竞争政策与企业全要素生产率...反垄断法》实施的准自然实验_马兆良.pdf

安徽师范大学学报（人文社会科学版）2023年第51卷【经济研究】DOI：10.14182/ki.j.anu.2023.02.015竞争政策与企业全要素生产率基于反垄断法实施的准自然实验*马兆良1，2，许博强1（1.安徽大学 经济学院，合肥 230601；2.安徽大学 创新发展战略研究院，合肥 230039）关键词：行政垄断；反垄断；全要素生产率；竞争政策摘要：市场的有效运行是企业高质量发展的外部条件。作为竞争政策的重要内容之一，反垄断法可以维护市场竞争的公平公正，改善营商环境，促进企业发展。基于20042018年上市公司数据，并借助反垄断法实施这一准自然实验，检验了反垄断法实施对企业全要素生产率的影响。研究发现，反垄断法的实施能有效规制各地区行政垄断程度，有助于提高企业全要素生产率；进一步分析发现，反垄断法有助于遏制地方政府管制的信贷资源分配“歧视”，提升企业融资便利性，倒逼企业加大研发、人力资本投入，优化投资效率。异质性分析表明，反垄断法的实施，对国有企业、低成长性企业、僵尸企业及东部地区企业全要素生产率的促进作用更为显著。中图分类号：F421文献标识码：A文章编号：1001-2435（2023）02-0144-14Competition Policy and Corporate Total Factor ProductivityCompetition Policy and Corporate Total Factor ProductivityQuasi-natural Experiments Based on the ImplementaQuasi-natural Experiments Based on the Implementa-tion of the Anti-monopoly Lawtion of the Anti-monopoly LawMA Zhao-liang1，2，XU Bo-qiang1（1.Economics School，Anhui University，Hefei 230601，China；2.Academy ofStrategies for Innovation and Development，Anhui University，Hefei 230039，China）Key wordsKey words：administrative monopoly；anti-monopoly；total factor productivity；competition policyAbstractAbstract：The effective operation of the market is the external condition for the high-quality development of enter-prises.As one of the important contents of competition policy，theAnti-monopoly Lawcan maintain the fairness andjustice of market competition，improve the business environment and promote the development of enterprises.Basedon the data of listed companies from 2004 to 2018，and with the help of the quasi-natural experiment of the imple-mentation of theAnti-monopoly Law，this paper tests the impact of the implementation of theAnti-monopoly Lawon the total factor productivity of enterprises.It is found that the implementation of theAnti-monopoly Lawcan ef-fectively regulate the degree of administrative monopoly in various regions，and help to improve the total factor pro-ductivity of enterprises；Further analysis shows that theAnti-monopoly Lawhelps to curb the discrimination in thedistribution of credit resources regulated by local governments，improve the financing convenience of enterprises，andforce enterprises to increase R&D investment，human capital investment and optimize investment efficiency.Theheterogeneity analysis shows that the implementation of theAnti-monopoly Lawhas a more significant role in pro-moting the total factor productivity of state-owned enterprises，non-high growth enterprises，zombie enterprises andenterprises in the eastern region.*收稿日期：2022-04-11；修回日期：2022-07-01基金项目：国家社会科学基金一般项目“基于马克思主义价值理论的技术进步测算方法研究”（19BJL004）；安徽生态与经济发展研究中心课题“互联网发展与企业绿色技术创新”（AHST2021014）作者简介：马兆良（1973-），男，安徽淮北人，博士，副教授，硕士生导师，主要研究方向为创新、高水平开放与高质量发展；许博强（1997-），女，安徽池州人，硕士生，主要研究方向为创新、高水平开放与高质量发展。144第2期马兆良，等：竞争政策与企业全要素生产率一、引言党的二十大报告指出，要“加强反垄断和反不正当竞争，破除地方保护和行政性垄断”。扫除阻碍国内大循环畅通的制度和利益羁绊，促进要素市场化配置，构建全国内统一大市场，提升市场主体发展质量，是构建高水平社会主义市场经济体制的重要内容。在“晋升锦标赛”体制下，不同形式的地方保护诱发行政垄断现象仍较为普遍，这最终导致了市场分割，一定程度地阻碍了国内统一市场的建立。垄断扭曲了地区间的资源配置，抑制企业技术创新的积极性。十九大报告提出“打破行政垄断，防止市场垄断”；“十四五”规划纲要明确指出要“坚持鼓励竞争、反对垄断，完善竞争政策框架”“加大反垄断和反不正当竞争执法司法力度”。2021年11月，国家反垄断局正式挂牌，体现出我国政府反垄断的决心。已颁布的中华人民共和国反垄断法（以下简称反垄断法）是我国竞争政策的重要内容之一，是构建公平竞争和维护自由市场机制的“经济宪法”。其核心在于处理市场、政府与企业三者间的关系，以“打破行政性垄断，防止市场垄断”为着力点维护公平有序的市场竞争秩序，旨在通过维护良好的市场秩序保障市场主体合法权益，激励各类市场主体平等参与经济活动，破除市场分割，促进全国统一大市场建设。在中国当前社会经济转型升级的过程中，仍存在地方政府为追求局部区域发展而实施区域性行政垄断的地方保护主义现象，地方政府对微观经济的种种干预行为最终导致了地区间市场分割，成为阻碍中国统一市场建立的最大障碍之一。各地方政府及其下属机构各部门为了保护本地局部利益，滥用行政权力，有意地去割裂地区间的资源联系，结果主要表现为优先支持本地企业的生产及限制了本地商品和技术外流等。这种行为导致区域间贸易交易成本大幅上涨，使得技术在厂商和地区间的扩散变得更加困难，不利于提升企业全要素生产率。因此，需要建立合理的市场制度，从根源破除行政垄断，以保障公平公正的企业营商环境，促进企业健康发展。考虑到社会经济转型时期内外部市场环境的复杂性，我国法律体系的完善性及执法的有效性还存在欠缺，出台反垄断法能否有效规制行政垄断，促进企业全要素生产率的提升？反垄断法的实施影响企业全要素生产率可能的机制有哪些？不同特征、地区的企业所受影响是否存在差异？厘清这些问题有助于揭示市场、政府与企业三者间的联系，对加快构建新发展格局、实现经济高质量发展有重要的理论和实践意义。为解答上述问题，本文借助2008年反垄断法实施这一准自然实验，构建双重差分模型，对行政垄断与企业高质量发展的关系进行实证研究。研究表明，实施反垄断法规制行政垄断有助于提高企业全要素生产率。其影响机制主要在于，规制行政垄断有助于遏制地方政府管制的信贷资源分配不公，提升企业融资便利性；同时有助于发挥市场竞争机制的“优胜劣汰”功能，倒逼企业通过增加研发投入、增加人力资本投入及降低非效率投资等手段来应对市场竞争，从而实现企业全要素生产率的提升。此外，实施反垄断法规制行政垄断对企业全要素生产率的影响，存在企业特征和地区差异性。同既有研究相比，本文可能的创新之处在于：（1）紧扣“规制行政垄断”“企业全要素生产率”两个陆铭、陈钊：分割市场的经济增长为什么经济开放可能加剧地方保护，经济研究2009年第3期。张杰、翟福昕、周晓艳：政府补贴、市场竞争与出口产品质量，数量经济技术经济研究2015年第4期。王彦超、蒋亚含：竞争政策与企业投资基于反垄断法实施的准自然实验，经济研究2020年第8期。Fernald 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2011），pp.29-74.刘斐然、胡立君：政府创新偏好、市场一体化与企业创新，当代财经2020年第7期。范剑勇、林云：产品同质性、投资的地方保护与国内产品市场一体化测度，经济研究2011年第11期。145安徽师范大学学报（人文社会科学版）2023年第51卷重要话题，试图证实两者间因果关系。以往研究发现，地方保护与市场分割不利于企业长期发展，而竞争政策能够破除地方市场间的保护壁垒，对企业全要素生产率的提高产生积极作用，但鲜有研究从中分离出竞争政策的作用及其造成的经济后果，而这恰恰对理论构建与经验研究至关重要，亦是政策制定者所关注的重点内容。本文以反垄断法的实施为准自然实验研究场景，系统研究了竞争政策变化与企业全要素生产率的关系，这是对以往研究的进一步补充。（2）本文是对全要素生产率有关文献的重要补充。有学者基于宏观面板数据研究了市场分割与全要素生产率问题，发现地方政府以“为增长而竞争”所导致的地区间市场分割能通过引资效应、要素扭曲效应和地方保护效应三条影响机制对全要素生产率产生抑制效应。也有学者基于工业企业的微观数据，发现市场分割能通过抑制规模经济效应、降低研发投入、过度保护国企和增加寻租行为等渠道抑制企业全要素生产率的提升。为对上述理论研究作进一步补充，本文以A股上市公司数据为研究样本，实证考察了反垄断法出台对企业全要素生产率的作用，检验了其作用机制，并剖析了行政垄断对企业全要素生产率影响的机制与地区异质性，是对以往学者所作研究的更深拓展。（3）本文是对有关反垄断法研究的进一步完善和对反垄断法立法质量评估的尝试。竞争政策实施的经济后果一直是经济学领域多年来所关注的重要研究课题。以往有学者通过研究发现，打破市场行政垄断，利于要素在市场间流动与自由配置，推动公平竞争的社会主义市场体系发展；但也有学者认为反垄断法的出台会造成市场参与者间的激励扭曲问题，增加政府与企业间的寻租活动，破坏公平市场竞争，妨碍企业创新活动，对经济健康增长起到负面作用。本文以2008年反垄断法的实施为研究背景，试图考察竞争政策与企业全要素生产率之间的关系，丰富有关竞争政策与经济后果的研究。二、理论分析与研究假设行政垄断本质上是经济分权和地方政府竞争的体现。市场维护型联邦制主义下，中央政府在经济治理和公共决策上不断权衡向地方政府分权和抑权，最终形成具有地区差异性的经济分权。政治激励的动机使得各地政府展开横向博弈，为提高经济发展极限、实现晋升几率最大化而展开激烈的地方政府竞争。地方政府利用所掌握的大量经济资源和资源配置的自由权不断干涉地方市场，形成“为增长而竞争”的地方政府竞争格局，对企业生产经营活动产生直接影响，这种长期博弈导致了行政垄断。行政垄断将会导致地区间市场分割。在这种情况下，地区间商品和资源流通受阻，地方贸易壁垒出现，本土市场规模减小和市场资源分配被扭曲等情况将不可避免。?I1同时，为了本地市场的发展，地方政府会通过实施财政补贴和区域产业等政策保护地方产业，破坏公平竞争。短期来看，适度的分权和竞争对全要素生产率有正向促进作用。?I2地方政府通过一系列的招商引资政刘凤委、于旭辉、李琳：地方保护能提升公司绩效吗来自上市公司的经验证据，中国工业经济2007年第4期。申广军、王雅琦：市场分割与制造业企业全要素生产率，南方经济2015年第4期。Buccirossi 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2017），pp.151-174.?I1徐业坤、马光源：地方官员变更与企业产能过剩，经济研究2019年第5期。?I2秦琳贵、沈体雁：地方政府竞争、环境规制与全要素生产率，经济经纬2020年第5期。146第2期马兆良，等：竞争政策与企业全要素生产率策、税收优惠和财政补贴来扶持企业的研发创新活动，能够促进企业全要素生产率的提高。但从长远发展角度来看，过度分权及地方间的恶性竞争会导致金融资源配置不公和企业的投资非理性和低效率等各种问题，进而阻碍企业的健康发展。一方面，由政府管制的金融体系会在一定政策导向下产生信贷资源分配不公的问题。信贷资源在政府管制下大多流向国有企业，反而一些具有创新性的公司因面临着严峻的融资和信贷约束，难以获得关键资源要素，从而减少研发创新活动。另一方面，在激烈的晋升锦标赛机制下，地方政府更容易出现“攫取之手”，产生更为强烈的投资冲动，在本地大力投资于国家倡导的新兴行业或更能吸引投资的支柱行业等，这诱导大量企业在并不具有区位优势的行业上进行大量非效率投资，使资源错配问题严重化，拖累企业技术的进步和地区发展。同时，地方保护主义造成的行政垄断限制了资源的跨区域自由流动，地方政府使用各种手段限制外地企业在本地的投资和商品流入，造成市场规模的减小，不利于生产率的提高。行政垄断不仅导致区域间资源配置低效，妨碍建立开放统一和公平竞争的市场环境，更是反过来扼杀了创新，拖累中国经济的健康发展。因此，反垄断法制定行政垄断的相应规章，旨在限制和杜绝这种“以邻为壑”式地方保护主义，规制行政垄断，维护市场公平竞争。其一，限制地方政府对企业经营活动和投资方向的干预，减少了企业的政策性迎合投资，减少无效率投资，提高企业内部投资效率，促进企业提高全要素生产率；其二，禁止行政机关滥用行政权力阻碍地区间商品、资本的自由流通，禁止地方政府限制本地与外地经营者间的公平竞争，改变了企业可达的市场规模大小和区域间资源要素分配方式，通过发挥全国整体市场规模经济效应促进市场竞争，以市场“无形的手”决定要素的最优化配置，淘汰生产率低下的企业，提高全要素生产率。市场扩张的同时，市场主体为应对激烈竞争，会加大研发投入力度和人力资本的投入，加强自身研发创新能力。其三，在反垄断法规制下，政府也有动机改善区域内经济资源的分配，具体表现为优化信贷资源配置、限制地方低效率、非增值的投资项目。一方面，地方政府管控下的“歧视性”信贷资源分配会受到反垄断法的相应制裁，另一方面，信贷资源的“错配”、投资效率的低下也会给政府财政收入带来巨大压力，因此，政府会通过优化信贷结构和投资决策，并通过清理依靠政府补贴自身却不产生效益的“僵尸企业”等各种举措来盘活闲置资源，进而促进地区经济资源配置效率的最大化。因此，笔者认为，出台反垄断法规制地区行政垄断，能够改变市场竞争格局，维护市场的开放统一，利于企业全要素生产率的提升。据此，我们提出如下假说。假说：实施反垄断法规制行政垄断，能够提高企业全要素生产率。三、研究设计（一）样本选择和数据来源本文以20042018年所有沪深两市A股上市公司为基础样本，并进行以下处理：（1）剔除所有金融行业企业样本及研究期间被ST和*ST处理的企业样本；（2）剔除数据存在缺失的样本；（3）为避免极端值影响，对所有连续变量进行1%水平的缩尾处理。最终，共得到25 911个企业年度观测值。本文所使用的微观企业层面样本数据获取于国泰安和Wind数据库，宏观层面样本数据获取于中国统计年鉴。（二）检验思路本文根据地区行政垄断程度的变化、途径和后果三个层次，检验反垄断法对企业全要素生产率影响效果。陈宝东、邓晓兰：中国地方债务扩张对地方财政可持续性的影响分析，经济学家2018年第10期。郑威、陆远权：金融分权、地方官员激励与企业创新投入，研究与发展管理2018年第5期。Xu N H，Chen Q Y，Xu Y and Chan K C，Political Uncertainty and Cash Holdings：Evidence from China，Journal of Corporate Fi-nance，vol.40，no.1（October 2016），pp.276-295.147安徽师范大学学报（人文社会科学版）2023年第51卷首先，检验在反垄断法实施后，地区行政垄断程度是否有明显下降趋势。其次，检验在反垄断法实施后，企业全要素生产率是如何变化的：（1）反垄断法的实施是否有效促进了全要素生产率的提升。（2）企业外部融资便利性及企业内部研发投入、人力资本投入以及投资效率等这些作用渠道是否发生变化。（3）检验反垄断法实施后地区行政垄断程度的变化对企业全要素生产率的作用在不同类型企业中是否存在差异性，在不同地区的企业中是否存在差异性。（三）模型设定与变量定义为了验证研究假设，参考王彦超等（2020）的研究，本文构建如下计量模型：SEGMit=0+1POST+iXit+PRO+YEAR+it（1）TFPit=0+1POST DSEGM+iXit+FIRM+IND+YEAR+it（2）模型（1）检验反垄断法实施后，地区行政垄断程度SEGM的变化。其中，POST为反垄断法实施的时点变量，在反垄断法实施的年份将POST设定为1，未实施的年份将POST设定为0。考虑到反垄断法虽然正式实施于2008年8月1日，但具体细则的推行开始于2009年，因此，本文以2009年为政策冲击点，即2009年之前虚拟变量POST设为0，2009年及以后年份虚拟变量POST设为1；X为一系列控制变量；PRO、YEAR分别为地区、年度固定效应。模型（2）检验反垄断法实施对企业全要素生产率的影响，被解释变量为TFP，表示企业全要素生产率；DSEGM表示行政垄断下降程度，以2009年作为政策冲击点，参考王彦超等（2020）的方法，以研究样本内各省份在2009年前后行政垄断SEGM的均值之差值来衡量；核心解释变量为POST DSEGM，代表各省市在反垄断法实施后地区行政垄断下降的程度；X为一系列控制变量；FIRM、IND、YEAR分别为企业、行业、年度固定效应；it为回归模型的残差项。1.行政垄断（SEGM）本文所研究的行政垄断，主要表现在行政部门设立壁垒、限制要素资源自由流通并限制自由竞争，是一种区域间的市场分割现象。借鉴毛其淋等（2012）和陈书平等（2022）的研究方法，选取13种商品并采用价格指数法测算中国31个省市的市场分割指数，以此来衡量地区行政垄断程度。具体计算过程如下：（1）以31个省市20042018年13种商品的价格指数为基础，构造地区、商品、时间三维数据，利用公式（3），计算省市i与国内其他所有省市j的相对价格绝对值：|Qkijt|=|ln(pkitpkjt)-ln(pkit-1pkjk-1)|（3）其中，pkjt为i省在t年k产品的价格指数。与以往研究不同的是，考虑到地方政府间“晋升锦标赛”不仅局限于相邻省份间，而是在全国范围内，且交通设施的便利使得商品在区域间流通的地理障碍减小，本文在计算了相邻省份商品相对价格时，进一步将地区i与国内其他所有省市j的相对价格包括在内。（2）用相对价格取绝对值减去每个商品的整体指数均值来剔除由商品自身价格因素等异质性导致的王彦超、蒋亚含：竞争政策与企业投资基于反垄断法实施的准自然实验，经济研究2020年第8期。为避免回归时核心解释变量DSEGMPOST系数过小问题，在回归前对行政垄断SEGM数值作放大1000倍处理。毛其淋、盛斌：对外经济开放、区域市场整合与全要素生产率，经济学（季刊）2012年第1期。陈书平、戴青兰、肖盈：省域多中心集聚与城市创新水平，贵州财经大学学报2022年第2期。13种商品具体包括：粮食、水产品、饮料烟酒、服装鞋帽、纺织品、家用电器及音像器材、日用品、交通通信用品、化妆品、中西药品及医疗保健用品、书报杂志及电子出版物、燃料和建筑材料及五金电料。148第2期马兆良，等：竞争政策与企业全要素生产率不可加效应，从而更准确地度量各省份间市场分割程度。具体公式如下：qkijt=|Qkijt|-|Qkt|（4）（3）利用式（4）得到的qkijt计算两两省份间各商品相对均值方差，取组内均值，得到省份i在t年的市场分割指数，具体计算公式如下：SEGMit=i jVar(qkijt)N（5）2.企业全要素生产率（TFP）相较于传统的OLS法估计，Olley和Pakes等提出的OP法，可有效解决计算中产生的“同时偏差”和“选择偏差”问题。因此，本文决定使用OP法对微观企业全要素生产率进行测算。在Olley和Pakes的基础思路上，本文借鉴Loecker等研究，将企业出口行为决策引入OP模型框架中，参考鲁晓东等的研究估计了以下模型，对企业全要素生产率进行计算：lnYit=0+klnKit+llnLit+aAGEit+sSOEit+eEXPit+mmYEARm+nnPROn+kkINDk+it（6）其中，lnYit、lnKit、lnLit分别为企业i在t年的总产出对数值、资本投入对数值和劳动投入对数值，AGEit、SOEit分别为企业i在t年时年龄及是否为国有企业，EXPit为企业i在t年是否参与出口活动的虚拟变量，同时加入年份、省份及行业固定效应。基于式（6）使用Olley和Pakes（Olley&Pakes，1996）的半参数三步估计法估计出企业全要素生产率。此外，本文也采用Ackerveg等（2015）提出的ACF方法重新测算企业全要素生产率作为稳健性检验。3.控制变量集（X）参考王彦超等研究结果，模型（1）选取地区的市场化程度（MKT）、政府财政收入的对数值（GOV）、人均生产总值的对数（GDP）、土地面积的对数值（AREA）等作为控制变量。参考Bennett等和陈永丽等的研究，模型（2）选取企业规模（SIZE）、资产负债率（LEV）、净资产收益率（ROE）、企业特征（SOE）、企业成立年限（LAGE）、资本密集度（CAPINT）、独立董事比例（INDEP）等作为控制变量。具体变量说明见表1。戴鹏毅、杨胜刚、袁礼：资本市场开放与企业全要素生产率，世界经济2021年第8期。Loecker J D，Do exports generate higher productivity?Evidence from Slovenia，Journal of International Economics，vol.73，no.1（October 2007），pp.69-98.鲁晓东、连玉君：中国工业企业全要素生产率估计:19992007，经济学（季刊）2012年第2期。Ackerberg D A，Caves K and Frazer G，Identification properties of recent production function estimators，Econometrica，vol.83，no.6（November 2015），pp.2411-2451.王彦超、蒋亚含：竞争政策与企业投资基于反垄断法实施的准自然实验，经济研究2020年第8期。Bennett B，Stulz R and Wang Z，Does the Stock Market Make Firms More Productive，Journal of Financial Economics，vol.136，no.2（December 2020），pp.281-306.陈永丽、李秋坛、陈欢：产能过剩、实质性创新与企业全要素生产率基于制造业上市公司的实证分析，重庆工商大学学报（社会科学版）2021年第5期。149安徽师范大学学报（人文社会科学版）2023年第51卷表1变量说明被解释变量解释变量控制变量变量名TFPSEGMPOSTPOSTDSEGMSIZELEVROESOELAGECAPINTINDEPMKTGOVGDPAREA含义企业全要素生产率，由半参数估计的OP法测算区域性行政垄断程度是否实施 反垄断法。反垄断法 实施后为1，实施前为0反垄断法 实施后区域性行政垄断下降程度企业规模。以总资产取对数表示资产负债率净资产收益率，以净利润占净资产比重表示国有企业设为1，非国有企业设为0企业成立年限资本密集度以固定资产总额占总资产比重表示独立董事比例是否处于高市场化水平地区。基于 中国分省份市场化指数报告 中每年市场化总指数评分的中位数对样本进行划分，高于年中位数的设为1，否则为0政府财政收入取对数人均生产总值取对数土地面积取对数四、实证结果与分析（一）反垄断法与地区行政垄断程度表2报告了SEGM在反垄断法实施后的变化。从第（1）列和第（2）列来看，无论是否添加控制变量，虚拟变量POST系数显著为负，表明反垄断法的实施会显著降低地区行政垄断程度。表2反垄断法与区域性行政垄断回归结果POSTGDPGOVAREAMKT常数项省份、年份固定效应观测值R2（1）-0.269*（-8.287）0.479*（19.796）控制4500.398（2）-0.352*（-8.605）0.030（1.377）0.036*（1.819）-0.091*（-4.572）0.038*（2.349）0.599*（2.799）控制4500.471注：*、*、*分别表示在10%、5%、1%的水平上显著；括号中为t值。150第2期马兆良，等：竞争政策与企业全要素生产率（二）反垄断法与企业全要素生产率1.平行趋势检验应用双重差分模型，要求在反垄断法实施前后，不同行政垄断程度地区企业的全要素生产率具有相同时间趋势。为此，本文借鉴余明桂等的做法，以反假设法来验证平行趋势假设是否成立。具体为，通过假想的反垄断法实施年份对样本进行重新回归，若核心解释变量不显著，则说明不同行政垄断程度地区企业的全要素生产率变化趋势，在没有实施反垄断法的情况下，不存在系统性差异，即满足平行趋势假设。本文选择以反垄断法尚未实施的20042007年为样本区间进行反事实检验，分别假设2006年和2007年为反垄断法实施年份。假设2006年为政策实施年份时，重新设定虚拟变量POST2和2006年前后各省市行政垄断程度（SEGM）的均值差DSEGM2；假设2007年为政策实施年份时，重新设定了虚拟变量POST1和2007年前后各省市行政垄断程度（SEGM）的均值差DSEGM1。平行趋势检验结果见表3第（1）、（2）列，结果表明，无论假定政策实施年份是2006或是2007年，核心解释变量均不显著，说明若未受到反垄断法规制行政垄断干预，不同行政垄断程度地区企业全要素生产率的时间趋势不存在显著差异，平行趋势假定得到满足。2.初步回归结果分析表3第（3）列报告了实施反垄断法后，地区行政垄断程度下降对企业全要素生产率的影响。回归（3）结果显示，主要解释变量POSTDSEGM回归系数均显著为正。这表明，在反垄断法实施后，那些行政垄断下降程度越多的地区，企业全要素生产率提高越多，即规制行政垄断有利于企业全要素生产率的提升，初步检验假设成立。表3规制行政垄断与企业全要素生产率POSTDSEGM1POST1DSEGM1POST2DSEGM2SIZELEVROESOELAGECAPINTINDEP常数项企业、行业、年份固定效应观测值R2（1）0.082（1.152）0.196*（16.861）0.226*（5.345）1.678*（25.049）-0.057*（-1.871）-0.028*（-8.992）-0.338*（-8.474）0.066（0.542）-0.574*（-2.311）控制259110.199（2）0.119（1.582）0.195*（16.876）0.227*（5.364）1.678*（25.050）-0.057*（-1.893）-0.029*（-9.596）-0.338*（-8.484）0.063（0.520）-0.566*（-2.286）控制259110.200（3）0.170*（2.102）0.195*（16.929）0.227*（5.367）1.679*（25.082）-0.058*（-1.901）-0.029*（-10.638）-0.339*（-8.503）0.064（0.529）-0.564*（-2.287）控制259110.200注：*、*、*分别表示在10%、5%、1%的水平上显著；括号中为经过White（1980）和企业层面群聚调整的t值；限于篇幅，控制变量估计结果均未在表中列出，留存备索，下同。余明桂、石沛宁、钟慧洁等：垄断与企业创新来自反垄断法实施的证据，南开管理评论2021年第1期。151安徽师范大学学报（人文社会科学版）2023年第51卷（三）稳健性检验1.内生性检验为解决可能存在的内生性问题，本文分别进行如下检验：双重差分倾向匹配得分（PSM-DID）检验。采用核匹配法，以企业规模、资产负债率、净资产收益率、企业特征、企业成立年限、资本密集度、独立董事比例等作为匹配变量，为反垄断法实施后样本匹配对照组，匹配后样本回归结果报告于表4第（1）列。Heckman两阶段模型。用Heckman两阶段模型解决由样本选择偏差造成的内生性问题。Heckman第二阶段回归结果报告于表4第（2）列。采用省份聚类稳健标准误。同一地区内不同企业中可能存在某些不可观察的相关性，因此，使用省份层面聚类稳健标准误对样本进行重新回归，回归结果报告于表4第（3）列。交互固定效应模型。传统面板模型存在因遗漏某些既随个体变化又随时间变化的不可观测因素而导致的内生性问题，因此在模型中引入个体和时间的交互效应，来反应共同因素对不同个体影响的差异性，回归结果报告于表4第（4）列。表4第（1）至（4）列回归结果显示主要解释变量POSTDSEGM均显著为正，与前述初步回归结果一致。表4稳健性检验回归结果POSTDSEGMIMR常数项企业、行业、年份观测值R2（1）0.169*（1.660）-1.068*（-3.617）控制230060.174（2）0.162*（1.682）0.959（1.515）-2.804*（-2.281）控制259110.172（3）0.169*（2.940）-2.001*（-6.771）控制259110.172（4）0.081*（1.933）-1.017*（-3.600）控制255380.284（5）0.180*（2.102）-0.574*（-2.324）控制259110.200（6）0.121*（1.674）0.168（0.745）控制245280.168注：限于篇幅，控制变量的回归结果未在表中列出，留存备索。2.变量的重新测度（1）行政垄断程度的重新测度。参考王磊等研究，本文重新选取饮料、服装鞋帽、家用电器、日用品、中西药品、书报、燃料及粮食等8种产品，采用价格指数法对行政垄断程度进行重新测算。回归结果报告于表4第（5）列。（2）企业全要素生产率的重新测度。OP法测算企业全要素生产率存在一定内生性和模型参数的时变性问题，本文借鉴Ackerveg等使用ACF方法，在OP法基础上对其进行修正，重新测算企业全要素生产率。回归结果报告于表4第（6）列。表4第（5）、（6）列回归结果显示，主要解释变量POSTDSEGM显著为正，表明实施反垄断法规制行政垄断，促进了企业全要素生产率的提升，支持研究假说。王磊、汪恒：市场分割与区域资源配置效率，商业研究2015年第6期。Bond S and Soderbom M，Adjustment Costs and the Identification of Cobb Douglas Production Functions，IFS Working Papers，vol.4，no.6（March 2005），pp.103-109.Ackerberg D A，Caves K and Frazer G，Identification properties of recent production function estimators，Econometrica，vol.83，no.6（November 2015），pp.2411-2451.152第2期马兆良，等：竞争政策与企业全要素生产率五、进一步分析（一）影响渠道检验实施反垄断法后，地区行政垄断程度下降，提高了企业全要素生产率，但其潜在作用渠道仍需要进一步研究甄别。前文理论分析认为，实施反垄断法规制行政垄断能有效遏制地方政府行政权力滥用，通过优化资源要素配置、推进市场一体化等方式促进区域间良性竞争，有效发挥市场机制的“优胜劣汰”功能。因此，本文将沿着企业外部资源获取和企业内部应对竞争两条路径，分析实施反垄断法规制行政垄断对企业全要素生产率的作用渠道。1.遏制地方政府管制的信贷资源分配“歧视”，提升企业融资便利性。地方政府除了直接限定市场准入条件外，还可能利用行政权力“隐形”控制信贷规模和信贷资源流向来建立并维持特定企业的市场优势。融资的便利化使得资金等要素大多流向此类企业，造成资源