《表6 工具变量估计结果》

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《契约执行效率、契约依赖度与企业全要素生产率》

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注:*表示10%的显著性水平，**表示5%显著性水平，***表示1%显著性水平；小括号中为稳健标准误调整后的t值；Stock-Yogo检验10%水平上的临界值为16.83；由于样本可能存在异方差，因此采用Keibergen-Paap rk Wald F统计量来检验弱识别问题；如果使用常用的依赖iid假设的Cragg-Donald W

以上对内生性产生三个来源都进行了相应的处理，从而有效降低了内生性问题的影响，但并不能完全消除内生性问题的影响，而这些问题可能会导致基准回归中的系数出现偏误。解决内生性问题的有效办法是使用工具变量法。参考徐现祥等（2005）、李坤望等（2010）的方法，我们选择中国三大改造前的民营经济发展作为现在契约执行效率指标的工具变量。具体计算方法是:使用1955年各省区的非国有工业总产值除以最大值进行标准化，从而得到契约执行效率与契约依赖度交乘项的工具变量（zr_iv）。从表6的回归结果中还可以看到，第一阶段回归中内生性检验的卡方统计量较大，表明以市场化指数中的“对投资者合法权益的保护”子项目衡量的契约执行效率可能存在内生性问题。KleibergenPaap rk Wald F统计量（KP统计量）远大于Stock-Yogo的10%显著水平临界值，表明工具变量不存在弱识别问题。第一阶段回归中，工具变量（zr_iv）的系数显著为正。第二阶段回归中契约执行效率与契约依赖度交乘项的系数均在1%的显著性水平为正。通过与表1基准回归的结果进行比较，我们发现契约执行效率与契约依赖度交乘项系数显著提高了，说明契约执行效率的内生性可能源于测量误差的影响，这也说明基准回归中可能低估了契约执行效率对不同契约依赖度企业生产率的影响。