區(qū)域金融渠道選擇與動態(tài)民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率提升

黃夢琳 李富有

一、問題的提出及文獻綜述

民營經(jīng)濟已經(jīng)成為中國經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展的重要力量，社會主義市場經(jīng)濟的重要組成部分，促進就業(yè)和技術創(chuàng)新的有效來源，而民營經(jīng)濟的主體民營企業(yè)是發(fā)揮主要作用的有力推手。王海兵和楊蕙馨(2018)[1]總結出改革開放以來民營經(jīng)濟發(fā)展經(jīng)歷了四個階段，2002年是實現(xiàn)民營經(jīng)濟跨越式發(fā)展的第三階段，民營經(jīng)濟對我國GDP的貢獻及民間投資首次超過60%；民營經(jīng)濟轉型發(fā)展對我國經(jīng)濟的貢獻體現(xiàn)在第四階段，2012年以來黨的十八大、十八屆三中全會、民建工商聯(lián)委員聯(lián)組會等相繼提出不同政策肯定民營經(jīng)濟及民營企業(yè)在我國經(jīng)濟發(fā)展中的地位，民營經(jīng)濟對GDP的貢獻、民營企業(yè)稅收、民間投資分別超過該指標的50%。鑒于民營經(jīng)濟對我國經(jīng)濟發(fā)展的重要作用，研究民營經(jīng)濟主體民營企業(yè)具有重要意義。民營企業(yè)的學術定義并不統(tǒng)一，學者普遍認同把民營企業(yè)定義為除國有及國有控股、集體經(jīng)濟、外商和港澳臺商獨資及其控股外的經(jīng)濟組織，它主要包括私營企業(yè)、個體工商戶和農民專業(yè)合作社，由于個體及農民專業(yè)合作社規(guī)模較小，對經(jīng)濟的影響程度低，本文研究民營企業(yè)主要針對私營企業(yè)?！笆奈濉泵鞔_提出穩(wěn)定制造業(yè)在我國經(jīng)濟中的比重，以制造業(yè)為核心的工業(yè)比重近年呈現(xiàn)下降趨勢，工業(yè)是高新技術轉化為生產(chǎn)力的載體，選擇合適的金融渠道是解決金融服務于實體經(jīng)濟、促進產(chǎn)業(yè)發(fā)展的主要途徑。

全要素生產(chǎn)率是企業(yè)高質量發(fā)展的衡量指標，為了實現(xiàn)民營工業(yè)企業(yè)活躍市場、高質量發(fā)展的目標，通過規(guī)模擴張或科技創(chuàng)新是有效方式。金融抑制背景下多數(shù)民營工業(yè)企業(yè)研發(fā)、投資活動受到限制，導致民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率提升遇到阻礙，所以資金支持是提升民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的必要條件。資金主要來源于兩種金融渠道，一是銀行信貸，二是證券融資。對于民營工業(yè)企業(yè)來說，銀行信貸渠道方便當?shù)亟鹑跈C構對民營工業(yè)企業(yè)進行風險評估，但銀行貸款需要價值高的實物資產(chǎn)和抵押品，貸款門檻相對嚴格；證券融資是民間資本投資的主要渠道，證券市場搭建多樣化融資平臺供符合要求的民營工業(yè)企業(yè)進行匹配，給民營工業(yè)企業(yè)融資提供更多機會，但民間融資市場空間有限，民間資本偏好流向規(guī)模大、業(yè)績好的行業(yè)領先企業(yè)，使得部分民營工業(yè)企業(yè)在證券市場融資表現(xiàn)不佳。雖然不同金融渠道對民營工業(yè)企業(yè)融資利弊參半，但各個區(qū)域適合民營工業(yè)企業(yè)的融資渠道不同，能夠滿足融資需求并提升民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的融資渠道選擇值得進一步分析。以民營工業(yè)企業(yè)為研究對象，通過全要素生產(chǎn)率分解方法掌握民營工業(yè)企業(yè)發(fā)展趨勢，從金融渠道選擇視角出發(fā)，既能解決民營企業(yè)長期面臨的資金難問題，為我國經(jīng)濟增長提供持續(xù)動力，又能為完成我國工業(yè)穩(wěn)定發(fā)展目標奠定基礎，從而給提升民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率提供理論支持。

國內外圍繞全要素生產(chǎn)率的研究主要是全要素生產(chǎn)率的測度及分解。一是圍繞行業(yè)或企業(yè)生產(chǎn)率的測度。Kondo等(2017)[2]分析了日本42個縣區(qū)1996—2006年大米產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變動規(guī)律；Aponte(2020)[3]提出隨著時間變化挪威三文魚行業(yè)全要素生產(chǎn)率降低；Giang等(2019)[4]分析了越南農業(yè)全要素生產(chǎn)率的大小；Harris和Moffat(2019)[5]利用1973—2012年數(shù)據(jù)研究了英國制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的下降及原因；Wang等(2020)[6]采用TFP研究了1992—2007年亞洲中心國家的農業(yè)發(fā)展。國內全要素生產(chǎn)率的測算應用更廣泛，應瑞瑤和潘丹(2012)[7]、詹禮輝等(2016)[8]分別研究了中國農業(yè)、福建縣域農業(yè)全要素生產(chǎn)率；李小平和朱鐘棣(2005)[9]、王萍萍和陳波(2018)[10]分別針對中國工業(yè)行業(yè)和中國軍工企業(yè)全要素生產(chǎn)率進行了測算與分析。二是對區(qū)域經(jīng)濟進行全要素生產(chǎn)率研究。Otsuka(2017)[11]提出人口集聚有利于日本全要素生產(chǎn)率的提高及經(jīng)濟持續(xù)增長；武群麗(2009)[12]測算了各地區(qū)全要素生產(chǎn)率，分析發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)和中部TFP趨同并略高于西部地區(qū)；張保勝(2014)[13]采用Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)分解生產(chǎn)率、技術進步及技術效率，并歸納出三大效率變化趨勢的收斂狀況。

圍繞金融與生產(chǎn)率的互動效應，毛盛志和張一林(2020)[14]重點考察了金融深化和金融結構對于產(chǎn)業(yè)升級促進作用的動態(tài)變化；劉家悅等(2020)[15]實證考察了人力資本和融資約束對中國制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響；孫陽陽和丁玉蓮(2021)[16]分析了融資約束對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響；杜傳忠和金華旺(2021)[17]實證考察了產(chǎn)融結合對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機制。國外研究主要圍繞相關因素對全要素生產(chǎn)率的影響，Nguyen(2017)[18]利用越南制造業(yè)數(shù)據(jù)測算了企業(yè)改革、市場競爭加強對全要素生產(chǎn)率變化趨勢的影響；Herzer(2017)[19]研究了外國直接投資對玻利維亞全要素生產(chǎn)率的作用；Dixon和Lin(2018)[20]利用全要素生產(chǎn)率分析了勞動力投入、企業(yè)市場份額與產(chǎn)出彈性的關系；Poplawski-Ribeiro(2020)[21]分析了老齡化對全要素生產(chǎn)率的影響，得出不利于TFP增長的結論；Najkar等(2020)[22]分析了產(chǎn)業(yè)集聚對伊朗食品產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的影響。國內學者余東華和信婧(2018)[23]研究了制造業(yè)全要素生產(chǎn)率，認為信息技術擴散、生產(chǎn)性服務業(yè)集聚能推動制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級；劉威等(2019)[24]分析了中國進口貿易結構與全要素生產(chǎn)率的關系，表明進口密度有利于提高中國全要素生產(chǎn)率。

國外基本沒有關于民營企業(yè)生產(chǎn)率的衡量，國內圍繞民營企業(yè)生產(chǎn)率測度的研究成果主要對比國有及民營生產(chǎn)率的大小。董梅生(2012)[25]采用DEA方法得出國有企業(yè)技術效率高于民營工業(yè)企業(yè)但規(guī)模效率無差別的結論；張濤等(2018)[26]利用三階段DEA模型測算國有及民營制造業(yè)上市公司生產(chǎn)率，發(fā)現(xiàn)民營制造業(yè)綜合效率、技術效率略高于國有制造業(yè)，而國有制造業(yè)規(guī)模效率高于民營制造業(yè)；張玄等(2019)[27]基于空間面板杜賓模型，得出增加信貸資本總額和改善融資環(huán)境促進民營經(jīng)濟成長的結論；安強身和顏笑笑(2021)[28]在測算私營工業(yè)企業(yè)TFP的基礎上，實證分析了民間資本異化對民營實體經(jīng)濟TFP的影響。

總結國內外關于民營企業(yè)生產(chǎn)率的文獻，國內研究民營企業(yè)生產(chǎn)率側重上市企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)，本文從宏觀角度分析我國不同地區(qū)民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率、技術效率、規(guī)模效率變動規(guī)律，試圖以金融發(fā)展水平為邊界分析區(qū)域金融渠道選擇對民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響效應，本文的邊際貢獻體現(xiàn)在：第一，通過計算DEA-Malmquist指數(shù)估計民營工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率動態(tài)變化，分解我國東部、中部、西部及東北地區(qū)全要素生產(chǎn)率、技術效率、規(guī)模效率變化趨勢，歸納不同地區(qū)民營工業(yè)企業(yè)發(fā)展規(guī)律。第二，通過面板平滑轉換模型PSTR分析我國東部、中部、西部及東北地區(qū)選擇間接金融銀行渠道或直接金融證券渠道，利用轉換函數(shù)圖描述民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率在不同金融發(fā)展水平下與金融渠道的非線性特征，為提升不同地區(qū)民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率提出合理建議。

二、民營企業(yè)全要素生產(chǎn)率理論模型

全要素生產(chǎn)率的測算根據(jù)是否需要提前設定生產(chǎn)函數(shù)分為參數(shù)及非參數(shù)方法，常用的全要素生產(chǎn)率測算主要是由Charnes等(1978)[29]提出的非參數(shù)DEA數(shù)據(jù)包絡分析和Aigner等(1977)[30]提出的參數(shù)SFA前沿分析方法。由于DEA方法能夠有效避免函數(shù)設定錯誤，不需要對投入和產(chǎn)出變量賦權，可以減少主觀影響，本文采用較為適合面板數(shù)據(jù)的DEA測算方法。為了進一步分析民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)效率的變動，本文采用Malmquist指數(shù)將面板數(shù)據(jù)進行分解，考察民營工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率、技術效率及規(guī)模效率的變動規(guī)律，其中技術效率指企業(yè)組織管理水平變動，規(guī)模效率是企業(yè)規(guī)模對生產(chǎn)率影響的變動，DEA-Malmquist指數(shù)分解以t期為參照，計算t+1期實際生產(chǎn)率的環(huán)比變動，可以得出民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率動態(tài)變化結果。

民營企業(yè)與全要素生產(chǎn)率理論模型設定參考蘇明政和張慶軍(2017)[31]、劉希章等(2019)[32]的模型假設，經(jīng)濟系統(tǒng)由中間品部門、最后消費品部門、技術部門、家庭部門和金融部門組成，市場滿足完全競爭市場和歐拉定理，全部勞動中最終消費品部門勞動力投入比例為φ，則中間消費品部門勞動投入為(1-φ)，其中最終消費品部門分為國營企業(yè)和民營企業(yè)，設國營企業(yè)勞動投入占最終消費品市場比例為θ，則民營企業(yè)勞動投入占比為(1-θ)，以勞動投入規(guī)模代表民營企業(yè)在最終產(chǎn)品市場占比，金融部門資金來源于銀行渠道及證券渠道。

(一)最終消費品部門

設最終消費品部門的生產(chǎn)函數(shù)為公式(1)：

(1)

其中，F(xiàn)t代表國營及民營企業(yè)最終消費品市場的產(chǎn)品數(shù)量，Lt為當期勞動力總投入，φLt為最終消費品市場勞動力投入，Mi表示i種中間品數(shù)量，中間品的種類為N個，α代表邊際生產(chǎn)貢獻率。

國有企業(yè)最終消費品生產(chǎn)函數(shù)為公式(2)：

(2)

其中，F(xiàn)ts代表國營企業(yè)生產(chǎn)最終產(chǎn)品數(shù)量。根據(jù)國營企業(yè)在最終產(chǎn)品市場的產(chǎn)量占比，假設中間品投入為所有中間品總數(shù)量的θ比例，同理民營企業(yè)中間品投入比例占(1-θ)，則生產(chǎn)函數(shù)為公式(3)：

(3)

其中Ftp表示民營企業(yè)生產(chǎn)的最終產(chǎn)品。

則民營企業(yè)最終消費品市場利潤為公式(4):

(4)

其中ω代表工資水平，Pi代表中間品價格。

完全競爭市場追求利潤最大化，假設每種中間產(chǎn)品產(chǎn)量相等為M，則民營企業(yè)中間產(chǎn)品投入為(1-θ)NM，對民營企業(yè)利潤函數(shù)求關于φ、Mi的一階導數(shù)使其等于零，求得工資ω和中間品價格Pi函數(shù)分別為公式(5)和(6)：

(5)

(6)

(二)中間品部門

假設所有中間產(chǎn)品進入下一生產(chǎn)環(huán)節(jié)，則中間品廠商利潤函數(shù)為公式(7)：

π0=[Pi-1]Mi

(7)

將公式(6)代入公式(7)，獲得為民營企業(yè)提供中間品的廠商利潤函數(shù)(8)：

(8)

根據(jù)完全競爭市場利潤最大化條件，對利潤函數(shù)求關于Pi的一階導數(shù)使其等于零整理得到：

(9)

將公式(9)代入公式(6)，解得民營企業(yè)中間產(chǎn)品數(shù)量：

(10)

中間產(chǎn)品部門由技術部門提供支持，技術部門提供技術支持的時間連續(xù)，所以中間部門收入現(xiàn)值滿足：

(11)

中間產(chǎn)品部門獲得技術部門支持的成本為ψ，根據(jù)技術部門市場均衡的條件收入現(xiàn)值等于成本，整理獲得中間產(chǎn)品部門收益率：

(12)

(三)技術部門及金融部門

技術部門為中間產(chǎn)品部門提供技術支持，金融部門為技術部門提供資本，設金融部門為技術部門提供的資金為K，資金K來源于銀行及證券市場，則中間產(chǎn)品部門獲得技術支持后為民營企業(yè)增加的中間品投入設為N0，用公式(13)表示：

N0=λ(K)T(K)(1-φ) (1-θ)LtN

(13)

其中λ(K)表示資金支持技術效率的提高，T(K)表示資金支持的技術進步。

(四)家庭部門

家庭部門為消費最終產(chǎn)品的部門，假設勞動力總體水平不變所以家庭規(guī)模不變，家庭消費支出受家庭收入的約束，家庭效用函數(shù)滿足公式(14)：

(14)

其中σ代表風險規(guī)避系數(shù)。

(五)全要素生產(chǎn)率

定義生產(chǎn)函數(shù)Y=AF(L，K)，A為技術進步，L為勞動力，K為資本，完全競爭市場最終消費品函數(shù)為公式(15)：

(15)

其中ε表示中間廠商加成率，衡量中間投入品的替代性。

根據(jù)歐拉定理可知：

(16)

(17)

將公式(12)代入公式(17)，整理得到公式(18)：

(18)

民營企業(yè)中間產(chǎn)品增長率等于公式(19)：

(19)

聯(lián)立公式(18)和公式(19)，求解得到：

(20)

將公式(20)代入公式(18)，化簡整理得到：

(21)

從公式(21)可知，當民營企業(yè)金融投入規(guī)模增加時，全要素生產(chǎn)率顯著提高。民營企業(yè)金融規(guī)模提高生產(chǎn)率的作用體現(xiàn)在自由競爭市場中，民營企業(yè)為了存續(xù)發(fā)展具有更強的創(chuàng)新活力，通過銀行或證券市場獲得可用資金，金融投入規(guī)模較大能夠提供資金支持技術研發(fā)及技術改進，為民營企業(yè)生產(chǎn)新產(chǎn)品、提高產(chǎn)量或降低生產(chǎn)成本提供動力，民營企業(yè)自主經(jīng)營自由競爭的特性決定其生產(chǎn)經(jīng)營效率較高，合適的金融獲取渠道有利于提高民營企業(yè)生產(chǎn)效率，進一步為整個經(jīng)濟體效率的提高發(fā)揮作用。民營工業(yè)企業(yè)作為民營企業(yè)最主要的組成部分，通過銀行、證券獲取更多金融資源同樣具有促進民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率提高的作用。

三、民營工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率分解

為了分析民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率動態(tài)變化，本文采用Malmquist指數(shù)分解民營工業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率(TFP)、技術效率(PECH)、規(guī)模效率(SECH)的變動結果。由于本文主要研究民營企業(yè)飛速發(fā)展第三階段即2002年以后的生產(chǎn)率變化，而Malmquist指數(shù)分解結果以第二年為起始時期，所以采用2001—2019年各省份面板數(shù)據(jù)為決策單元。根據(jù)一般生產(chǎn)函數(shù)設定，民營工業(yè)企業(yè)投入變量采用私營工業(yè)企業(yè)固定資產(chǎn)投資凈值，產(chǎn)出變量選擇私營工業(yè)企業(yè)營業(yè)收入，數(shù)據(jù)來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫及統(tǒng)計局網(wǎng)站。圖1是我國民營工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率、技術效率、規(guī)模效率的分解結果。

圖1代表全國整體2002至2019年技術效率(PECH)、規(guī)模效率(SECH)和全要素生產(chǎn)率(TFP)的平均變動水平，Malmquist指數(shù)分解結果顯示，我國民營工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率從2003至2008年呈現(xiàn)環(huán)比上升狀態(tài)，2005年達到增長率峰值18.5%，2009年開始民營工業(yè)企業(yè)TFP急轉直下，環(huán)比下降8.4%，經(jīng)歷兩年恢復上升之后2012—2018年TFP呈現(xiàn)逐年下降的趨勢，2018年達到下降峰值17.5%，2019年恢復增長狀態(tài)，達到12.8%。從我國宏觀營商環(huán)境分析，國家相繼出臺扶植民營企業(yè)發(fā)展的措施向稅收和貨幣政策等方面傾斜，但外部多變的市場環(huán)境使貿易狀況惡化，進出口受到限制導致大宗商品價格波動加劇，企業(yè)經(jīng)營成本上升再加上民營企業(yè)相對市場規(guī)模小抗風險能力弱，融資困難且競爭能力不強，2018年很多民營工業(yè)企業(yè)經(jīng)營困難加劇導致破產(chǎn)。從企業(yè)內部視角去看，體現(xiàn)民營工業(yè)企業(yè)組織管理的技術效率呈現(xiàn)波動變化趨勢，環(huán)比增長和下降交替進行，技術效率呈現(xiàn)增長的階段有2003—2007年、2009—2011年，2003年民營工業(yè)企業(yè)PECH環(huán)比上升，達到峰值19.3%，在環(huán)比下降的階段，2019年PECH效率下降幅度最大，達到15.8%，說明我國民營工業(yè)企業(yè)組織管理能力不穩(wěn)定，這給民營工業(yè)企業(yè)在復雜多變的外部環(huán)境和內部環(huán)境生存中造成隱患。民營工業(yè)企業(yè)規(guī)模效率變動保持波動趨勢，2002年規(guī)模效率上升至峰值9.2%，2010年SECH環(huán)比下降幅度最大達到7.4%，綜合分析發(fā)現(xiàn)民營工業(yè)企業(yè)技術效率與規(guī)模效率變動趨勢近似，在最近年份均呈現(xiàn)一定幅度的降低。

圖1 全要素生產(chǎn)率、技術效率、規(guī)模效率變動趨勢

表1反映的是2002至2019年不同地區(qū)民營工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率、技術效率及規(guī)模效率的變動情況，統(tǒng)計上東中西和東北地區(qū)的分組方法是：東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南10個省份；中部地區(qū)包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南6個省份；西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、內蒙古、廣西12個省份；東北地區(qū)包括遼寧、吉林、黑龍江3個省份，共計31個省份。首先分析不同地區(qū)民營工業(yè)企業(yè)TFP變動趨勢，西部地區(qū)TFP呈現(xiàn)逐年遞增的趨勢，其中寧夏、四川、陜西、云南TFP增長較快，分別為6.6%、4.3%、4.5%和3.8%；中部地區(qū)和東北地區(qū)僅有一個省份環(huán)比下降，中部的河南環(huán)比下降3.4%及東北的吉林環(huán)比下降1.4；東部地區(qū)河北、江蘇、山東TFP下降幅度分別為0.6%、1.9%和4.1%；中部的江西、東北的遼寧及東部的北京TFP增長較快。分析技術效率的變化規(guī)律，東部和西部地區(qū)技術效率下降得較多，東部地區(qū)河北、江蘇、山東、上海、天津、浙江PECH環(huán)比下降，其中河北下降程度最大，為2.1%；西部地區(qū)重慶、甘肅、廣西、貴州、內蒙古、青海、新疆均呈現(xiàn)下降趨勢，其中重慶下降幅度最大，達到2.9%；全國范圍為東北的吉林PECH下降程度最大，為4.5%；我國有一半地區(qū)民營工業(yè)企業(yè)組織管理水平逐漸下降，民營工業(yè)企業(yè)PECH遞增的地區(qū)技術效率增長程度小，北京PECH上升1.4%、福建上升3.1%、陜西上升1.4%、遼寧上升1.4%，其他地區(qū)民營工業(yè)企業(yè)技術效率提高水平位于1%以下。各省份民營工業(yè)企業(yè)組織管理水平下降幅度高于上升幅度。分析民營工業(yè)企業(yè)不同區(qū)域規(guī)模效率變動情況，SECH增長略多于下降地區(qū)，東部福建、廣東、上海、浙江環(huán)比上升，其中浙江增長幅度最大，為1%；中部地區(qū)安徽、湖北、江西、山西上升，其中山西增長幅度最大，為0.7%；西部增長的6個省份中四川的增長幅度最大，為0.7%；東北三省SECH均環(huán)比上升，其中遼寧增長幅度最大，為0.8%；全國范圍規(guī)模效率下降最大的省份為山東5.8%?？梢钥闯鲆?guī)模效率下降幅度普遍超越增長幅度。

表1 區(qū)域全要素生產(chǎn)率、技術效率、規(guī)模效率變化

四、金融渠道與民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率實證分析

民營工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率分解結果顯示，生產(chǎn)率下降幅度普遍高于增長幅度，所以選擇合適的金融渠道，為民營工業(yè)企業(yè)擴大規(guī)模提高抗風險能力，提供資金推動技術進步具有重要意義。民營工業(yè)企業(yè)金融投入規(guī)模大小取決于地區(qū)金融渠道的支持作用，傳統(tǒng)可選擇的金融渠道主要有銀行渠道和證券渠道，為了根據(jù)不同地區(qū)金融發(fā)展狀況選擇合適的金融渠道，本文采用非線性模型面板平滑轉換回歸模型(PSTR)進行實證，分析金融渠道選擇與民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的互動效應，并基于區(qū)域異質性分析東部、中部、西部及東北地區(qū)如何選擇銀行渠道或證券渠道從而提高民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率。

(一)模型設定及變量說明

1.模型設定。

為了驗證我國各地區(qū)不同渠道民營工業(yè)企業(yè)金融投入規(guī)模與全要素生產(chǎn)率的非線性關系，本文建立非動態(tài)門檻PSTR模型，該模型突破傳統(tǒng)面板線性模型無法解釋因變量與自變量的個體差異性，且完善了Hansen靜態(tài)面板回歸引入門檻變量產(chǎn)生回歸系數(shù)變化的跳躍性問題。本文以各地區(qū)民營工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率為被解釋變量，以金融發(fā)展水平為門檻變量，參考Colletaz和Hurlin(2001)[33]將面板門檻回歸模型的轉換函數(shù)設定為logistic形式，具體模型如下：

yit=αi+β1xit+β2xitg(qit,γ,c)+μit

(22)

(23)

其中：yit代表被解釋變量民營工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率。xit代表解釋變量，核心解釋變量為不同渠道的金融投入，即民營貸款比、民營證券比?？刂谱兞繛檎深A、市場制度、科技投入、人力投入和企業(yè)變動。g(qit，γ，c)是轉換函數(shù)，qit為門檻變量，決定模型轉換的區(qū)制個數(shù)；γ為平滑系數(shù)，決定模型的轉換速度；c為臨界值，決定模型發(fā)生轉換的區(qū)制位置。m為轉換臨界值個數(shù)。

為了檢驗是否有必要設定非線性PSTR模型及最優(yōu)轉換函數(shù)個數(shù)的確定，進行剩余非線性檢驗，在γ=0處對轉換函數(shù)g(qit，γ，c)進行一階泰勒展開，并構建線性輔助方程式(24)：

(24)

LM=TN(SSR0-SSR1)/SSR0

(25)

(26)

pseudo-LRT=-2[log(SSRur/SSR0)]

(27)

2.變量說明。

各變量數(shù)據(jù)來源于CEIC數(shù)據(jù)庫、各省統(tǒng)計局網(wǎng)站及國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。其中，被解釋變量TFP是各地區(qū)2002—2019年私營工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率Malmquist指數(shù)值，變量值大于1表示民營工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率增加，變量值小于1表示民營工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率降低。門檻變量金融發(fā)展水平采用金融相關率(FIR)即金融資產(chǎn)占GDP比值表示，金融資產(chǎn)由廣義貨幣供給量M2、股票市值、債券余額組成，由于區(qū)域M2及債券余額數(shù)據(jù)不可獲得，相關學者采用銀行存貸款余額與GDP之比代表FIR，為了更加精確金融資產(chǎn)規(guī)模，本文以銀行存貸款與股票市值之和與GDP之比表示FIR指標。核心解釋變量為民營工業(yè)企業(yè)從銀行渠道或證券渠道獲取的金融規(guī)模比例，銀行渠道采用民營貸款比，即民營工業(yè)企業(yè)銀行貸款總額比總貸款余額，由于民營工業(yè)企業(yè)從銀行貸款數(shù)據(jù)無法直接獲取，用私營企業(yè)利息支出除以年貸款利率計算而得；證券渠道采用民營證券比，即上市民營工業(yè)企業(yè)股票籌資總額比上市企業(yè)股票籌資總額，股票籌資額由IPO、增發(fā)、配股籌資額加總而得。

控制變量政府干預采用私營工業(yè)企業(yè)應交增值稅占GDP之比表示。民營工業(yè)企業(yè)繳納的稅額越多，占財政收入比例越大，政府從民營工業(yè)企業(yè)獲取的可用資金越多，促使積極引導資金市場對民營工業(yè)企業(yè)的金融支持。市場制度采用單位私營工業(yè)企業(yè)與國營工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)之比表示。一般來說指標值大表明該地區(qū)民營工業(yè)企業(yè)營商環(huán)境良好，支持力度大，對民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率提高產(chǎn)生正向影響。對于科技投入，由于數(shù)據(jù)無法直接獲得，采用工業(yè)企業(yè)科技投入總量占私營工業(yè)企業(yè)收入比值表示?？萍纪度肽軌蜻M行技術革新、生產(chǎn)新產(chǎn)品并降低單位成本，對民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率具有正向作用。人力投入采用私營工業(yè)企業(yè)從業(yè)人員數(shù)量表示。人力規(guī)模增長可以通過分工提升民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率，也可以間接擴大企業(yè)規(guī)模提升規(guī)模效率。民營工業(yè)企業(yè)變動采用私營工業(yè)企業(yè)單位數(shù)量表示。民營工業(yè)企業(yè)數(shù)量變動程度越大，表明該地區(qū)民營工業(yè)企業(yè)生命周期減短，經(jīng)營環(huán)境越不穩(wěn)定，對民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生負面影響。

全要素生產(chǎn)率、金融相關率、民營貸款比、民營證券比、政府干預、市場制度、科技投入變量是比值直接應用實證分析，人力投入、企業(yè)變動變量是絕對值進行取對數(shù)處理。

(二)金融渠道與民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率實證結果

1.轉換函數(shù)臨界值確定。

轉換函數(shù)臨界值m影響后續(xù)轉換函數(shù)形式設定，所以優(yōu)先確定臨界值m的個數(shù)，通用做法是采用AIC和BIC準則判定模型最優(yōu)位置參數(shù)的個數(shù)。估計結果當m=1時，AIC=-3.463，BIC=-3.246；當m=2時，AIC=-3.273，BIC=-3.041，所以模型最優(yōu)m值為1。

2.線性檢驗和剩余非線性檢驗。

為了保證非線性模型設定合理，接著對金融渠道影響民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的非線性效應進行檢驗，利用LM、LMF、pseudo-LRT檢驗統(tǒng)計量保障結果的穩(wěn)健性，估計結果如表2所示，模型線性檢驗統(tǒng)計量均拒絕原假設，表明隨著金融發(fā)展水平的提高，不同金融渠道對民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率具有顯著的非線性效應，模型設定合理。從剩余非線性檢驗結果得出，在10%的顯著性水平上模型非線性轉換函數(shù)的最優(yōu)個數(shù)均為2，即全國劃分為三區(qū)制。

表2 線性檢驗和剩余非線性檢驗估計結果

3.非線性模型參數(shù)估計。

模型采用非線性最小二乘法進行估計，首先通過格點法計算出使殘差平方和最小的參數(shù)初始值，然后對模型平滑參數(shù)、位置參數(shù)及其他系數(shù)進行估計，結果如表3所示。

表3 PSTR模型參數(shù)估計結果

表3顯示的是我國不同金融渠道對民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響效應，從PSTR模型估計結果的平滑參數(shù)可知金融投入規(guī)模對民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的轉換速度，對于三個區(qū)制來說，位置參數(shù)c分別大于423.302 8、445.225 5時民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率處于中區(qū)制、高區(qū)制的平滑轉換速度為25.004 0、7.343 4。隨著金融水平的提高，傳統(tǒng)銀行渠道對民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響顯著，估計結果可以看出中區(qū)制由于為民營工業(yè)企業(yè)提供的貸款不足所以影響效應為負，高區(qū)制銀行貸款可以顯著地提高民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率。民營工業(yè)企業(yè)上市籌資的證券渠道僅在高區(qū)制通過顯著性檢驗，說明金融發(fā)展水平相對較高的地區(qū)為民營工業(yè)企業(yè)利用資本市場籌資提供的平臺更健全。政府干預、市場制度、科技投入、人力投入四個因素對中區(qū)制、高區(qū)制民營工業(yè)企業(yè)影響效應相似，對中區(qū)制產(chǎn)生正向影響而對高區(qū)制產(chǎn)生負向影響，表明處于金融發(fā)展水平中間的區(qū)域在政府引導金融投入、營商環(huán)境、科技創(chuàng)新及從業(yè)人員方面數(shù)量充足，可以支持民營工業(yè)企業(yè)不斷提高生產(chǎn)率，而金融高度發(fā)達的地區(qū)要素流向民營工業(yè)企業(yè)不足，導致阻礙民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的提高。企業(yè)變動因素剛好相反，金融較發(fā)達的地區(qū)民營工業(yè)企業(yè)數(shù)量多且經(jīng)營周期穩(wěn)定，對提高民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率具有正向影響。

為了進一步說明不同金融發(fā)展水平下金融渠道與民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的非線型特征，我們根據(jù)面板平滑轉換模型公式(22)中參數(shù)β2的估計值得到轉換函數(shù)的關系參數(shù)，在此基礎上繪制轉換函數(shù)散點圖(圖2)。圖2整體表現(xiàn)出金融發(fā)展水平越高，不同金融渠道提供的資金對提高民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的作用越大。金融發(fā)展水平在低于423.302 8的低區(qū)制時，金融渠道對促進民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率提高沒有發(fā)揮正向效應，但隨著金融發(fā)展水平的提高正向效應逐漸增大，金融發(fā)展水平在高于445.225 5的高區(qū)制時，能有效促進民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的提升，金融發(fā)展水平越高，促進民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率提升的正向效應越大。金融發(fā)展水平處于445.225 5是關鍵位置參數(shù)，低于該金融發(fā)展水平的地區(qū)對民營工業(yè)企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生負向影響。圖中可以看出我國大部分地區(qū)的民營工業(yè)企業(yè)受銀行渠道和證券渠道資金限制，對生產(chǎn)率提升不能發(fā)揮有效作用，推進金融開放發(fā)展，向高區(qū)制金融發(fā)展水平地區(qū)靠攏，是發(fā)揮金融渠道提升民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的有利保證。

圖2 轉換函數(shù)圖

(三)區(qū)域異質性分析

為了進一步得到關于不同地區(qū)金融渠道選擇對民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響效應，采用PSTR模型檢驗區(qū)域異質性特征，表4是東部、中部、西部及東北的估計結果。

表4 分地區(qū)PSTR模型參數(shù)估計結果

東部地區(qū)和中部地區(qū)的PSTR模型估計結果顯示，民營工業(yè)企業(yè)利用金融渠道提升生產(chǎn)率的互動效應一致，銀行渠道對民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率影響顯著而證券渠道不顯著，且兩大地區(qū)估計系數(shù)表明銀行信貸在金融發(fā)展水平低的區(qū)制提供資金不足產(chǎn)生負面效應，而金融發(fā)展水平高的區(qū)制銀行貸款能夠顯著提高民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率。東部、中部地區(qū)證券渠道對民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率影響較小的原因，一是由于金融發(fā)展水平高的地區(qū)民間金融市場較發(fā)達，民營工業(yè)企業(yè)除了利用傳統(tǒng)銀行貸款提供生產(chǎn)經(jīng)營、科技研發(fā)、擴大規(guī)模所需資金，還可以利用民間投資需求為民營工業(yè)企業(yè)籌資資金；二是由于東部、中部經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)服務業(yè)較發(fā)達，且我國農業(yè)發(fā)展排位前十的省份有山東、江蘇、河北、廣東位于東部地區(qū)，河南、湖南、湖北位于中部地區(qū)，以市場為導向的證券資源可能向第一、三產(chǎn)業(yè)傾斜，從而證券渠道對民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率沒有發(fā)揮應有作用。市場制度、科技投入、人力投入均對高區(qū)制的東、中部地區(qū)民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響，政府引導對東部地區(qū)低區(qū)制的民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生積極作用，東部高區(qū)制企業(yè)變動對民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率提升起到負向作用，這歸因于東部地區(qū)市場競爭激烈造成民營工業(yè)企業(yè)進出市場變化大，但中部高區(qū)制民營工業(yè)企業(yè)經(jīng)營穩(wěn)定能有效提高民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率。

西部地區(qū)和東北地區(qū)的PSTR模型估計結果顯示，銀行渠道和證券渠道對民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率均產(chǎn)生顯著影響，西部地區(qū)高區(qū)制銀行信貸和證券籌資對民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率提升發(fā)揮促進作用，東北地區(qū)高區(qū)制信貸資金對民營工業(yè)企業(yè)供給不足產(chǎn)生阻礙作用，而證券資金有助于提升民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率。對于西部地區(qū)來說，政府干預、市場制度、科技投入、企業(yè)變動對低區(qū)制民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響，人力投入因素對高區(qū)制民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率發(fā)揮積極作用。對于東北地區(qū)來說，政府干預、市場制度、人力投入對高區(qū)制民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率具有提高作用，科技投入、企業(yè)變動對高區(qū)制民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率發(fā)揮負面作用。

五、結論及啟示

本文以地區(qū)金融發(fā)展水平為邊界，研究不同金融渠道與民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的互動效應。首先通過DEA-Malmquist指數(shù)測度及分解民營工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率、技術效率、規(guī)模效率的變動情況，發(fā)現(xiàn)民營工業(yè)企業(yè)TFP呈現(xiàn)波動變化，近年全要素生產(chǎn)率、技術效率、規(guī)模效率均具有下降趨勢，從地區(qū)角度觀察民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率，即使上升省份略多于下降但下降程度高于上升。然后通過面板平滑轉換PSTR模型，以區(qū)域金融發(fā)展水平為門檻變量，銀行、證券對民營工業(yè)企業(yè)投入占比為核心解釋變量，分析不同金融渠道選擇與民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的互動效應，發(fā)現(xiàn)東部、中部地區(qū)高區(qū)制銀行信貸提升了民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率，西部地區(qū)、東北地區(qū)高區(qū)制證券籌資提升了民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率，而銀行信貸對西部地區(qū)民營工業(yè)企業(yè)發(fā)揮促進作用但對東北地區(qū)產(chǎn)生負向影響。

分析發(fā)現(xiàn)區(qū)域金融發(fā)展水平、金融渠道選擇與民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率緊密聯(lián)系，提高民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率對當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展具有關鍵作用，所以提出民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的提升建議具有現(xiàn)實意義。首先，提高民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率在于政府有效引導，為民營工業(yè)企業(yè)發(fā)展提供良好的營商環(huán)境，分析發(fā)現(xiàn)政府干預、市場制度、人力投入、民營工業(yè)企業(yè)數(shù)量變動都給不同地區(qū)區(qū)制的民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率帶來積極作用，地方政府建立政策導向規(guī)范市場有序競爭，民營工業(yè)企業(yè)和國有企業(yè)、民營工業(yè)企業(yè)之間競爭都能為提高民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率提供動力。政府為民營工業(yè)企業(yè)創(chuàng)造穩(wěn)定的政策環(huán)境，對需要支持的民營工業(yè)企業(yè)、重點發(fā)展領域的民營工業(yè)企業(yè)給與資金支持及合理引導。其次，金融渠道選擇問題成為限制民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率提升且健康發(fā)展的外部約束，分析發(fā)現(xiàn)銀行信貸、證券籌資對不同地區(qū)區(qū)制的民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生不同效應，根據(jù)地區(qū)及金融發(fā)展狀況，選擇合適的金融渠道才能有效提高民營工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率。高投入、高消耗、低產(chǎn)出的企業(yè)特征不適合民營工業(yè)企業(yè)長期經(jīng)營戰(zhàn)略，民營工業(yè)企業(yè)不斷進行技術改造和設備更新，提升產(chǎn)品質量及服務價值，是各國企業(yè)、特別是民營工業(yè)企業(yè)在我國持續(xù)發(fā)展的關鍵點，但技術創(chuàng)新需要一定比例的資金支持，增加技術投入的解決方法是解決資金來源問題，金融部門在總體風險可控的情況下應高度重視民營工業(yè)企業(yè)在市場經(jīng)濟中發(fā)揮的作用，建立健全民營工業(yè)企業(yè)信用制度及上市條件，通過開發(fā)新產(chǎn)品、采用新技術手段的方式擔保民營工業(yè)企業(yè)重點發(fā)展時期有資金可用，設立民營工業(yè)企業(yè)發(fā)展基金成為長期供給的外部融資渠道。