（博士生導(dǎo)師），

企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)是指管理層在投資中的風(fēng)險(xiǎn)選擇傾向，代表企業(yè)為了追求利潤(rùn)愿意付出代價(jià)的傾向（Lumpkin、Dess，1996）。企業(yè)在追求績(jī)效增長(zhǎng)的同時(shí)必然要承擔(dān)一定的風(fēng)險(xiǎn)，現(xiàn)有研究也大多肯定了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的積極影響。在企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的經(jīng)濟(jì)后果研究方面，已有的文獻(xiàn)集中于討論風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)如何影響企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效。但與傳統(tǒng)企業(yè)績(jī)效指標(biāo)相比，作為衡量除勞動(dòng)力和資本外其他生產(chǎn)要素投入帶來(lái)的產(chǎn)出增長(zhǎng)率的指標(biāo)，全要素生產(chǎn)率也許更能反映最根本的問(wèn)題。從微觀角度來(lái)說(shuō)，高水平的全要素生產(chǎn)率代表企業(yè)對(duì)資源的有效利用程度，傳統(tǒng)意義上被理解為非生產(chǎn)性投入對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)，其更能使企業(yè)保持長(zhǎng)期的競(jìng)爭(zhēng)力。引申至宏觀角度來(lái)說(shuō)，現(xiàn)代西方經(jīng)濟(jì)學(xué)理論普遍認(rèn)為，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力來(lái)源于勞動(dòng)力增長(zhǎng)、資本存量的增長(zhǎng)以及全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，而勞動(dòng)和資本投入所帶來(lái)的均不是可持續(xù)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Krugman P.，1994）。因此，從全要素生產(chǎn)率的角度來(lái)研究企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的經(jīng)濟(jì)后果更能反映其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的根本影響。

早期國(guó)內(nèi)關(guān)于企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的研究集中于金融行業(yè)，而關(guān)于一般企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的研究起步較晚?？傮w而言，研究大多集中在企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)所受到的外部制度和內(nèi)部治理的影響方面，如社會(huì)層面主要包括社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、市場(chǎng)化進(jìn)程、政府補(bǔ)貼以及貨幣政策等；企業(yè)層面主要包括董事會(huì)結(jié)構(gòu)、股權(quán)結(jié)構(gòu)和債務(wù)分布等；管理層個(gè)體特征層面主要包括過(guò)度自信、管理層異質(zhì)性等。在經(jīng)濟(jì)后果方面，已有文獻(xiàn)大多肯定了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能夠?qū)ζ髽I(yè)業(yè)績(jī)帶來(lái)積極影響（Conrad、Plotkin，1968；John等，2008；李文貴、余明桂，2012）。而董保寶（2014）提出，對(duì)于新企業(yè)來(lái)說(shuō)，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與新企業(yè)績(jī)效之間呈倒U型關(guān)系，風(fēng)險(xiǎn)平衡是新企業(yè)的最佳選擇。但企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)帶來(lái)的高績(jī)效水平并不等同于高水平的全要素生產(chǎn)率，根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)，鮮有學(xué)者關(guān)注企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對(duì)資源配置效率的影響，僅研究企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與績(jī)效水平兩者的關(guān)系不能全面地反映風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對(duì)企業(yè)以及宏觀經(jīng)濟(jì)造成的影響。因此，從全要素生產(chǎn)率的角度討論企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)問(wèn)題，考察風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)是否能幫助企業(yè)保持長(zhǎng)期競(jìng)爭(zhēng)力就顯得十分必要。

具體而言，本文想要回答的問(wèn)題是：風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平高的企業(yè)是否會(huì)有更高的全要素生產(chǎn)率？高風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平意味著企業(yè)對(duì)投資機(jī)會(huì)的識(shí)別和利用更加充分，表明企業(yè)會(huì)更多地選擇高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)的項(xiàng)目，而高資本配置效率也意味著企業(yè)在增加投資高回報(bào)項(xiàng)目的同時(shí)會(huì)減少投資低回報(bào)項(xiàng)目。John等（2008）曾從宏觀角度指出，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平高的國(guó)家伴隨著高水平的全要素生產(chǎn)率。因此，本文預(yù)期企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平與全要素生產(chǎn)率正相關(guān)。

一、理論分析和研究假設(shè)

（一）企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)和全要素生產(chǎn)率

全要素生產(chǎn)率是指企業(yè)在生產(chǎn)過(guò)程中單位總投入的總產(chǎn)量，是指產(chǎn)出增長(zhǎng)率不能歸因于加權(quán)要素投入的部分。全要素生產(chǎn)率衡量了企業(yè)技術(shù)進(jìn)步、資源利用效率、組織創(chuàng)新能力和規(guī)模經(jīng)濟(jì)等不易直接觀測(cè)的方面。企業(yè)選擇風(fēng)險(xiǎn)較小的投資機(jī)會(huì)雖然會(huì)獲得穩(wěn)定的回報(bào)，但也會(huì)使生產(chǎn)率長(zhǎng)期停留在一個(gè)較低的水平（Acemoglu、Zilibotti，1997），而風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平高的企業(yè)在面臨不確定性時(shí)，傾向于選擇利用風(fēng)險(xiǎn)創(chuàng)造價(jià)值。本文預(yù)期企業(yè)通過(guò)對(duì)投資項(xiàng)目的風(fēng)險(xiǎn)選擇來(lái)對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生積極影響（John等，2008）。企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)影響全要素生產(chǎn)率的邏輯鏈條如下：

1.風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)始于對(duì)機(jī)會(huì)的識(shí)別和把握。在機(jī)會(huì)識(shí)別方面，低風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的企業(yè)會(huì)為了避免損失而對(duì)市場(chǎng)契機(jī)反應(yīng)遲鈍，不能迅速識(shí)別有價(jià)值的機(jī)會(huì)，從而不利于企業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展（Covin J.G.等，2006）；但當(dāng)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平較高時(shí)，企業(yè)對(duì)于未來(lái)不確定性中所蘊(yùn)含的機(jī)會(huì)具有很強(qiáng)的洞察力，更善于識(shí)別而不是被動(dòng)地等待市場(chǎng)中的良好機(jī)會(huì)。在機(jī)會(huì)把握方面，低風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的企業(yè)更容易陷入一種“能成功才嘗試”的經(jīng)營(yíng)模式，因?yàn)榈惋L(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平意味著企業(yè)不愿去接受那些難以監(jiān)控的投資項(xiàng)目，如包含R&D支出的投資項(xiàng)目或其他關(guān)于無(wú)形資產(chǎn)的投資，同時(shí)低風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)也會(huì)伴隨低資本性支出（Leonce、Bargeron L.，2009）。也就是說(shuō)，高水平風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)表明公司勇于承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，善于把握其所識(shí)別的機(jī)會(huì)，更容易接受高風(fēng)險(xiǎn)的投資項(xiàng)目，從而利用這些機(jī)會(huì)創(chuàng)造價(jià)值，市場(chǎng)也會(huì)將其視為積極行為。除此之外，愿意承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的程度越高，企業(yè)越有動(dòng)力源源不斷地投入必要的資源去開(kāi)發(fā)新的機(jī)會(huì)，以獲取新機(jī)會(huì)的潛在價(jià)值所帶來(lái)的好處，同時(shí)這種對(duì)新機(jī)會(huì)的開(kāi)發(fā)和利用也會(huì)不斷提升所識(shí)別機(jī)會(huì)的價(jià)值?？偟膩?lái)說(shuō)，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平高意味著公司善于識(shí)別和把握任何有利可圖的機(jī)會(huì)。

2.善于識(shí)別和把握機(jī)會(huì)有助于全要素生產(chǎn)率的提升。對(duì)于制造業(yè)企業(yè)來(lái)說(shuō)，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平高意味著公司會(huì)利用前瞻性的視野更好地識(shí)別和把握投資機(jī)會(huì)，帶來(lái)的最主要和最直接的效果是企業(yè)銷售收入的增長(zhǎng)（Kallapur、Trombley，1999）。因?yàn)轱L(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平高意味著企業(yè)更容易接受高風(fēng)險(xiǎn)的投資項(xiàng)目，而高風(fēng)險(xiǎn)意味著高收益，從而企業(yè)的產(chǎn)出增加、資源配置效率提高，銷售收入的增長(zhǎng)帶來(lái)的產(chǎn)值增加和規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)可以帶動(dòng)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。另外，銷售規(guī)模更大，意味著企業(yè)有更雄厚的資金實(shí)力和更大的市場(chǎng)份額，使得企業(yè)創(chuàng)新的單位成本減少以驅(qū)動(dòng)全要素生產(chǎn)率水平的增長(zhǎng)（孫俊新等，2011）。除了銷售收入的增加，把握和識(shí)別投資機(jī)會(huì)也會(huì)帶來(lái)一部分附加效應(yīng)以對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響。一方面，高水平風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)往往伴隨著較多的研發(fā)支出（Hilary、Hui，2009），而研發(fā)投入是技術(shù)進(jìn)步長(zhǎng)期持續(xù)下去的途徑之一，不僅在引進(jìn)新技術(shù)階段需要研發(fā)投入的支持，后續(xù)階段為適應(yīng)新技術(shù)的組織制度和政策建設(shè)仍需要研發(fā)投入，進(jìn)而通過(guò)技術(shù)變動(dòng)驅(qū)動(dòng)全要素生產(chǎn)力水平的上升（吳延兵，2008）；另一方面，高水平風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)企業(yè)往往創(chuàng)新積極性更高（Hilary、Hui，2009），而創(chuàng)新有利于驅(qū)動(dòng)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)（楊汝岱，2015；葉靜怡、林佳，2016）。

上述機(jī)制使得企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平對(duì)全要素生產(chǎn)率的正向影響得以實(shí)現(xiàn)。鑒于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平和全要素生產(chǎn)率呈正相關(guān)關(guān)系。

（二）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)和全要素生產(chǎn)率

企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的提高之所以能夠帶來(lái)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，一個(gè)很重要的因素是管理層必須是基于獲利目的主動(dòng)承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，在此基礎(chǔ)上的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)才有助于企業(yè)效率的提升。但在國(guó)有企業(yè)中，由于存在嚴(yán)重的政府干預(yù)，經(jīng)營(yíng)目標(biāo)出現(xiàn)扭曲且缺失一定的管理層激勵(lì)約束機(jī)制（Shleifer、Vishny，1998），導(dǎo)致企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)影響全要素生產(chǎn)率的邏輯鏈條缺失。就經(jīng)營(yíng)目標(biāo)來(lái)說(shuō)，學(xué)術(shù)界大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為國(guó)有企業(yè)應(yīng)該承擔(dān)更多的社會(huì)功能，國(guó)有企業(yè)對(duì)于經(jīng)營(yíng)目標(biāo)的定位應(yīng)在“企業(yè)營(yíng)利性”和“國(guó)家公共性”之間實(shí)現(xiàn)均衡（周耀東、余暉，2012），同時(shí)國(guó)有企業(yè)的投資決策受到政府的直接干預(yù)，因此企業(yè)在進(jìn)行投資時(shí)可能會(huì)出于政治或社會(huì)目標(biāo)而接受一些風(fēng)險(xiǎn)高但收益低的項(xiàng)目。

就管理層激勵(lì)約束機(jī)制的缺失來(lái)說(shuō)，一方面，激勵(lì)機(jī)制的缺失加之國(guó)有企業(yè)中管理層對(duì)收益所享有的份額遠(yuǎn)低于非國(guó)有企業(yè)（Hart等，1997），管理層缺乏承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)以追求收益的動(dòng)機(jī)，這會(huì)使得國(guó)有企業(yè)的管理層對(duì)機(jī)會(huì)的識(shí)別和把握較為遲鈍。另一方面，管理層約束機(jī)制的缺失為管理者機(jī)會(huì)主義行為提供了空間，除了導(dǎo)致管理層的偷懶行為，還會(huì)使管理層在做投資選擇時(shí)從自身利益出發(fā)而不是建立在必要性和投資風(fēng)險(xiǎn)能被企業(yè)接受的前提下，即使投資決策被證明是錯(cuò)誤的，管理層也會(huì)想辦法維持項(xiàng)目而不是立即停止，以免因決策失誤在其任職期間的暴露而給其自身利益帶來(lái)?yè)p害，從而使得高風(fēng)險(xiǎn)高收益的邏輯推理不成立。此外，已有學(xué)者證明，出于國(guó)有資產(chǎn)保值增值的目標(biāo)以及尋租現(xiàn)象的存在，相對(duì)于非國(guó)有企業(yè)，國(guó)有企業(yè)的管理層往往不愿意接受高風(fēng)險(xiǎn)的投資項(xiàng)目，即使該項(xiàng)目存在獲得高收益的可能性（李文貴、余明桂，2012）。

綜合以上分析，在國(guó)有企業(yè)中風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)影響全要素生產(chǎn)率的路徑相對(duì)弱化或是不存在。鑒于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：在其他條件不變的情況下，與國(guó)有企業(yè)相比，非國(guó)有企業(yè)中風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平對(duì)全要素生產(chǎn)率的正向影響更加顯著。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本數(shù)據(jù)及來(lái)源

由于本文研究的是企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，而全要素生產(chǎn)率主要反映企業(yè)的生產(chǎn)效率，因此本文樣本為2006～2015年制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，并剔除造成異常影響的ST/PT樣本、中途退市以及數(shù)據(jù)有缺失的樣本。另外，為了避免極值的影響，對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行了上下各1%分位的縮尾處理。最終得到9091個(gè)觀測(cè)值。本文所有數(shù)據(jù)均來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）回歸模型

參考孔東民、代昀昊和李陽(yáng)（2014）的研究，本文建立模型（1），運(yùn)用全樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，以檢驗(yàn)假設(shè)1；再分別對(duì)國(guó)有和非國(guó)有企業(yè)樣本進(jìn)行回歸，以檢驗(yàn)假設(shè)2。此外，在模型分析中，為了降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)和全要素生產(chǎn)率之間的內(nèi)生性、剔除其他控制變量與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對(duì)全要素生產(chǎn)率的共同影響，引入模型（2）進(jìn)行了正常企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的擬合，用模型擬合后的殘差作為上市公司的超額風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)衡量變量，用超額風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)變量代替原變量對(duì)模型（1）進(jìn)行回歸。

模型（1）中，tfp為公司本年度全要素生產(chǎn)率；risk表示企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，為模型主要的考察變量；β1反映了風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，其系數(shù)預(yù)計(jì)為正。參考已有文獻(xiàn)，加入了企業(yè)規(guī)模、市場(chǎng)份額、固定資產(chǎn)占比等控制變量，其中：size代表企業(yè)規(guī)模，為企業(yè)期末總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)；cost代表代理成本，參考李壽喜（2007）的文獻(xiàn)，代理成本等于公司當(dāng)年管理費(fèi)用和銷售收入之比；fa代表固定資產(chǎn)比例，等于固定資產(chǎn)與年末總資產(chǎn)之比；profit代表企業(yè)的盈利能力，等于銷售收入與年末總資產(chǎn)之比；share代表企業(yè)市場(chǎng)份額，等于企業(yè)銷售收入占行業(yè)總銷售收入的比例；soe和soe1代表最終控制人類型，其中soe表示是否為國(guó)有控股，公司為國(guó)有控股取1，否則取0，soe1表示是否為外資企業(yè)，公司為外資企業(yè)取1，否則取0；city_id表示企業(yè)所在城市的虛擬變量。此外，模型還對(duì)行業(yè)和年度效應(yīng)進(jìn)行了控制。

（三）變量定義

1.全要素生產(chǎn)率。現(xiàn)有的全要素生產(chǎn)率測(cè)算方法大致可以分為三類。

第一類為參數(shù)法，含Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)和超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)等，其回歸得到的殘差即為全要素生產(chǎn)率的衡量指標(biāo)。該方法建立在生產(chǎn)函數(shù)對(duì)現(xiàn)實(shí)做出一系列假設(shè)的基礎(chǔ)上，而現(xiàn)實(shí)往往不符合這些假定條件，從而會(huì)導(dǎo)致對(duì)全要素生產(chǎn)率的測(cè)算存在偏誤（聶輝華、賈瑞雪，2011；魯曉東、連玉君，2012）。

第二類是以O(shè)P法（Olley、Pakes，1996）和LP法（Levinsohn、Petrin，2003）為代表的半?yún)?shù)法，雖然OP法和LP法在一定程度上緩解了傳統(tǒng)計(jì)量方法中的內(nèi)生性以及樣本選擇偏誤的問(wèn)題，但其仍然基于生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行計(jì)量估計(jì)，同時(shí)Wooldridge（2009）指出OP和LP方法均用了兩個(gè)階段來(lái)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，而兩階段估計(jì)有可能因?yàn)楹雎粤丝缭絻蓚€(gè)方程的誤差之間的同期相關(guān)性而不能有效地解釋誤差中的序列相關(guān)或者異方差，從而使得該方法的估計(jì)有效性降低。

第三類為非參數(shù)法，包括指數(shù)法和DEA法。Caves、Christensen和Diewert（1982）提出了DEAMalmquist指數(shù)方法，該方法是指結(jié)合DEA和Malmquist指數(shù)法對(duì)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行估計(jì)，非參數(shù)法避免了由生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定不當(dāng)帶來(lái)的偏誤。本文通過(guò)比較全要素生產(chǎn)率各類衡量指標(biāo)的優(yōu)劣，借鑒孔東民、代昀昊和李陽(yáng)（2014）的做法，利用非參數(shù)法中的Tornqvist指數(shù)法（Caves，1982）計(jì)算全要素生產(chǎn)率，該方法的優(yōu)勢(shì)之一是容許企業(yè)之間技術(shù)異質(zhì)性的存在。計(jì)算方法如式（3）所示。

式（3）中，q、l和k分別代表總產(chǎn)出、勞動(dòng)投入和資本投入的對(duì)數(shù)值，s代表總投入中勞動(dòng)投入所占份額，下標(biāo)i，t代表公司i在觀測(cè)時(shí)段內(nèi)t年度的觀測(cè)值，下標(biāo)t表示t年度公司所在行業(yè)的平均值?？紤]到公司的適用性，本文選擇企業(yè)增加值作為總產(chǎn)出的衡量指標(biāo)，勞動(dòng)投入和資本投入分別由員工人數(shù)和固定資產(chǎn)凈額來(lái)衡量。

2.企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。參照余明桂（2013）和呂文棟（2015）的做法，本文選擇企業(yè)盈利的波動(dòng)性［σ（ROA）］來(lái)衡量企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，計(jì)算方式如式（4）、式（5）所示。

式（4）和式（5）中，roa等于企業(yè)息稅前利潤(rùn)除以年末總資產(chǎn)。先計(jì)算每個(gè)企業(yè)的roa，然后減去行業(yè)平均值以剔除行業(yè)因素的影響，再計(jì)算調(diào)整后roa的標(biāo)準(zhǔn)差以衡量企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。該指標(biāo)值越大，表明企業(yè)當(dāng)年風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越高。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文還用了營(yíng)業(yè)收入的波動(dòng)性以及觀測(cè)時(shí)段內(nèi)roa的最大值與最小值之差來(lái)衡量企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。

相關(guān)變量的定義如表1所示。

表1 變量及其定義

三、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。在表2中，全要素生產(chǎn)率tfp的均值和中位數(shù)分別為1.199、0.938，基于tfp測(cè)度的標(biāo)準(zhǔn)差可以發(fā)現(xiàn)企業(yè)間全要素生產(chǎn)率存在較大差異。企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)risk的平均值為0.078，中位數(shù)為0.029，最大、最小值分別為0.961和0.002，這說(shuō)明企業(yè)間風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平差距較大，因?yàn)楸疚闹谎芯恐圃鞓I(yè)企業(yè)，與呂文棟等（2015）的統(tǒng)計(jì)結(jié)果相比，表明制造業(yè)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平相對(duì)全部行業(yè)的平均水平要高。在控制變量方面：代理成本cost的平均值為0.093，表明管理費(fèi)用占銷售收入的比例平均為9.3%；soe的平均值為0.417，表明樣本中大約41.7%的企業(yè)屬于國(guó)有企業(yè)；soe1的平均值為0.019，表明將近2%的企業(yè)屬于外資企業(yè)。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

（二）相關(guān)性分析

表3列示了模型中主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)。結(jié)果顯示，所有變量的相關(guān)系數(shù)均小于0.5，且在vif檢驗(yàn)中所有變量的vif值在1和2左右，遠(yuǎn)小于10，表明變量之間不存在多重共線性問(wèn)題。其中，risk與tfp兩者沒(méi)有表現(xiàn)出較強(qiáng)的相關(guān)性，這可能是由于企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)和公司其他特征存在一定的相關(guān)性。就單變量來(lái)說(shuō)，risk和公司其他特征如size、cost和le?verage等對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了不同的影響，從而導(dǎo)致企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)和全要素生產(chǎn)率在相關(guān)性的混合效應(yīng)方面表現(xiàn)不顯著?？紤]到企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)和其他控制變量之間存在相關(guān)性可能帶來(lái)的潛在共線性問(wèn)題，如前所述，本文借鑒呂敏康等（2015）的做法，引入模型（2）計(jì)算了超額企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)以對(duì)這種可能性加以控制，減少其對(duì)本文回歸結(jié)果的影響。

表3 主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣

（三）回歸分析

表4列出了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與全要素生產(chǎn)率相關(guān)關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果。列（1）和列（2）中，無(wú)論是否控制行業(yè)和年度，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)risk的系數(shù)都在1%的水平上顯著為正，這說(shuō)明在控制其他因素的情況下，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越高，其全要素生產(chǎn)率水平也越高，驗(yàn)證了假設(shè)1。結(jié)果揭示，當(dāng)企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平較高時(shí)，意味著企業(yè)對(duì)投資機(jī)會(huì)的識(shí)別和把握更加充分，也更容易接受風(fēng)險(xiǎn)高的投資項(xiàng)目，在帶來(lái)銷售收入提高的同時(shí)也會(huì)帶來(lái)技術(shù)水平的提升等附加正效應(yīng)，從而提高全要素生產(chǎn)率水平。在控制變量方面，size、profit、share、leverage、soe1與全要素生產(chǎn)率顯著正相關(guān)，cost、fa和soe與全要素生產(chǎn)率顯著負(fù)相關(guān)，這與孔東明等（2014）和任曙明等（2014）的研究結(jié)論基本一致，該結(jié)果表明固定資產(chǎn)比例的下降和代理成本的降低都能促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)效率的提升，且國(guó)有企業(yè)的生產(chǎn)效率顯著低于非國(guó)有企業(yè)。

列（3）和列（4）是以是否為國(guó)有企業(yè)進(jìn)行分組后的回歸結(jié)果。已有文獻(xiàn)證明，國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平存在顯著差異，考慮到殘差的異質(zhì)性，本文對(duì)假設(shè)2進(jìn)行分組回歸檢驗(yàn)，以增加結(jié)果的穩(wěn)健性。列（3）是非國(guó)有企業(yè)的回歸結(jié)果，列（4）是國(guó)有企業(yè)的回歸結(jié)果。列（3）中，tfp和risk在1%的水平上顯著正相關(guān)，但在列（4）中，risk的系數(shù)沒(méi)有表現(xiàn)出顯著性，驗(yàn)證了假設(shè)2。這進(jìn)一步表明，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對(duì)全要素生產(chǎn)率的正向影響機(jī)制存在于非國(guó)有企業(yè)，而對(duì)于國(guó)有企業(yè)而言，由于經(jīng)營(yíng)目標(biāo)的扭曲和管理層激勵(lì)約束機(jī)制的缺失，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的變化不會(huì)影響全要素生產(chǎn)率。國(guó)有企業(yè)樣本回歸結(jié)果中soe1的系數(shù)缺失是因?yàn)橥赓Y企業(yè)只存在于非國(guó)有企業(yè)中，非國(guó)有企業(yè)樣本中控制變量的系數(shù)和顯著性基本保持不變。

總的來(lái)看，列（1）和列（2）中risk的系數(shù)顯著為正，驗(yàn)證了假設(shè)1；列（3）中risk的系數(shù)顯著為正，但列（4）中系數(shù)不顯著，驗(yàn)證了假設(shè)2。除此之外，本文還將風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)變量替換為式（2）的殘差項(xiàng)——超額風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平代入模型中進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)系數(shù)和顯著性幾乎不變（由于篇幅限制，此處沒(méi)有列出結(jié)果）。

（四）進(jìn)一步分析

基于前文的假設(shè)，在企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響的路徑中，最主要的路徑是當(dāng)企業(yè)對(duì)機(jī)會(huì)的識(shí)別和把握更充分時(shí)，其銷售增長(zhǎng)會(huì)帶來(lái)全要素生產(chǎn)率水平的提高，該邏輯鏈條是，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平高意味著充分識(shí)別和把握投資機(jī)會(huì)，而投資機(jī)會(huì)的識(shí)別和把握帶來(lái)銷售的增長(zhǎng)（Kallapur、Trombley，1999），通過(guò)銷售增長(zhǎng)帶來(lái)的產(chǎn)出增加、規(guī)模經(jīng)濟(jì)以及企業(yè)創(chuàng)新單位成本的降低來(lái)帶動(dòng)全要素生產(chǎn)率的提高（孫俊新等，2011）。因此，本文將進(jìn)一步分析銷售增長(zhǎng)率對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)和全要素生產(chǎn)率之間關(guān)系的中介效應(yīng)。為檢驗(yàn)銷售增長(zhǎng)率的中介效應(yīng)，本文借鑒了Baron等（1986）和溫忠麟等（2014）提出的四個(gè)條件：①被解釋變量和解釋變量相關(guān)系數(shù)顯著；②中介變量和解釋變量相關(guān)系數(shù)顯著；③被解釋變量和中介變量的系數(shù)顯著；④當(dāng)解釋變量和中介變量都加入模型時(shí)，中介變量系數(shù)顯著，解釋變量的回歸系數(shù)變小。將解釋變量和中介變量同時(shí)加入模型時(shí)，若解釋變量的系數(shù)仍然顯著，則為部分中介效應(yīng)，若解釋變量的系數(shù)不再顯著，則為完全中介效應(yīng)?；诖?，除了模型（1），本文還提出模型（6）、模型（7）來(lái)檢驗(yàn)產(chǎn)出的中介效應(yīng)。

表4 企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對(duì)全要素生產(chǎn)率的解釋作用

回歸結(jié)果如表5所示?；谇拔膶?duì)假設(shè)1的驗(yàn)證已經(jīng)得到企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能夠顯著解釋全要素增長(zhǎng)率的波動(dòng)，而從表5的第（1）列和第（3）列可以看出，對(duì)于全樣本和非國(guó)有企業(yè)樣本來(lái)說(shuō)，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能夠顯著解釋銷售增長(zhǎng)率的波動(dòng)，第（2）列和第（4）列展示當(dāng)銷售增長(zhǎng)率和風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)同時(shí)被納入模型時(shí)，銷售增長(zhǎng)率和全要素生產(chǎn)率在1%的水平上顯著正相關(guān)，而企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的系數(shù)仍然顯著為正但系數(shù)減?。?.185＜0.199，0.232＜0.277），將風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)變量替換為式（2）的殘差項(xiàng)即超額風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平代入中介模型中進(jìn)行回歸，結(jié)果不變。因此，銷售增長(zhǎng)率的部分中介效應(yīng)顯著，說(shuō)明企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)帶來(lái)的銷售收入的增加是實(shí)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對(duì)全要素生產(chǎn)率正效應(yīng)的重要機(jī)制。

表5 銷售收入增長(zhǎng)的中介效應(yīng)回歸結(jié)果

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證上述結(jié)果的穩(wěn)健性，本文主要進(jìn)行了如下兩類穩(wěn)健性檢驗(yàn)：①企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)變量的選擇。根據(jù)Boubakri等（2013）的研究，選擇觀測(cè)期（三年）內(nèi)roa最大值和最小值之差為風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的替代變量。另外，根據(jù)余明桂等（2013）的研究，選取觀測(cè)期內(nèi)營(yíng)業(yè)收入/總資產(chǎn)的標(biāo)準(zhǔn)差作為企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的衡量變量代入模型。②內(nèi)生性檢驗(yàn)。首先，引入除本企業(yè)外同行業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的平均值作為工具變量，運(yùn)用兩階段最小二乘法進(jìn)行回歸；其次，將所有解釋變量取滯后一期的值代入模型進(jìn)行回歸，以減少內(nèi)生性可能帶來(lái)的影響，樣本量減少至7668個(gè)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，risk和tfp在5%的水平上顯著正相關(guān)，結(jié)果均不存在實(shí)質(zhì)性的改變，這說(shuō)明本文的結(jié)論比較穩(wěn)健。

五、小結(jié)

本文分析了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的經(jīng)濟(jì)后果，以2006～2015年A股上市公司的數(shù)據(jù)為樣本，研究了總樣本和不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，以及銷售增長(zhǎng)率對(duì)上述影響的中介作用。研究發(fā)現(xiàn)：更高的企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平有助于提高全要素生產(chǎn)率水平；由于國(guó)有企業(yè)經(jīng)營(yíng)目標(biāo)的扭曲和管理層激勵(lì)約束機(jī)制的缺失，上述影響在國(guó)有企業(yè)樣本中不顯著；進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，銷售增長(zhǎng)率在企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制中起著中介作用。

在我國(guó)當(dāng)前所處的發(fā)展階段，重中之重是尋求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)新動(dòng)力，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新發(fā)展，其中一大新動(dòng)力就是提高全要素生產(chǎn)率水平，且越是在更高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段上，越要靠全要素生產(chǎn)率的提高實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（蔡昉，2015）。本研究肯定了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對(duì)于企業(yè)效率的提升作用，結(jié)論有助于上市公司更好地理解“企業(yè)家精神”的重要性，打破因“保守經(jīng)營(yíng)”而帶來(lái)的企業(yè)效率低下的局面，提高微觀層面以及整個(gè)社會(huì)的全要素生產(chǎn)率水平。但研究也存在一定的局限性：一方面本文雖然對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)進(jìn)行了相對(duì)準(zhǔn)確且全面的衡量，但風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平也容易受到管理層的操控或是資本市場(chǎng)投機(jī)行為的影響；另一方面，本文對(duì)于企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)影響全要素生產(chǎn)率的路徑研究較為單一，有待未來(lái)進(jìn)一步進(jìn)行拓展研究。

Acemoglu D.，Zilibotti F..Was Prometheus Unbound by Chance？［J］.Journal of Political Economy，1997（4）.

Baron R.M.，Kenny D.A..The Moderator-Mediator Variable Distinction in Social Psychological Research： Conceptual，Strategic，and Statistical Considerations［J］.Journal of Personality&Social Psychology，1986（6）.

Boubakri N.，J.Cosset，W.Saffar.The Role of Stateand Foreign Ownersin CorporateRisk-Taking：Evidence from Privatization［J］.Journal of Finance and Economics，2013（3）.

Conrad G.R.，Plotkin I.H..Risk/return：U.S.Industry pattern［J］.Harvard Business Review，1968（2）.

Cootner P.H.，Holland D.M..Rate of Return and Business Risk［J］.The Bell Journal of Economics and Management Science，1970（2）.

Covin J.G.，Green K.M.，Slevin D.P..A Comment and Empirical Results Pertaining to the Dimensionality of EO［J］.Entrepreneurship Theory and Practice，2006（1）.

Hilary G.，Hui K.W..Does Religion Matter in Corporate Decision Making in America［J］.Journal of Financial Economics，2009（3）.

蔡昉.全要素生產(chǎn)率是新常態(tài)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力［N］.北京日?qǐng)?bào)，2015-11-23.

董寶國(guó).風(fēng)險(xiǎn)需要平衡嗎：新企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與績(jī)效倒U型關(guān)系及創(chuàng)業(yè)能力的中介作用［J］.管理世界，2014（01）.

李文貴，余明桂.所有權(quán)性質(zhì)、市場(chǎng)化進(jìn)程與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)［J］.中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2012（12）.

呂文棟，劉巍，何威風(fēng).管理者異質(zhì)性與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)［J］.中國(guó)軟科學(xué)，2015（12）.

呂敏康，劉拯.媒體態(tài)度、投資者關(guān)注與審計(jì)意見(jiàn)［J］.審計(jì)研究，2015（3）.

孫俊新，藍(lán)樂(lè)琴.制造業(yè)企業(yè)出口和生產(chǎn)率的關(guān)系［J］.經(jīng)濟(jì)與管理，2011（3）.

吳延兵.自主研發(fā)、技術(shù)引進(jìn)與生產(chǎn)率——基于中國(guó)地區(qū)工業(yè)的實(shí)證研究［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2008（8）.

岳彩東，程靜.全要素生產(chǎn)率文獻(xiàn)綜述［J］.經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊，2013（9）.