商业经济与管理

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(1)事实上,大量国内文献也从不同角度探讨了TFP增长率的影响因素,并提出了一些新颖观点。但它们大都是从实体性因素角度对中国TFP增长率进行考察,如李小平等(2008)[11]从国际贸易所带来的技术外溢角度,黄先海等(2017)[12]从要素流动约束的缓解角度,颜色等(2018)[13]从产业结构转型角度揭示它们对中国TFP增长率的影响。

(2)世界银行发布的关于中国、意大利、巴西、印度、埃及等国的《营商环境报告》,揭示这些国家内部各地区在契约执行方面存在着巨大的差异。

(3)此时,给定最终品厂商和中间品供应商的讨价还价能力和偏好对称。

(4)对于该参数的进一步探讨,可参见Acemoglu等(2009)[28]。实际上,1-φ还可以被理解为在发生“敲竹杠”行为时,中间品供应商所面临的诉诸法律所需要承担的成本,后者源于包括经济环境本身的变迁、企业需要承担的诉讼费用、产品本身的自然损耗等因素的发生会降低的产品价值。

(5)Aghion等(2005)[29]提出:在每一个时期,如第t-1期,对于每一个中间品i,经济中只存在一个垄断中间品厂商i,后者只能在t-1期内拥有垄断权;而产品的垄断权是在不同的中间品厂商之间依据厂商在下一期即第t期是否技术创新成功,而被不断转移。关于中间品生产相关假设的进一步探讨,请参见Aghion等(2005)[29]。

(6)该设定表明,企业的R&D投入Rit越多,企业成功创新的概率μit越高,但随着投入的增多,创新概率提升幅度会逐渐降低。

(7)常见的有OLS、FE、OP和GMM等。

(8)同时,本文还以GMM方法计算结果做相应的稳健性讨论,以进一步提高研究结论的有效性。

(9)本文实证对象的选择受到数据限制,因为《中国工业统计年鉴》在2012年以后就不再公布增加值,甚至在2014年以后不再公布总产值,这就限制了新年鉴数据的应用。参考现有研究,本文以2001—2011年《中国工业统计年鉴》公布的地区产业数据作为对象。

(10)值得一提的是,也有一些学者尝试从不同角度寻找我国各地区的契约制度变量,如余林徽等(2013)[35]尝试利用中国18个城市企业对契约执行的主观回答,张云等(2017)[36]利用商业银行不良贷款率,刘鹏飞和李俊青(2018)[37]利用樊纲等(2011)[38]构建的“对生产者合法权益的保护”来度量契约执行效率,他们在不同程度上对中国契约制度的实证研究做出了贡献。然而,这些指标或者存在明显的主观性特征,或者主要针对的是金融契约和产权保护。与上述文献不同,《2008中国营商环境报告》的数据是“通过对法律、法规的搜集,以及对1000余名政府官员、律师和其他从事日常法律法规的管理和咨询服务的专业人士的问卷调查获得的”。其调查指标设定标准相同,调查过程透明且可重复,从而使得调查结果可以在不同国家或城市间进行基准比较,因此,该数据的客观性、可靠性和可比较性较强,已经在经济学研究中得到了广泛应用,如Feenstra等(2013)[39]、Wang等(2014)[40]等。因此,本文参考Feenstra等(2013)[39]的做法,采用《2008中国营商环境报告》中公布的数据来测度中国各省(区、市)的契约执行效率。另外,值得说明的是:《2008中国营商环境报告》的统计针对的是除西藏、香港、澳门、台湾之外的30个省(区、市)。因此,为了与该数据相匹配,本文选择除西藏、香港、澳门、台湾之外的中国大陆30个省(区、市)作为地区样本。

(11)具体行业如下:煤炭开采和洗选业(6),石油和天然气开采业(7),黑色金属矿采选业(8),有色金属矿采选业(9),农副食品加工业(13),食品制造业(14),饮料制造业(15),烟草制品业(16),纺织业(17),造纸及纸制品业(22),石油及炼焦加工业(25),化学原料及化学制品制造业(26),医药制造业(27),化学纤维制造业(28),非金属矿物制品业(31),黑色金属冶炼及压延加工业(32),有色金属冶炼及压延加工业(33),金属制品业(34),通用设备制造业(35),专用设备制造业(36),交通运输设备制造业(37),电气机械及器材制造业(39),通讯设备、计算机及其他设备制造业(40),仪器仪表及文化办公机械制造业(41),电力热力的生产和供应业(44)。

(12)其中采矿业包括煤炭开采和洗选业、石油和天然气开采业、黑色金属矿采选业、有色金属矿采选业和非金属矿采选业。观察可见,通信设备、计算机及其他电子设备制造业(40)的契约密集度最高,而作为传统部门的石油及炼焦加工业(25)的契约密集度最低。

(13)参照Seitz和Watzinger(2017)[25]的做法,采用固定效应模型进行估计,以控制地区和行业间的个体差异;采用逐步回归法来考察契约执行效率交互项对地区行业TFP增长率的影响,以克服增加控制变量可能导致的多重共线性问题。参考吕朝凤等(2019)的研究,本文对地区行业10年平均的TFP增长率进行解释,所以这里只有两个维度,即地区和行业的固定效应。由于篇幅限制,本文只报告未加控制变量和加入所有控制变量的计量模型的估计结果。

(14)需要说明的是,契约执行效率的交互项系数显著为正,还有重要的经济含义。本文将在下文进一步加以讨论。

(15)20世纪初期的中国各省(市)基督教高级教会小学注册学生人数来源于美国传教士Continuation Committee(1922)所编著的针对中国基督教事业的大型调查报告。该资料详细统计了中国1598个县1901—1920年间基督教会的各项数据,其中包括了基督教高级教会小学注册学生数等重要指标。通过对这些青海的、新疆的县域资料整理,本文统计出了除西藏、青海、新疆、香港、澳门、台湾之外,中国大陆28个省(区、市)主要集中于1919年的学生人数。当然,依据新中国成立后行政区划的调整情况,本文对该报告中部分省区的统计数据进行了重新整理。由于这一份调查报告并未单独列出青海、新疆的数据,本文参考了吕朝凤(2018)[45]对青海、新疆的数据的估算结果。

(16)各省(区、市)自愿无偿献血量选自中国输血协会2000年对除西藏、香港、澳门、台湾外的全国30个省(区、市)自愿无偿献血量的统计结果。

(17)具体过程如下:在检验前,本文利用Durbin-Wu-Hausman检验来识别变量的内生性问题,检验结果见表3第(1)列,DWH检验结果拒绝该变量是外生的这一判断。表3第(1)列还报告了对工具变量进行弱识别、识别不足和过度识别检验的相应统计值和相伴概率。结果显示本文所选用的工具变量是与内生变量高度相关并满足外生性假设的强工具变量。另外,值得说明的是:考虑到计量模型可能存在的异方差问题,本文分别采用Kleibergen & Paaprk Wald F、Kleibergen & Paaprk rk LM、Hansen J 统计量来对工具变量进行弱识别、识别不足和过度识别检验。其中,弱识别检验的原假设是工具变量与内生变量弱相关,若拒绝原假设,则表明工具变量与内生变量具有强相关性,是强工具变量;识别不足检验和过度识别检验都是为了检验工具变量的内生性,其中若拒绝识别不足检验的原假设,并接受过度识别检验的原假设,则表明工具变量是外生的。

(18)为了控制其他制度变量的影响,本文还参考樊纲等(2011)[38]在《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011 年报告》中将对各省(区、市)2008年的市场化进程总指数及其分类指标——政府与市场、非公有制经济、中介与法律制度指数与契约密集度的交互项分别作为控制变量,逐个引入进行IVTSLS回归。估计结果表明在控制这些变量之后,契约执行效率与契约密集度的交互项系数仍然显著为正,表明其他制度变量的引入并不会影响本文模型的估计结果。由于篇幅限制,这些估计结果备索。

(19)即契约执行效率交互项估计系数显著为正和其与TFP增长率之间的因果性关系。

(20)限于篇幅,表3仅报告引入所有控制变量的结果,未引入控制变量结果备索。

(21)契约执行效率指标选自世界银行《2008中国营商环境报告》。

(22)由于篇幅限制,本文省略了利用第二个替代指标进行IVTSLS估计结果的报告。但需要指出的是:通过对估计结果分析发现,其与采用第一个替代指标时得到的结论一致,均表明了本文主要结论是非常稳健的。具体结果备索。

(23)《中国工业经济统计年鉴》在2008年之后不再公布地区行业的增加值数据。

(24)需要说明的是,本文在利用中国工业企业数据库提供的微观样本之前,对该数据库提供的微观企业样本进行了整理,从而获得了50945家在2001—2007年间连续存在的企业样本。具体的整理方法如下:(1)删除企业成立月份大于12月且成立年份大于数据年份的企业样本;(2)删除企业销售收入少于出口交货值的样本;(3)删除固定资产或流动资产大于总资产的样本;(4)删除企业员工数量低于8人的样本。

(25)需要指出的是,本文还直接采用这一指标作为契约密集度的替代测度指标,进行IVTSLS估计。结果表明,与采用这一指标排名的结果一样,它也支持前文的研究结论,即契约执行效率与契约密集度的交互项估计系数显著为正。由于篇幅限制,其具体检验结果备索。

(26)技术创新水平指标选自世界银行《中国区域创新能力报告2008》;本文利用2007年中国工业企业数据库提供的30多万家工业企业、关于“是否有新产品”这一问题的调查结果进行平均处理,从而整理获得各工业行业的技术创新密集度,即■,其中Newj代表第j个企业有新产品,Ni代表i行业中企业的总数量。

(27)需要说明的是,作者将文中构建的反映地区技术创新水平和行业创新密集度指标的交互项即作为地区行业技术创新变量,考察了其对契约执行效率及其密集度交互项的IVTSLS估计结果。回归结果显示契约执行效率交互项系数显著为正,这表明对于不完全契约密集型行业,契约高效执行的地区将拥有更高的技术创新水平。这也表明契约制度通过技术创新渠道促进了地区行业的TFP增长。由于篇幅限制,估计结果备索。