产品市场竞争、管理层持股与管理效率
——基于中国制造业企业面板数据的研究

一、引言

改革开放以来，低廉的劳动力成本和较低的要素成本优势使我国制造业企业迅速发展成为世界的加工厂。然而自2008年金融危机以来，制造业重新成为全球经济竞争的制高点，美、德等工业强国制定的“再工业化战略”及东南亚国家廉价劳动力的比较优势对我国制造业的地位形成了有力挑战。在此情形下，加强管理、提高管理效率成为企业控制成本、增强盈利能力的重要手段。国内学者从内部因素和外部因素两大视角探讨了企业管理效率的影响因素，其中内部因素主要有管理者的素质、产权性质、企业规模、组织结构、员工激励与绩效考核、信息化程度、管理模式、内部控制有效性、员工效率工资、流动资产的质量、人均资本量、总负债比例、出口占销售比例以及工业总产值等；外部因素主要有行业的竞争状态、行业前景与稳定性、上游或下游行业的垄断以及企业的地域位置等。由于产品市场竞争强度的加大会增加企业破产被清算或被兼并的风险，因而企业管理者为减少收入损失和降低失业风险，会积极经营企业，减少甚至消除机会主义行为（谭云清等，2008） ^［1］ ，进而可能降低管理成本，提高管理效率。基于此，本文试图探讨影响我国制造业企业管理效率的关键因素以及其在不同情境下的作用机制。

相对于已有成果，本研究将力图在以下三个方面有所创新：一是通过设置企业管理效率的动态响应模型，首次测度不同强度产品市场竞争条件下的企业管理效率；二是尝试探讨企业管理层持股与产品市场竞争的交互作用对管理效率的影响；三是探讨企业实际管理效率偏离标准管理效率对企业绩效的影响，进一步验证产品市场竞争与管理层持股等因素对管理效率均具有重要影响，进而为制造业企业采取合理管理方式以提高企业绩效提供参考。

二、理论基础与研究假设

（一）制造业企业产品市场竞争强弱对管理效率的影响

对企业而言，管理效率是指企业管理过程中产生的管理成本与管理活动所带来的经济利益之间的比例关系，它反映的是企业的经营管理状况（叶盛，2015） ^［2］ 。基于产品市场竞争的视角，对我国制造业企业管理效率影响机制的分析可从以下三方面来进行。

首先，产品市场竞争性越强，企业管理层的薪酬和职业越难得到保障，管理层主动努力工作以提高管理效率的动机就越强。一方面，处于转型期的我国制造业难以为有效的市场竞争机制提供足够的保障；另一方面，我国制造业处于全球产业价值链的低端，企业为求得生存被迫采取单一的价格竞争形式，又进一步加剧了制造业的市场竞争程度（申力，2007） ^［3］ 。然而，市场竞争强度的加大压缩了企业的利润空间（伊志宏等，2010） ^［4］ ，从而相应降低了管理层的绩效薪酬。此外，市场竞争强度的增加也使经营不善的企业面临被清算或被兼并的风险，进而企业股东可能倾向于更换管理者（蒋荣和陈丽蓉，2007） ^［5］ 。在此情形下，企业管理者便有较强的动机来降低企业的经营管理成本，改善企业管理效率，以此来为自己的收入和管理地位提供保障。

其次，产品市场竞争越强，企业股东和外部投资者越能有效监督管理层，进而能促使其削弱机会主义行为，提高企业管理效率。在充分竞争的市场中，市场可以充分发挥配置资源的作用，企业与竞争对手在相似产品的成本等绩效指标方面差异较小，因而企业绩效受企业经营管理行为的影响较小（Holmstrom，1999） ^［6］ 。此外，由于良好的经营业绩与管理者的个人努力和能力密不可分，高度竞争的产品市场使企业股东和外部投资者可以获得企业绩效更充分的信息，通过与竞争对手的公司绩效的比较，可以有效衡量管理层的经营管理能力和努力程度，从而能更加有效监督管理层（薛有志和刘素，2008） ^［7］ 。

最后，与较强的产品市场竞争环境相比，在产品市场竞争较弱的情况下，由于企业被敌意收购的可能性降低以及竞争压力较小，企业管理层会避免从事认知困难的管理活动，如与供应商的讨价还价等。因此，企业管理层倾向于享受“平静的生活”（Bertrand和Mullainathan，2001） ^［8］ ，而这会导致管理松弛，企业的原材料投入成本和管理费用更高（Giroud和Muller，2010） ^［9］ ，管理效率更低。根据上述分析，提出如下假设：

假设1 ：企业面临的产品市场竞争强弱与企业管理效率的高低呈同方向变化。即：企业面临的产品市场竞争越弱，企业管理效率越低；企业面临的产品市场竞争越强，企业的管理效率越高。

（二）产品市场竞争与管理层股权激励的交互作用对企业管理效率的影响

企业内部治理机制如管理层持股被认为可以有效缓解代理冲突，即对管理层进行股权激励可以使管理层与企业所有者的利益目标趋于一致，减少管理层的道德风险行为，从而提高经营管理效率（Tzioumis，2008） ^［10］ 。因而研究产品市场竞争对企业管理效率的作用机制，必须重视产品市场竞争与管理层持股两者之间可能存在的交互作用对企业管理效率产生的影响。

一般来说，产品市场竞争较弱，管理层股权激励更容易产生显著的“利益趋同效应”（Kim和Lu，2010） ^［11］ 。较弱的产品市场竞争会令管理层更容易通过自身努力实现企业绩效的提升，这是因为：一方面，管理层可增加自身的绩效工资并在经理人市场获得良好声誉；另一方面，企业价值也会随企业绩效的增加而提高，管理者凭借持股也可实现自身所持股份价值的增值（马才华和古群芳，2014） ^［12］ 。因此，在产品市场竞争程度较弱时，企业对管理层进行股权激励，有利于激励管理层努力工作和减少寻租行为，促进管理效率提高。

产品市场竞争较强时，经营不善的企业被清算的可能性增加，这会直接威胁企业股东的资金安全和管理者的职业安全（赵自强和顾丽娟，2012） ^［13］ 。因而为避免企业清算导致自身利益损失，管理者会尽力解决认知困难的问题（如与供应商的讨价还价），避免享受“平静的生活” ^［8］ 。此时管理者与股东的目标趋于一致，有利于提高管理效率。但另一方面，激烈的产品市场竞争又使企业因管理层股权激励带来的管理层与股东之间的“利益协同效应”不明显 ^［11］ ，管理层持股往往又难以发挥激励管理层提高企业管理效率的作用。因此，在产品市场竞争较强时，管理层持股激励机制对企业管理效率提升的影响有限。根据上述分析，提出如下假设：

假设2 ：产品市场竞争越弱，管理层持股的情境效应越显著。

（三）管理效率偏离对企业绩效的影响

根据李晓翔和刘春林（2010） ^［14］ 的研究，每个企业都有一个特定的管理效率，这个特定的管理效率即为标准管理效率。当实际管理效率高于或低于标准管理效率时，两者之间差值的绝对值越大，则企业实际管理效率与标准管理效率的偏离程度越大。

企业的实际经营管理活动受内部和外部情境的影响，企业管理效率的标准值与其经营环境是相适应的，企业实际管理效率偏离管理效率的标准值就意味着与情境不合适（陈景仁等，2015） ^［15］ 。因此，本文认为企业实际管理效率与标准管理效率有任何偏离都会导致企业绩效降低。一方面，企业管理效率能衡量企业资源配置的状况和各项资源利用情况（王莹，2011） ^［16］ ，实际管理效率与标准管理效率的任何偏离，均说明企业的资源配置方式与标准的资源配置方式不一致，因而可能会导致资源利用率和企业绩效降低。另一方面，标准管理效率并不是一个固定的值，它是在动态的环境中，企业运用某种管理方式与企业外部环境有序交换产生的，因而是一个动态概念。基于管理耗散结构理论，任何企业管理系统都是一个开放的、远离平衡态的系统，企业需要与外部环境进行物质、能力和信息的交换，与内部因素相互作用和适应（黄燕和陈维政，2011） ^［17］ 。根据此观点，无论是管理效率低于标准管理效率还是高于标准管理效率，企业的经营管理都没有达到一种有序的状态，都可能导致经营管理的低效性，降低企业的绩效。根据上述分析，提出如下假设：

假设3 ：企业实际管理效率与标准管理效率的偏离程度越大，对企业绩效越有可能产生负向影响。

三、企业管理效率的动态响应模型

作为企业外部治理机制之一，产品市场竞争强弱不同，对企业管理效率将会产生不同的影响。而作为重要的企业内部治理机制，管理层股权激励机制也能起到缓解企业所有者与管理者之间代理问题的作用（Sing和DavidsonIII，2003） ^［18］ ，降低企业管理成本，提高企业管理效率。因而下面将在现有相关研究的基础上，以我国制造业企业为对象，探讨产品市场竞争程度差异对企业管理效率的影响，并进一步分析外部产品市场竞争与内部管理层持股之间交互作用对企业管理效率的影响。

（一）基础模型

借鉴杨继生和阳建辉（2015） ^［19］ 的成果，以自变量产品市场竞争为标准对样本企业进行分组，并通过比较不同组企业的管理效率差异，定量测度产品市场竞争对企业管理效率的影响。具体地，先按照产品市场竞争程度从低到高将样本企业分为3组，并选择前1/3组和后1/3组作为低市场竞争组和高市场竞争组，再设置模型检验产品市场竞争差异对企业管理效率是否存在差异化影响。基础模型如下：

其中： ME _i，t 为企业管理效率，属于被解释变量，本文参照杨继生和阳建辉（2015） ^［19］ 的研究，采用企业管理费用与销售费用之和与营业总收入的比值来测量该指标，指标值越大，企业管理效率越低。姜付秀等（2008） ^［20］ 认为，在竞争激烈的环境中，以企业的某些绩效指标来衡量企业所在行业的竞争状况可能更加合理。存货周转率可以反映产品市场竞争状况，即企业面临的产品市场竞争越激烈，存货周转率越低。因此，本文参考其做法，采用存货周转率的倒数作为产品市场竞争的代理变量。存货周转率的倒数越大，产品市场竞争越激烈。 PCW _i，t 为虚拟变量，若企业属于低市场竞争组，则 PCW _i，t 值为1，反之则为0。若参数 β 显著不为0，则说明差异化的产品市场竞争对企业管理效率会产生差异化的影响。根据本文假设1，产品市场竞争越低，企业管理效率越低，由于企业管理效率指标是反向指标，因此本文预测 β 应当显著为正。

（二）企业管理效率模型的扩展

1.引入管理层持股的静态管理效率模型

为识别管理层持股的情境效应，本文在模型（1）的基础上引入交互效应，得到如下新的模型：

其中： DIR _i，t 表示企业管理层持股，本文借鉴谭庆美等（2013） ^［21］ 的成果，以管理层持股数量与企业总股本的比值对其赋值； PCW _i，t * DIR _i，t 为产品市场竞争与中心化后的管理层持股的交叉乘积项 ，表示两者之间存在交互作用。因此，在模型（2）中，若交叉项的系数 λ 显著不为0，则说明在不同产品市场竞争情形下，管理层持股对企业管理效率的影响存在显著性差异。根据假设2，在产品市场竞争较弱时，管理层持股有利于企业从内部治理机制方面提升管理效率，从而弱化弱产品市场竞争对管理效率的负向影响，因此可预期乘积项系数 λ 显著为负。

2.引入高市场竞争企业的静态管理效率模型

模型（2）仅仅考虑了产品市场竞争与管理层持股对企业管理效率的偏效应。但在产品市场竞争较弱的情形下，企业管理效率的变化缺乏参照对象和衡量标准，因而难以测量处于竞争较弱环境中企业管理效率损失的具体额度。本文参照杨继生和阳建辉（2015） ^［19］ 的做法，基于产品市场竞争程度对企业的分组，在回归方程中引入高市场竞争组，并以该组企业为参照对象，进一步探讨产品市场竞争与管理层持股对企业管理效率变化的具体作用机制。因而模型（2）进一步扩展为：

其中： PCS _i，t 为虚拟变量，若企业属于高市场竞争组，则赋值为1，反之赋值为0； PCS _i，t * DIR _i，t 为产品市场竞争与中心化后的管理层持股的交叉乘积项，表示两者之间存在交互作用。相比模型（2），该模型引入高市场竞争组使得低市场竞争组有了参照对象。借鉴杨继生和阳建辉（2015） ^［19］ 的测量思路，模型（3）中的 δ ₀ 表示高市场竞争组企业的管理成本，本研究以此作为基准管理成本； δ ₁ 反映的是低市场竞争组企业在基准管理成本上的差异。并且，通过比较两个乘积项 PCW _i，t * DIR _i，t 与 PCS _i，t * DIR _i，t 的系数差异，即可衡量外部产品市场竞争与内部管理层持股对企业管理效率的异质性作用。根据假设2，产品市场竞争较弱时，管理层持股可以促进企业管理效率的提高，进而可削弱产品市场竞争对管理效率的负向影响。因此可预期乘积项 PCW _i，t * DIR _i，t 的系数 θ ₀ 显著为负。

3.产品市场竞争、管理层持股及交互效应对管理效率作用的动态面板模型

由于企业经营管理具有很强的惯性特质（Hart和Ahuja，1996） ^［22］ ，故在模型（3）的基础上引入企业管理效率的适应性动态调整项构建动态面板模型，将模型（3）进一步扩展为：

模型（4）是一个交互效应动态面板模型。其中， ME _{i，t -k} （ k ＝1，2，3）表示使用了被解释变量管理效率的滞后三阶来反映惯性特质，其系数 ρ 为自回归系数， μ _i 表示不随时间变化的个体特质效应， ε _i，t 表示随机扰动项。

为保证模型设定的完备性，基于现有研究，再依次加入影响企业管理效率的控制变量：

信息非对称性（ TQ ）。现代公司财务理论认为，信息不对称是引起代理冲突的根源之一，借鉴Hill等（2010） ^［23］ 的研究成果，以托宾 Q 作为其代理变量。

资金状况（ LIQ ）。参考杨继生和阳建辉（2015） ^［19］ 的研究成果，考虑财务风险与资金的充足状况对管理效率的影响，以流动资产与资产总额的比值作为其代理变量。

交易规模（ TS ）。企业内部与外部利益相关者之间的交易规模会影响两者之间的交易次数和交易成本，借鉴杨继生和阳建辉（2015） ^［19］ 的做法，以企业营业总收入与资产总额的比值作为交易规模的测量指标。

管理者的风险厌恶程度（ RA ）。企业管理者自身对风险的偏好是企业代理成本的影响因素之一（Knopf等，2002） ^［24］ ，进而会对企业管理成本产生影响，因而本文借鉴周开国等（2008） ^［25］ 的方法，以企业所有者权益合计与资产总额的比值来衡量管理者的风险厌恶状况。

年度虚拟变量（ Year Dummy ）。考虑到不同年份的经济、政策和市场因素等对企业管理效率可能的影响，加入 T -1期年度虚拟变量以控制年度固定效应。

根据假设1，高市场竞争组企业的管理效率高于低市场竞争组企业的管理效率，因此预期虚拟变量 PCW _i，t 的系数 δ ₁ 显著为正（即 δ ₀ ＋ δ ₁ ＞ δ ₀ ）。根据假设2，产品市场竞争较弱时，管理层持股有利于提高企业的管理效率，而产品市场竞争较强时，管理层持股难以发挥激励管理层促进管理效率提高的作用，因此预期 PCW _i，t * DIR _i，t 的系数 θ ₀ 显著为负， PCS _i，t * DIR _i，t 的系数 θ ₁ 变化不显著。

（三）企业管理效率偏差与企业绩效动态模型

企业的管理效率受产品市场竞争、管理层持股和变量的影响，这些变量共同决定了标准管理效率，实际管理效率与标准管理效率的任何偏离都会导致企业绩效的损失，因为偏离表明与企业所在情境的不适合。为分析管理效率偏离与企业绩效之间的关系，本文构建如下动态回归模型：

其中： ROA _i，t 表示企业绩效，为被解释变量； ROA _{i，t -k} （ k ＝1，2，3）表示使用了企业绩效的滞后三阶来反映惯性特质，其系数 β ₄ 为自回归系数，该指标参考陆正飞等（2012） ^［26］ 的研究成果，以企业净利润与资产总额的比值来衡量； DME _i，t 表示企业管理效率偏离，为解释变量，本文参考李晓翔和刘春林（2010） ^［14］ 对冗余结构偏离的测量方法，将实证估计结果中各相关因素对应的数值代入到模型（4） ^[1] ，得到这些因素共同作用下的标准管理效率值，进而将实际管理效率与相对应的标准管理效率之差的绝对值作为对应的管理效率偏离。这种测量方法的理论逻辑是：在特定内外部环境的约束下，企业的某种特征有一个对应的标准值（该值由对所研究样本企业实证回归结果及企业内外部影响因素对应的实际值决定），以实际值与标准值之差的绝对值来衡量企业实际值偏离标准值的大小 ^［14］ 。根据假设3，企业实际管理效率与标准管理效率的偏离程度越大，对企业绩效越有可能产生负向影响，因此我们预期管理效率偏离 DME _i，t 的系数 β 显著为负。

四、研究设计与实证结果

（一）样本数据来源与实证方法

自2005年我国出台《上市公司股权激励管理办法（试行）》后，与管理层股权激励相关的法律法规才逐渐完善（周绍妮，2010） ^［27］ ，因此，本文以2005—2014年我国A股制造业企业为研究对象。相关数据来源于CSMAR数据库并作以下处理：（1）由于B股或H股的上市企业面临境内外双重监管，因而剔除该类上市企业，以避免异常值的影响；（2）剔除ST或ST _^* 的样本；（3）剔除管理层持股为0和缺失的样本；（4）为了消除极端值的影响，对于连续型变量按照1％分位数进行 winsorize 处理。最终得到的样本为1 166家截面企业、观测值为6 834的非平衡面板数据集。

考虑到模型中被解释变量即企业管理效率与滞后变量及其他解释变量之间可能存在内生性问题，本文选择系统广义估计法（SYS-GMM）来对动态模型进行估计。首先对模型进行一阶差分GMM估计以消除个体特质效应μ _i ；再引入被解释变量的滞后项作为相应内生变量的工具变量来估计差分方程，进而得到一阶差分广义估计量；最后运用水平方程的矩条件，将内生变量一阶差分作为水平方程中相应的水平变量的工具变量。使用软件Stata12，采用命令Xtdpdsys进行回归，在SYS-GMM估计中，为避免滞后期太长而导致弱工具变量问题，本文在估计时限定最多使用变量的一阶滞后值作为工具变量。

（二）描述性统计

表1报告了模型中各主要变量的描述性统计结果。可以看出，被解释变量即管理效率（ ME _i，t ）的最小值为0.019，最大值为0.623，均值为0.162，表明我国制造业企业管理效率存在较大差异。此外，管理层持股比例（ DIR _i，t ）的最小值为8.83e-07，最大值为0.717，均值为0.155，表明不同企业管理层持股占比存在较大差异。

（三）实证结果与分析

实证结果分为两部分：一是产品市场竞争及其与管理层持股之间的交互作用对企业管理效率的影响分析，见模型（4）和模型（6）；二是企业实际管理效率与标准管理效率的偏离对企业绩效的影响分析，见模型（5）和模型（7）。基于系统GMM估计方法的实证结果见表2。

为检验模型（4）中扰动项的自相关问题及所选择工具变量的有效性，对其进行Arellano-Bond检验和Sargan检验。Arellano-Bond检验结果（ AR （1）和 AR （2））显示，一阶自相关的 p 值为0，说明扰动项存在一阶序列相关，而二阶自相关检验结果在10％的水平上不显著，表明扰动项不存在二阶序列相关。 Sar gan 检验 P 值大于10％，表明过度识别的工具变量有效。实证结果显示， PCW _i，t 的系数显著为正，低市场竞争组企业的可比基准管理成本（约为营业总收入的13.1％ ^[2] ）为高市场竞争组企业（约为营业总收入的9.3％ ^[3] ）的1.4倍，即低市场竞争组企业的管理效率相比高市场竞争组企业下降了约3/10 ^[4] ，假设1得到验证。此外，在模型（4）中，交叉乘积项 PCW _i，t * DIR _i，t 的系数为负，在5％水平上显著，表明在市场竞争程度较低的情况下，管理层持股能激励管理层降低管理成本，提高管理效率。然而，交叉乘积项 PCS _i，t * DIR _i，t 的系数虽为正，但即使在10％水平上也不显著，这表明管理层持股的情境效应只存在于市场竞争程度低的企业中，对于高强度市场竞争的企业，外部治理机制已足以促进管理层降低管理成本，提升管理效率。因此，假设2得到验证。

由于管理效率的提升或降低具有持续性，因此本文分析动态模型的同时，再参考鞠晓生等（2013） ^［28］ 的做法，只保留至少5年有连续观测值的企业，对回归方程（4）进行回归，此时样本数量虽然减少至5 364个，但通过多年连续观测也可以更好地体现出管理效率的波动性，使得样本在时间序列上更具有代表性。回归结果模型（6）中的报告显示， Arellano - Bond 检验显示模型中扰动项不存在显著的自相关， Sargan 检验结果表明过度识别的工具变量总体上是有效的。并且 PCW _i，t 的系数显著为正，说明低市场竞争组企业的管理成本高于高市场竞争组的企业管理成本，假设1得到验证。此实证结果与前文实证分析结果相一致。此外，交叉乘积项 PCW _i，t * DIR _i，t 的系数显著为负，表示在产品市场竞争较弱时，管理层持股降低了企业管理成本，提高了企业管理效率。交叉乘积项 PCS _i，t * DIR _i，t 的系数为正却不显著，表明在产品市场竞争较强时，管理层股权激励对提高管理效率的作用并不明显，从而假设2得到验证。因此，此实证结果与模型（4）结果相一致，说明实证结果不受数据结构的影响。

表2列出了对模型（5）进行 Arellano - Bond 检验和 Sargan 检验的结果及 GMM 估计的实证结果，可检验管理效率偏差对企业绩效的影响。 Arellano - Bond 检验统计值中，一阶自相关的 p 值为0，且二阶自相关检验统计值在10％水平上不显著，表明模型（5）中扰动项不存在显著自相关。此外， Sargan 检验的统计值 p 值大于10％，显示过度识别的工具变量在总体上是有效的。实证结果中，企业管理效率偏差（ DME _i，t ）的系数显著为负，表明企业实际管理效率与本文提出的由产品市场竞争、管理层持股以及其他影响变量（信息非对称性、资金状况、交易规模与管理者的风险厌恶程度）共同决定的标准管理效率之间有任何的偏差，均会导致企业绩效的损失，假设3得到验证。同样，在只保留至少5年连续观测值的样本中，模型（7）的实证结果显示企业管理效率偏差（ DME _i，t ）的系数在5％水平上显著为负，表明企业实际管理效率与标准管理效率之间的偏差对企业绩效有负向影响，假设3再次得到验证，且与模型（7）的分析结果相一致。

五、反事实稳健性检验

（一）倾向得分匹配法模型

由于企业面临的产品市场竞争程度并非完全随机分配，当产品市场竞争程度激烈时，即使企业管理效率高，也不能由此判断高效率是由产品市场竞争直接导致而来，因为我们无法观察到高市场竞争企业在面临低市场竞争时其管理效率如何。即：对一个企业而言，我们不可能同时观察到高市场竞争与低市场竞争对管理效率差异的影响，在任何时点上，同一企业只能是这两种状态中的一种，这正是反事实（Couterfactuals）因果推断的分析框架。此外，产品市场竞争与管理效率的内生性问题也需要关注。企业的自身特征如企业规模、成长性、负债比例等，理论上也可能受到企业管理效率的影响（张会丽和吴有红，2012） ^［29］ ，因而也可能带来“选择偏差”问题。

根据反事实匹配思想，若高市场竞争与低市场竞争中的两类企业的差异能被一组共同因素所解释，那么，在使用这些共同影响因素进行分层配对后，通过观察这两组企业的管理效率差异，再将各分层额差异以及分层所占比例做适当加权，即可得到总体平均处理效应（ ATE ）、处理组平均处理效应（ ATT ）和控制组平均处理效应（ ATU ），从而可最终确定产品市场竞争与管理效率之间的因果联系，尽可能避免“选择偏差”问题。由于单个因素的分层匹配比较耗时，而倾向得分法通过将多个因素浓缩成一个指标——倾向得分值（ PS 值），可使多元匹配更具效率。

给定样本特征 X ，某企业面临低市场竞争的条件概率可表示为：

其中： D _i 代表指标函数，若某家企业面临低市场竞争（ PCW _i ＝1），则 D _i 赋值为1，表示处理组企业；若面临高市场竞争（ PCS _i ＝1），则 D _i 赋值为0，表示控制组企业。 X 代表可能影响企业是否面临不同程度产品市场竞争的匹配变量 ^[5] ，如果企业面临的产品市场竞争状态是随机的，则可以通过二元选择模型进行回归估计，即用 Pr ［ D _i ＝1| X _i ］表示某企业在 X 条件下面临低市场竞争的概率。通过处理组和控制组在概率上的相似度进行匹配，配对的有效性取决于条件独立性和重叠假定。产品市场竞争对管理效率影响的平均处理效应可表示为：

其中， N ₁ 代表处理组个体数。在不同匹配方法中，适用于配对（ i ， j ）的权重 w （ i ， j ）有所差异。由于 Kernel 匹配被认为不存在产生无效标准差的问题（Gilligan和Hoddinott，2007） ^［31］ ，因此本文选用 Kernel 匹配进行倾向得分匹配。此时，权重 w （ i ， j ）的表达式如下：

其中， h 为指定带宽， K 为 Kernel 函数。

（二）倾向得分匹配法实证结果

为获得倾向得分匹配法中平均处理效应 ATT 的估计值，下面对处理组的产品市场竞争影响因素进行二值选择分析。首先报告 probit 模型结果，并以 logit 模型作为 PSM 方法的稳健性检验结果。由于所使用的数据为非平衡面板数据，因而也可以使用面板二值选择模型获取 PSM 值。其次根据面板二值选择模型的似然比检验统计量值及其显著水平选择模型，如果似然比检验统计量值在10％水平上显著，则优先选择面板二值选择模型。检验结果显示，面板 probit 模型中的似然比检验 chibar 2值为3 815.89，p值为0，面板 logit 模型中的似然比检验 chibar 2值为3 889.49， p 值为0，因此本文报告面板二值选择模型下的倾向得分结果。此外，由于二值选择模型为0-1型变量，只能获知自变量对因变量的影响方向，不能给出产品市场竞争变量的边际效应，因此本文同时报告进一步的各变量的边际效应（见表3）。

面板 probit 模型给出了企业面临低市场竞争程度的概率，即倾向得分。企业的倾向得分越高，表明其面临低市场竞争的概率越大。图1中的（ a ）和（ b ）分别代表处理组（低市场竞争程度组，样本数为2 278）和控制组（高市场竞争程度组，样本数为2 278）的 PS 值在匹配前后的 Kernel 密度函数。相比之下，在完成匹配后，处理组和控制组的 PS 值概率分布更加接近，表明二者各方面的特质已经非常接近， probit 模型下采用 Kernel 密度函数的匹配效果较好（ logit 模型下 Kernel 密度函数图与此相似，不单独列出）。匹配后的图形还显示，高市场竞争组的倾向得分整体偏于较低部分，而低市场竞争组的倾向得分分布偏右，其平均得分高于高市场竞争组的得分。

表4报告了经过倾向性得分匹配后的处理组平均处理效应 ATT 值，以此可对产品市场竞争与管理效率的关系进行证明。考虑到潜在的小样本偏误对结论的影响，本研究采取基于“自抽样法（ Bootstrap ）”获得的相关统计量的标准误进行统计推断。获取 Bootstrap 标准误的步骤如下：首先通过重复随机抽样从原始样本中抽取n个样本作为经验样本，再采用 Kernel 密度匹配函数计算经验样本的 ATT ，并将以上两个步骤重复进行500次，得到 ATT 的500个经验统计量，即 ATT ₁ ， ATT ₂ ，…， ATT ₅₀₀ ，然后通过计算即可得到原始样本 ATT 统计量的标准误。表4还报告了 probit 模型和 logit 模型中的 ATT 基于 Bootstrap 标准误的统计结果，显示经过倾向性得分匹配后，处理组平均处理效应 ATT 的差距为0.107（ probit 模型）和0.108（ logit 模型），两者均在1％水平上显著为正，表明低市场竞争组和高市场竞争组的管理效率存在明显差异。使用倾向得分匹配法得出的分析结果和使用系统 GMM 估计方法得到模型（4）和模模型（6）中低市场竞争与管理效率关系的回归系数 PCW _i，t 结果均显著为正，说明即使考虑了反事实情形和产品市场竞争与管理效率之间的内生性问题，仍然可以证明低市场竞争减弱了企业管理效率。

根据Smith和Todd（2005） ^［32］ 的研究，通过计算配对后，处理组和对照组基于各匹配变量的标准偏差可以对匹配平衡进行检验。表5显示，无论是 probit 模型还是 logit 模型，本文所选取的匹配变量及 Kernel 匹配方法都可使标准偏差的绝对值在20％以下。而一般认为，只要标准偏差的绝对值小于20％，就不会引起匹配的失效（李静等，2013） ^［30］ ，因而匹配结果满足了匹配平衡的要求。

综上，本文考虑了反事实情形及产品市场竞争与管理效率之间可能存在的内生性关系后，采取 Kernel 得分匹配对产品市场竞争与管理效率之间的关系进行反事实检验，仍然可以得出低市场竞争会有损企业管理效率的结论。

六、研究结论与建议

一直以来，要素和劳动力成本优势是我国制造业迅速发展的重要推动力。然而，随着劳动力成本的不断上升、生产性能源的透支使用以及国际市场技术壁垒的持续加深，我国制造业企业正面临巨大的压力。从管理水平视角来看，我国制造业企业管理方式还比较粗放，管理制度仍不够完善和不够系统，管理效率较低。基于此，本文以2005—2014年制造业上市公司为对象，构建企业管理效率对产品市场竞争、管理层持股等因素的交互效应的动态反应机制面板模型，以测度产品市场竞争程度差异下管理效率的变化。经过实证分析，得出以下结论：（1）随着产品市场竞争程度的增加，企业管理效率有所提高。本文根据产品市场竞争程度将样本企业分为高市场竞争组和低市场竞争组，以高市场竞争组企业为基准，低市场竞争组企业的管理成本是高市场竞争组企业管理成本的1.4倍，低市场竞争组企业的管理效率相比高市场竞争组企业下降了约3/10。（2）建立动态模型并引入产品市场竞争与管理层持股交互项的研究显示：当产品市场竞争较弱时，管理层股权激励有利于发挥内部治理机制的作用，有利于降低企业管理成本和提高企业管理效率。（3）对产品市场竞争、管理层持股及其他影响变量（信息非对称性、资金状况、交易规模与管理者的风险厌恶程度）共同决定的标准管理效率间的偏差对企业绩效的影响做进一步检验，发现管理效率的偏离对企业绩效有负向影响。

以上研究结论对微观企业质量管理和宏观政策制定均具有一定启示：（1）应完善市场竞争机制，充分发挥市场竞争约束管理层机会主义行为的作用，提高企业管理效率。产品市场竞争的加剧使企业经营面临极大的不确定性，迫使企业管理层努力经营企业，减少或消除利益寻租行为，降低管理成本，提高管理效率。因此，政府有必要进一步深化市场经济体制改革，降低甚至消除行业进入壁垒，营造自由竞争的市场环境，缓解管理层与企业所有者之间的代理冲突，发挥产品市场竞争的外部治理作用，要通过加强外部市场竞争，推动企业提升管理效率。（2）制造业企业应加强对管理层的股权激励。现代企业管理中的委托代理问题的关键，是要在信息不对称的情况下对代理人进行监督、激励和约束，以避免代理人的自利行为。本文的研究表明，在产品市场竞争程度较低时，管理层持股能有效改善低市场竞争情况下企业管理效率的损失。因此，我国制造业企业应积极推行管理层股权激励制度，缓解管理者与股东之间的代理冲突，将内部治理机制与外部治理机制相结合，提升管理效率。（3）在提高管理效率的实践中，企业要考虑内外部环境对管理效率的影响，寻求最优的管理方式。企业经营总是处于特定的环境之中，因而企业应根据自身所处的经营环境，围绕自身的标准管理效率来调整管理方式，以减弱企业实际管理效率偏离给企业绩效带来的冲击。

参考文献

［1］谭云清，朱荣林，韩忠雪.产品市场竞争、经理报酬与公司绩效：来自中国上市公司的证据［J］.管理评论，2008（2）：58-62.

［2］叶盛.制造业的竞争力和管理效率研究［J］.经营管理，2015（7）：138.

［3］申力.中国制造业过度竞争问题研究［D］.厦门：厦门大学，2007.

［4］伊志宏，姜付秀，秦义虎.产品市场竞争、公司治理与信息披露质量［J］.管理世界，2010（1）：133-141.

［5］蒋荣，陈丽蓉.产品市场竞争治理效应的实证研究：基于CEO变更视角［J］.经济科学，2007（2）：102-111.

[6] HOLMSTROM.Managerial incentive problems: a dynamic perspective [J].Review of Economic Studies, 1999, 66: 69-182.

［7］薛有志，刘素.产品市场竞争、领导权结构与公司多元化战略［J］.山西财经大学学报，2008（12）：59-64.

[8] BERTRAND M, MULLAINATHAN S.Are CEOs rewarded for luck?the ones without principals are [J].Quarterly Journal of Economics, 2001, 116(3): 901-932.

[9] GIROUD X, MULLER H M.Dose corporate governance matter in competitive industries[J].Journal of Financial Economics, 2010, 95(3): 312-331.

[10] TZIOUMIS K.Why do firms adopt CEO stock options?evidence from the United States[J].Journal of Economic Behavior ＆ Organization, 2008, 68(1): 100-111.

[11] KIM E H, LU Y.CEO ownership and valuation [EB/OL].(2010-03-16)[201605-10].http://ssrn.com/abstract ＝1572602, 2010-03-16.

［12］马才华，古群芳.基于博弈视角的管理层持股与代理成本分析［J］.会计之友，2014（20）：53-56.

［13］赵自强，顾丽娟.产品市场竞争、会计稳健性与融资成本——基于中国上市公司的实证研究［J］.经济与管理研究，2012（11）：49-60.

［14］李晓翔，刘春林.高流动性冗余资源还是低流动性冗余资源——一项关于组织冗余结构的经验研究［J］.中国工业经济，2010（7）：94-103.

［15］陈景仁，李健，李晏墅.产品市场竞争、融资约束与组织冗余结构［J］.经济与管理研究，2015（6）：129-138.

［16］王莹.浅析企业管理效率相关理论［J］.黑龙江科技信息，2011（2）：103.

［17］黄燕，陈维政.基于管理熵和管理耗散结构理论的开放式绩效管理系统［J］.重庆理工大学学报，2011（4）：21-25.

[18] SING M, DAVIDSONIII W N.Agency costs, ownership structure and corporate governance mechanisms [J].Journal of Banking and Finance, 2003, 27(5): 793-816.

［19］杨继生，阳建辉.行政垄断、政治庇佑与国有企业的超额成本［J］.经济研究，2015（4）：50-61.

［20］姜付秀，屈耀辉，陆正飞，等.产品市场竞争与资本结构动态调整［J］.经济研究，2008（4）：99-110.

［21］谭庆美，刘亚光，马铭泽.管理层持股、产品市场竞争与企业价值——基于中国A股上市企业面板数据的实证分析［J］.天津大学学报，2013（2）：97-103.

[22] HART S L, G AHUJA.Does it pay to be green?an empirical examination of the relationship between emission reduction and firm performance [J].Business Strategy and the Environment, 1996, 5: 30-37.

[23] HILL M D, G W KELLY, M J HIGHFIELD.Net operating working capital behavior: a first look [J].Financial Management, 2010, 2: 783-805.

[24] KNOPF J D, NUM J, THORNTON JR J H.The volatility and price sensitivities of managerial stock option portfolios and corporate hedging [J].The Journal of Finance, 2002, 57(2): 801-813.

［25］周开国，李涛，何兴强.什么决定了商业银行的净利差［J］.经济研究，2008（8）：65-76.

［26］陆正飞，王雄元，张鹏.国有企业支付了更高的职工工资吗？［J］.经济研究，2012（3）：28-39.

［27］周绍妮.中国上市公司管理层股权激励特征研究［J］.北京交通大学学报，2010（4）：56-61.

［28］鞠晓生，卢荻，虞义华.融资约束、营运资本管理与企业创新可持续性［J］.经济研究，2013（1）：4-16.

［29］张会丽，吴有红.超额现金持有水平与产品市场竞争优势——来自中国上市公司的经验证据［J］.金融研究，2012（2）：183-195.

［30］李静，彭飞，毛德凤.研发投入对企业全要素生产率的溢出效应——基于中国工业企业微观数据的实证分析［J］.经济评论，2013（3）：77-86.

[31] GILLIGAN D O, HODDINOTT J.Is there persistence in the impact of emergency food aid?evidence on consumption, food security, and assets in rural ethiopia [J].American Agricultural Economics Association, 2007, 89(2): 225-242.

[32] SMITH J, TODD P.Does matching overcome LaLonde's critique of nonexperimental estimators [J].Journal of Econometrics, 2005, 125(1-2): 305-353.

[1] 虽然部分变量与管理效率的关系并不显著，但更多变量的加入可以更好地解释自变量，因而仍然将这些变量写入模型中。现有文献在做类似研究时也是将所有变量放入模型中，如李晓翔和刘春林（2010） ^［14］ 。

[2] δ ₀ ＋δ ₁ ＝9.3％＋3.8％＝13.1％。

[3] δ ₀ ＝9.3％。

[4] δ ₀ /（δ ₀ ＋δ ₁ ）＝29.01％。

[5] 结合已有研究（李静等，2013） ^［32］ ，本文选取短期负债比例、长期负债比例、盈利能力、企业规模和企业成长性5个变量。 O7GN+3KHvOsd/dASNe+R9cjPyBbm+6f9ZGBDJ4aJlwgNYGxsYC/gQplqmAHzLGWx