国有企业全要素生产率并没有显著作用,这与前文得到的自贸试验区设立显著促进民营企业生产率增长的结论形成了鲜明的对比,体现了在研究自贸试验区设立与企业生产率关系的过程中,区分企业产权属性的重要性。产生这一结论的原因可能在于:其一,相对于民营企业,国有企业承担着更多的社会责任,具有更为复杂的利益目标体系与政治关联,往往能够通过社会关系减免审批程序。而民营企业在交易过程中难免受制于各项隐性与显性制度壁垒,需承担高昂的制度性交易成本。因此,与国有企业相比,自贸试验区实施的各项制度性便利措施对民营企业的意义更大。其二,虽然各级政府在经济改革发展的过程中不断强调民营企业的重要作用,但民营企业在投资项目审批等方面依旧会因所有制的原因受到有关部门更为严格的核准。相对于国有企业,自贸试验区在简化审批程序方面的制度创新可以为民营企业节省更多的时间与费用,更能够激发民营企业进行生产活动与创新活动的意愿。

五、影响机制检验

根据前文理论分析可知,自贸试验区在推动政府职能转变和投资便利化方面取得的一系列制度创新成果可能对民营企业生产率产生影响。本文将结合理论分析,分别以制度性交易成本(TranCost)和外资引入水平(FDI)作为自贸试验区推进政府职能转变和投资便利化(扩大开放)政策成效的衡量指标,构建中介效应模型进行检验。其中,制度性交易成本采用销售费用、管理费用以及财务费用之和占总资产的比重来衡量[23]。外资引入水平采用民营企业所在地级市的外商实际投资额的对数值来衡量,数据来自《中国城市统计年鉴》。

表6汇报了机制检验结果。其中,列(1)以制度性交易成本TranCost为因变量,我们发现交叉项的估计系数为负且在5%水平上显著,这意味着自贸试验区设立能够降低民营企业的制度性交易成本。列(2)报告了被解释变量对核心解释变量Treat×Post和中介变量TranCost回归的结果,不难发现,TranCost的估计系数为负且通过了1%水平的显著性检验,表明制度性交易成本的下降有利于促进民营企业生产率提升。同时,Treat×Post的估计系数和显著性都较基准回归(表2第(5)列估计结果)而言出现了下降,说明制度性交易成本下降确实是自贸试验区设立促进民营企业生产率提升的关键渠道。列(3)是以外资引入水平(FDI)为因变量的估计结果,结果显示,自贸试验区设立能够显著促进地级市的外资引入,与理论分析相符。但列(4)显示,外资引入对民营企业全要素生产率的影响并不显著,即外资引入未能有效促进我国民营企业生产率增长。这表明,负向的竞争效应抑或民营企业有限的吸收能力可能限制了FDI正向技术溢出效应的发挥。综上可知,与外资引入相比,制度性交易成本的降低才是自贸试验区促进民营企业全要素生产率增长的主要渠道。

表6 影响机制检验

六、结论与启示

本文利用2007—2019年我国A股民营上市企业数据,以自贸试验区的实施片区所在城市作为分组依据,运用多期双重差分法进行了研究。结果发现,自贸试验区设立显著提升了区内民营企业全要素生产率水平,经过一系列稳健性检验后该结论依旧成立;异质性分析发现,这一促进作用对高管团队较稳定、地处沿海省市的民营企业更为明显;进一步的影响机制分析表明,制度性交易成本的下降是自贸试验区设立促进民营企业全要素生产率增长的主要渠道。此外,本文还发现,自贸试验区设立对国有企业生产率没有明显影响,这种影响差异凸显了在考察自贸试验区设立成效中区分企业产权属性的重要性。

本文的研究具有重要的政策启示:首先,根据研究结论,自贸试验区设立显著促进了中国民营企业生产率增长。因此,为进一步激发民营企业活力、推动民营企业高质量发展,我国应加速贯彻落实党的二十大报告中提出的“推进高水平对外开放”“稳步扩大规则、规制、管理、标准等制度型开放”,更加主动对接高标准国际经贸规则,全面参与国际经贸规则调整,结合我国各地区的区域优势来推动制度创新,强化自贸试验区在引领非公有制经济高质量发展中的重要作用。其次,本文的另一个发现是高管团队较稳定的民营企业更能从自贸试验区设立中获益,因此,为了充分享受自贸试验区设立的政策红利,我国民营企业应加强对高管团队稳定性的重视。具体而言,应完善聘用机制、职务调动机制以及业绩评价机制等企业管理机制,将高管个人利益与企业利益结合起来,避免由于高管间裙带关系产生的任人唯亲等弊端对企业发展造成的不利影响。此外,本文还发现,沿海地区自贸试验区设立对民营企业生产率的影响更大。沿海地区在我国构建开放型经济体系进程中一直发挥着引领作用,但“优化区域经济布局,促进区域协调发展”作为“十四五”时期我国经济社会发展的主要任务之一,意味着加强对内陆地区的建设已刻不容缓。我国应加快推进内陆地区自贸试验区的建设进程,加强各自贸试验区的信息交流与经验互鉴机制,让内陆自贸试验区能够充分吸收沿海自贸试验区的优秀实践经验。最后,本文证实,制度性交易成本下降是自贸试验区设立促进民营企业生产率提升的主要渠道。我国在建设自贸试验区的过程中应继续推进“简政放权”,着力深化自贸试验区政府职能转变。同时,由于自贸试验区设立引致的外资进入对我国民营企业生产率的影响并不显著,因此,为了充分发挥自贸试验区设立对民营企业生产率增长的促进作用,需要尤为重视外资进入带来的负向竞争效应以及本土民营企业吸收能力有限的问题。具体而言,政府可对民营企业技术创新项目给予更多优惠和支持,将民营企业发展深度融入国家战略定位和产业布局,全面提升民营企业竞争力。