民營(yíng)企業(yè)非生產(chǎn)性活動(dòng)的生產(chǎn)效應(yīng)
——基于異質(zhì)性隨機(jī)前沿模型的分析

王 婷 張 一 柳 春

一、引言

制度環(huán)境是影響企業(yè)活動(dòng)配置的重要因素(Baumol，1996[1])。傳統(tǒng)觀點(diǎn)認(rèn)為，企業(yè)活動(dòng)配置包括生產(chǎn)性活動(dòng)和非生產(chǎn)性活動(dòng)。生產(chǎn)性活動(dòng)通常與企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)、創(chuàng)新等相關(guān)，直接貢獻(xiàn)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。非生產(chǎn)性活動(dòng)是為了獲取相關(guān)經(jīng)濟(jì)資源或減輕由于正式制度不完善而導(dǎo)致的負(fù)面影響等，花費(fèi)時(shí)間或精力與相關(guān)政府部門或監(jiān)管機(jī)構(gòu)建立關(guān)聯(lián)的行為。相對(duì)于國(guó)有企業(yè)，民營(yíng)企業(yè)(1)根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)的定義(Brandt和Rawski，2008[2]；王元京，2003[3])，本文研究的民營(yíng)企業(yè)等同于非國(guó)有企業(yè)。更熱衷于開展非生產(chǎn)活動(dòng)(賀小剛等，2013[4])。黨的二十大重申“兩個(gè)毫不動(dòng)搖”，即“毫不動(dòng)搖鞏固和發(fā)展公有制經(jīng)濟(jì)，毫不動(dòng)搖鼓勵(lì)、支持、引導(dǎo)非公有制經(jīng)濟(jì)發(fā)展”；同時(shí)也強(qiáng)調(diào)，要優(yōu)化民營(yíng)企業(yè)發(fā)展環(huán)境，依法保護(hù)民營(yíng)企業(yè)產(chǎn)權(quán)和企業(yè)家權(quán)益。前者肯定了民營(yíng)企業(yè)在整個(gè)經(jīng)濟(jì)社會(huì)中的作用，后者則突出了發(fā)展環(huán)境，尤其是良好的制度環(huán)境對(duì)民營(yíng)企業(yè)發(fā)展的重要性。但社會(huì)主義制度的發(fā)展和完善是一個(gè)長(zhǎng)期的歷史過(guò)程(2)由中國(guó)共產(chǎn)黨第二十次全國(guó)代表大會(huì)通過(guò)的《中國(guó)共產(chǎn)黨章程》提出。具體參見(jiàn)共產(chǎn)黨員網(wǎng)：https：//www.12371.cn/special/zggcdzc/zggcdzcqw。。因此，在不完善的制度環(huán)境下，深究民營(yíng)企業(yè)活動(dòng)配置，尤其是非生產(chǎn)性活動(dòng)對(duì)企業(yè)的影響意義重大。

然而，已有文獻(xiàn)關(guān)于非生產(chǎn)性活動(dòng)對(duì)企業(yè)價(jià)值或績(jī)效影響的結(jié)論并不一致。一方面，由于非生產(chǎn)性活動(dòng)(政治關(guān)聯(lián)和關(guān)系活動(dòng))在經(jīng)濟(jì)資源獲取和改善正式制度環(huán)境方面的重要作用，現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)非生產(chǎn)性活動(dòng)可以顯著改善企業(yè)績(jī)效(Li等，2008[5])，促進(jìn)企業(yè)多元化和出口(Zhang等，2020[6])，提高企業(yè)價(jià)值。另一方面，部分學(xué)者認(rèn)為，既定約束下，企業(yè)非生產(chǎn)性活動(dòng)會(huì)對(duì)生產(chǎn)性活動(dòng)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，擠占企業(yè)的研發(fā)投資、管理效率等，進(jìn)而損害企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效(Boubakri等，2012[7]；Claessens等，2008[8])。同時(shí)，生產(chǎn)作為企業(yè)的根本，是企業(yè)家最為關(guān)注的方面，但現(xiàn)有研究卻較少直接從企業(yè)生產(chǎn)的視角探究非生產(chǎn)性活動(dòng)的可能角色。因此，探究企業(yè)非生產(chǎn)性活動(dòng)對(duì)企業(yè)生產(chǎn)的影響成為當(dāng)下亟待解答的重要問(wèn)題。

本文關(guān)注在給定生產(chǎn)技術(shù)、要素投入的情形下，民營(yíng)企業(yè)關(guān)系活動(dòng)對(duì)其生產(chǎn)技術(shù)效率(3)企業(yè)技術(shù)效率是給定生產(chǎn)技術(shù)、要素投入的情形下，真實(shí)產(chǎn)出和前沿產(chǎn)出(最大產(chǎn)出)的比例。企業(yè)生產(chǎn)力是產(chǎn)出和要素投入的比例。因此，生產(chǎn)力變化可以被分解為如下幾部分：技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率的變化、規(guī)模報(bào)酬的變化、要素配置效率的變化(Kumbhakar和Lovell，2000[9])。的影響。利用中國(guó)投資環(huán)境調(diào)查數(shù)據(jù)及一步法異質(zhì)性隨機(jī)前沿模型，本文實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：由于生產(chǎn)技術(shù)無(wú)效率，樣本企業(yè)產(chǎn)出平均減少了40%左右。技術(shù)效率影響因素的邊際效應(yīng)分析顯示，非生產(chǎn)性活動(dòng)不僅能提高生產(chǎn)技術(shù)效率水平，幫助企業(yè)實(shí)現(xiàn)更高的產(chǎn)出，還能減少生產(chǎn)不確定性，使得企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過(guò)程更加穩(wěn)定，有效降低了制度風(fēng)險(xiǎn)的負(fù)面影響。

本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：第一，本文從企業(yè)生產(chǎn)角度探討了非生產(chǎn)性活動(dòng)的生產(chǎn)效應(yīng)。既豐富了非生產(chǎn)性活動(dòng)經(jīng)濟(jì)影響的相關(guān)文獻(xiàn)，也從企業(yè)活動(dòng)配置視角對(duì)企業(yè)技術(shù)效率決定因素研究作了有益補(bǔ)充。第二，借助調(diào)查數(shù)據(jù)的豐富性，本文還進(jìn)行了技術(shù)效率影響因素的邊際效應(yīng)分析，發(fā)現(xiàn)非生產(chǎn)性活動(dòng)通過(guò)降低生產(chǎn)技術(shù)無(wú)效率和減少生產(chǎn)不確定性來(lái)改善企業(yè)技術(shù)效率。這有助于理解非生產(chǎn)性活動(dòng)影響企業(yè)績(jī)效和成長(zhǎng)的可能渠道。第三，在研究方法上，本文使用一步法異質(zhì)性隨機(jī)前沿模型，深入研究了包括關(guān)系活動(dòng)在內(nèi)的各種因素對(duì)企業(yè)技術(shù)效率的影響，提高了回歸模型估計(jì)的準(zhǔn)確性，補(bǔ)充了現(xiàn)有文獻(xiàn)中相關(guān)因素對(duì)企業(yè)技術(shù)效率影響的研究。

二、文獻(xiàn)綜述

(一)制度背景：民營(yíng)企業(yè)發(fā)展

1978年之前，民營(yíng)經(jīng)濟(jì)在中國(guó)被完全禁止。隨著經(jīng)濟(jì)改革的開展，民營(yíng)部門被重新正式接納并逐步成長(zhǎng)。1997年中國(guó)共產(chǎn)黨第十五次全國(guó)代表大會(huì)，非公有制經(jīng)濟(jì)作為社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的一個(gè)重要組成部分被多次強(qiáng)調(diào)，許多阻礙民營(yíng)部門發(fā)展的法律和經(jīng)濟(jì)壁壘被逐漸移除，民營(yíng)部門開始迅速成長(zhǎng)。然而，在民營(yíng)部門發(fā)展過(guò)程中，盡管政府引入了一系列舉措來(lái)創(chuàng)造一個(gè)公平的市場(chǎng)環(huán)境，但是，同國(guó)有企業(yè)相比，民營(yíng)企業(yè)仍然較難獲得政府控制的許多關(guān)鍵經(jīng)濟(jì)資源。比如，由于金融體系發(fā)展滯后，民營(yíng)企業(yè)在銀行信貸市場(chǎng)上遭受歧視性待遇。相比于國(guó)有企業(yè)，民營(yíng)企業(yè)獲得貸款的可能性以及貸款規(guī)模都顯著更低，并且受限于更高的貸款標(biāo)準(zhǔn)(Brandt和Li，2003[10])。雖然2005年2月，國(guó)務(wù)院辦公廳發(fā)布了《關(guān)于鼓勵(lì)支持和引導(dǎo)個(gè)體私營(yíng)等非公有制經(jīng)濟(jì)發(fā)展的若干意見(jiàn)》，但政策的出臺(tái)并沒(méi)有立即大幅改善國(guó)內(nèi)民營(yíng)企業(yè)營(yíng)商環(huán)境。2006年第七次全國(guó)私營(yíng)企業(yè)抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，85.5%的受訪企業(yè)認(rèn)為，雖然貸款手續(xù)相對(duì)有所簡(jiǎn)化，但貸款抵押和擔(dān)保條件卻變得更加嚴(yán)格，貸款成本太高問(wèn)題仍然很突出。全國(guó)工商聯(lián)發(fā)布《2022年萬(wàn)家民營(yíng)企業(yè)評(píng)價(jià)營(yíng)商環(huán)境報(bào)告》也顯示，目前仍然有15%左右的樣本企業(yè)反映平均貸款成本有所上升、放款周期有所延長(zhǎng)[11]。這些都進(jìn)一步證實(shí)，對(duì)民營(yíng)企業(yè)而言，融資難、融資貴等問(wèn)題雖然有所緩解，但并未徹底解決。

同時(shí)，由于市場(chǎng)支持性制度的不完善，民營(yíng)企業(yè)在正常生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過(guò)程中，還面臨巨大的制度環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)：較差的產(chǎn)權(quán)保護(hù)和契約制度(Acemoglu和Johnson，2005[12])。經(jīng)濟(jì)改革初期，民營(yíng)企業(yè)產(chǎn)權(quán)保護(hù)較差主要是由于意識(shí)形態(tài)的歧視和私有產(chǎn)權(quán)正式立法保護(hù)的缺失。盡管在2004年，第十屆全國(guó)人民代表大會(huì)第二次會(huì)議通過(guò)了中華人民共和國(guó)憲法修正案，進(jìn)一步明確國(guó)家對(duì)發(fā)展非公有制經(jīng)濟(jì)的方針，第一次在憲法層面給予非公有制經(jīng)濟(jì)體私有財(cái)產(chǎn)法律保護(hù)，但是由于執(zhí)法力度較弱，私有產(chǎn)權(quán)的保護(hù)依然較差(Brandt和Rawski，2008[2]；Clarke等，2008[13])。地方政府針對(duì)私有企業(yè)名目繁多的非稅收費(fèi)、罰款等，也給民營(yíng)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)造成了巨大的負(fù)擔(dān)(Kung和Ma，2018[14])。2019年《中共中央國(guó)務(wù)院關(guān)于營(yíng)造更好發(fā)展環(huán)境支持民營(yíng)企業(yè)改革發(fā)展的意見(jiàn)》指出，要持續(xù)甄別糾正侵犯民營(yíng)企業(yè)和企業(yè)家人身財(cái)產(chǎn)權(quán)的冤錯(cuò)案件。由此可以看出中國(guó)對(duì)民營(yíng)企業(yè)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的決心，但有關(guān)普遍范圍的產(chǎn)權(quán)侵權(quán)懲罰賠償制度等仍存在缺失，有待進(jìn)一步完善[15]。

另一方面，盡管中國(guó)的經(jīng)濟(jì)改革從一開始就認(rèn)識(shí)到法律的重要作用，但最初實(shí)施法律改革的主要目標(biāo)是規(guī)范管理和決策過(guò)程，避免中央的權(quán)力過(guò)度減弱和政策的不連續(xù)，改革對(duì)象也主要針對(duì)國(guó)有企業(yè)的經(jīng)營(yíng)問(wèn)題(Clarke等，2008[13])。隨著經(jīng)濟(jì)改革的深入，特別是民營(yíng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，法律改革逐漸轉(zhuǎn)向普適性的法律規(guī)則。全國(guó)人民代表大會(huì)和地方各級(jí)人民代表大會(huì)制定了大量的法律來(lái)規(guī)范經(jīng)濟(jì)活動(dòng)。然而，中國(guó)的法律體系在很大程度上仍不健全，比如無(wú)法有效地處理法律中的漏洞和爭(zhēng)議，缺少一個(gè)良好的體系來(lái)解決不同法規(guī)之間的沖突等。更為重要的是，法院缺少自主執(zhí)行權(quán)，法院判決的執(zhí)行通常需要地方機(jī)構(gòu)的合作，如當(dāng)?shù)毓膊块T或銀行系統(tǒng)。因此，法律體系的不健全直接導(dǎo)致契約制度無(wú)效率及企業(yè)通過(guò)法院解決商業(yè)糾紛的比例較低。根據(jù)2005年中國(guó)投資環(huán)境調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，當(dāng)企業(yè)面臨商業(yè)糾紛時(shí)，大約70%的情形下企業(yè)會(huì)選擇用談判的方式解決糾紛，而選擇法律訴訟的可能性不到20%。世界銀行最新發(fā)布的《全球營(yíng)商環(huán)境報(bào)告2020》顯示，隨著改革優(yōu)化的不斷推進(jìn)，中國(guó)總體營(yíng)商環(huán)境水平已從2013年全球第96位躍升至第31位，是近兩年?duì)I商環(huán)境變化最大的經(jīng)濟(jì)體之一。但與發(fā)達(dá)國(guó)家相比，尤其在保護(hù)中小投資者方面，中國(guó)制度環(huán)境仍有較大提升空間。此外，以維權(quán)難、案件辦理效率低為代表的法治環(huán)境問(wèn)題仍然突出[11]。

(二)非生產(chǎn)性活動(dòng)的影響

關(guān)于非生產(chǎn)性活動(dòng)的影響，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從經(jīng)濟(jì)資源獲取、改善制度環(huán)境以及影響企業(yè)績(jī)效三個(gè)視角進(jìn)行了考察。

非生產(chǎn)性活動(dòng)可以有效幫助企業(yè)獲得重要經(jīng)濟(jì)資源，如銀行貸款、土地、政府采購(gòu)合同等。羅黨論和唐清泉(2009)[16]基于中國(guó)私營(yíng)上市公司數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)董事會(huì)成員政治參與有助于企業(yè)進(jìn)入政府管制行業(yè)，同時(shí)獲得更多政府補(bǔ)貼。黃玖立和李坤望(2013)[17]基于世界銀行中國(guó)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)公關(guān)招待等關(guān)系活動(dòng)支出越多，其獲得的政府訂單和國(guó)有企業(yè)訂單也越多。Kung和Ma (2018)[14]發(fā)現(xiàn)如果中國(guó)私營(yíng)企業(yè)家在政府部門的“朋友”越多，其越有可能獲得土地資源。此外，還有大量證據(jù)表明，非生產(chǎn)性活動(dòng)(包括政治關(guān)聯(lián)和關(guān)系活動(dòng))有助于民營(yíng)企業(yè)獲得銀行貸款，減輕融資約束(Li等，2008[5]；Guo等，2014[18])。

民營(yíng)企業(yè)非生產(chǎn)性活動(dòng)可以有效降低產(chǎn)權(quán)保護(hù)較差帶來(lái)的負(fù)面影響，提高企業(yè)事實(shí)上的產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度。Feng和Johansson(2014)[19]利用中國(guó)私營(yíng)上市企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，私營(yíng)企業(yè)家的政治參與顯著提高了企業(yè)的現(xiàn)金持有，而這一影響在制度環(huán)境(市場(chǎng)化程度、政府和市場(chǎng)的關(guān)系、產(chǎn)權(quán)保護(hù))較差的地區(qū)更大。這是因?yàn)?，盡管較差的制度環(huán)境導(dǎo)致的政治掠奪風(fēng)險(xiǎn)可能對(duì)企業(yè)現(xiàn)金持有產(chǎn)生負(fù)面影響，但是私營(yíng)企業(yè)家的政治參與可以降低政治掠奪風(fēng)險(xiǎn)，從而提高企業(yè)的現(xiàn)金持有水平。Kung和Ma(2018)[14]認(rèn)為較差的產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度之所以沒(méi)有阻止中國(guó)私營(yíng)企業(yè)的快速發(fā)展，一個(gè)重要的原因是私營(yíng)企業(yè)家的政治關(guān)聯(lián)。文章利用私營(yíng)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)同相關(guān)政府官員培養(yǎng)和建立的個(gè)人關(guān)系可以在很大程度上減輕較差的產(chǎn)權(quán)保護(hù)環(huán)境對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)的負(fù)面影響。

對(duì)于契約制度不完善導(dǎo)致的風(fēng)險(xiǎn)，現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，相比其他非正式商業(yè)糾紛解決渠道，擁有政治關(guān)聯(lián)或與政府官員有個(gè)人關(guān)系的民營(yíng)企業(yè)更加傾向于通過(guò)法院解決糾紛，而且往往會(huì)得到較為有利的判決結(jié)果。Li等(2008)[5]利用中國(guó)私營(yíng)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)私營(yíng)企業(yè)家的政治關(guān)聯(lián)對(duì)企業(yè)績(jī)效有正向影響，這一作用在市場(chǎng)制度和法律保護(hù)較差的地區(qū)更加顯著。Ang和Jia(2014)[20]研究私營(yíng)企業(yè)家的政治關(guān)聯(lián)是否以及如何影響企業(yè)對(duì)于正式法律制度的使用，發(fā)現(xiàn)政治關(guān)聯(lián)企業(yè)更加傾向通過(guò)法院解決商業(yè)糾紛，而這一關(guān)系主要是因?yàn)檎侮P(guān)聯(lián)企業(yè)具有可能影響判決的政治優(yōu)勢(shì)，并非其運(yùn)用司法體系的知識(shí)優(yōu)勢(shì)。Firth等(2011)[21]研究發(fā)現(xiàn)政治關(guān)聯(lián)企業(yè)作為被告在司法程序中受到優(yōu)待，具體表現(xiàn)為該類企業(yè)對(duì)于不利結(jié)果更可能上訴，而且更可能獲得有利的上訴結(jié)果。Lu等(2015)[22]也發(fā)現(xiàn)中國(guó)的法院優(yōu)待國(guó)有企業(yè)和有政治關(guān)聯(lián)的私營(yíng)企業(yè)，這一效果在訴訟結(jié)果當(dāng)中更加顯著，但是，在法律制度更加健全的地區(qū)，優(yōu)待效果有所降低。

有關(guān)非生產(chǎn)性活動(dòng)對(duì)企業(yè)績(jī)效的最終影響，目前研究并未獲得一致結(jié)論。部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)，實(shí)際上，有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)表現(xiàn)往往比沒(méi)有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)表現(xiàn)更差(Fan等，2007[23])，非生產(chǎn)性活動(dòng)的存在會(huì)降低企業(yè)經(jīng)營(yíng)效率(鄧建平和曾勇，2009[24])。但另一部分學(xué)者卻對(duì)此持相反意見(jiàn)，認(rèn)為非生產(chǎn)性活動(dòng)與企業(yè)真實(shí)業(yè)績(jī)正相關(guān)(杜興強(qiáng)等，2010[25])，有助于提高企業(yè)尤其是民營(yíng)企業(yè)的長(zhǎng)期績(jī)效(田利輝和張偉，2013[26])。

綜上可知，正式制度的不完善催生了民營(yíng)企業(yè)非生產(chǎn)性活動(dòng)的配置。雖然大部分研究證實(shí)，開展非生產(chǎn)性活動(dòng)能幫助企業(yè)獲得額外的金融資源，幫助緩解制度不完善帶來(lái)的負(fù)面影響，但實(shí)際非生產(chǎn)性活動(dòng)對(duì)企業(yè)的最終影響并未得到一致結(jié)論。而生產(chǎn)作為企業(yè)的根本，是企業(yè)家最為關(guān)注的方面，現(xiàn)有文獻(xiàn)卻鮮少探究非生產(chǎn)性活動(dòng)在企業(yè)生產(chǎn)中的可能角色。因此，結(jié)合中國(guó)特定的制度背景和民營(yíng)部門的發(fā)展歷程，本文選取民營(yíng)企業(yè)非生產(chǎn)性活動(dòng)作為主要研究對(duì)象。利用中國(guó)投資環(huán)境調(diào)查數(shù)據(jù)和一步法異質(zhì)性隨機(jī)前沿模型，實(shí)證檢驗(yàn)非生產(chǎn)性活動(dòng)對(duì)民營(yíng)企業(yè)技術(shù)效率水平及生產(chǎn)不確定性的影響。

三、模型設(shè)定、數(shù)據(jù)來(lái)源和變量說(shuō)明

(一)模型設(shè)定和估計(jì)方法

考慮到企業(yè)技術(shù)效率更能綜合反映企業(yè)產(chǎn)出能力，而投入要素間交互作用可能對(duì)產(chǎn)出有影響，本文在隨機(jī)生產(chǎn)前沿模型框架下，使用超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)，考察民營(yíng)企業(yè)非生產(chǎn)性活動(dòng)對(duì)企業(yè)技術(shù)效率的影響，具體設(shè)定如下：

lnYi=α+βKlnKi+βLlnLi+βMlnMi+βKK(lnKi)2

+βLL(lnLi)2+βMM(lnMi)2+βKLlnKilnLi

+βKMlnKilnMi+βLMlnLilnMi+vi-ui

(1)

關(guān)于企業(yè)技術(shù)效率影響因素變量(Z)，本文重點(diǎn)關(guān)注非生產(chǎn)性活動(dòng)?？紤]實(shí)際指標(biāo)構(gòu)建中，政治關(guān)聯(lián)的度量通常為離散變量，而關(guān)系活動(dòng)往往是連續(xù)變量。為了使非生產(chǎn)性活動(dòng)的邊際分析更為直接和具有經(jīng)濟(jì)意涵，本文借鑒萬(wàn)華林和陳信元(2010)[27]的做法，使用關(guān)系活動(dòng)(招待差旅費(fèi)用)支出除以雇員數(shù)量衡量民營(yíng)企業(yè)非生產(chǎn)性活動(dòng)，重點(diǎn)考察關(guān)系活動(dòng)(guanxi)對(duì)企業(yè)技術(shù)效率的影響。此外，參考已有文獻(xiàn)(Charoenrat等，2013[28]；Wang和Wong，2012[29])，添加企業(yè)年齡(firmage)，電腦利用率(computer)，研發(fā)強(qiáng)度(rd)、企業(yè)出口行為(export)作為影響技術(shù)效率的因素。

μi=c0+Ziδ

(2)

(3)

對(duì)應(yīng)可以得到影響因素Zi的第k個(gè)變量z[k]對(duì)技術(shù)無(wú)效率的期望值E(ui)和生產(chǎn)不確定性V(ui)的邊際效應(yīng)(4)限于篇幅，有關(guān)技術(shù)無(wú)效率期望值E(ui)和生產(chǎn)不確定性V(ui)邊際效應(yīng)的完整推導(dǎo)過(guò)程未列示，感興趣的讀者可向作者索取。分別為：

(4)

(5)

其中，φ(·)和Φ(·)分別為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的概率密度函數(shù)和累積分布函數(shù)，δ[k]和γ[k]分別為式(2)和式(3)中Zi的第k個(gè)變量z[k]的相應(yīng)系數(shù)，Λi=μi/σu，i。

根據(jù)影響因素Zi邊際效應(yīng)的表達(dá)式(4)和式(5)，可以發(fā)現(xiàn)兩個(gè)重要的信息：第一，由于模型的非線性特征，無(wú)法直接根據(jù)估計(jì)系數(shù)(δ[k]或γ[k])判斷z[k]對(duì)技術(shù)效率的邊際效應(yīng)以及影響方向，邊際效應(yīng)依賴于μi和σu，i函數(shù)的所有相關(guān)估計(jì)值。第二，邊際效應(yīng)是非單調(diào)的，即同一樣本內(nèi)，z[k]對(duì)技術(shù)效率可能既有正向又有負(fù)向的影響，具體影響方向取決于z[k]的取值。也就是說(shuō)，在z[k]的某一取值范圍內(nèi)，z[k]可能是效率改善的，而在其他取值范圍內(nèi)，z[k]可能是效率阻礙的。這一非單調(diào)的邊際效應(yīng)不僅可以幫助理解技術(shù)效率和影響因素之間的關(guān)系，而且可以指導(dǎo)給出更加具體和有效的政策意見(jiàn)。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源和變量說(shuō)明

本文企業(yè)數(shù)據(jù)來(lái)自世界銀行和中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局企業(yè)調(diào)查總隊(duì)聯(lián)合進(jìn)行的中國(guó)投資環(huán)境調(diào)查(Investment Climate Surveys，ICSs)。該調(diào)查通過(guò)與企業(yè)經(jīng)理人或所有者面對(duì)面訪問(wèn)，收集了大量關(guān)于中國(guó)投資環(huán)境和企業(yè)生產(chǎn)的信息，被學(xué)術(shù)界廣泛使用(胡志安和邱智敏，2021[34]；劉鎧豪和王雪芳，2020[35])。但該調(diào)查數(shù)據(jù)只有2003年、2005年和2012年。由于招待差旅費(fèi)用直接影響應(yīng)納稅額，2008年1月1日起執(zhí)行的新所得稅條例第43條要求，所有招待差旅費(fèi)用支出應(yīng)聯(lián)系于正常的商業(yè)運(yùn)營(yíng)，其真實(shí)值的60%可以在計(jì)算稅項(xiàng)時(shí)被扣除，但是不能超過(guò)年度總銷售額的5%。因此，為確保招待差旅費(fèi)用的完整性及回歸結(jié)果準(zhǔn)確性，本文采用最接近新所得稅條例生效時(shí)間的數(shù)據(jù)(即2005年數(shù)據(jù))進(jìn)行回歸分析。

2005年中國(guó)投資環(huán)境調(diào)查數(shù)據(jù)涵蓋了中國(guó)除西藏、港澳臺(tái)外30個(gè)省份的120個(gè)城市。調(diào)查按照直轄市200個(gè)企業(yè)、其他城市100個(gè)企業(yè)進(jìn)行抽樣，最終獲得涵蓋所有制造業(yè)大類行業(yè)的12 400個(gè)企業(yè)樣本。需要說(shuō)明的是，本文只關(guān)注民營(yíng)企業(yè)樣本是因?yàn)椋好駹I(yíng)和國(guó)有企業(yè)在經(jīng)營(yíng)目標(biāo)上有很大差別。絕大部分民營(yíng)企業(yè)以經(jīng)濟(jì)效益為目標(biāo)，而國(guó)有企業(yè)則更關(guān)注社會(huì)和政治目標(biāo)，對(duì)經(jīng)濟(jì)效益關(guān)注不足。因此，兩類企業(yè)在對(duì)企業(yè)內(nèi)資源配置的偏好上會(huì)存在明顯區(qū)別。此外，由于天然良好的政企關(guān)系，國(guó)有企業(yè)在政策資源、資本、人力等方面都具有比較優(yōu)勢(shì)，受外部制度環(huán)境影響較弱，因此缺乏足夠的動(dòng)力主動(dòng)開展非生產(chǎn)性活動(dòng)以期為企業(yè)謀取額外的收益。換句話說(shuō)，國(guó)有企業(yè)開展非生產(chǎn)性活動(dòng)的成本和收益都很低，與民營(yíng)企業(yè)有很大的差別。同時(shí)，國(guó)有企業(yè)高管多為組織任命，可能存在委托代理問(wèn)題，即主動(dòng)開展的非生產(chǎn)性活動(dòng)可能是以個(gè)人目標(biāo)為導(dǎo)向，這與民營(yíng)企業(yè)非生產(chǎn)性活動(dòng)開展的目標(biāo)存在本質(zhì)區(qū)別。因此，在非生產(chǎn)性活動(dòng)對(duì)企業(yè)影響的研究問(wèn)題上，本文剔除了國(guó)有企業(yè)樣本，僅保留民營(yíng)企業(yè)樣本以保證回歸估計(jì)的可靠性。同時(shí)，參考Dollar和Wei(2007)[36]的做法，本文將私人部門擁有份額超過(guò)50%的企業(yè)定義為民營(yíng)企業(yè)。表1呈現(xiàn)了變量定義和描述性統(tǒng)計(jì)。

表1 變量定義和描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果

(一)模型估計(jì)結(jié)果

表2呈現(xiàn)了模型估計(jì)結(jié)果。模型1是本文關(guān)注的重點(diǎn)，該模型對(duì)于影響因素變量(Z)的系數(shù)(δ和γ)沒(méi)有施加任何約束。模型2至模型5基于模型1，針對(duì)無(wú)效率項(xiàng)ui截?cái)嗲胺植嫉木岛头讲畹膮?shù)化施加了不同約束。具體而言，模型2假設(shè)δ=γ，即Z的系數(shù)在ui截?cái)嗲胺植嫉木岛瘮?shù)(式2)和方差函數(shù)(式3)中完全相同。模型3參考Battese和Coelli(1995)[37]模型設(shè)定，假設(shè)γ=0。模型4假設(shè)ui截?cái)嗲胺植嫉木郸蘨=0，對(duì)應(yīng)于Caudill等(1995)[31]提出的異質(zhì)性半正態(tài)隨機(jī)前沿模型。模型5進(jìn)一步假設(shè)γ=μi=0，即Z對(duì)無(wú)效率項(xiàng)ui沒(méi)有影響，對(duì)應(yīng)于Aigner等(1977)[38]提出的半正態(tài)隨機(jī)前沿模型。最后，在模型6中，假設(shè)不存在生產(chǎn)技術(shù)無(wú)效率(μi=σu，i=0)，僅使用OLS估計(jì)生產(chǎn)函數(shù)的線性模型。

表2 模型估計(jì)結(jié)果

根據(jù)表2估計(jì)結(jié)果可知：第一，模型1至模型6中，生產(chǎn)前沿函數(shù)的系數(shù)估計(jì)值和顯著性都非常穩(wěn)健。尤其是模型6中，當(dāng)假設(shè)不存在生產(chǎn)技術(shù)無(wú)效率，估計(jì)結(jié)果與模型1至模型5高度一致，這是因?yàn)樯a(chǎn)函數(shù)線性模型的OLS估計(jì)值正是隨機(jī)生產(chǎn)前沿估計(jì)值的一致估計(jì)。第二，模型1至模型6中對(duì)數(shù)似然值(Log-likelihood value)差別較大，其中，模型1的對(duì)數(shù)似然值最大，模型6的對(duì)數(shù)似然值最小，這一比較初步表明模型1的擬合結(jié)果優(yōu)于其他模型。

因此，本文接下來(lái)將基于模型1分析企業(yè)技術(shù)效率，同時(shí)重點(diǎn)研究關(guān)系活動(dòng)對(duì)企業(yè)技術(shù)效率的邊際效應(yīng)。

(二)企業(yè)技術(shù)效率的分布特征

基于表2的模型1，本節(jié)計(jì)算了所有樣本企業(yè)的技術(shù)效率指數(shù)。圖1呈現(xiàn)了所有樣本企業(yè)的技術(shù)效率指數(shù)核密度圖形。樣本企業(yè)技術(shù)效率的均值為0.614，標(biāo)準(zhǔn)差為0.163，中位數(shù)為0.568，表明平均而言，由于生產(chǎn)技術(shù)無(wú)效率，樣本企業(yè)產(chǎn)出減少40%左右。

圖1 企業(yè)技術(shù)效率分布：全樣本

為了更加細(xì)致地考察企業(yè)技術(shù)效率的分布特征，對(duì)樣本企業(yè)按不同類別進(jìn)行分組比較。表3呈現(xiàn)了不同分組標(biāo)準(zhǔn)下，不同組別內(nèi)技術(shù)效率的比較。首先，根據(jù)企業(yè)是否出口分組發(fā)現(xiàn)，樣本中出口企業(yè)的比例為44%，技術(shù)效率的均值為0.658。非出口企業(yè)的平均技術(shù)效率為0.578。組間差異比較顯示，出口企業(yè)技術(shù)效率的均值和中位數(shù)都顯著大于非出口企業(yè)。這一結(jié)果一致于現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于出口企業(yè)和非出口企業(yè)生產(chǎn)率差異的相關(guān)研究(De Loecker，2007[40]；Ding等，2016[41])。

表3 不同組別間技術(shù)效率比較

其次，根據(jù)2004年企業(yè)位于固定資產(chǎn)凈額的上、中、下分位，將其分類為大規(guī)模企業(yè)、中等規(guī)模企業(yè)、小規(guī)模企業(yè)?？梢园l(fā)現(xiàn)，大規(guī)模企業(yè)的平均技術(shù)效率最高，達(dá)到0.652；小規(guī)模企業(yè)的平均技術(shù)效率最低，僅為0.578；中等規(guī)模企業(yè)的平均技術(shù)效率介于二者之間(0.611)。組間差異檢驗(yàn)顯示，大規(guī)模企業(yè)技術(shù)效率的均值和中位數(shù)都顯著大于中等規(guī)模企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)。這表明，企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大有利于提高生產(chǎn)效率。較大的生產(chǎn)規(guī)?？梢詭椭髽I(yè)提高技術(shù)、設(shè)備等生產(chǎn)要素的使用效率，實(shí)現(xiàn)更專業(yè)化的分工及規(guī)模經(jīng)濟(jì)，進(jìn)而降低生產(chǎn)技術(shù)無(wú)效率導(dǎo)致的產(chǎn)出損失(Lundvall和Battese，2000[42])。

最后，根據(jù)World Bank(2006)[43]的做法，將樣本省份劃分為如下六大區(qū)域：東南地區(qū)、渤海地區(qū)、東北地區(qū)、西南地區(qū)、中部地區(qū)和西北地區(qū)?？梢园l(fā)現(xiàn)，總體而言，沿海地區(qū)樣本企業(yè)的技術(shù)效率較高，其中，東南地區(qū)樣本企業(yè)的平均技術(shù)效率達(dá)到0.635；內(nèi)陸地區(qū)樣本企業(yè)的技術(shù)效率較低，中部地區(qū)和西北地區(qū)樣本企業(yè)的平均技術(shù)效率都低于0.6，分別為0.586和0.584。組間差異檢驗(yàn)進(jìn)一步證實(shí)，東南地區(qū)樣本企業(yè)的平均生產(chǎn)技術(shù)無(wú)效率顯著低于西南地區(qū)、中部地區(qū)和西北地區(qū)。可能的原因是，東南地區(qū)是中國(guó)改革開放的前沿，在改革初期政策吸引下，首先，大量生產(chǎn)要素匯集到東南地區(qū)，形成產(chǎn)業(yè)集聚，提高當(dāng)?shù)匾刭Y源市場(chǎng)化配置水平(王志剛等，2006[44])；其次，在政策和市場(chǎng)雙重引導(dǎo)下，東南地區(qū)成為中國(guó)市場(chǎng)化進(jìn)程最快的區(qū)域，為當(dāng)?shù)仄髽I(yè)發(fā)展提供了相對(duì)完善的制度保障(張杰等，2011[45])；最后，得益于先天的地理優(yōu)勢(shì)，東南地區(qū)外貿(mào)發(fā)展迅速，通過(guò)國(guó)內(nèi)、國(guó)際兩個(gè)市場(chǎng)的信息整合，更容易實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)(王志剛等，2006[44])。這些都有利于東南地區(qū)企業(yè)緩解生產(chǎn)效率低下的問(wèn)題。因此，東南地區(qū)企業(yè)生產(chǎn)效率較其他地區(qū)更高。

(三)邊際效應(yīng)分析

本節(jié)考察影響因素變量(Z)對(duì)企業(yè)技術(shù)效率的邊際效應(yīng)，重點(diǎn)關(guān)注影響因素中連續(xù)變量的邊際效應(yīng)。圖2呈現(xiàn)了影響因素(Z)對(duì)技術(shù)無(wú)效率期望值的邊際效應(yīng)，圖3呈現(xiàn)了影響因素(Z)對(duì)生產(chǎn)不確定性的邊際效應(yīng)。為了更加全面且直觀地呈現(xiàn)邊際效應(yīng)，使用局部多項(xiàng)式平滑圖。

圖2 影響因素(Z)對(duì)技術(shù)無(wú)效率的期望值E(ui)的邊際效應(yīng)

圖3 影響因素(Z)對(duì)生產(chǎn)不確定性V(ui)的邊際效應(yīng)

首先分析關(guān)系活動(dòng)(guanxi)的邊際效應(yīng)，關(guān)系活動(dòng)對(duì)E(ui)和V(ui)的邊際效應(yīng)分別度量了關(guān)系活動(dòng)如何影響預(yù)期的生產(chǎn)技術(shù)無(wú)效率和生產(chǎn)不確定性。首先，從圖形整體來(lái)看，關(guān)系活動(dòng)既降低了企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)無(wú)效率(圖2)，也減少了生產(chǎn)的不確定性(圖3)，與表2回歸結(jié)果保持一致。其次，圖2圖形趨勢(shì)發(fā)現(xiàn)，隨著關(guān)系活動(dòng)投入增加，關(guān)系活動(dòng)對(duì)企業(yè)技術(shù)無(wú)效率的抑制作用在減少，即關(guān)系活動(dòng)存在邊際遞減現(xiàn)象。同時(shí)，圖3圖形趨勢(shì)顯示，關(guān)系活動(dòng)對(duì)生產(chǎn)不確定性的影響呈U型關(guān)系，即關(guān)系活動(dòng)對(duì)生產(chǎn)不確定性的減少幅度，隨著關(guān)系活動(dòng)的增加，先提高后降低。因此，合理推測(cè)，關(guān)系活動(dòng)配置存在臨界點(diǎn)：適度的關(guān)系活動(dòng)既可以幫助企業(yè)實(shí)現(xiàn)更高的生產(chǎn)技術(shù)效率和產(chǎn)出水平，也能使得生產(chǎn)過(guò)程更加穩(wěn)定；過(guò)度的關(guān)系活動(dòng)配置則會(huì)擠占生產(chǎn)性活動(dòng)資源，對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生負(fù)面影響。

對(duì)于企業(yè)年齡(firmage)，根據(jù)圖2可以發(fā)現(xiàn)，第一，企業(yè)登記注冊(cè)年份越早，其生產(chǎn)技術(shù)效率水平越低。這可能反映了成立時(shí)間越長(zhǎng)的企業(yè)在生產(chǎn)組織方面的低效率，比如早期的國(guó)有企業(yè)或集體企業(yè)私有化而來(lái)的民營(yíng)企業(yè)(Fan等，2007[46])。第二，生產(chǎn)技術(shù)的無(wú)效率是自企業(yè)成立初期便已存在。這說(shuō)明企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)無(wú)效率是普遍存在的問(wèn)題。由于市場(chǎng)的不完美(如信息不完全、人崗不匹配等)，企業(yè)生產(chǎn)永遠(yuǎn)無(wú)法自然而主動(dòng)地達(dá)到前沿生產(chǎn)面。第三，從圖形趨勢(shì)可知，隨著企業(yè)年齡的增長(zhǎng)，企業(yè)年齡對(duì)生產(chǎn)無(wú)效率的邊際影響逐步降低，趨于平穩(wěn)。這說(shuō)明老企業(yè)生產(chǎn)管理呈現(xiàn)僵化狀態(tài)，只有改變?cè)兴季S及發(fā)展模式、打破生命周期，才能緩解其生產(chǎn)無(wú)效率問(wèn)題。圖3顯示，企業(yè)年齡可以降低生產(chǎn)的不確定性，但隨著企業(yè)年齡增加，企業(yè)年齡對(duì)生產(chǎn)不確定性的邊際影響開始快速降低并最終趨于平穩(wěn)，與企業(yè)或產(chǎn)品生命周期類似：企業(yè)成立初期，由于產(chǎn)品單一，生產(chǎn)要素主要集中在某類產(chǎn)品線上，因此生產(chǎn)的確定性很高；隨著企業(yè)快速發(fā)展，其經(jīng)營(yíng)范圍開始增加，戰(zhàn)略目標(biāo)開始調(diào)整，因此增加了生產(chǎn)的不確定性，限制了企業(yè)前期市場(chǎng)經(jīng)驗(yàn)積累在降低生產(chǎn)不確定性上的作用。當(dāng)企業(yè)或產(chǎn)品發(fā)展到后期，老企業(yè)生產(chǎn)發(fā)展模式固化問(wèn)題嚴(yán)重，前期積累的市場(chǎng)經(jīng)驗(yàn)無(wú)法對(duì)企業(yè)有效生產(chǎn)提供幫助，企業(yè)改革成為唯一出路，因此企業(yè)年齡對(duì)生產(chǎn)不確定性的影響也趨于0。

對(duì)于企業(yè)電腦利用率(computer)，圖2顯示，其他要素不變時(shí)，適當(dāng)?shù)男畔⒓夹g(shù)(即企業(yè)電腦利用率)可以降低企業(yè)生產(chǎn)無(wú)效率，但其邊際作用呈遞減趨勢(shì)；當(dāng)使用比率超過(guò)一定程度(大約60%)，信息技術(shù)的應(yīng)用則開始抑制企業(yè)生產(chǎn)。這一結(jié)果也很好地詮釋了有關(guān)“信息技術(shù)生產(chǎn)率悖論”(Thatcher和Oliver，2001[47]；Zhu等，2021[48])。這說(shuō)明信息技術(shù)對(duì)企業(yè)生產(chǎn)的影響依賴于其他要素投入(比如高技能勞動(dòng)力)(何小鋼等，2019[49])：當(dāng)其他要素?zé)o法配套增加時(shí)，信息技術(shù)的邊際生產(chǎn)效應(yīng)會(huì)下降，甚至出現(xiàn)過(guò)度投資，加劇企業(yè)生產(chǎn)無(wú)效率；相反，只有當(dāng)信息技術(shù)與其他互補(bǔ)要素同步增加時(shí)，信息技術(shù)對(duì)企業(yè)產(chǎn)出的正面影響才能持續(xù)實(shí)現(xiàn)。圖3顯示，信息技術(shù)可能會(huì)增加生產(chǎn)的不確定性，且這種不確定性隨著信息技術(shù)投入的增加被進(jìn)一步放大。這可能的原因是，信息技術(shù)應(yīng)用的增加，放大了計(jì)算機(jī)存儲(chǔ)安全、設(shè)備質(zhì)量等因素導(dǎo)致的非市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，加劇了企業(yè)生產(chǎn)的不確定性。

最后，關(guān)于企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度(rd)，可以發(fā)現(xiàn)研發(fā)活動(dòng)增加了生產(chǎn)技術(shù)的無(wú)效率(圖2)。這是因?yàn)椋谝?，本文企業(yè)樣本是截面數(shù)據(jù)，表示當(dāng)年不同研發(fā)投入水平對(duì)企業(yè)生產(chǎn)效率的影響，是研發(fā)活動(dòng)的短期效應(yīng)。第二，企業(yè)研發(fā)活動(dòng)具有周期長(zhǎng)、耗資大的特點(diǎn)，因此，研發(fā)投入對(duì)企業(yè)生產(chǎn)效率的提升可能存在滯后，甚至由于研發(fā)投入對(duì)其他要素資源的擠占，研發(fā)活動(dòng)會(huì)對(duì)當(dāng)期企業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生負(fù)面影響(孔東民和龐立讓，2014[50])。同時(shí)，根據(jù)圖3可知，研發(fā)活動(dòng)加劇了企業(yè)生產(chǎn)不確定性。研發(fā)本身就是創(chuàng)造新的產(chǎn)品，創(chuàng)造的過(guò)程便伴隨著很多的不確定性。且投資回報(bào)與風(fēng)險(xiǎn)并存，投資越多，預(yù)期收益更多，但同時(shí)風(fēng)險(xiǎn)、不確定性也成倍增加，與圖3圖形趨勢(shì)一致。

從邊際效應(yīng)的分析表明，當(dāng)使用設(shè)定更加靈活的Wang(2002)[33]模型，首先，影響因素的邊際效應(yīng)會(huì)出現(xiàn)非單調(diào)性特征；其次，影響因素可能推動(dòng)企業(yè)更加靠近生產(chǎn)前沿，改善生產(chǎn)技術(shù)效率，但是不一定同時(shí)降低生產(chǎn)不確定性。更為重要的是，本文發(fā)現(xiàn)，關(guān)系活動(dòng)不僅可以提高企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率，而且降低生產(chǎn)不確定性，使得企業(yè)獲得更高且更加穩(wěn)定的產(chǎn)出水平。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了確保本文實(shí)證結(jié)果的可靠性，本節(jié)進(jìn)行了一系列的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一，本文重點(diǎn)關(guān)注的影響因素關(guān)系活動(dòng)(guanxi)是一個(gè)潛在的內(nèi)生變量。該內(nèi)生性問(wèn)題的來(lái)源是可能存在某些遺漏變量同時(shí)影響關(guān)系活動(dòng)和生產(chǎn)技術(shù)效率。由于本文采用Wang(2002)[30]建議的一步法異質(zhì)性隨機(jī)前沿模型同時(shí)估計(jì)所有參數(shù)，所以無(wú)法利用標(biāo)準(zhǔn)的工具變量估計(jì)方法處理潛在的內(nèi)生性問(wèn)題。作為一個(gè)嘗試性的方法，參考Cai等(2011)[51]的做法，利用城市行業(yè)層面關(guān)系活動(dòng)的中位數(shù)(guanxi_cs)作為關(guān)系活動(dòng)的工具變量，然后使用尋找到的工具變量(guanxi_cs)直接替換基準(zhǔn)模型(表2中模型1)潛在的內(nèi)生變量關(guān)系活動(dòng)(guanxi)，重新估計(jì)基準(zhǔn)模型。

第二，根據(jù)數(shù)據(jù)中提供的企業(yè)與政府部門打交道天數(shù)的相關(guān)信息，構(gòu)建關(guān)系活動(dòng)的時(shí)間成本代理變量。具體而言，該代理變量(gov_days)為2004年企業(yè)與稅務(wù)、公安、環(huán)保、勞動(dòng)和社會(huì)保障部門合計(jì)打交道天數(shù)的對(duì)數(shù)。使用這一時(shí)間成本的代理變量(gov_days)替換基準(zhǔn)模型中關(guān)系活動(dòng)的貨幣成本(guanxi)，重新估計(jì)基準(zhǔn)模型。

第三，在基準(zhǔn)回歸中，本文使用企業(yè)招待應(yīng)酬貨幣支出衡量其面臨制度風(fēng)險(xiǎn)時(shí)所進(jìn)行的關(guān)系活動(dòng)，然而，該類支出可能也包含企業(yè)同供應(yīng)商或客戶建立正常商業(yè)關(guān)系的支出。因此，參考Cai等 (2011)[51]的做法，本節(jié)構(gòu)建了關(guān)系活動(dòng)中非正常商業(yè)關(guān)系支出部分(nonb_guanxi)。具體而言，首先將關(guān)系活動(dòng)(guanxi)對(duì)和企業(yè)正常商業(yè)關(guān)系建立相關(guān)的一些變量進(jìn)行回歸，包括滯后一期的勞動(dòng)力的對(duì)數(shù)、企業(yè)年齡的對(duì)數(shù)、產(chǎn)品是否銷往其他省份、同供應(yīng)商和客戶商業(yè)合作的年數(shù)的對(duì)數(shù)、CEO薪酬的對(duì)數(shù)，然后利用回歸殘差作為企業(yè)非正常商業(yè)關(guān)系支出的部分(nonb_guanxi)。本文使用該變量替換基準(zhǔn)模型中的關(guān)系活動(dòng)(guanxi)，重新估計(jì)基準(zhǔn)模型。

表4呈現(xiàn)了上述四個(gè)穩(wěn)健性檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果，為了便于比較，在列(1)呈現(xiàn)了基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果(表2中模型1)。可以發(fā)現(xiàn)，模型1至模型5中，生產(chǎn)前沿函數(shù)的系數(shù)估計(jì)值和顯著性都高度一致。

表4 模型估計(jì)結(jié)果：穩(wěn)健性分析

接下來(lái)重點(diǎn)比較不同估計(jì)模型所得到的企業(yè)技術(shù)效率的分布和影響因素的邊際效應(yīng)。關(guān)于企業(yè)技術(shù)效率的分布，重點(diǎn)考察觀測(cè)樣本特定的生產(chǎn)技術(shù)效率指數(shù)的排序是否敏感于不同模型設(shè)定。表5呈現(xiàn)了不同估計(jì)模型之間企業(yè)技術(shù)效率的Spearman秩相關(guān)系數(shù)?？梢园l(fā)現(xiàn)，模型1至模型5之間，企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率指數(shù)的排序高度一致，尤其是基準(zhǔn)模型(模型1)與其他四個(gè)穩(wěn)健性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭g的Spearman秩相關(guān)系數(shù)均大于0.665，最高達(dá)到0.886。雖然在四個(gè)穩(wěn)健性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭校疚氖褂昧岁P(guān)系活動(dòng)(guanxi)的替代度量或者無(wú)效率項(xiàng)ui的替代分布，但這四個(gè)模型之間的Spearman秩相關(guān)系數(shù)也都接近或超過(guò)0.5，特別是模型4(Non-business guanxi)和模型5(Exponential distribution)之間的Spearman秩相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.892。

表5 不同估計(jì)模型之間企業(yè)技術(shù)效率的Spearman秩相關(guān)系數(shù)

關(guān)于不同估計(jì)模型中影響因素的邊際效應(yīng)，重點(diǎn)分析關(guān)系活動(dòng)的邊際效應(yīng)。圖4和圖5分別呈現(xiàn)了不同度量方式的關(guān)系活動(dòng)對(duì)E(ui)和V(ui)的邊際效應(yīng)的局部多項(xiàng)式平滑圖。根據(jù)圖4，可以發(fā)現(xiàn)，一致于基準(zhǔn)模型的結(jié)果，不同度量方式的關(guān)系活動(dòng)對(duì)技術(shù)無(wú)效率的期望值E(ui)的邊際效應(yīng)均為負(fù)，表明關(guān)系活動(dòng)降低了生產(chǎn)技術(shù)無(wú)效率，而且，隨著關(guān)系活動(dòng)強(qiáng)度的增加，其邊際效應(yīng)均逐漸變小。圖5顯示，除了模型2(City-industry median guanxi)，關(guān)系活動(dòng)對(duì)生產(chǎn)不確定性V(ui)的邊際效應(yīng)均為負(fù)，表明關(guān)系活動(dòng)可以減少生產(chǎn)不確定性。模型2中關(guān)系活動(dòng)對(duì)生產(chǎn)不確定性的邊際效應(yīng)為正，這可能是因?yàn)槌鞘行袠I(yè)層面關(guān)系活動(dòng)的中位數(shù)(guanxi_cs)更多地度量了當(dāng)?shù)氐闹贫蕊L(fēng)險(xiǎn)，而非特定企業(yè)為了應(yīng)對(duì)制度風(fēng)險(xiǎn)所開展的策略活動(dòng)。因此，企業(yè)面臨的制度風(fēng)險(xiǎn)越高，生產(chǎn)不確定性也越高。對(duì)于模型5(Exponential distribution)，關(guān)系活動(dòng)邊際效應(yīng)的符號(hào)可以直接讀取模型估計(jì)系數(shù)的符號(hào)，可以發(fā)現(xiàn)，一致于其他估計(jì)模型，關(guān)系活動(dòng)可以降低生產(chǎn)技術(shù)無(wú)效率以及生產(chǎn)不確定性。

圖4 不同度量方式的關(guān)系活動(dòng)對(duì)技術(shù)無(wú)效率的期望值E(ui)的邊際效應(yīng)

圖5 不同度量方式的關(guān)系活動(dòng)對(duì)生產(chǎn)不確定性V(ui)的邊際效應(yīng)

上述分析表明，當(dāng)考慮到關(guān)系活動(dòng)(guanxi)可能存在的內(nèi)生性，使用關(guān)系活動(dòng)時(shí)間成本的代理變量，移除關(guān)系活動(dòng)中建立正常商業(yè)關(guān)系的支出部分，以及使用無(wú)效率項(xiàng)ui的替代分布(指數(shù)分布)，基準(zhǔn)模型結(jié)果(包括企業(yè)技術(shù)效率的分布以及關(guān)系活動(dòng)的邊際效應(yīng))依然穩(wěn)健。

五、結(jié)論

市場(chǎng)支持型制度環(huán)境的不完善給民營(yíng)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)造成了諸多障礙和風(fēng)險(xiǎn)，為了應(yīng)對(duì)面臨的制度風(fēng)險(xiǎn)，民營(yíng)企業(yè)采取的一種重要策略是投入各種資源建立社會(huì)關(guān)系。本文研究了民營(yíng)企業(yè)非生產(chǎn)性活動(dòng)——關(guān)系活動(dòng)對(duì)生產(chǎn)技術(shù)效率的影響。利用中國(guó)投資環(huán)境調(diào)查數(shù)據(jù)，本文采用一步法異質(zhì)性隨機(jī)前沿模型考察了樣本企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的分布特征，分析了關(guān)系活動(dòng)對(duì)生產(chǎn)技術(shù)無(wú)效率以及生產(chǎn)不確定性的邊際效應(yīng)。本文主要結(jié)論如下：首先，平均而言，由于生產(chǎn)技術(shù)無(wú)效率，樣本企業(yè)產(chǎn)出減少了40%左右。樣本企業(yè)組間生產(chǎn)技術(shù)效率比較表明，出口企業(yè)、大規(guī)模企業(yè)及沿海地區(qū)樣本企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)效率更顯著。其次，影響因素對(duì)技術(shù)無(wú)效率的期望值和生產(chǎn)不確定性的邊際效應(yīng)分析表明，關(guān)系活動(dòng)通過(guò)降低生產(chǎn)技術(shù)無(wú)效率和減少生產(chǎn)不確定性來(lái)改善企業(yè)技術(shù)效率，具有重要的生產(chǎn)效應(yīng)。在考慮模型可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題以及進(jìn)行一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)之后，本文結(jié)果依然成立。本文結(jié)果不僅可以豐富非生產(chǎn)性活動(dòng)可能影響的研究文獻(xiàn)，而且可以對(duì)企業(yè)技術(shù)效率的決定因素研究進(jìn)行有益補(bǔ)充，更為重要的是，揭示了非生產(chǎn)性活動(dòng)的生產(chǎn)效應(yīng)，即改善企業(yè)技術(shù)效率。

本文研究結(jié)論對(duì)有效降低制度性交易成本，優(yōu)化營(yíng)商環(huán)境及構(gòu)建親清政商關(guān)系具有重要的現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。正式制度環(huán)境對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義，但正式制度環(huán)境的不完善不僅直接減少經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，還會(huì)顯著影響企業(yè)從事各類活動(dòng)的激勵(lì)，扭曲企業(yè)的活動(dòng)配置，降低創(chuàng)業(yè)質(zhì)量。雖然研究發(fā)現(xiàn)非生產(chǎn)性活動(dòng)對(duì)企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率有改善作用，能降低企業(yè)生產(chǎn)的不確定性；但關(guān)系活動(dòng)的支出本身并未直接作用于生產(chǎn)活動(dòng)，還可能對(duì)企業(yè)創(chuàng)新等生產(chǎn)性活動(dòng)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，進(jìn)而限制了企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展。因此，政府應(yīng)進(jìn)一步健全支持民營(yíng)企業(yè)發(fā)展的法治環(huán)境、政策環(huán)境和市場(chǎng)環(huán)境等，建立規(guī)范化政企溝通渠道，為后疫情時(shí)期經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供制度保障。