融資約束差異與生產(chǎn)率分布
——基于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的分析

樊娜娜 李榮林

(南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071)

融資約束差異與生產(chǎn)率分布
——基于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的分析

樊娜娜 李榮林

(南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071)

銀行信貸歧視導(dǎo)致企業(yè)面臨不同程度的融資約束，差異化的融資約束是資源誤置的重要原因。通過構(gòu)建融資約束差異影響生產(chǎn)率分布的理論模型，以1998—2007年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了融資約束差異與生產(chǎn)率分布之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)間差異化的融資約束水平，擴(kuò)大了行業(yè)生產(chǎn)率分布的離散程度，是造成資源誤置的重要原因；融資約束差異對(duì)生產(chǎn)率分布的影響與行業(yè)融資依賴度有關(guān)，融資依賴度越高的行業(yè)，融資約束差異對(duì)生產(chǎn)率分布的影響越大。

融資約束差異；資源誤置；生產(chǎn)率分布

一、引言及文獻(xiàn)評(píng)述

生產(chǎn)率是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要引擎，也是實(shí)現(xiàn)一國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的動(dòng)力源。改革開放后，總量生產(chǎn)率對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)達(dá)到40%以上(Perkins，2015)。然而，要素市場(chǎng)不完善產(chǎn)生的資源誤置逐漸成為阻礙生產(chǎn)率增長(zhǎng)的重要原因(Hsieh et al.，2009；簡(jiǎn)澤，2011b)。資源誤置是指由于生產(chǎn)要素?zé)o法有效地由低生產(chǎn)率企業(yè)流向高生產(chǎn)率企業(yè)，從而導(dǎo)致出現(xiàn)效率損失的現(xiàn)象，主要表現(xiàn)為企業(yè)間生產(chǎn)率的差異(Syverson，2003；Jones，2011)。若要素市場(chǎng)完善，要素資源能夠在企業(yè)間實(shí)現(xiàn)有效配置，資源會(huì)自發(fā)地從低生產(chǎn)率企業(yè)轉(zhuǎn)移到高生產(chǎn)率企業(yè)，市場(chǎng)的優(yōu)勝劣汰機(jī)制使得低生產(chǎn)率企業(yè)退出市場(chǎng)，從而使市場(chǎng)均衡時(shí)所有企業(yè)生產(chǎn)率水平并不存在差異；若要素市場(chǎng)存在扭曲，則要素配置不合理會(huì)導(dǎo)致企業(yè)間生產(chǎn)率水平存在差異，生產(chǎn)率分布的離散程度越大，資源誤置現(xiàn)象越嚴(yán)重。近年來，中國(guó)各部門制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率表現(xiàn)出明顯的持續(xù)差異，資源誤置現(xiàn)象嚴(yán)重(涂正革 等，2005；李玉紅 等，2008；簡(jiǎn)澤，2011a)。如果中國(guó)企業(yè)要素資源能夠?qū)崿F(xiàn)有效配置，制造業(yè)的總生產(chǎn)率將提高30%～50%(Hsieh et al.，2009)。于是，有一個(gè)就問題就亟待解決：為何企業(yè)間生產(chǎn)率會(huì)呈現(xiàn)出持續(xù)的差異呢？

現(xiàn)有研究認(rèn)為，企業(yè)間生產(chǎn)率差異根源在于要素市場(chǎng)的扭曲。在中國(guó)市場(chǎng)化改革進(jìn)程中，政府對(duì)要素市場(chǎng)的干預(yù)和控制導(dǎo)致要素市場(chǎng)發(fā)展水平和完善程度滯后于產(chǎn)品市場(chǎng)，而要素市場(chǎng)的不完善扭曲了要素價(jià)格，從而阻礙了要素在企業(yè)間的合理配置(張杰 等，2011)?；诖?，現(xiàn)有研究文獻(xiàn)從不同角度解釋了企業(yè)間生產(chǎn)率差異的原因。Restuccia et al.(2008)、錢學(xué)峰等(2015)、蔣為等(2015)、蔣為(2016)從政府稅收和補(bǔ)貼政策角度進(jìn)行了研究；簡(jiǎn)澤(2011b)、謝攀等(2016)考察了政府地方保護(hù)對(duì)資源誤置的影響；馬光榮(2014)從制度角度對(duì)這一問題進(jìn)行了解釋。但是，企業(yè)融資約束對(duì)生產(chǎn)率分布的影響尚未得到學(xué)者足夠的關(guān)注。長(zhǎng)期以來，中國(guó)過度追求實(shí)體經(jīng)濟(jì)的趕超發(fā)展，遺留下的一個(gè)重要問題是金融壓抑(林毅夫 等，2009)。金融壓抑的存在，不僅扭曲了資金配置，還削弱了企業(yè)融資能力(周業(yè)安，1999)，從而導(dǎo)致企業(yè)普遍面臨融資約束問題。與此同時(shí)，銀行的信貸資金配置還存在著對(duì)企業(yè)不同程度的歧視：一方面，國(guó)有企業(yè)往往承擔(dān)著政策性負(fù)擔(dān)，在政府直接或間接的干預(yù)下，銀行更傾向于為國(guó)有企業(yè)提供融資(孫錚 等，2005；倪錚 等，2007；方軍雄，2010)；另一方面，中小企業(yè)融資存在信息不對(duì)稱、可抵押資產(chǎn)缺乏等問題，銀行出于信貸安全性考慮，更傾向于向大企業(yè)提供貸款(程海波 等，2005；魯?shù)?等，2008；白俊 等，2012)。由于信貸歧視的存在，同一行業(yè)內(nèi)部企業(yè)所受融資約束程度存在較大差異，而差異性的融資約束扭曲了要素市場(chǎng)的合理配置，阻礙了資金在企業(yè)間自由流動(dòng)，破壞了市場(chǎng)正常的優(yōu)勝劣汰機(jī)制。同時(shí)，由于銀行貸款支持，某些低生產(chǎn)率企業(yè)得以繼續(xù)在市場(chǎng)上存活，從而擴(kuò)大了企業(yè)生產(chǎn)率分布的離散程度，降低了要素的配置效率。

基于此，本文構(gòu)建了融資約束差異影響生產(chǎn)率分布的理論模型，利用1998—2007年中國(guó)工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，對(duì)融資約束差異與企業(yè)生產(chǎn)率分布的關(guān)系進(jìn)行系統(tǒng)研究。本文可能的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：第一，在Hsieh et al.(2009)研究的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了融資約束差異影響生產(chǎn)率分布的理論模型；第二，在融資約束指標(biāo)度量上，構(gòu)建兩個(gè)包含11個(gè)分指標(biāo)的融資約束綜合指標(biāo)，以全面評(píng)估企業(yè)面臨的融資約束情況。

二、理論模型和假設(shè)

為了清晰地描述出融資約束差異對(duì)生產(chǎn)率分布的影響，本文借鑒Hsieh et al.(2009)的分析框架，從理論上描述出融資約束差異所導(dǎo)致的資本配置扭曲與生產(chǎn)率分布之間的關(guān)系*當(dāng)然，本文的模型是對(duì)Hsieh et al.(2009)模型的簡(jiǎn)化，并沒有考察政策扭曲以及勞動(dòng)要素配置的扭曲，而只引入融資約束差異造成的資本扭曲。。

假定在完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)中只存在最終產(chǎn)品Y，該產(chǎn)品以S個(gè)行業(yè)的產(chǎn)品Ys作為投入，并使用Cobb-Douglas技術(shù)進(jìn)行生產(chǎn)，而各行業(yè)份額為θs，則：

(1)

由廠商成本最小化可得：

PsYs=θsPY

(2)

其中，Ps是產(chǎn)品Ys的價(jià)格，P為最終產(chǎn)品價(jià)格，本文將P標(biāo)準(zhǔn)化為1。假定制造業(yè)部門都是壟斷競(jìng)爭(zhēng)的，各廠商所生產(chǎn)產(chǎn)品間的替代彈性為σ。Ys是產(chǎn)業(yè)內(nèi)各廠商生產(chǎn)的產(chǎn)品之和，根據(jù)CES生產(chǎn)函數(shù)，生產(chǎn)的差異化產(chǎn)品為：

(3)

而制造業(yè)產(chǎn)品價(jià)格則為：

(4)

生產(chǎn)需要投入勞動(dòng)L、資本K和生產(chǎn)率A，并使用Cobb-Douglas技術(shù)生產(chǎn)，則:

(5)

要素市場(chǎng)的扭曲會(huì)導(dǎo)致要素價(jià)格不同，一般資本市場(chǎng)的扭曲往往會(huì)提高資本的價(jià)格，而勞動(dòng)市場(chǎng)的扭曲往往會(huì)降低勞動(dòng)的價(jià)格。借鑒已有文獻(xiàn)中常用方法，本文定義融資約束造成的資本誤置程度為τi(Hsieh et al.，2009；朱喜 等，2011；袁志剛 等，2011)。企業(yè)面臨的融資約束程度并不相同，融資約束越嚴(yán)重，企業(yè)越難獲得資金，其獲取資本成本相對(duì)更高，則τi大于零；相反，如果企業(yè)能以較低的成本獲得貸款，則τi小于零。因此，企業(yè)面臨的資本實(shí)際價(jià)格為(1+τi)r，r為競(jìng)爭(zhēng)性條件下資本要素的價(jià)格水平。在不考慮勞動(dòng)力市場(chǎng)扭曲的情況下，假設(shè)競(jìng)爭(zhēng)性條件下企業(yè)面臨的勞動(dòng)要素的價(jià)格水平為w，則企業(yè)利潤(rùn)函數(shù)為：

(6)

假定各企業(yè)工資水平相同，最大化企業(yè)的利潤(rùn)函數(shù)為：

(7)

此時(shí)，可以將行業(yè)內(nèi)全部企業(yè)加總產(chǎn)出記為資本、勞動(dòng)與生產(chǎn)率的函數(shù)，具體公式為：

(8)

廠商的生產(chǎn)率有兩種形式：物質(zhì)形式的生產(chǎn)率(TFPQ)和收益形式的生產(chǎn)率(TFPR)。兩者存在如下關(guān)系：

TFPRsi=Psi×TFPQsi

(9)

利用式(4)、式(8)、式(9)，則行業(yè)總體生產(chǎn)率可以表示為：

(10)

根據(jù)Hsieh et al.(2009)的做法，由式(7)可以得到收益生產(chǎn)率的表達(dá)式：

(11)

由式(11)可知，物質(zhì)形式的生產(chǎn)率被給定時(shí)，收益形式的生產(chǎn)率與融資約束有關(guān)。當(dāng)不存在融資約束時(shí)，行業(yè)中所有廠商生產(chǎn)率相等，此時(shí)加總的行業(yè)生產(chǎn)率是最有效的。如果將物質(zhì)形式的生產(chǎn)率記為A，則行業(yè)加總的生產(chǎn)率水平可以記為下式：

(12)

式(12)說明行業(yè)生產(chǎn)率水平與各廠商收益形式的生產(chǎn)率分布有關(guān)。各廠商間收益形式的生產(chǎn)率分布離散程度越大，行業(yè)內(nèi)要素配置效率越低，行業(yè)整體生產(chǎn)率水平也越低。根據(jù)式(11)可知，行業(yè)內(nèi)企業(yè)融資約束與收益形式的生產(chǎn)率分布的離散程度存在如下關(guān)系：

Var(Ln TFPRsi)∝Var

Ln(1+τsi)

∝Var(Ln τsi)

(13)

由式(12)、式(13)可知，企業(yè)間差異化的融資約束將影響收益形式生產(chǎn)率分布的離散程度，從而影響行業(yè)的資源配置效率。

由此，可以提出本文的研究假設(shè)：差異化的融資約束將擴(kuò)大行業(yè)生產(chǎn)率分布離散程度，融資約束差異化程度越高，企業(yè)間生產(chǎn)率分布離散程度越大，行業(yè)資源誤置越嚴(yán)重。

三、模型設(shè)定和數(shù)據(jù)說明

(一)計(jì)量模型設(shè)定

本文需要驗(yàn)證的問題在于：行業(yè)內(nèi)企業(yè)融資約束差異是否導(dǎo)致了行業(yè)生產(chǎn)率離散度的擴(kuò)大。為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，在模型中加入了核心解釋變量與控制變量，模型設(shè)定如下：

Dispersionjkt=α0+α1Consdisparityjkt+βYjkt+νj+νk+νt+εjkt

(14)

由于各行業(yè)外部融資依賴度不同，企業(yè)對(duì)融資約束的敏感性也存在差異。因此，在式(14)的基礎(chǔ)上，引入融資約束差異與外部融資依賴度的交互項(xiàng)(Consdisparityjkt×EDjkt)，以進(jìn)一步檢驗(yàn)不同融資依賴度下融資約束差異對(duì)行業(yè)生產(chǎn)率離散度的影響，由此則式(14)可以擴(kuò)展為：

Dispersionjkt=α0+α1Consdisparityjkt+α2Consdisparityjkt×EDjkt+βYjkt+νj+νk+νt+εjkt

(15)

其中：下標(biāo)j、k和t表示行業(yè)、地區(qū)和年份；被解釋變量Dispersionjkt表示t年k地區(qū)j行業(yè)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率分布的離散程度；核心解釋變量Consdisparityjkt表示t年k地區(qū)j行業(yè)內(nèi)企業(yè)融資約束差異程度；Consdisparityjkt×EDjkt表示融資約束差異與外部融資依賴度的交互項(xiàng)；νj、νk和νt分別為行業(yè)、地區(qū)和年份效應(yīng)*本文通過引入年份、行業(yè)和地區(qū)等虛擬變量，以此控制年份差異、行業(yè)差異、地區(qū)間資源和政策差異對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響。；εjkt表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；Yjkt表示控制變量集合，該控制變量集合具體包括：(1)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)導(dǎo)致低生產(chǎn)率企業(yè)退出市場(chǎng)，而高生產(chǎn)率企業(yè)得以存活，從而降低了行業(yè)生產(chǎn)率離散程度，因而本文運(yùn)用赫芬達(dá)爾指數(shù)度量市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度，其數(shù)值越大說明企業(yè)的壟斷性越強(qiáng)，預(yù)期估計(jì)系數(shù)顯著為正；(2)出口比重，新新貿(mào)易理論認(rèn)為，出口有助于實(shí)現(xiàn)資源的優(yōu)化配置，從而導(dǎo)致生產(chǎn)率離散程度下降，預(yù)期符號(hào)為負(fù)，因此出口比重可以使用行業(yè)內(nèi)企業(yè)出口總額占銷售總額比重衡量；(3)所有制分布，本文采用國(guó)有資本與集體資本占實(shí)收資本比重來度量國(guó)有資本份額，用外資與港澳臺(tái)資本占實(shí)收資本比重來度量外資份額，由于國(guó)有企業(yè)往往缺乏有效的監(jiān)督機(jī)制與競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制，軟預(yù)算約束導(dǎo)致國(guó)有企業(yè)效率遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于外資企業(yè)與民營(yíng)企業(yè)(林毅夫 等，2005)，從而使得國(guó)有企業(yè)以低生產(chǎn)率狀態(tài)存活在市場(chǎng)中，而國(guó)有企業(yè)份額越高的行業(yè)，生產(chǎn)率離散程度越高，因此預(yù)期符號(hào)為正，這是因?yàn)椋和赓Y企業(yè)進(jìn)入市場(chǎng)帶來的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，降低了行業(yè)生產(chǎn)率離散度，但是其自身的高生產(chǎn)率與本土企業(yè)的巨大差異擴(kuò)大了行業(yè)生產(chǎn)率離散度，因此，外資企業(yè)份額對(duì)行業(yè)生產(chǎn)率離散程度的凈效應(yīng)是不確定的；(4)政府補(bǔ)貼，政府補(bǔ)貼反映了地方政府對(duì)行業(yè)的扶持情況，可以利用行業(yè)內(nèi)企業(yè)補(bǔ)貼收入與企業(yè)銷售額比值來度量，由于政府補(bǔ)貼導(dǎo)致資源誤置，差異化的補(bǔ)貼政策將導(dǎo)致行業(yè)生產(chǎn)率分布離散度擴(kuò)大(蔣為 等，2015)，因而預(yù)期符號(hào)為正；(5)沉沒成本，本文采用行業(yè)資本存量占增加值比重來度量沉沒成本，高沉沒成本阻礙新企業(yè)進(jìn)入，強(qiáng)化了行業(yè)內(nèi)企業(yè)的壟斷勢(shì)力，從而導(dǎo)致很多低生產(chǎn)率企業(yè)能夠在行業(yè)中維持生存，擴(kuò)大了行業(yè)生產(chǎn)率的離散度，因此預(yù)期符號(hào)為正。

(二)主要指標(biāo)的界定和度量

1．生產(chǎn)率離散程度

本文使用Olley-Pakes方法(以下簡(jiǎn)稱為OP方法)測(cè)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率，該方法能夠較好地解決傳統(tǒng)OLS方法存在的同步偏差和選擇性偏差問題。OP方法具體測(cè)算步驟為：首先，使用永續(xù)盤存法估算企業(yè)投資，即Iit=Kit-(1-δ)Kit-1，其中Iit表示企業(yè)i在t年依據(jù)投資額，Kit表示企業(yè)i在t年的資本，δ表示1998—2007年期間的折舊率，本文選擇的折舊率為9.6%*由于測(cè)算方法和樣本數(shù)據(jù)的不同，現(xiàn)有文獻(xiàn)計(jì)算的固定資產(chǎn)折舊率存在一定差異。一般而言，學(xué)者們普遍認(rèn)同中國(guó)固定資產(chǎn)折舊率在[5%，15%]的區(qū)間范圍內(nèi)，因此本文選取現(xiàn)有文獻(xiàn)常用的折舊率取值的中間值9.6%計(jì)算全要素生產(chǎn)率。；其次，OP方法使用投資作為全要素生產(chǎn)率的代理變量，在具體操作過程中，先估算出勞動(dòng)在生產(chǎn)函數(shù)中的比重，得出不包含資本的OLS擬合殘差；接下來以擬合殘差作為因變量，以資本投資作為自變量，從而估計(jì)出資本的系數(shù)；最后在勞動(dòng)和資本系數(shù)基礎(chǔ)上，將Probit模型估算所得的企業(yè)生存概率作為自變量放至回歸中，通過索洛殘值法得到企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

借鑒Syverson(2003)、Balasubramanian et al.(2009)對(duì)行業(yè)生產(chǎn)率離散程度度量的方法，使用兩種方法測(cè)算了分年份、分地區(qū)4位國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)下生產(chǎn)率的離散程度，具體方法如下：

(16)

(17)

2．融資約束差異

一般而言，企業(yè)具備多元化融資渠道特征。為了滿足其融資需求，企業(yè)既可以通過現(xiàn)金流等內(nèi)源融資方式融資，也可以借助銀行信貸等外源融資途徑融資，還可以訴諸企業(yè)間的商業(yè)信貸行為進(jìn)行融資(陽佳余，2012)。為了準(zhǔn)確全面衡量企業(yè)融資約束程度，本文借鑒Musso et al.(2008)相關(guān)研究，選取11個(gè)涵蓋企業(yè)內(nèi)源融資、商業(yè)信貸及外源融資信息的分指標(biāo)，構(gòu)建出企業(yè)融資約束綜合指標(biāo)。具體選擇的分指標(biāo)包括：(1)企業(yè)現(xiàn)金存量占比，用企業(yè)現(xiàn)金流量*在現(xiàn)金流度量上：現(xiàn)金流=銷售收入-中間品投入成本-稅收額。占總資產(chǎn)比重衡量，以此反映企業(yè)所受內(nèi)源融資約束程度；(2)商業(yè)信貸比率，用企業(yè)應(yīng)收賬款占總資產(chǎn)比重表示；(3)企業(yè)利息支出占比，該指標(biāo)從融資約束成本的角度出發(fā)，用企業(yè)利息支付占固定資產(chǎn)比重衡量；(4)企業(yè)規(guī)模，該指標(biāo)可以反映企業(yè)的信用質(zhì)量，用企業(yè)總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)值衡量；(5)有形資產(chǎn)凈值，有形資產(chǎn)可以被債權(quán)方視為受償權(quán)的保證，用企業(yè)有形資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重衡量；(6)清償比率，該指標(biāo)揭示了企業(yè)財(cái)務(wù)結(jié)構(gòu)的穩(wěn)健程度以及對(duì)償債風(fēng)險(xiǎn)的承受能力，用企業(yè)所有者權(quán)益占總負(fù)債比率衡量；(7)流動(dòng)性比率，該指標(biāo)體現(xiàn)了企業(yè)償還短期債務(wù)的能力，用企業(yè)流動(dòng)資產(chǎn)與流動(dòng)負(fù)債比值衡量；(8)企業(yè)償債能力，該指標(biāo)可以解釋企業(yè)抵押品的缺乏程度和企業(yè)相對(duì)其借款能力對(duì)借款的當(dāng)前需求，用企業(yè)固定資產(chǎn)存量與總債務(wù)比率衡量；(9)資產(chǎn)收益率，用企業(yè)息稅后收益*在企業(yè)息稅后收益度量上：企業(yè)息稅后收益=利潤(rùn)總額-企業(yè)所得稅。占總資產(chǎn)比率表示，反映企業(yè)的獲利能力；(10)銷售凈利率，用企業(yè)息稅后收益占產(chǎn)品銷售收入比率表示；(11)流動(dòng)性約束，用企業(yè)流動(dòng)資產(chǎn)與流動(dòng)負(fù)債之差值占企業(yè)總資產(chǎn)的比重表示。

以企業(yè)現(xiàn)金流量占比為例，將位于同一年份、行業(yè)、地區(qū)企業(yè)現(xiàn)金流量占比數(shù)值從小到大分為十等分，分別賦值為1～10。按照相同方法，對(duì)每個(gè)企業(yè)11個(gè)分指標(biāo)分別進(jìn)行賦值，用兩種方法合成融資約束指標(biāo)：(1)將每個(gè)指標(biāo)的賦值進(jìn)行加總，得到企業(yè)融資約束綜合指標(biāo)；(2)統(tǒng)計(jì)企業(yè)11個(gè)分指標(biāo)賦值為10的指標(biāo)個(gè)數(shù)，將賦值為10的個(gè)數(shù)作為企業(yè)融資約束指標(biāo)。接下來，本文對(duì)兩種方法得到的綜合指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，即將兩類指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化為1～10的賦值區(qū)間。融資約束綜合指標(biāo)的數(shù)值越大，企業(yè)融資約束越小。本文使用第一種方法得到企業(yè)融資約束綜合指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)差，以此衡量融資約束差異，將其作為計(jì)量檢驗(yàn)的核心解釋變量，并用第二種方法測(cè)算的融資約束差異進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

3. 外部融資依賴度

對(duì)于行業(yè)外部融資依賴度的測(cè)算，本文借鑒朱彤等(2009)的方法，將行業(yè)外部融資依賴度表示為：

利用相應(yīng)數(shù)據(jù)，測(cè)算了1998—2007年中國(guó)工業(yè)兩位數(shù)行業(yè)外部融資依賴度結(jié)果，具體見表1。

表1 行業(yè)外部融資依賴度

注：計(jì)算所需原始數(shù)據(jù)來自1998—2007年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)；ED為外部融資依賴度。

(三)數(shù)據(jù)來源及說明

本文所用企業(yè)數(shù)據(jù)來自1998—2007年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)。針對(duì)中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)存在的異常值問題，參照謝千里等(2008)和余淼杰(2011)的辦法，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理：(1)刪除企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值、企業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額缺失的觀測(cè)值；(2)刪除總資產(chǎn)小于流動(dòng)資產(chǎn)、總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)凈值年平均余額以及累計(jì)折舊額小于當(dāng)期折舊額的企業(yè)樣本；(3)刪除職工人數(shù)少于30人，主營(yíng)業(yè)務(wù)收入(即銷售額)少于500萬元，或者固定資產(chǎn)凈值年平均余額低于1000萬元的觀測(cè)值。本文通過價(jià)格指數(shù)剔除通貨膨脹因素，企業(yè)工業(yè)增加值、工業(yè)總產(chǎn)值及中間投入進(jìn)行平減的工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)來自2008年的《中國(guó)城市(鎮(zhèn))生活與價(jià)格年鑒》；對(duì)企業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額進(jìn)行平減的全行業(yè)固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)來自2008年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，由于年鑒中提供的價(jià)格指數(shù)均為上一年為基期的環(huán)比數(shù)據(jù)，本文均調(diào)整為1998年為基期的價(jià)格指數(shù)。

四、實(shí)證分析

(一)基本估計(jì)結(jié)果

表2報(bào)告了融資約束差異與行業(yè)生產(chǎn)率離散程度關(guān)系的回歸結(jié)果。本文分別使用企業(yè)全要素生產(chǎn)率的標(biāo)準(zhǔn)差和四分位差來度量行業(yè)生產(chǎn)率離散程度，(1)列估計(jì)結(jié)果顯示，融資約束差異系數(shù)顯著為正，在(2)列加入控制變量后結(jié)果仍顯著，這表明企業(yè)間融資約束差異越大，生產(chǎn)率離散程度越大，這也驗(yàn)證了前文的假說。(3)列是引入融資約束差異與外部融資依賴度交互項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果，融資約束差異系數(shù)和交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，這說明行業(yè)外部融資依賴度越高，企業(yè)間融資約束差異對(duì)生產(chǎn)率離散程度的影響就越大。

表2 基本估計(jì)結(jié)果

注：()內(nèi)數(shù)值為糾正了異方差后的t統(tǒng)計(jì)量；*、**和***分別代表10%、5%和1%的顯著性水平。下表同。

在控制變量中，市場(chǎng)集中程度、國(guó)有企業(yè)比重、政府補(bǔ)貼、沉沒成本與行業(yè)生產(chǎn)率離散程度呈顯著正相關(guān)關(guān)系，且均與預(yù)期一致。出口比重的系數(shù)顯著為負(fù)，說明出口比重越高的行業(yè)，行業(yè)生產(chǎn)率離散程度越低，驗(yàn)證了Melitz(2003)的假說，即出口有助于提高行業(yè)的資源配置效率。回歸結(jié)果顯示，外資企業(yè)比重系數(shù)為正，說明外資企業(yè)進(jìn)入擴(kuò)大了行業(yè)生產(chǎn)率離散程度。這是因?yàn)椋阂环矫妫赓Y企業(yè)拉大了行業(yè)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率的差距，從而擴(kuò)大了行業(yè)生產(chǎn)率離散程度；另一方面，外資企業(yè)帶來的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)能夠促使行業(yè)內(nèi)低生產(chǎn)率企業(yè)退出，從而降低行業(yè)生產(chǎn)率離散程度，其凈效應(yīng)是不確定的。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(1)使用Levinsohn-Petrin方法(以下簡(jiǎn)稱為L(zhǎng)P方法)測(cè)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率，以此進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)?；贚P方法測(cè)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率，需要使用全要素生產(chǎn)率的標(biāo)準(zhǔn)差和四分位差作為行業(yè)生產(chǎn)率離散程度的代理變量，其回歸結(jié)果分別見表3的(1)—(2)列。結(jié)果顯示，融資約束差異與行業(yè)生產(chǎn)率離散程度呈顯著正相關(guān)關(guān)系，即企業(yè)間融資約束差異越高，行業(yè)生產(chǎn)率離散程度越高；融資約束差異與外部融資依賴度交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，在外部融資依賴度高的行業(yè)，企業(yè)間融資約束差異對(duì)生產(chǎn)率離散程度的影響越大，這與前文回歸結(jié)果一致。此外，控制變量的估計(jì)系數(shù)符號(hào)和顯著性并無實(shí)質(zhì)性變化。

(2)使用第二種方法計(jì)算企業(yè)融資約束綜合指標(biāo)，以此進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。將衡量企業(yè)融資信息的11個(gè)分指標(biāo)分別賦值為1～10，對(duì)企業(yè)賦值為10的指標(biāo)個(gè)數(shù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)并做標(biāo)準(zhǔn)化處理，將其作為企業(yè)融資約束指標(biāo)。在穩(wěn)健性回歸中，行業(yè)生產(chǎn)率離散度分別使用OP方法測(cè)算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的標(biāo)準(zhǔn)差和四分位差進(jìn)行衡量，行業(yè)內(nèi)企業(yè)融資約束差異使用企業(yè)融資約束綜合指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)差衡量，其回歸結(jié)果分別見表3的(3)—(4)列。結(jié)果顯示，融資約束差異系數(shù)和交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，這與前文結(jié)果一致，因而進(jìn)一步說明本文的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

表3 生產(chǎn)率分布的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(三)內(nèi)生性問題

在數(shù)據(jù)回歸過程中，還需要考慮融資約束差異的內(nèi)生性問題，這是因?yàn)槿谫Y約束和生產(chǎn)率之間可能存在雙向因果關(guān)系。為了得到更為可靠的估計(jì)結(jié)果，本文使用融資約束差異指標(biāo)的滯后一期值和滯后兩期值作為工具變量，并基于兩階段最小二乘法(2SLS)進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果見表4。控制內(nèi)生性問題后，不論是使用企業(yè)全要素生產(chǎn)率的標(biāo)準(zhǔn)差還是四分位差來度量行業(yè)生產(chǎn)率離散程度，融資約束差異系數(shù)均為正，且都通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)，這表明融資約束差異顯著擴(kuò)大了行業(yè)生產(chǎn)率分布的離散程度。融資約束差異與外部融資依賴度交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，這意味著行業(yè)外部融資依賴度越高，融資約束差異對(duì)生產(chǎn)率分布離散度的擴(kuò)大效應(yīng)越強(qiáng)。研究結(jié)論再次驗(yàn)證了本文的研究假說。

表4 工具變量2SLS估計(jì)結(jié)果*本文進(jìn)行多種檢驗(yàn)以確保工具變量的合理性：K-P rk LM統(tǒng)計(jì)量在1%水平上顯著，拒絕“工具變量識(shí)別不足”的原假設(shè)，表明工具變量是合理的；K-P Wald rk F統(tǒng)計(jì)量遠(yuǎn)大于Stock-Yogo檢驗(yàn)的臨界值，拒絕“工具變量弱識(shí)別”的原假設(shè)；A-R Wald統(tǒng)計(jì)量和S-W LM S統(tǒng)計(jì)量均在1%水平上拒絕了“內(nèi)生回歸系數(shù)之和等于零”的假定，再次驗(yàn)證了所選工具變量的合理性。

注：()內(nèi)數(shù)值為糾正了異方差后的t統(tǒng)計(jì)量；***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平；擬合優(yōu)度報(bào)告的是Centered R2。

五、結(jié)論和政策建議

資源誤置是阻礙生產(chǎn)率增長(zhǎng)的重要原因。本文以生產(chǎn)率分布的離散程度度量行業(yè)資源誤置水平，試圖從融資約束差異的視角對(duì)資源誤置現(xiàn)象進(jìn)行解釋。本文通過構(gòu)建融資約束差異影響生產(chǎn)率分布的理論模型，以中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了融資約束差異對(duì)行業(yè)生產(chǎn)率分布的影響。得出了如下主要結(jié)論：(1)企業(yè)間差異化的融資約束水平，扭曲了資本要素價(jià)格，擴(kuò)大了行業(yè)生產(chǎn)率分布的離散程度，是導(dǎo)致資源誤置的重要原因；(2)融資約束差異對(duì)生產(chǎn)率分布的影響與行業(yè)融資依賴度有關(guān)，融資依賴度越高的行業(yè)，融資約束差異對(duì)生產(chǎn)率分布的影響越大。這證實(shí)了企業(yè)間的融資約束差異會(huì)擴(kuò)大生產(chǎn)率分布的離散程度，并將加劇行業(yè)資源誤置。融資約束差異根源于銀行的信貸歧視，而銀行信貸歧視則源于政府干預(yù)和中小企業(yè)信息不透明。

基于此，本文的政策建議為：(1)降低政府信貸干預(yù)，鼓勵(lì)股份制商業(yè)銀行和地區(qū)性中小金融機(jī)構(gòu)發(fā)展，增強(qiáng)銀行間競(jìng)爭(zhēng)性，提高信貸資金的配置效率；(2)繼續(xù)深化國(guó)有企業(yè)改革，優(yōu)化市場(chǎng)環(huán)境，減少對(duì)低效率企業(yè)的優(yōu)惠貸款和補(bǔ)貼，以發(fā)揮市場(chǎng)在資源配置中的決定性作用；(3)積極支持專門服務(wù)中小企業(yè)的中小金融機(jī)構(gòu)發(fā)展，構(gòu)建與實(shí)體經(jīng)濟(jì)相匹配的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)，有效發(fā)揮其資源配置功能。

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(責(zé)任編輯 張 坤)

FinancingConstraintsDisparityandProductivityDistribution:AnalysisofChina′sIndustrialEnterprisesData

FAN NaNaLI RongLin

(School of Economics, Nankai University, Tianjin 300071)

Bank credit discrimination leads to financing constraints disparity which is one of the vital reasons leads to resource misallocation. This paper establishes a model of financing constraints disparity affecting productivity distribution, and empirically researches the relationship between financing constraints disparity and productivity distribution based on Chinese industrial enterprises′ data from 1998 to 2007. The results show that different financing constraints disparity has increased productivity distribution and is an important reason leads to resource misallocation. The impacts of financing constraints disparity on productivity distribution is related to industry finance dependence, the higher one firm′s external financial dependence is, the greater financing constraints disparity influence on the productivity distribution.

financing constraints disparity; resource misallocation; productivity distribution

2017-05-19

樊娜娜(1989--)，女，山東萊蕪人，南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生。

李榮林(1957--)，男，天津人，南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師。

*本文得到南開大學(xué)中國(guó)特色社會(huì)主義經(jīng)濟(jì)建設(shè)協(xié)同創(chuàng)新中心資助。

F404.3

A

1001-6260(2017)09-0018-09

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.09.002