贺 佳,王佳瑞,郭俊汝

(南开大学 金融学院,天津 300350)

一、引言

改革开放以来,中国经济高速增长,创造了世界经济增长史上的奇迹。然而,随着人口结构变化、劳动力成本上升、资本要素边际报酬递减等挑战的出现,中国经济亟需朝着高质量发展的阶段迈进,致力提高全要素生产率(张莉等,2019)[1]。党的二十大报告也把“着力提高全要素生产率”作为促进高质量发展的关键任务,强调了提高全要素生产率对于实现中国式现代化的重要性和紧迫性。制度环境是影响全要素生产率的重要因素,新制度经济学理论将制度环境进一步细分为正式制度与非正式制度两类(许和连和成丽红, 2016)[2]。从现有文献来看,众多学者研究了产权保护、环境规制、行政审批改革等正式制度对全要素生产率的影响,却对文化习俗等非正式制度关注较少(闫永生等, 2022; 徐彦坤和祁毓, 2017; 朱光顺等, 2020)[3～5]。然而值得注意的是,产权保护等正式制度可能难以完全解释不同主体在全要素生产率上的巨大差异,文化习俗等在历史长河中与正式制度长期共存的非正式制度,对社会发展演进的推动作用同样不可忽视。特别是对中国这样一个历史文化源远流长,但市场机制尚不健全、制度环境仍需完善的新兴市场国家,文化等非正式制度发挥的作用可能尤为重要(Allen等,2005)[6]。

文化承载着丰富的历史记忆和文化根基,蕴含的道德规范和哲学思想指引着企业行为。习近平总书记指出:“要加强对中华优秀传统文化的挖掘和阐发,使中华民族最基本的文化基因与当代文化相适应、与现代社会相协调,把跨越时空、超越国界、富有永恒魅力、具有当代价值的文化精神弘扬起来”。基于此,近年来越来越多的学者开始关注传统文化对企业发展的影响。现有研究大多从儒家文化(徐细雄和李万利, 2019)[7]、宗教文化(陈冬华等,2013)[8]、宗族文化(潘越等,2019)[9]等视角分析了文化在企业发展中的作用,却少有文献关注与当地社会环境和历史背景融合、与企业经营管理有着莫大渊源的商帮文化。商帮文化是在长期商业实践中逐渐形成的具有地域特色的价值观念和运营规范,是一种市场化的社会资本。作为儒家思想的重要文化符号,商帮文化以地缘、血缘和业缘为依托,尊崇儒家文化 “仁义礼智信”的核心价值观,并逐步发展出以“诚信真善、义利并举”为主的商业文化特征,无形之中滋养着企业发展的土壤,深刻影响着企业的生产经营决策(修宗峰和周泽将, 2018;王孝钰等, 2022)[10～11]。那么商帮文化是否能够推动企业全要素生产率的提升?其影响机制又是什么?在中国经济的转型时期,理清二者之间的关系,对于推动中国经济高质量发展具有重要的理论和现实意义。

长期以来,国有企业获得了相对更多的政治资源和经济资源(Cull等, 2015)[12],中国民营企业在法律保护、政策扶持、金融资源等正式制度支持上处于劣势,却支撑起了举世瞩目的中国经济奇迹(林志帆和龙小宁,2021)[13],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%以上的企业数量。截至2023年5月底,中国登记在册的民营企业已达到5092.76万户,较2012年年底增长了3.7倍。正式制度支撑不足可能阻碍企业全要素生产率的提升,例如闫永生等(2022)[3]研究指出产权保护较弱会抑制企业全要素生产率的提升,那么为何中国民营企业在正式制度支持相对较弱的情况下依然可以得到迅速发展?Allen等(2005)[6]指出,在正式制度不完善的情况下,非正式制度可能替代正式制度对企业发展产生积极影响。因此,非正式制度可能成为民营经济过去数十年间迅速成长的重要支撑。

基于此,本文选用2007—2021年中国A股民营上市公司数据,考察商帮文化对企业全要素生产率的影响。具体来说,通过测度商帮起源地和企业办公地之间的距离来衡量企业受商帮文化影响的程度。研究发现,商帮文化对企业全要素生产率具有显著的正向作用,这一结论在使用工具变量进行内生性处理、替换变量衡量方式等一系列稳健性检验后依然成立。机制研究表明,商帮文化通过缓解融资约束、降低代理成本、促进人力资本投资能显著提升企业全要素生产率。进一步探究正式制度与商帮文化在影响企业全要素生产率方面的互动作用,结果发现正式制度弱化了商帮文化与企业全要素生产率的正相关关系。另外,在信任环境较差的地区,商帮文化对企业全要素生产率的提升作用更强。

本文的边际贡献主要包括以下几个方面:第一,从非正式制度的视角丰富了微观企业全要素生产率影响因素的相关研究,探究了如何提升企业全要素生产率是经济高质量发展阶段的应有之义。以商帮文化为切入点,分析了这一非正式制度对企业全要素生产率的影响,并探讨了这一作用的内在机制及其异质性,为现阶段如何着力提高企业全要素生产率提供了思路。第二,以中国经济增长和企业发展的现实情境为依托,拓展了商帮文化的研究边界。基于中国经济由高速增长阶段转向高质量发展阶段的关键判断,从企业全要素生产率的视角,为商帮文化对企业经营发展的作用提供了新的实证证据,也为证实文化对企业发展的影响提供了来自文化底蕴深厚的转型经济国家的现实依据。第三,民营企业不仅是中国经济增长奇迹的重要参与者,也是经济高质量发展的重要推动者,本研究有助于解释为什么在正式制度支持相对较弱的条件下,中国民营经济依然获得了迅速发展,以该问题为导向,得到的研究结论有更强的现实意义。此外,本研究也有助于进一步认识中华优秀传统文化跨越时空的当代价值,为商帮文化的传承提供了理论依据和经验证据,为更加坚定地推进文化自信自强提供了有力支撑。

二、文献综述与研究假设

(一)文献综述

一般认为,中国传统商帮诞生于宋朝,明清时期得到了蓬勃发展,其中十大商帮为明清商帮的典型代表,是当时社会最具影响力的商业力量(张海鹏和张海瀛,1993)[14]。现有关于商帮文化的研究多是采用描述性分析的方式,探究商帮文化的内涵、特征及自律规则等内容(易顺等, 2017)[15]。经典研究如Greif等(1989,1993,1994)[16～18]分析了中世纪欧洲两大商帮的文化特征、经营形式、治理经验及对现代欧洲企业的影响。国内文献多从历史学角度,分析中国传统商帮的兴衰和特点(张丽和骆昭东, 2009)[19]。关于商帮文化对企业发展的实证分析,Du等(2017)[20]研究发现,商帮文化有助于减缓股东和管理层之间的代理冲突,从而降低企业的代理成本。王孝钰和高琪(2023)[21]指出,商帮文化会显著促进企业社会责任信息披露水平。还有文献指出,企业所在地区商帮文化越浓厚,企业慈善捐赠越积极(修宗峰、周泽将,2018)[10],企业面临的融资约束越少(王孝钰等,2022)[11],非国有企业兴办更多(刘蓝予等,2021)[22]。

关于企业全要素生产率的影响因素,现有研究多从外部环境和企业特征两个方面进行考察。其中,外部环境方面讨论最多的就是制度环境,而关于制度环境的现有研究大多关注正式制度对企业全要素生产率的影响。有学者指出产权保护制度可以促进企业全要素生产率的提升(闫永生等, 2022)[3];也有学者指出短期的环境规制会显著抑制企业全要素生产率,但随着时间的推移,环境规制开始逐步发挥促进作用(徐彦坤和祁毓, 2017)[4];还有学者指出,行政审批改革可以通过降低交易成本以及加大企业进入来显著提升企业全要素生产率(朱光顺等, 2020)[5]。此外,还有学者关注资本市场开放(戴鹏毅等, 2021)[23]、政府补贴(邵敏和包群, 2012)[24]等制度方面的影响因素。在企业特征方面,学者们主要考察了企业所有制(刘小玄, 2000)[25]、研发投入(李静等,2013)[26]、固定资产投资(任曙明和吕镯, 2014)[27]等因素对企业全要素生产率的影响。

综上所述,一方面,目前国内有关商帮文化的研究多是描述性的定性分析,对企业发展影响的实证分析文献较少,本文一定程度上量化补充了这方面的不足,拓展了研究边界。另一方面,现有研究大多从正式制度的角度考察企业全要素生产率的影响因素,本文从商帮文化这一非正式制度的视角切入,为非正式制度促进企业高质量发展提供了新的研究思路。

(二)研究假设

全要素生产率的提升是推动企业高质量发展的关键,而全要素生产率的提升又可以进一步分解为技术进步和资源配置效率的改善(龚关和胡关亮, 2013)[28]。从技术进步的角度来看,首先,商帮文化所蕴含的“忠信”思想有助于降低企业的代理成本,约束代理人的机会主义行为,促使代理人注重企业的长远发展,更加倾向于投资周期较长、风险较高但更具有长远价值的创新研发项目,有利于企业的技术进步。其次,商帮文化有利于提升地区信任水平,规范竞争者行为,降低竞争对手模仿或剽窃技术成果的风险,营造良好的外部知识产权保护环境,从而更好地刺激企业创新研发的热情。此外,商帮文化尊重知识和人才的优良传统也能为企业技术创新提供坚实的人才储备和智力支持(徐细雄和李万利, 2019)[7]。从优化资源配置的角度来看,商帮文化注重声誉的塑造和维护,具备良好声誉的企业通常被赋予更高的市场议价能力(Hsu, 2004)[29],这意味着企业能够以较低的融资成本获取资金支持,融资约束较弱(余明桂等, 2019)[30],从而保证企业充分把握有利的投资机会,合理配置资金,避免因融资问题导致资源错配。此外,商帮文化可以降低企业代理成本,促使代理人花费更多的精力专注于公司在成本控制、项目投资、销售策略等多方面的管理活动,根据市场需求不断优化企业资源配置。因此提出假设1:

假设1:商帮文化可以提升企业全要素生产率。

由于企业内外存在信息不对称现象并且资本市场存在交易成本,企业获得外部融资需要一定的成本,这一成本引致的资金使用限制,即为企业的融资约束(卢太平和张东旭,2014)[31]。当企业无法通过正式制度获取足够的资金支持,非正式制度就是企业缓解融资约束的重要途径(Cull等, 2015)[12]。一方面,商帮文化提倡团结合作,推进信息共享,商帮文化浓厚的地区,往往都有着紧密的内部联系,稳定的关系网络大大缓解了信息不对称,而信息不对称问题是企业融资约束的重要诱因(Kaplan 和 Zingales,1997)[32]。另外,商帮文化多注重诚信,如晋商的多边惩罚机制、徽商的“征信录”以及洞庭商帮的职员保荐制度等,对培育地区信任有着重要的作用(蔡洪滨等,2008)[33]。信任水平的提升有助于地区形成良好的借贷关系,这会大大降低企业的融资约束。另一方面,融资约束是降低企业全要素生产率的重要因素(Hopenhayn,2014)[34]。上文提到,技术进步是提升企业全要素生产率的本质要求,而融资约束会严重阻碍企业研发(李静等, 2013)[26]。既有研究也指出融资约束会对固定资产投资产生抑制作用,面临融资约束的企业不得不利用内部资金完成固定资产投资,由于涉及金额巨大,当资金不足时,企业会放弃有利的投资机会,导致资源配置扭曲,生产率降低(任曙明和吕镯, 2014)[27]。因此提出假设2:

假设2:商帮文化可以通过缓解融资约束来提升企业全要素生产率。

现代公司制度下经营权与所有权的分离产生了委托代理问题,随之产生的代理成本大大影响了企业的经营效率,在与委托人目标不一致的情况下,代理人可能会进行无效率投资、追求职务消费等不道德的行为,有能力的代理人可能会跳槽、独自创业等,这些行为提高了企业的运营成本,降低了企业的生产效率(李莹和刘鹏飞,2022)[35]。商帮文化的关系网络有利于信息的互通共享,促进多边声誉惩罚机制的形成,加大代理人进行机会主义行为的成本(卢现祥和许诚, 2023)[36]。另外,商帮文化所蕴含的“诚信义利”的文化理念也对代理人形成了一种隐性的约束机制。孔子曰:“不义而富且贵,于我如浮云”(《论语·述而》)、“儒有不宝金玉,而忠信以为宝”(《礼记·儒行》)。《徽商古训》中有言“不以见利为利,以诚为利”,晋商还将蕴意“忠义诚信”的关公奉为精神偶像。因此,商帮文化所蕴含的文化理念会使代理人产生强大的内在道德约束,自觉减少自利行为,更加专注于企业运营,更倾向于投资有利于企业长远发展的创新项目,进而提高企业的投资效率,促进企业的技术进步,降低企业内部的交易成本,缓解资源的浪费和错配,从而提升企业全要素生产率(申烁等,2022)[37]。因此提出假设3:

假设3:商帮文化可以通过降低代理成本来提升企业全要素生产率。

技术进步是提升企业全要素生产率的本质要求,而商帮文化重视教育、尊重知识和人才的优良传统有利于激发企业人力资本投资,为技术创新提供必要的知识和人才土壤(徐细雄和李万利, 2019)[7]。一方面,商帮的经济活动对人力资本有着较高的需求,有利于地区形成重视人才的良好风气。以明清商帮为例,典当和钱庄的从业者需要具备算数和簿记的能力,货源采购、商品销售及商情交流又需要从业者具备良好的礼仪知识和语言表达能力。商帮内部治理模式和组织结构的改善,也需要从业者具备一定的战略眼光和创新能力,重视人才在明清商人群体中早已蔚然成风(刘蓝予等,2021)[22]。另一方面,商帮文化传承的儒家思想,更是一贯推崇尊师重道、爱惜人才。孔子曰:“三人行,必有我师焉”(《论语·述而》),《诗经·大雅·文王》中记载了:“思皇多士,生此王国。王国克生,维周之桢;济济多士,文王以宁”。因此,企业受商帮文化影响越大,人力资本投资越积极,企业的技术创新就能获得更多的人才储备和智力支持,进而提升企业全要素生产率。因此提出假设4:

假设4:商帮文化可以通过促进人力资本投资来提升企业全要素生产率。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

以2007—2021年中国A股民营上市公司为研究样本,按照以下原则对样本进行处理:剔除金融行业的样本;剔除处于ST状态的样本;剔除缺失数据的样本;为了测度全要素生产率,删除行业-年度观测值不足15个的数据;对所有连续变量在1%和99%分位上进行缩尾处理,得到2691个公司共计16880个观测值的非平衡面板数据。商帮文化起源地的数据来自《中国十大商帮》及参考古籍,上市公司相关数据来自国泰安数据库(CSMAR),中国道教活动场所的数据来自CnOpenData,各城市的平均海拔和平均坡度以及到海岸线的距离,根据地理信息网络数据库手工获取,方言多样性指数来自徐现祥等(2015)[38]的研究。

(二)模型设定和变量定义

商帮文化对企业全要素生产率的影响,本文设定了基准模型(1):

TFP=β0+β1MGC_R+Control+Industryfe+Yearfe+ε

(1)

其中,TFP是被解释变量,衡量了企业全要素生产率;MGC_R是核心解释变量,衡量了企业受商帮文化的影响程度(1)在基准回归中本文也使用虚拟变量MGC_RD,以衡量企业是否受到商帮文化的影响。;Control代表企业年龄等一系列控制变量;Industryfe和Yearfe分别代表行业和年份固定效应,用来反映不随时间改变的行业因素和随时间改变的宏观因素;ε是随机干扰项;将标准误聚类到企业层面。下面是具体变量。

1.企业全要素生产率(TFP)

参考Schoar(2002)[39]、吴育辉等(2021)[40]的研究,利用以下模型的残差来计算全要素生产率:

(2)

2.商帮文化(MGC_R)

明清商帮是中国历史上最为活跃、最受瞩目和最具实力的商业组织,积累了一系列企业经营和治理经验,为后世的经济发展提供了丰富的文化养分(刘蓝予等,2021)[22]。十大商帮是明清商帮的典型代表,因此使用十大商帮的起源地来作为商帮的识别变量。参考Loughran 和Schultz(2005)[41]、Du等(2017)[20]、徐细雄和李万利(2019)[7]关于金融、商业、宗教的研究,使用距离模型来量化商帮文化的影响。

首先,根据张海鹏和张海瀛(1993)[14]、Du等(2017)[20]和王孝钰等(2022)[11]的研究,确定十大商帮名单为:晋商、粤商、闽商、徽商、甬商、龙游、洞庭、鲁商、江右、陕西商帮,同时根据百度地图手工收集了商帮起源地的经纬度,共计38个。其次,利用CSMAR数据库收集上市企业办公地的经纬度,并根据公式(3)和公式(4)计算每个企业当年与每个商帮起源地之间的距离。最后,参考Du等(2017)[20]的研究,根据企业办公地址半径200千米或300千米以内商帮起源地的数量,并将其对数化,测算基于地理邻近性的商帮文化指标(MGC_200和MGC_300)。此外,还根据企业办公地址半径200千米或300千米以内是否存在商帮起源地,定义企业是否受到商帮文化的影响(MGC_200D和MGC_300D)。

(3)

cosα=sinωC×sinωM+cosωC×cosωM×cos(λC-λM)

(4)

其中,RAD记为每个弧度的弧长,计算公式为RAD=40075.04/(360°) × (180°)/π,40075.04是指地球赤道周长为40075.04公里,π为圆周率;α为商帮发源地和企业之间的圆心角,由公式(4)得到;λ和ω代表经度和纬度;下标C和M代表企业和商帮发源地。

3.控制变量

根据现有文献的研究(Du等,2017;王孝钰等,2022)[11][20],本文控制了一系列企业和地区层面的控制变量,以更有力识别商帮文化对企业全要素生产率的影响。在企业层面,包括企业年龄(Age),即企业样本年份与上市年份之差;企业规模(Size),即企业总资产的自然对数;资产回报率(Roa),即企业净利润除以总资产;资产负债率(Lev),即企业总负债和总资产的比例;企业成长性(Growth),即主营业务收入增长率;第一大股东持股比例(Top1),即持有企业最多股票的股东所拥有的股权比例;两职合一(Dual),即企业的CEO和董事长是否为同一人。在区域层面, GDP增长率(Gdpg)用来控制经济发展速度的影响;地区产业结构水平(Third_Ind)用第三产业增加值与区域GDP的比值来衡量;金融发展水平(Finance)用金融业GDP与区域GDP的比值作为代理变量。

(三)描述性统计

表1反映了主要变量为描述性统计的结果。企业全要素生产率(TFP)的均值为-0.010,标准差为0.303,这与吴育辉等(2021)[40]的统计结果相近。MGC_200D和MGC_300D的平均值分别为0.649和0.759,说明上市公司办公地址200千米和300千米以内分别有64.9%和75.9%的样本受到了商帮文化的影响。商帮文化MGC_200和MGC_300的平均值分别为0.967和1.446,说明上市公司办公地址200千米和300千米以内平均分别有2.63个和4.25个商帮文化起源地。其他控制变量数值均与以往研究接近。

表1 主要变量描述性统计

四、实证结果分析

(一)基准回归结果

模型(1)用于研究商帮文化对企业全要素生产率的影响,其基准结果见表2。为了确保商帮文化对企业全要素生产率的影响真的来自企业受商帮文化影响程度的提高,首先从扩展边际(extensivemargin)角度分析商帮文化能否促进企业全要素生产率。使用MGC_200D和MGC_300D作为核心解释变量,结果见表2中(1)列和(2)列。可以发现,核心解释变量的系数分别为0.064和0.077,且均在1%水平上显著,说明受商帮文化影响的企业,其全要素生产率会更高。进一步地从集约边际(intensivemargin)角度分析商帮文化能否提高企业全要素生产率,结果见表2中(3)列和(4)列。可以发现,MGC_200和MGC_300对TFP的回归系数均在1%水平上显著为正,表明商帮文化显著提升了企业的全要素生产率,且企业受到商帮文化的影响程度越大,其全要素生产率水平就越高。(3)列和(4)列的结果是本文的基准结果,不难看出MGC_200和MGC_300每提升一个标准差,TFP就分别平均提升0.078(=0.027×0.879/0.303)个标准差和0.096(=0.028×1.034/0.303)个标准差,说明商帮文化对企业全要素生产率影响的经济意义同样显著。假设1得到验证。

表2 商帮文化与企业全要素生产率

(二)内生性处理

本文的研究结果可能面临潜在的内生性问题,商帮文化既可能提升了企业全要素生产率,同时具有较高全要素生产率的企业也更可能靠近商帮文化起源地,从而导致估计偏差。此外,也可能存在遗漏变量问题和模型设定偏误,比如可能遗漏了同时影响商帮文化和企业全要素生产率的因素。因此,采用工具变量法来解决这一问题。大型地域商帮兴起的条件是地方商人数量较多,商人群体内部主要靠宗族、姻亲、乡情等关系来维系,而且在外部有限资源的环境下,地方宗族竞争越激烈,商帮兴起的可能性就越大。参考吴琦等(2019)[42]和刘蓝予等(2021)[22]的研究,使用《中国家谱总目》中明朝至1990年各个城市的族谱数量的对数值作为工具变量(IV)。

如表3中(1)列所示,通过简化式(Reduced-form)估计,可以发现工具变量与企业全要素生产率显著相关。表3中(2)列和(3)列为在(1)列基础上纳入了商帮文化(MGC_200和MGC_300),可以发现IV的估计系数均不显著,而MGC_200和MGC_300的系数在1%水平上显著,说明工具变量除了通过商帮文化影响企业全要素生产率外不存在其他渠道,这满足了排他性。表3中(4)列和(5)列为工具变量法第一阶段的结果,IV的估计系数均在1%水平上正向显著,说明宗族越多的地方,商帮文化就越浓厚,这与我们的预期相符。表3中(6)列和(7)列为工具变量法第二阶段的结果。不难发现,MGC_200和MGC_300的系数仍然在1%水平上显著,说明核心结论是稳健的。此外,Kleibergen-Paap rk LM统计量的P值和Kleibergen-Paap rk WaldF统计量均表明工具变量是合理的。

表3 内生性处理结果

(三)稳健性检验

1.更换全要素生产率的衡量方式

参考鲁晓东和连玉君(2012)[43]、宋敏等(2021)[44]的研究,采用LP法和OP法测算企业全要素生产率,同样使用人均产出(Bennedsen等,2019)[45]为稳健性检验指标,结果如表4 。(1)列和(2)列、(3)和(4)列、(5)列和(6)列的被解释变量分别为LP法、OP法估计的全要素生产率(TFP)和人均产出(SPE)。不难看出,商帮文化(MGC_200和MGC_300)的系数均在1%水平上显著。

2.更换商帮文化的衡量方式

参考王孝钰等(2022)[11]的研究,根据上市公司办公地与所有商帮起源地最短距离或平均距离的对数值,取其相反数,记为MGC_Min和MGC_MD。结果如表4中(1)列和(2)列所示,可以发现核心解释变量的回归系数均在1%水平上正向显著。

3.排除地区层面因素的影响

商帮文化对企业全要素生产率的影响可能受地理区位、资源禀赋、其他文化及宗教等因素的干扰,因此模型中进一步控制企业所在城市的平均坡度、平均高程、到海岸线的最短距离、方言多样性及企业300千米内道教场所的数量。结果如表4 中(3)列和(4)列所示,可以看出在控制了这些地区因素后,MGC_200和MGC_300的系数在1%水平上正向显著。

4.剔除特殊区域

考虑到民族自治区、经济特区或者沿海城市存在一系列优惠性政策,可能会影响估计结果的准确性,因此剔除了位于民族自治区、经济特区或者沿海城市的企业(2)包括各民族自治区、大连、秦皇岛、天津、烟台、青岛、连云港、南通、上海、宁波、温州、福州、厦门、广州、深圳、珠海、汕头、海南等地区。。从表4 中(5)列和(6)列的结果不难看出,商帮文化的系数仍然为正且在1%水平上显著,文中的结论仍未发生改变。

表4 稳健性检验的结果

五、机制检验与拓展性分析

(一)机制检验

前文已为商帮文化显著提升企业全要素生产率提供了证据支持,本部分将进一步构建模型(5)和模型(6),以检验其中的微观机制。

Mech=γ0+γ1MGC_R+γiFirmvars+γjProvincevars+Industryfe+Yearfe+ε

(5)

TFP=δ0+δ1Mech+δ2MGC_R+δiFirmvars+δjProvincevars+Industryfe+Yearfe+ε

(6)

其中,Mech代表机制变量,分别衡量了融资约束、代理成本和人力资本投资。其余变量定义与模型(1)相同。

1.融资约束

前文理论分析表明,融资约束是阻碍企业全要素生产率提升的重要因素,而商帮文化提倡团结合作,推进信息共享,可以大大降低企业信息不对称,进而缓解企业的融资约束问题。因此,下面检验融资约束是否是商帮文化影响企业全要素生产率的机制。参考Kaplan 和Zingales(1997)[32]的研究,构造了KZ指数。同时也参考Whited 和 Wu(2006)[46]的研究,构造了WW指数。KZ和WW越大,说明企业的融资约束越严重。

表5反映了KZ和WW作为融资约束机制的结果。(1)列和(3)列为模型(5)的结果。可以发现,MGC_200和MGC_300的回归系数均在1%水平上负向显著,说明商帮文化能够显著降低企业融资约束。(2)列和(4)列为模型(6)的结果。不难看出,KZ和WW的系数同样在1%水平上负向显著,说明企业融资约束过高会降低企业全要素生产率。综合以上结果可以发现,融资约束确实是商帮文化提升企业全要素生产率的一个重要机制。假设2得到验证。

表5 企业融资约束机制

表5(续)

2.代理成本

Greif(1989,1994)[16][18]认为多边惩罚机制下,委托人和代理人之间的声誉发挥着重要的治理作用,一旦某个代理人因欺骗委托人而被解雇,其他潜在的委托人都将拒绝雇佣该代理人,以实施集体惩罚。因此,商帮文化有助于降低代理人的不道德行为,降低企业代理成本,减少资源浪费和错配,促进全要素生产率的提高(申烁等,2022)[37]。参考徐细雄和李万利(2019)[7]的研究,用管理费用率(AC_ER)和资产周转率的倒数(AC_TAU)来测度代理成本。其中,管理费用与营业收入的比值即为管理费用率,用于反映管理层对运营成本的控制水平,资产周转率为营业收入与总资产的比值。

表6 反映了AC_ER和AC_TAU作为代理成本机制的结果。从(1)列和(3)列的结果可知,MGC_200和MGC_300的回归系数均为负,且通过了显著性检验,说明受商帮文化影响越深的企业,其经营费用率越低,资产利用率越高,显著降低了企业代理成本。从(2)列和(4)列的结果不难看出,AC_ER和AC_TAU的回归系数均在1%水平上负向显著,说明代理成本确实阻碍了企业全要素生产率上升。综上可以发现,商帮文化确实会降低企业代理成本,从而有助于促进全要素生产率。假设3得到验证。

表6 企业代理成本机制

3.人力资本投资

如前文所述,商帮文化浓厚的地方,人力资本的需求就高,培养了尊重知识、尊重人才的氛围,使得企业更加重视利用人力资本投资来促进企业全要素生产率。故对假设4进行检验。参考徐细雄和李万利(2019)[7]的研究,使用高管平均薪酬(AMP)、高管平均薪酬与平均受教育程度的比值(AMR)作为企业人力资本投资水平的代理变量,AMP和AMR越大,代表企业的人力资本投资水平越高。

表7反映了AMP和AMR作为人力资本投资机制的结果。从(1)列和(3)列的结果可知,MGC_200和MGC_300的回归系数均在1%水平上正向显著,说明受商帮文化影响越深的企业,其人力资本投资水平越高。(2)列和(4)列的结果表明,AMP和AMR的回归系数同样在1%水平上正向显著,说明提高企业人力资本投资水平会促进企业全要素生产率。上述结果表明,企业人力资本水平确实是商帮文化促进企业全要素生产率的机制。假设4得到验证。

表7 企业人力资本投资机制

表7(续)

(二)拓展性分析

1.法律制度环境

为了进一步识别正式制度和非正式制度的互动作用,本文进一步考察了商帮文化这一非正式制度影响企业全要素生产率时,正式制度是发挥着替代作用还是补充作用。法治环境作为重要的正式制度深刻影响了企业选址、融资、劳动力雇佣等方面的决策。为了厘清正式制度(法治环境)的影响,采用《中国分省份市场化指数报告(2016)》中的法律制度环境指数构造了虚拟变量Law,大于中位数以上为1,其余为0。

表8反映了法律制度环境作用的结果。从(1)列～(4)列的结果可知,在法律制度环境较弱的地区,商帮文化(MGC_200和MGC_300)的系数都更大,且显著性更强,说明法律制度环境可能削弱了商帮文化对企业全要素生产率的促进作用。从(5)列和(6)列的结果可知,MGC_200 ×Law和MGC_300 ×Law的系数为负,且在1%水平上显著,同样说明法律制度环境越好,商帮文化发挥的作用越小。综上所述,当法律制度环境不够完善时,商帮文化推动企业全要素生产率增长的作用更大。

表8 法律制度环境的作用

表8(续)

2.信任环境

资金的供给方对市场环境的信息较为敏感,地区较低的信任水平会让他们更加谨慎,进而加重企业的融资约束(宁博等,2022)[47],而融资约束严重制约了企业提高全要素生产率。因此,在信任环境较差的地区,商帮文化促进企业全要素生产率提升的作用可能更强。根据王艳和李善民(2017)[48]的研究,使用全国各地区的无偿献血率来作为地区信任环境的代理变量。地区信任环境水平高于中位数,则Trust为1,其余为0。

表9反映了信任环境作用的结果。从(1)列～(4)列的结果不难看出,MGC_200和MGC_300的系数均在1%水平上正向显著,说明无论信任环境优劣,商帮文化总能显著促进企业全要素生产率提高。就系数大小而言,在信任环境更差的地区,商帮文化发挥的作用更强。在(5)列和(6)列中,MGC_200 ×Trust和MGC_300 ×Trust的系数均为负向显著,同样说明优化信任环境削弱了商帮文化促进企业全要素生产率的作用。综上所述,当地区信任环境较差时,商帮文化促进企业全要素生产率增长的作用更强。

表9 信任环境的作用

表9(续)

六、研究结论与政策启示

(一)研究结论

本文基于2007—2021年中国A股民营上市公司数据,考察了商帮文化对企业全要素生产率的影响及其机制。具体来说,通过测度商帮起源地和企业办公地之间的距离来衡量企业受商帮文化影响的程度。结果发现,商帮文化对企业全要素生产率具有显著的促进作用,即企业受商帮文化影响的程度越大,企业全要素生产率越高。接下来,通过采用工具变量法进行内生性处理、更换被解释变量测算方法、更换解释变量测算方法、排除地区层面因素、剔除特殊区域等方法验证了结论的稳健性。此外,内在传导机制的检验表明,商帮文化可以通过缓解企业融资约束、降低企业代理成本、促进企业人力资本投资来促进企业全要素生产率的提升。进一步拓展性分析表明,非正式制度的商帮文化和正式制度的法律环境在提升企业全要素生产率方面存在相互替代功能,正式制度弱化了商帮文化与企业全要素生产率的正相关关系。此外,在信任环境较差的地区,商帮文化促进企业全要素生产率提升的作用更强。

(二)政策启示

根据上述结论,得出四点政策启示。

第一,在全球经济持续面临不确定性及国内经济下行压力增大的双重背景下,不仅要充分发挥产权保护等正式制度对企业发展和经济增长的推动作用,同时也应当对文化等非正式制度的影响给予足够的重视。本文研究发现,推崇“诚信真善、义利并举”的商帮文化能够通过缓解融资约束、降低代理成本和促进人力资本投资来推动企业全要素生产率的增长,特别是在法律制度环境和信任环境较差的地区,商帮文化对企业全要素生产率的提升发挥了重要的补充作用,这为提高企业全要素生产率提供了思路,体现了中国传统商帮文化跨越时空的当代价值。因此,要大力弘扬商帮文化的文化理念和价值规范,促进地域商会等具有传统商帮烙印的市场组织发展,鼓励企业积极学习和传承商帮文化,将商帮精神更好融入企业文化,嵌入企业自身的治理发展中。

第二,在正式制度建设难以一蹴而就的情境下, 积极探索建立文化等非正式制度与正式制度优势互补的长效机制。作为尚处于转型阶段的新兴经济体,中国正式制度尚不健全,不同地区之间制度水平差异较大。制度建设是一个缓慢而长期的过程,在建立和完善正式制度的同时,要注重非正式制度的传承与发展,积极探索正式制度和非正式制度协同互补的优化路径。本文研究发现,在对企业全要素生产率的作用方面,正式制度和非正式制度存在相互替代的功能。因此,政府部门在制定和实施推动企业发展的相关政策时,应当深入了解和把握非正式制度的内涵与机理,适当学习与吸收非正式制度的内核与精华,确保非正式制度和政策的适配度,以便提高政策实行的有效性,保障整体的制度环境更好地提升企业全要素生产率,推动经济的高质量发展。

第三,不断完善针对民营经济的正式制度建设,加强对民营经济的正式制度保障,为民营企业的发展提供足够的信心和稳定的预期。改革开放以来,中国经济取得了亮眼的成绩,民营企业做出了巨大的贡献,本研究有助于解释中国民营企业为什么能够在正式制度支持较弱的情况下实现快速发展的问题。值得注意的是,尽管非正式制度在一定程度上促进了民营企业的发展,但从根本上还是需要不断加大正式制度对民营企业的支持力度。例如,应当不断加强和完善民营企业的融资渠道建设,缓解民营企业“融资难、融资贵”的问题,支持银行等金融机构对民营企业的抵押贷款予以适当倾斜。另外,还需要不断完善民营企业产权保护等法律制度,维护好创新型民营企业的利益,最大限度地提升民营企业的创新动力和全要素生产率,推动民营企业的高质量发展。

第四,坚定文化自信,高度重视中华优秀传统文化的传承与发展。习近平总书记在党的二十大报告中指出要“推进文化自信自强,铸就社会主义文化新辉煌”。本研究为拓宽商帮文化的研究边界,为商帮文化对企业全要素生产率的积极作用提供了实证支持,有助于当前理论界和实务界充分认识优秀传统文化在推动高质量发展中的时代价值,以及继承和发扬传统文化的重要性和迫切性。因此,应认真汲取商帮文化等中华优秀传统文化的思想精华和道德精髓,尝试从其中寻找解决现实难题的办法。