CNDD-0222 上市公司战略联盟情况及学术论文应用

CNDD-0222 上市公司战略联盟情况及学术论文应用

01 数据介绍

▪ 数据名称: 上市公司战略联盟情况

▪ 数据编号：0222

▪ 数据层级：公司层面

▪ 数据范围：2013-2024 年

▪ 样本数量：5,759条

▪ 数据来源：根据公司公告、腾讯、新浪等权威新闻媒体公开资料整理

▪ 数据说明：CNDD姻亲联盟情况整理了上市公司利用姻亲关系形成的联盟情况。具体变量包括证券代码、上市公司所处联盟地位、战略联盟甲方、战略联盟甲方与上市公司关系、战略联盟乙方、战略联盟乙方与上市公司关系、其他战略联盟方、其他战略联盟方与上市公司关系、战略联盟方与上市公司关系详情、战略联盟类型、主要合作领域、合作期限、合作地域等变量。文件提供.xlsx和.dta两种格式，可使用stata或excel打开。

▪ 数据维度：年度数据，面板数据

▪ 数据介绍：战略联盟作为重要的企业组织形式，较早在工业界兴起，其涉及范围较广，又被称为战略合作、企业联盟、虚拟企业等，是指各联盟主体通过协议结成的优势互补、风险共担、生产要素双向或多向流动的合作组织。随着越来越多企业建立和参与战略联盟，学术界对战略联盟的组织形式特点和联盟治理等问题进行了充分且深入的探索。作为实现企业间要素有序流动的方式之一，战略联盟合作是促成企业双方资源要素互补的重要手段，也是产业组织演进过程中的组织互动关系的范式（哈里根，1985）。CNDD上市公司战略联盟情况为相关研究提供了数据借鉴。

CNDeepData 数据应用质量评级

▪ 常用度：★★★☆☆

▪ 稀缺度：★★★★☆

▪ 新颖度：★★★★★

▪ 总体级别：12颗星

✔ 常用度：是数据市场中需求指标，是指该数据在经济管理类学术论文中使用频率。

✔ 稀缺度：是数据市场中供给指标，是指该数据在其他数据库的出现频率。

✔ 新颖度：是数据市场中生成指标，是指该数据在生成时方法新颖程度和工作量。

02 变量说明

03 数据概览

04 相关文献参考

▪ 文献来源：

黄勃,李海彤,江萍,等.战略联盟、要素流动与企业全要素生产率提升[J].管理世界,2022,38(10):195-212

▪ 文献内容：

企业战略联盟合作对于促进要素流动和优化资源配置具有重要意义。本文从企业间要素流动的视角出发，基于中国上市公司发布的战略合作公告的文本数据，考察战略联盟对企业全要素生产率的影响。研究发现，参与企业间战略联盟合作显著提高了企业全要素生产率，并且股权式合作模式、双边契约形式以及预设的合作金额增大了战略联盟对生产率的提升作用。在作用机制上，参与战略联盟提高了企业的研发强度与创新产出，降低了企业的经营成本与交易费用，从而促进了全要素生产率的提升。进一步分析发现，战略联盟提升企业全要素生产率的作用与战略合作伙伴实力呈正相关，并且该作用在商业合作文化区域和非国有企业中更为明显。本文揭示了战略联盟合作助推企业提质增效的机制，为优化企业资源要素配置、提升企业生产效率和推动中国产业转型升级提供了启发与参考。

▪ 相关数据应用于变量设计

本文的被解释变量为企业全要素生产率。常见的企业全要素生产率的计算方法有最小二乘法、固定效应法、广义矩估计法、Levinsohn-Petrin 法（LP 法）以及 Olley-Pakes 法（OP 法）。其中，最小二乘法和固定效应法可能存在显著的内生性问题，覆盖的信息也不够全面（王桂军、卢潇潇，2019），广义矩估计法虽然可以解决内生性问题，但是需要样本有足够长的时间跨度（鲁晓东、连玉君，2012）。结合现实情况，本文参考过往文献的做法，使用 LP 法和 OP 法计算企业的全要素生产率用于实证分析（莱文松、佩特林，2003；奥利、帕克斯，1996），分别由变量TFP_LP 和TFP_OP 表示。

本文的核心解释变量表示企业参与战略联盟情况。根据上市公司战略联盟公告内容，并非所有战略联盟公告都披露了合作期限。首先，对于披露了具体合作期限的战略联盟，本文相应地设置联盟有效期，例如有效期为5年，则在起始年t至t+5期间均认为战略联盟存在。其次，借鉴陈等（2015）将战略联盟的有效期设为3年的做法，对于未披露的战略联盟，则假定合作有效期为 3 年。本文根据对战略联盟公告的整理结果，设置了企业是否参与战略联盟的虚拟变量 Alliance，该变量取值为 1 说明上市公司该年度与其他公司成立了战略联盟或仍处于战略联盟合作期限内，取值为0则说明上市公司该年度未参与企业战略联盟。

进一步地，本文根据战略联盟公告中的合作协议内容，设置了其他解释变量表示战略联盟对企业间要素流动的促进效果。首先，若战略联盟的合作协议包含共同出资、共同建设子公司等股权式合作契约，被视为股权式战略联盟，设置变量 AlliEquity 在企业参与股权式联盟时取值为 1，否则为 0。其次，根据达斯和滕（2000）的研究，若战略合作协议明确提及了联合研发或联合营销①，则视为基于双边契约的战略合作，设置变量 AlliB⁃ilateral 在企业参与双边契约的战略合作时取值为 1，否则为 0。最后，为了表示战略合作涉及资金规模，设置变量 AlliAmount，取值为企业参与战略联盟涉及的合作资金的自然对数。除此之外，本文设置了合作对象是否为上市公司（AlliListed），以及合作对象企业规模（AlliCapital）的变量，衡量合作伙伴实力，用于后文中的进一步分析。

为了考察企业参与战略联盟与全要素生产率之间的关系，本文构建了如下基准回归模型。

其中，i 表示公司个体，t 表示年度，TFPi,t表示企业 i 在第 t 年的全要素生产率，分别以 LP 法（TPF_LP）和 OP法（TPF_OP）计算的结果表示。Alliancei,t是表示企业 i 在 t 年是否参与战略联盟合作的虚拟变量。为了控制与企业特征和时间效应相关的不可观测因素对实证结果的影响，本文引入企业固定效应（Firmi）和年度固定效应（Yeart），εi,t表示随机干扰项。本文对连续型变量进行 1%缩尾处理，在回归分析中采用企业个体层面的聚类方法（cluster）对稳健标准误进行了修正。

▪ 基准回归结果

本文首先利用模型（1）考察了企业参与战略联盟对全要素生产率的影响。如表 3 的第（1）列与第（2）列所示，在固定企业效应和年度效应的回归中，参与战略联盟（Alli⁃ance）对企业全要素生产率（TPF_LP 和 TPF_OP）具有显著为正的影响。在加入预先设定的控制变量后，表 3 的第（3）列与第（4）列报告的参与战略联盟（Alliance）对企业全要素生产率的回归系数均在 1%的统计水平上显著。上述结果表明，在控制企业个体效应和其他影响因素的基础上，参与战略联盟合作能够显著提升企业的全要素生产率。

05 其他相关文献

陈文瑞,叶建明,曹越,等.战略联盟与公司税负[J].会计研究,2021,(03):72-86.

雷敬华,邹远放,黄勃,等.金企联盟可以提高企业经营绩效吗——来自上市公司与金融机构建立战略联盟的证据[J].经济理论与经济管理,2023,43(08):58-71.

徐欣,汪平平,刘莹.中国上市公司战略联盟的审计定价研究——理论与证据[J].中国会计评论,2023,21(02):287-328.

06 获取方式

见推文末尾。

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