異質(zhì)性債務(wù)融資與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

摘"要：企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）的提升對(duì)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)與經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展至關(guān)重要。本文選取2018—2022年A股上市企業(yè)面板數(shù)據(jù)，基于異質(zhì)債務(wù)假說(shuō)，對(duì)債務(wù)融資影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行全面分析，同時(shí)觀察創(chuàng)新投資和政府補(bǔ)貼在其中的中介和調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：債務(wù)融資正向影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，其中關(guān)系型債務(wù)起到顯著促進(jìn)作用，而交易型債務(wù)則表現(xiàn)出抑制影響；創(chuàng)新投資在債務(wù)融資對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)路徑中具有顯著的中介效應(yīng)；政府補(bǔ)貼對(duì)創(chuàng)新投資與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系具有倒“Ｕ型”調(diào)節(jié)效應(yīng)，而且當(dāng)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度高于一定值時(shí)，該正向調(diào)節(jié)效應(yīng)會(huì)被削弱。新時(shí)代推進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升，加快企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，需努力拓寬企業(yè)債務(wù)融資渠道，尤其要發(fā)揮好政府的主導(dǎo)作用。

關(guān)鍵詞：異質(zhì)性債務(wù)融資；創(chuàng)新投資；全要素生產(chǎn)率；政府補(bǔ)貼

中圖分類(lèi)號(hào)：F270.3文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1001-148X（2024）04-0117-13

一、引"言

黨的二十大報(bào)告明確指出要著力提高社會(huì)全要素生產(chǎn)率，推動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)質(zhì)的有效提升和量的合理增長(zhǎng)。2023年中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議，再次強(qiáng)調(diào)要以全要素生產(chǎn)率的提升為核心，加快催生新產(chǎn)業(yè)、新模式、新動(dòng)能。因此，深入挖掘企業(yè)成長(zhǎng)過(guò)程中的潛在效率提升點(diǎn)，提高生產(chǎn)要素之間的協(xié)同效應(yīng)，實(shí)現(xiàn)整體生產(chǎn)系統(tǒng)的高效運(yùn)轉(zhuǎn)，是當(dāng)前國(guó)民經(jīng)濟(jì)由高速增長(zhǎng)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展需要聚焦的關(guān)鍵。

債務(wù)融資是大多數(shù)企業(yè)得以快速成長(zhǎng)的重要資金來(lái)源，能夠影響甚至改變企業(yè)資本結(jié)構(gòu)、經(jīng)營(yíng)效率與可持續(xù)發(fā)展。理論研究認(rèn)為，通過(guò)債務(wù)等外部融資，企業(yè)可以提高生產(chǎn)效率，進(jìn)而從資本投入、生產(chǎn)要素配置、創(chuàng)新研發(fā)等多方面對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。根據(jù)債務(wù)的異質(zhì)性，也即企業(yè)債務(wù)融資渠道的多樣性，不同的債務(wù)其內(nèi)部特征與外部條件截然不同，其對(duì)企業(yè)TFP的影響也截然不同。然而現(xiàn)有理論文獻(xiàn)關(guān)于異質(zhì)債務(wù)影響全要素生產(chǎn)率的研究多基于債務(wù)的期限［1］、結(jié)構(gòu)［2］、風(fēng)險(xiǎn)［3］等自身特征的差異，很少根據(jù)債務(wù)契約主體、條件以及履約機(jī)制差異［4］進(jìn)行討論，比如債務(wù)融資分為關(guān)系型債務(wù)融資與交易型債務(wù)融資，這一視角的異質(zhì)性債務(wù)會(huì)對(duì)企業(yè)TFP產(chǎn)生怎樣的影響，關(guān)乎企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)以及高質(zhì)量發(fā)展效率的全面提升。另外，債務(wù)融資不僅對(duì)企業(yè)TFP直接產(chǎn)生影響，還可能通過(guò)創(chuàng)新投資和研發(fā)投入的增加間接對(duì)企業(yè)產(chǎn)生影響。理論上，債務(wù)融資帶來(lái)的財(cái)務(wù)壓力與創(chuàng)新投資的不確定性，會(huì)導(dǎo)致管理者遵循謹(jǐn)慎性原則，阻礙創(chuàng)新投資，企業(yè)TFP有可能下降；但從另一角度看，債務(wù)融資帶來(lái)的資金支持使得企業(yè)的資金可用性增加，稅收減少，企業(yè)創(chuàng)新項(xiàng)目投資的動(dòng)力增加，企業(yè)TFP也有可能上升。因此，深入探討債務(wù)融資通過(guò)創(chuàng)新投資對(duì)企業(yè)TFP產(chǎn)生影響的傳導(dǎo)機(jī)制，在理論與實(shí)踐層面均具有重要意義。當(dāng)然，在創(chuàng)新投資可能推動(dòng)企業(yè)TFP提升的過(guò)程中，由于創(chuàng)新本身具有的技術(shù)風(fēng)險(xiǎn)大、市場(chǎng)不確定性、信息不對(duì)稱(chēng)等問(wèn)題，會(huì)引發(fā)企業(yè)對(duì)轉(zhuǎn)型升級(jí)的抵觸情緒，此時(shí)政府補(bǔ)貼作為一項(xiàng)直接給予企業(yè)資金支持的政策，會(huì)在一定程度上緩解這種抵觸，進(jìn)而對(duì)全要素生產(chǎn)率的提升具有積極影響［5］。

本文聚焦異質(zhì)債務(wù)特性，重新審視債務(wù)融資對(duì)企業(yè)TFP的影響，并在傳導(dǎo)路徑中關(guān)注創(chuàng)新投資與政府補(bǔ)貼的作用，為提升企業(yè)TFP提供新的學(xué)術(shù)研究視角。本文邊際貢獻(xiàn)可能體現(xiàn)在：第一，剔除行業(yè)與時(shí)間的影響，立足異質(zhì)債務(wù)視角，實(shí)證檢驗(yàn)關(guān)系型債務(wù)和交易型債務(wù)對(duì)企業(yè)TFP的具體影響；第二，將創(chuàng)新投資作為中介變量，聚焦債務(wù)融資通過(guò)創(chuàng)新投資對(duì)企業(yè)TFP產(chǎn)生影響的傳導(dǎo)機(jī)制，探討三者之間相互作用關(guān)系，為加快企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)提供理論依據(jù)；第三，明確政府補(bǔ)貼對(duì)創(chuàng)新投資與企業(yè)TFP之間關(guān)系帶來(lái)的非線形調(diào)節(jié)效應(yīng)，確定政府補(bǔ)貼的合理區(qū)間，并據(jù)此提出有效的政策建議。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）債務(wù)融資影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機(jī)制

債務(wù)融資作為企業(yè)重要的外部融資來(lái)源，具有降低企業(yè)加權(quán)平均資本、提高投資者收益、彌補(bǔ)企業(yè)內(nèi)部資金不足的功能，是企業(yè)實(shí)現(xiàn)規(guī)模擴(kuò)張和壯大發(fā)展的傳統(tǒng)方式。然而，債務(wù)融資也是一把“雙刃劍”，既可以為企業(yè)帶來(lái)收益，又有可能給企業(yè)帶來(lái)風(fēng)險(xiǎn)，因此，國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于債務(wù)融資對(duì)企業(yè)TFP的影響研究結(jié)論并不一致。

一種觀點(diǎn)認(rèn)為債務(wù)融資能夠促進(jìn)企業(yè)TFP提升，表現(xiàn)在：第一，負(fù)債融資能夠降低企業(yè)的自由現(xiàn)金流，從而減少由此帶來(lái)的代理成本，促進(jìn)企業(yè)成長(zhǎng)［6］。第二，企業(yè)負(fù)債可通過(guò)杠桿效應(yīng)與稅盾效應(yīng)正面作用帶動(dòng)企業(yè)的健康發(fā)展［7-8］。當(dāng)企業(yè)債務(wù)資本收益率大于負(fù)債利率時(shí)，由企業(yè)債務(wù)融資取得的部分利潤(rùn)轉(zhuǎn)為權(quán)益資本，此時(shí)財(cái)務(wù)杠桿正效應(yīng)會(huì)促進(jìn)企業(yè)TFP提升。而稅盾效應(yīng)的產(chǎn)生是由于債務(wù)成本在稅前支付，具有完全的抵稅作用，進(jìn)而推動(dòng)企業(yè)TFP提升。另一觀點(diǎn)是債務(wù)融資抑制企業(yè)TFP，表現(xiàn)在：第一，企業(yè)高負(fù)債對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性具有負(fù)向影響，并且在經(jīng)濟(jì)政策不確定時(shí)，其負(fù)向影響更為顯著［9］，高債務(wù)意味著企業(yè)成本的增加，由企業(yè)債務(wù)融資所取得的利潤(rùn)不足以彌補(bǔ)負(fù)債所需成本，迫使企業(yè)利用權(quán)益資本彌補(bǔ)，財(cái)務(wù)杠桿負(fù)效應(yīng)會(huì)進(jìn)一步抑制企業(yè)TFP。第二，基于財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)視角、經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)視角以及審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)視角，債務(wù)融資使企業(yè)多方面風(fēng)險(xiǎn)增加，同樣抑制企業(yè)發(fā)展［10］?；谏鲜龇治?，本文提出第一個(gè)競(jìng)爭(zhēng)性假設(shè)：

H1a：債務(wù)融資正向影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

H1b：債務(wù)融資負(fù)向影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

根據(jù)債務(wù)契約主體、條件以及履約機(jī)制差異，可以將企業(yè)債務(wù)類(lèi)型劃分為關(guān)系型債務(wù)與交易型債務(wù)，代表性的融資方式包含商業(yè)信用、債券融資與銀行貸款三種。首先，商業(yè)信用指在商品交易中由于延期付款或預(yù)收貸款所形成的企業(yè)間借貸關(guān)系，屬于關(guān)系型債務(wù)融資［11］。商業(yè)信用可以通過(guò)緩解企業(yè)融資約束改善企業(yè)TFP［12］，其關(guān)系型特征表現(xiàn)在商業(yè)信用的供應(yīng)商和客戶(hù)能夠發(fā)揮債權(quán)人的監(jiān)督和治理作用，促使企業(yè)形成最優(yōu)投資決策與有效資源配置，改善企業(yè)的治理效果和經(jīng)營(yíng)績(jī)效［13］，促進(jìn)企業(yè)TFP提升。而且，商業(yè)信用中的債權(quán)人與企業(yè)往來(lái)密切，通常在信息獲取等方面表現(xiàn)出較強(qiáng)競(jìng)爭(zhēng)力，能夠降低企業(yè)的委托代理成本［14］，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)TFP提升。由此，關(guān)系型債務(wù)通過(guò)信息效應(yīng)緩解了債務(wù)融資所引發(fā)的信息不對(duì)稱(chēng)以及道德風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題，使得融資成本降低，提高企業(yè)發(fā)展效率［15］。其次，債券融資是一種承諾一定時(shí)期內(nèi)支付利息并償還本息的債務(wù)融資方式，屬于交易型債務(wù)融資。一方面?zhèn)谫Y經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)較大，在到期日不論公司當(dāng)年經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)盈虧，都必須按合同還本付息，尤其會(huì)使陷入財(cái)務(wù)困境的公司經(jīng)濟(jì)狀況惡化，甚至破產(chǎn)。另一方面，債券持有人分散導(dǎo)致信息不對(duì)稱(chēng)問(wèn)題加劇，抑制企業(yè)TFP。由此，交易型債務(wù)融資對(duì)企業(yè)TFP會(huì)產(chǎn)生負(fù)向影響，尤其是當(dāng)其高于某一范圍時(shí)，代理成本呈上升趨勢(shì)，抑制企業(yè)所籌資金使用效率，進(jìn)而影響企業(yè)發(fā)展［16］。最后，銀行貸款作為一種弱關(guān)系型債務(wù)融資方式，其特征取決于銀企關(guān)系，銀企關(guān)系較強(qiáng)時(shí)，遵循關(guān)系型債務(wù)融資的特性，銀企關(guān)系較弱時(shí)，遵循交易型債務(wù)融資的特性?；谝陨戏治觯疚奶岢龅诙€(gè)競(jìng)爭(zhēng)性假設(shè)：

H2a：關(guān)系型債務(wù)融資對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用。

H2b：交易型債務(wù)融資對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有抑制作用。

（二）創(chuàng)新投資的中介作用機(jī)制

在經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的大背景下，隨著企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度的加深，企業(yè)TFP也會(huì)得到逐步提升，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［17］，因?yàn)閭鶆?wù)融資的運(yùn)用意味著企業(yè)研發(fā)投入的絕對(duì)量也會(huì)增加，進(jìn)而促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品改進(jìn)，有利于提升企業(yè)的生產(chǎn)效率和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，因此在債務(wù)融資對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響的過(guò)程中，創(chuàng)新投資有著不容忽視的地位。首先是債務(wù)融資對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資產(chǎn)生影響。根據(jù)資本結(jié)構(gòu)理論，合理舉債可以幫助企業(yè)合理避稅，促進(jìn)企業(yè)加大創(chuàng)新投入。然而由于創(chuàng)新投資本身具有風(fēng)險(xiǎn)大、不確定性高［18］、資產(chǎn)專(zhuān)用性以及保密性高等特點(diǎn)，使得企業(yè)難以獲得足夠的創(chuàng)新資金，債務(wù)融資對(duì)研發(fā)投入呈逐級(jí)強(qiáng)化的“階梯式”負(fù)向影響，抑制企業(yè)發(fā)展［19-20］。此時(shí)關(guān)系型債務(wù)如前文提到的商業(yè)信用融資模式，由于其商業(yè)往來(lái)形成的特定的債權(quán)債務(wù)關(guān)系，反而能夠降低創(chuàng)新投入專(zhuān)用性所帶來(lái)的高調(diào)整成本，緩解企業(yè)流動(dòng)性問(wèn)題，并且多元化的業(yè)務(wù)往來(lái)能克服信息不對(duì)稱(chēng)，也即關(guān)系型債務(wù)融資能夠促進(jìn)企業(yè)加大創(chuàng)新投資。而交易型債務(wù)如債券融資，由于其單一的債權(quán)債務(wù)關(guān)系以及交易分散性使得信息難以收集，會(huì)加劇企業(yè)信息不對(duì)稱(chēng)問(wèn)題，進(jìn)而會(huì)加大企業(yè)創(chuàng)新投資風(fēng)險(xiǎn)。其次是創(chuàng)新投資對(duì)企業(yè)TFP產(chǎn)生影響。在全面促進(jìn)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)和高質(zhì)量發(fā)展階段，創(chuàng)新投資的具體表現(xiàn)就是引導(dǎo)企業(yè)增加在新技術(shù)、新設(shè)備、新工藝等方面的研發(fā)投入，激發(fā)企業(yè)的內(nèi)生動(dòng)力與創(chuàng)新活力，提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力、生產(chǎn)效率、產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力、市場(chǎng)占有率，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)TFP的提升。創(chuàng)新投入的增加能夠提高企業(yè)知識(shí)存量，提升企業(yè)價(jià)值和競(jìng)爭(zhēng)力［21］，而且使得生產(chǎn)要素組合進(jìn)一步優(yōu)化，企業(yè)通過(guò)研發(fā)投入得到的創(chuàng)新成果使企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)得到改良，相比原有的生產(chǎn)過(guò)程中所使用的投入要素，勞動(dòng)價(jià)格會(huì)相對(duì)上升、資本價(jià)格會(huì)相對(duì)下降［22］。綜上分析，債務(wù)融資會(huì)通過(guò)企業(yè)技術(shù)突破、生產(chǎn)要素創(chuàng)新性配置以及產(chǎn)業(yè)深度轉(zhuǎn)型升級(jí)對(duì)企業(yè)TFP產(chǎn)生影響，據(jù)此，本文提出第三個(gè)待驗(yàn)證假設(shè)：

H3：關(guān)系型債務(wù)與創(chuàng)新投資正相關(guān)，交易型債務(wù)與創(chuàng)新投資負(fù)相關(guān)；創(chuàng)新投資在債務(wù)融資與企業(yè)TFP之間具有明顯的中介效應(yīng)。

（三）政府補(bǔ)貼在創(chuàng)新投資與企業(yè)全要素生產(chǎn)率間的調(diào)節(jié)機(jī)制

政府一系列的財(cái)政支持措施會(huì)激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力，一方面政府補(bǔ)貼作為一種直接補(bǔ)充企業(yè)資金的方式，能夠化解企業(yè)開(kāi)展創(chuàng)新活動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)，減少創(chuàng)新投資的預(yù)期損失［23］。另一方面根據(jù)信號(hào)傳遞機(jī)制，政府財(cái)政支持作為激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新升級(jí)、加速企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的關(guān)鍵推力，通過(guò)信息傳遞機(jī)制向外界傳遞積極信號(hào)，提高研發(fā)投入資金使用效率，推動(dòng)企業(yè)發(fā)展質(zhì)的飛躍［24］，即積極的政策信號(hào)降低了投資風(fēng)險(xiǎn)，提高投資者的預(yù)期收益以吸引更多創(chuàng)新投資，最終提升企業(yè)TFP，有助于形成良性循環(huán)，使得企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)更為有效的促進(jìn)企業(yè)發(fā)展。然而過(guò)度的財(cái)政支持會(huì)促使部分企業(yè)為獲取政府補(bǔ)貼打著創(chuàng)新的旗號(hào)，卻未真正進(jìn)行有效創(chuàng)新，導(dǎo)致真正具有創(chuàng)新潛力的企業(yè)被擠出，資源分配效率低下，產(chǎn)生擠出效應(yīng)，即過(guò)度的政府補(bǔ)貼會(huì)引發(fā)企業(yè)道德風(fēng)險(xiǎn)，接受補(bǔ)貼的企業(yè)減少其自主創(chuàng)新的動(dòng)力，真正的創(chuàng)新型企業(yè)被擠出市場(chǎng)，擠出效應(yīng)的產(chǎn)生使得企業(yè)創(chuàng)新效率低下，企業(yè)TFP下降。綜上所述，政府補(bǔ)貼的影響效應(yīng)存在非線性關(guān)系，在不同補(bǔ)貼區(qū)間中對(duì)企業(yè)研發(fā)投入呈現(xiàn)不同變化，最終對(duì)企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生影響，基于此本文提出如下研究假設(shè)：

H4：政府補(bǔ)貼對(duì)創(chuàng)新投資與企業(yè)TFP的關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取我國(guó)A股市場(chǎng)2018—2022年的上市企業(yè)為樣本對(duì)象，數(shù)據(jù)來(lái)源為國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。樣本具體處理和篩選過(guò)程如下：（1）剔除金融行業(yè)的企業(yè)數(shù)據(jù)；（2）剔除*ST和ST上市企業(yè)數(shù)據(jù)；（3）剔除樣本數(shù)據(jù)中相關(guān)變量缺失的上市企業(yè)觀測(cè)值；（4）對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行1%分位和99%分位的Winsor處理，以解決潛在的異常值影響，經(jīng)篩選最終得到1123個(gè)樣本觀測(cè)值。本文所使用分析軟件為Stata17，畫(huà)圖軟件為Origin。

（二）變量定義

1.被解釋變量：全要素生產(chǎn)率（TFP）

現(xiàn)有對(duì)企業(yè)TFP主流的測(cè)度方法有LP法、OP法等，由于OP法可以較好地處理樣本數(shù)據(jù)由于相互決定和相互選擇所引起的內(nèi)生性以及偏差問(wèn)題［25］，本文考慮采用OP法來(lái)測(cè)度企業(yè)全要素生產(chǎn)率TFP，實(shí)證檢驗(yàn)時(shí)用TFPOP表示，而在穩(wěn)健性分析中則用LP法替換OP法，用TFPLP表示。

2.解釋變量：企業(yè)債務(wù)融資（Debt）

根據(jù)前文理論分析，本文將債務(wù)融資分為關(guān)系型債務(wù)與交易型債務(wù)，同時(shí)根據(jù)融資方式選取商業(yè)信用、債券融資與銀行貸款三類(lèi)指標(biāo)進(jìn)行衡量。其中商業(yè)信用又包括應(yīng)付票據(jù)、應(yīng)付賬款、預(yù)收賬款三個(gè)部分，參考以往研究［26］，以（應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù)+預(yù)收款項(xiàng)）/期末總資產(chǎn)來(lái)衡量樣本企業(yè)商業(yè)信用水平，用Credit表示。以年末應(yīng)付債券總額/期末總資產(chǎn)衡量樣本企業(yè)債券融資水平，用Bond表示。采用（短期借款+長(zhǎng)期借款）/企業(yè)期末總資產(chǎn)來(lái)衡量企業(yè)獲得銀行貸款的狀況［27］，用Bank來(lái)表示。當(dāng)不考慮不同融資方式的差異性，此時(shí)企業(yè)債務(wù)融資水平可用商業(yè)信用、債券融資與銀行貸款之和表示，為消除量綱的影響，以（應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù)+預(yù)收款項(xiàng)+年末應(yīng)付債券總額+短期借款+長(zhǎng)期借款）/期末總資產(chǎn)來(lái)進(jìn)行衡量，用Debt表示。

3.中介變量：創(chuàng)新投資（RD）

當(dāng)前學(xué)術(shù)界常采用研發(fā)強(qiáng)度反映企業(yè)的創(chuàng)新投資。研發(fā)強(qiáng)度的計(jì)算方法主要有兩種：一是研發(fā)投入總額與期初總資產(chǎn)之比［28］；二是研發(fā)投入總額與營(yíng)業(yè)收入之比［29］。由于總資產(chǎn)還包括與研發(fā)無(wú)關(guān)的其他資產(chǎn)，因此研發(fā)投入占總資產(chǎn)的比例可能會(huì)受到企業(yè)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的影響，無(wú)法聚焦研發(fā)與核心業(yè)務(wù)之間的關(guān)系。本文選取研發(fā)投入/營(yíng)業(yè)收入來(lái)衡量企業(yè)創(chuàng)新投資，能更有效地評(píng)估企業(yè)在核心經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中的創(chuàng)新水平，用RD表示。

4.調(diào)節(jié)變量：政府補(bǔ)貼（DS）

我國(guó)向企業(yè)提供直接補(bǔ)貼的手段主要有國(guó)家專(zhuān)項(xiàng)基金、省級(jí)專(zhuān)項(xiàng)基金以及科技創(chuàng)新獎(jiǎng)勵(lì)等專(zhuān)項(xiàng)資金。但鑒于本文所選取的樣本中并無(wú)明確獨(dú)立的針對(duì)企業(yè)研發(fā)補(bǔ)貼的相關(guān)指標(biāo)，故將企業(yè)所獲得的總體補(bǔ)貼收入作為企業(yè)研發(fā)政府補(bǔ)貼的替代［30］，政府補(bǔ)貼比率由補(bǔ)貼金額與公司當(dāng)期營(yíng)業(yè)收入的比率來(lái)計(jì)算，用DS表示。

5.控制變量

本文參考以往文獻(xiàn)［31］，并控制可能對(duì)企業(yè)TFP產(chǎn)生影響的其余變量。包括企業(yè)規(guī)模（Size）：采用企業(yè)期末總資產(chǎn)取自然對(duì)數(shù)衡量；企業(yè)增長(zhǎng)（Growth）：采用營(yíng)業(yè)增長(zhǎng)率衡量，即當(dāng)期營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)額占上期營(yíng)業(yè)收入總額的比重；企業(yè)資產(chǎn)流動(dòng)性（Cash）：采用現(xiàn)金資產(chǎn)比率衡量，即企業(yè)自由現(xiàn)金流占總資產(chǎn)的比重；凈資產(chǎn)報(bào)酬率（ROE）：采用凈利潤(rùn)與總資產(chǎn)比率衡量；股權(quán)集中度（Fhold）：采用前十大股東持股比例衡量；企業(yè)年齡（Age）：采用企業(yè)建立年限+1取自然對(duì)數(shù)衡量；宏觀控制變量金融市場(chǎng)化程度（Market）用于排除宏觀因素對(duì)企業(yè)層面數(shù)據(jù)產(chǎn)生的影響。上述變量的具體定義如表1所示。

（三）模型設(shè)定

1.雙向固定效應(yīng)模型

為實(shí)證檢驗(yàn)債務(wù)融資對(duì)企業(yè)TFP的影響，根據(jù)假設(shè)H1a、H1b與H2a、H2b，我們建立基準(zhǔn)回歸分析式（1），同時(shí)為檢驗(yàn)債務(wù)融資對(duì)創(chuàng)新投資的影響，再根據(jù)假設(shè)H3建立基準(zhǔn)回歸分析式（2），如下所示：

TFPit＝α0＋α1Debtit＋α2Contralit＋μj+λt+εit（1）

RDit＝β0＋β1Debtit＋β2Contralit＋μj+λt+εit（2）

其中TFPit為企業(yè)全要素生產(chǎn)率，Debtit為債務(wù)融資，可根據(jù)具體假設(shè)替換異質(zhì)性債務(wù)融資變量（Creditit、Bondit、Bankit），RDit為企業(yè)創(chuàng)新投資，Contralit為一組影響被解釋變量的控制變量，下標(biāo)i表示企業(yè)，t表示時(shí)間。μj為行業(yè)固定效應(yīng)，控制不隨時(shí)間變化可能影響企業(yè)債務(wù)融資與研發(fā)投入的行業(yè)特征。λt代表時(shí)間固定效應(yīng)，用以控制隨年份變化宏觀經(jīng)濟(jì)層面可能影響企業(yè)債務(wù)與創(chuàng)新的因素，εit為誤差項(xiàng)。系數(shù)α1表示債務(wù)融資對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響程度，是本文研究重點(diǎn)，系數(shù)β1表示債務(wù)融資對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資的影響程度。

2.帶調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型

為進(jìn)一步驗(yàn)證創(chuàng)新投資為有調(diào)節(jié)的中介變量，同時(shí)檢驗(yàn)假設(shè)H3和假設(shè)H4，本文借鑒溫忠麟和葉寶娟［32］的中介效應(yīng)分析方法以及江艇［33］對(duì)中介效應(yīng)應(yīng)用的建議，在溫忠麟和葉寶娟中介效應(yīng)檢驗(yàn)三步法的基礎(chǔ)上增加驗(yàn)證中介變量與被解釋變量間的關(guān)系，根據(jù)溫忠麟和葉寶娟［34］提出的對(duì)有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗(yàn)方法，研究者應(yīng)首先進(jìn)行依次檢驗(yàn)，在“三步法”的基礎(chǔ)上加入調(diào)節(jié)變量政府補(bǔ)貼并依次檢驗(yàn)結(jié)果，若檢驗(yàn)結(jié)果顯著，那么有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)成立；若依次檢驗(yàn)結(jié)果不顯著，再通過(guò)Bootstrap法做變量系數(shù)乘積的區(qū)間檢驗(yàn)；若檢驗(yàn)結(jié)果仍未達(dá)到顯著，則需要進(jìn)行中介效應(yīng)的差異檢驗(yàn)。

遵循上述學(xué)者做法和本文前述理論分析，為檢驗(yàn)政府補(bǔ)貼對(duì)中介模型的調(diào)節(jié)效應(yīng)，并進(jìn)一步探究調(diào)節(jié)模型是否存在非線形關(guān)系，第一步在式（1）與式（2）中加入調(diào)節(jié)變量（政府補(bǔ)貼以及政府補(bǔ)貼的平方項(xiàng)）再次進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)核心解釋變量是否顯著。第二步增加驗(yàn)證中介變量與被解釋變量間的回歸式（3），其中DSit為政府補(bǔ)貼，DS2it為政府補(bǔ)貼的平方項(xiàng)。第三步作因變量對(duì)自變量、中介變量和調(diào)節(jié)變量的回歸，如式（4）所示，檢驗(yàn)中介效應(yīng)是否成立。第四步作因變量對(duì)自變量、中介變量、調(diào)節(jié)變量、調(diào)節(jié)變量與中介變量的交互項(xiàng)的回歸，如式（5）所示，檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)是否成立，其中RDit×DSit為創(chuàng)新投資與政府補(bǔ)貼的交互項(xiàng)，RDit×DS2it為創(chuàng)新投資與政府補(bǔ)貼平方的交互項(xiàng)。若式（4）中中介變量系數(shù)γ2顯著，式（5）中交互項(xiàng)系數(shù)ρ5、ρ6顯著，則有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)成立，如下所示：

TFPit＝δ0＋δ1RDit＋δ2DSit＋δ3DS2it＋δ4Contralit＋μj+λt+εit（3）

TFPit＝γ0＋γ1Debtit＋γ2RDit+γ3DSit+γ4DS2it+γ5Contralit＋μj+λt+εit（4）

TFPit＝ρ0＋ρ1Debtit＋ρ2RDit+ρ3DSit+ρ4DS2it+ρ5RDit×DSit+ρ6RDit×DS2it+ρ7Contralit＋μj+λt+εit（5）

值得注意的是，在進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析時(shí)，為解決變量單位不一致問(wèn)題以及變量直接相乘導(dǎo)致多重共線性問(wèn)題，對(duì)所有變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，構(gòu)造調(diào)節(jié)變量"（政府補(bǔ)貼）的平方項(xiàng)、中介變量"（創(chuàng)新投資）"與調(diào)節(jié)變量"（政府補(bǔ)貼）"的交互項(xiàng)以及中介變量"（創(chuàng)新投資）"與調(diào)節(jié)變量"（政府補(bǔ)貼）平方的交互項(xiàng)，以進(jìn)一步檢驗(yàn)政府補(bǔ)貼對(duì)創(chuàng)新投資與企業(yè)TFP的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

（四）變量描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2為主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，可以觀測(cè)到被解釋變量企業(yè)TFP利用OP法的測(cè)算結(jié)果與利用LP法的測(cè)算結(jié)果最大值和最小值間均相差較大，說(shuō)明樣本企業(yè)的全要素生產(chǎn)率存在較大差異。其余變量與已有文獻(xiàn)基本一致，未出現(xiàn)異常分布。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）相關(guān)性分析

表3為主要變量的相關(guān)系數(shù)表。從表中可以看出，無(wú)論是何種融資方式，企業(yè)債務(wù)融資均與企業(yè)TFP在1%的水平下顯著相關(guān)，且關(guān)系型債務(wù)融資與企業(yè)TFP顯著正相關(guān)，交易型債務(wù)融資與企業(yè)TFP負(fù)相關(guān)，初步驗(yàn)證本文所提出的假設(shè)H1a與假設(shè)H2a、H2b。基于債務(wù)異質(zhì)性特征，具有交易型特征的債券融資雖與企業(yè)創(chuàng)新投資相關(guān)性不顯著，但卻對(duì)其表現(xiàn)出抑制作用，具有關(guān)系型特征的商業(yè)信用顯著支持企業(yè)創(chuàng)新投資。創(chuàng)新投資水平與全要素生產(chǎn)率在1%的水平下顯著負(fù)相關(guān)，可能由于在無(wú)其他控制變量的影響下，創(chuàng)新投資的調(diào)整成本、收入不確定性以及收入獨(dú)占性等特征使得企業(yè)投資風(fēng)險(xiǎn)增加，企業(yè)TFP下降，但企業(yè)創(chuàng)新投資往往是在多種因素的共同作用下對(duì)企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生影響的，因此在后文還需進(jìn)一步討論。

（二）基準(zhǔn)回歸

本文基于債務(wù)異質(zhì)性假說(shuō)利用雙向固定效應(yīng)模型驗(yàn)證企業(yè)債務(wù)融資與企業(yè)TFP的因果關(guān)系，回歸分析同時(shí)采取了年份固定效應(yīng)與行業(yè)固定效應(yīng)，并聚類(lèi)到行業(yè)?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果如表4所示。

表4列（1）為在不考慮債務(wù)融資方式差異性的前提下，企業(yè)債務(wù)融資對(duì)企業(yè)TFP的回歸結(jié)果，此時(shí)企業(yè)債務(wù)融資正向影響企業(yè)TFP，在1%的顯著性水平下，債務(wù)融資水平每提升1%，企業(yè)TFP水平提高1.0728。對(duì)比上文相關(guān)性分析結(jié)果，隨著控制變量的加入，核心解釋變量的相關(guān)系數(shù)增大，說(shuō)明其對(duì)被解釋變量的作用和效果越來(lái)越顯著，相關(guān)控制變量添加合理。企業(yè)債務(wù)融資的相關(guān)系數(shù)均顯著為正，表明債務(wù)融資水平對(duì)企業(yè)TFP的提升具有顯著的推動(dòng)作用，假設(shè)H1a成立。由此可見(jiàn)，隨著企業(yè)債務(wù)融資水平的提高，一方面企業(yè)通過(guò)債務(wù)融資的稅盾效應(yīng)降低企業(yè)資本成本，提高資本結(jié)構(gòu)的效率，從而增加生產(chǎn)力；另一方面，債務(wù)融資增加企業(yè)杠桿效應(yīng)，使企業(yè)更有效地利用債務(wù)資本進(jìn)行投資，進(jìn)而提高全要素生產(chǎn)率。

列（2）回歸結(jié)果顯示，銀行貸款對(duì)企業(yè)TFP無(wú)顯著影響。列（3）回歸結(jié)果顯示，商業(yè)信用系數(shù)為1.4995，在1%的水平上表現(xiàn)為顯著促進(jìn)作用，說(shuō)明具有關(guān)系型債務(wù)特征的商業(yè)信用能有效支持企業(yè)TFP。列（4）的回歸結(jié)果中，債券融資則表現(xiàn)為顯著抑制作用，其系數(shù)為-0.9520，說(shuō)明具有交易型債務(wù)特征的債券融資難以促進(jìn)企業(yè)TFP的提升。假設(shè)H2a、H2b得到驗(yàn)證。而在列（5）中，由于不同債務(wù)間的相互影響，使得銀行貸款對(duì)企業(yè)TFP正向影響的顯著性增加，這主要是由于關(guān)系型融資（商業(yè)信用）為銀行與企業(yè)間信息交流提供渠道，增強(qiáng)了銀企關(guān)系，通過(guò)緩解銀企間信息不對(duì)稱(chēng)達(dá)到提高企業(yè)TFP的目的。與此同時(shí)，債券融資對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的顯著性下降，說(shuō)明異質(zhì)債務(wù)組合中，債券融資作為銀行貸款的替代者和競(jìng)爭(zhēng)者［35］，銀行貸款的顯著正向影響會(huì)抑制債券融資對(duì)企業(yè)TFP的負(fù)向影響。

為后文驗(yàn)證假設(shè)H3作鋪墊，本文還對(duì)創(chuàng)新投資與全要素生產(chǎn)率之間的相關(guān)性進(jìn)行回歸分析，由列（6）可知，在1%的顯著性水平下，企業(yè)創(chuàng)新投資水平每增加1%，便推動(dòng)企業(yè)TFP提升6.4852，對(duì)比上文相關(guān)性分析結(jié)果，在多個(gè)控制變量的影響下，創(chuàng)新投資的負(fù)向影響被削弱，充分發(fā)揮其創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)效應(yīng)正向影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

綜上所述，整體上由于財(cái)務(wù)杠桿正效應(yīng)和稅盾效應(yīng)，企業(yè)債務(wù)融資對(duì)全要素生產(chǎn)率具有顯著促進(jìn)效應(yīng)。商業(yè)信用基于良好的買(mǎi)賣(mài)關(guān)系能有效控制交易風(fēng)險(xiǎn)，具有較強(qiáng)的關(guān)系型債務(wù)特征，促進(jìn)企業(yè)TFP的提升。相反的，債券市場(chǎng)的交易型債務(wù)契約特征與企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)治理要求相悖，因此，債券融資抑制了企業(yè)TFP的提升。此外，單一的銀行貸款對(duì)企業(yè)TFP的變動(dòng)無(wú)顯著影響，而在多種債務(wù)融資的相互影響下，其關(guān)系型債務(wù)屬性增強(qiáng)，顯著促進(jìn)企業(yè)TFP。企業(yè)創(chuàng)新投資對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著正向影響，假設(shè)H1a以及假設(shè)H2a、H2b成立。

進(jìn)一步分析企業(yè)債務(wù)融資對(duì)創(chuàng)新投資的影響，回歸結(jié)果如表5所示。根據(jù)列（1）結(jié)果顯示，債務(wù)融資對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資具有促進(jìn)作用。基于債務(wù)異質(zhì)性假說(shuō)，列（2）回歸結(jié)果顯示銀行貸款對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資具有顯著抑制作用，控制年份與行業(yè)固定效應(yīng)并聚類(lèi)到行業(yè)層面，銀行貸款系數(shù)為-0.0146，這是由于創(chuàng)新投資的不確定性加劇了銀行貸款的信息不對(duì)稱(chēng)性，弱化銀企關(guān)系，此時(shí)銀行貸款的規(guī)模取決于企業(yè)創(chuàng)新投入是否能獲得穩(wěn)定的現(xiàn)金流收益，因此，銀行貸款表現(xiàn)為交易型債務(wù)融資，難以促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入的增加。相反的，根據(jù)列（3）回歸結(jié)果顯示，商業(yè)信用系數(shù)為0.0279，關(guān)系型債務(wù)融資的特性使其對(duì)創(chuàng)新投資具有促進(jìn)作用。根據(jù)列（5），異質(zhì)債務(wù)組合結(jié)果均與上述對(duì)企業(yè)TFP的影響結(jié)果一致，在不同債務(wù)的相互作用下銀行借款的系數(shù)依舊顯著為負(fù)（β=-0.0082，plt;0.01），其負(fù)向影響程度在商業(yè)信用的作用下有所緩解，但卻不足以完全解決其信息不對(duì)稱(chēng)問(wèn)題，因此表現(xiàn)出負(fù)向影響。商業(yè)信用的系數(shù)顯著為正（β=0.0249，plt;0.01），并且其正向影響小幅下降。綜上所述，關(guān)系型債務(wù)能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投資，交易型債務(wù)則會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新投資，假設(shè)H3得到驗(yàn)證。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.替換被解釋變量

本文使用LP法測(cè)算的全要素生產(chǎn)率對(duì)被解釋變量進(jìn)行替換，排除由于測(cè)算方式的不同造成系統(tǒng)性誤差的風(fēng)險(xiǎn)，再次檢驗(yàn)債務(wù)融資對(duì)企業(yè)TFP的相關(guān)關(guān)系，實(shí)證結(jié)果如表6所示。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，指標(biāo)替換后的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果保持一致，均驗(yàn)證了企業(yè)債務(wù)融資對(duì)全要素生產(chǎn)率具有正向影響，并基于債務(wù)異質(zhì)性假說(shuō)，關(guān)系型融資（商業(yè)信用）對(duì)企業(yè)TFP具有顯著促進(jìn)作用；交易型融資（債券融資）單獨(dú)對(duì)企業(yè)TFP具有抑制作用，但在異質(zhì)債務(wù)組合中其負(fù)向影響被削弱，與企業(yè)TFP之間相關(guān)性雖有所下降，但仍表現(xiàn)為負(fù)向影響。銀行貸款作為“弱關(guān)系型”債務(wù)，其自身與企業(yè)TFP并無(wú)顯著相關(guān)性，但在其他債務(wù)融資的作用下，使得銀企關(guān)系增強(qiáng)，雖無(wú)顯著相關(guān)性但依舊轉(zhuǎn)變?yōu)閷?duì)企業(yè)TFP的正向影響。綜上所述，穩(wěn)健性檢驗(yàn)同樣支持本文的研究假說(shuō)。

2.增加控制變量

前文在回歸過(guò)程中控制了與企業(yè)規(guī)模、企業(yè)增長(zhǎng)、企業(yè)流動(dòng)性等指標(biāo)相關(guān)的企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)，而企業(yè)TFP除受企業(yè)內(nèi)部因素的影響外，還會(huì)受到企業(yè)外部因素的影響［36］。根據(jù)已有研究顯示，金融市場(chǎng)化程度高低可以通過(guò)影響地方政府債務(wù)進(jìn)而對(duì)企業(yè)債務(wù)融資產(chǎn)生影響［37］，最終引發(fā)企業(yè)TFP的變動(dòng)，即金融市場(chǎng)化程度的提升能夠減弱地方政府債務(wù)對(duì)企業(yè)債務(wù)融資規(guī)模的擠出效應(yīng)，從而降低企業(yè)的債務(wù)融資成本，有助于提高企業(yè)TFP。

因此，本文進(jìn)一步控制企業(yè)所在地的市場(chǎng)化程度這一宏觀層面的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果如表7所示。回歸數(shù)據(jù)顯示：在進(jìn)一步控制了宏觀層面的因素后，企業(yè)債務(wù)融資仍顯著促進(jìn)企業(yè)TFP?；趥鶆?wù)異質(zhì)性假說(shuō)，商業(yè)信用顯著促進(jìn)企業(yè)TFP，債券融資顯著抑制企業(yè)TFP，單獨(dú)的銀行貸款對(duì)企業(yè)TFP無(wú)顯著影響。在其他異質(zhì)債務(wù)的作用下銀行貸款與企業(yè)TFP相關(guān)性增加并顯著為正，對(duì)企業(yè)TFP產(chǎn)生促進(jìn)作用，債券融資與企業(yè)TFP相關(guān)性下降，對(duì)企業(yè)TFP無(wú)顯著影響，基準(zhǔn)回歸結(jié)果可靠。

3.內(nèi)生性檢驗(yàn)

由于本文解釋變量和被解釋變量均為微觀層面數(shù)據(jù)，因此有可能產(chǎn)生由反向因果引起的內(nèi)生性問(wèn)題，具體原因在于，一方面當(dāng)期的企業(yè)TFP顯然與其滯后一期的企業(yè)債務(wù)融資大小有關(guān)；另一方面，滯后項(xiàng)已經(jīng)發(fā)生，故為“前定”（從當(dāng)期的角度看，其取值已經(jīng)固定），當(dāng)期值不會(huì)對(duì)其產(chǎn)生影響。因此，本文選取滯后一期的企業(yè)債務(wù)融資作為工具變量，采用兩階段最小二乘法進(jìn)行回歸，以緩解反向因果關(guān)系產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題，實(shí)證結(jié)果如表8所示。

剔除內(nèi)生性后的回歸結(jié)果顯示，債務(wù)融資在1%的水平下顯著促進(jìn)企業(yè)TFP?；趥鶆?wù)異質(zhì)性假說(shuō)，商業(yè)信用作為關(guān)系型債務(wù)融資在1%的水平下顯著促進(jìn)企業(yè)TFP。在其他異質(zhì)債務(wù)的作用下，銀企關(guān)系增強(qiáng)，商業(yè)信用對(duì)企業(yè)TFP正向影響增強(qiáng)，銀行貸款與企業(yè)TFP在1%的水平下顯著，債券融資與企業(yè)TFP雖無(wú)顯著相關(guān)性，但其對(duì)企業(yè)TFP的負(fù)向影響依舊被削弱，上述實(shí)證結(jié)果進(jìn)一步支持了本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)論。

五、進(jìn)一步分析

（一）中介效應(yīng)

上文已從理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)兩個(gè)層面深入研究了債務(wù)融資對(duì)企業(yè)TFP的影響路徑，并對(duì)結(jié)果進(jìn)行二次驗(yàn)證，在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析通過(guò)創(chuàng)新投資對(duì)企業(yè)TFP產(chǎn)生影響的傳導(dǎo)路徑中有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)，回歸結(jié)果如表9所示。

表9列（1）是僅包含控制變量的對(duì)企業(yè)TFP產(chǎn)生影響的回歸結(jié)果，可以看到當(dāng)同時(shí)考慮這些控制因素時(shí)，企業(yè)規(guī)模（β=0.4624，plt;0.01）、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率（β=0.2941，plt;0.01）、現(xiàn)金資產(chǎn)比率（β=1.2127，p"lt;0.001）、凈資產(chǎn)報(bào)酬率（β=1.0189，plt;0.05）和企業(yè)年齡（β=0.1704，plt;0.05）均顯著提升企業(yè)TFP。

列（2）增加了自變量企業(yè)債務(wù)融資和調(diào)節(jié)變量政府補(bǔ)貼強(qiáng)度，企業(yè)債務(wù)融資（β=9463，p"lt;0.01）對(duì)企業(yè)TFP有正向影響，與基準(zhǔn)回歸結(jié)論一致，且加入這些變量后列（2）的解釋度較列（1）得到了明顯改善（ΔR2=5.2%）。基于債務(wù)異質(zhì)性假說(shuō)，列（3）數(shù)據(jù)顯示銀行貸款（β=0.5994，p"lt;0.05）與商業(yè)信用（β=1.4279，p"lt;0.01）均能顯著提升企業(yè)TFP，債券融資無(wú)顯著影響，這一結(jié)論與前文基準(zhǔn)回歸一致。

由列（4）和列（5）回歸結(jié)果可得，企業(yè)債務(wù)融資能力能夠顯著提升企業(yè)創(chuàng)新投資（β=0.0071，p"lt;0.1），具有交易型債務(wù)融資特性的銀行貸款（β=-0.0079，p"lt;0.05）負(fù)向影響企業(yè)創(chuàng)新投資，具有關(guān)系型債務(wù)融資特性的商業(yè)信用（β=0.0287，p"lt;0.01）對(duì)創(chuàng)新投資產(chǎn)生正向影響，債券融資對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資無(wú)顯著影響。列（6）顯示企業(yè)創(chuàng)新投資對(duì)企業(yè)TFP具有顯著正向影響，對(duì)比上文基準(zhǔn)回歸結(jié)果，創(chuàng)新投資相關(guān)系數(shù)增加（Δβ=2.2920），說(shuō)明在政府補(bǔ)貼的作用下，創(chuàng)新投資對(duì)企業(yè)TFP的正向影響效果增強(qiáng)。上述結(jié)論同樣與前文基準(zhǔn)回歸一致。

列（7）和列（8）在列（2）和列（3）的基礎(chǔ)上加入了中介變量企業(yè)創(chuàng)新投資，可以看到中介變量與企業(yè)TFP顯著正相關(guān)（β=7.4544，p"lt;0.01），且加入中介變量后，列（7）和列（8）的解釋度較列（2）和列（3）的回歸結(jié)果得到了明顯改善（ΔR2=1.3%，ΔR2=1%）。從列（7）和列（8）回歸結(jié)果還可以看到，中介變量加入后，債務(wù)融資與全要素生產(chǎn)率之間的相關(guān)系數(shù)降低（β=0.8874，p"lt;0.01），說(shuō)明創(chuàng)新投資中介了企業(yè)債務(wù)融資與企業(yè)TFP之間的關(guān)系，假設(shè)H3得到驗(yàn)證。

（二）調(diào)節(jié)效應(yīng)

參考劉建民和薛妍的研究成果［38］，進(jìn)一步探討政府補(bǔ)貼在債務(wù)融資通過(guò)創(chuàng)新投資對(duì)企業(yè)TFP產(chǎn)生影響的傳導(dǎo)路徑中發(fā)揮的非線性調(diào)節(jié)效應(yīng)。表10列（1）、列（2）在表9列（7）、列（8）的基礎(chǔ)上增加了調(diào)節(jié)變量與中介變量的交互項(xiàng)，以及調(diào)節(jié)變量與中介變量平方的交互項(xiàng)，進(jìn)一步檢驗(yàn)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度對(duì)創(chuàng)新投資與全要素生產(chǎn)率相關(guān)性的調(diào)節(jié)效應(yīng)。回歸結(jié)果顯示，政府補(bǔ)貼與創(chuàng)新投資交互項(xiàng)系數(shù)（β=0.0821，p"lt;0.05）與政府補(bǔ)貼平方與創(chuàng)新投資的交互項(xiàng)系數(shù)（β=-0.0213，p"lt;0.05）一正一負(fù)且均顯著，這表明政府補(bǔ)貼對(duì)創(chuàng)新投資與企業(yè)TFP起倒“Ｕ型”調(diào)節(jié)作用。同理，基于債務(wù)異質(zhì)性假說(shuō)，政府補(bǔ)貼與創(chuàng)新投資交互項(xiàng)系數(shù)（β=0.0787，p"lt;0.05）與政府補(bǔ)貼平方與創(chuàng)新投資的交互項(xiàng)系數(shù)（β=-0.0208，p"lt;0.05）一正一負(fù)且均顯著，這表明政府補(bǔ)貼對(duì)創(chuàng)新投資與企業(yè)TFP起倒“Ｕ型”調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H4得到驗(yàn)證。上述結(jié)論說(shuō)明當(dāng)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度較弱時(shí)，對(duì)創(chuàng)新投資與全要素生產(chǎn)率具有正向調(diào)節(jié)作用，即隨著政府補(bǔ)貼強(qiáng)度的增加，創(chuàng)新投資對(duì)企業(yè)TFP的正效應(yīng)得到進(jìn)一步強(qiáng)化；當(dāng)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度加大到一定程度時(shí)，對(duì)創(chuàng)新投資與企業(yè)TFP之間的關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用，即隨著政府補(bǔ)貼強(qiáng)度的增加，創(chuàng)新投資對(duì)企業(yè)TFP的正效應(yīng)得到一定程度的減緩甚至扭轉(zhuǎn)。

為進(jìn)一步研究政府補(bǔ)貼強(qiáng)度的調(diào)節(jié)拐點(diǎn)，本文參考趙炎等做法［39］將表10列（1）、列（2）的回歸結(jié)果標(biāo)準(zhǔn)化，回歸結(jié)果為表10列（3）、列（4）所示，根據(jù)回歸結(jié)果得到標(biāo)準(zhǔn)化回歸方程如下式（6）、式（7）所示。其中，RD表示創(chuàng)新投資，DS表示政府補(bǔ)貼強(qiáng)度，TFP表示企業(yè)全要素生產(chǎn)率，將回歸方程中含有創(chuàng)新投資（RD）的變量合并同類(lèi)項(xiàng)，該項(xiàng)系數(shù)為式（8）、式（9）。

債務(wù)融資：TFP=η0+η1RD+η2DS+η3DS2+η4RD×DS+η5RD×DS2（6）

異質(zhì)債務(wù)：TFP=θ0+θ1RD+θ2DS+θ3DS2+θ4RD×DS+θ5RD×DS2（7）

債務(wù)融資：TFP=η1+η4DS+η5DS2（8）

異質(zhì)債務(wù)：TFP=θ1+θ4DS+θ5DS2（9）

其中標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)η1=0.1444、η4="0.0909、η5=-0.0236、θ1=0.1306、θ4="0.0871、θ5=-0.0230，將回歸系數(shù)分別帶入方程式（8）、式（9），通過(guò)origin繪制政府補(bǔ)貼強(qiáng)度的倒“U型”調(diào)節(jié)效應(yīng)圖，如圖1二維圖所示，標(biāo)準(zhǔn)化后政府補(bǔ)貼強(qiáng)度的取值范圍為［-0.8065，"6.5248］，創(chuàng)新投資與企業(yè)TFP的取值范圍分別是［-0.9998，5.4688］和［-2.2321，"2.0570］。由此可以看出，在政府補(bǔ)貼強(qiáng)度范圍內(nèi)（如圖1二維圖陰影部分所示）存在極值點(diǎn)（1.9258，0.2319）、（1.8935，0.2131），在極值點(diǎn)左側(cè)，政府補(bǔ)貼對(duì)與創(chuàng)新投資與企業(yè)TFP之間的正向關(guān)系具有促進(jìn)作用，在極值點(diǎn)右側(cè)，政府補(bǔ)貼過(guò)高反而會(huì)削弱創(chuàng)新投資對(duì)企業(yè)TFP的正向影響。

由上述可知，無(wú)論何種債務(wù)融資方式，政府補(bǔ)貼強(qiáng)度對(duì)創(chuàng)新投資與企業(yè)TFP之間的關(guān)系都具有倒“U型”調(diào)節(jié)效應(yīng)，且調(diào)節(jié)作用極度相似，因此，下文分析不再考慮債務(wù)融資的異質(zhì)性。將表10列（3）的回歸結(jié)果帶入式（6），利用origin繪制創(chuàng)新投入與政府補(bǔ)貼強(qiáng)度對(duì)企業(yè)TFP的交互作用三維圖，如圖1三維圖所示，起初創(chuàng)新投資與企業(yè)TFP的關(guān)系斜率不斷提升，表明政府補(bǔ)貼強(qiáng)度的增加能夠強(qiáng)化創(chuàng)新投入對(duì)企業(yè)TFP的正向影響，然而，當(dāng)超過(guò)一定閾值后，創(chuàng)新投資與企業(yè)TFP的關(guān)系開(kāi)始斜率下降，并有逐漸對(duì)企業(yè)TFP產(chǎn)生負(fù)向影響的趨勢(shì)，表明政府補(bǔ)貼削弱了創(chuàng)新投資對(duì)企業(yè)TFP的正向影響。

上述研究進(jìn)一步探討了在債務(wù)融資與企業(yè)TFP增長(zhǎng)路徑中存在的有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。在臨界閾值內(nèi)，政府補(bǔ)貼通過(guò)降低創(chuàng)新項(xiàng)目的資金成本和邊際風(fēng)險(xiǎn)，為債務(wù)融資引導(dǎo)的創(chuàng)新投資提供了一個(gè)較為寬松的外部財(cái)政環(huán)境，增強(qiáng)了融資杠桿效應(yīng)在促進(jìn)研發(fā)支出和創(chuàng)新產(chǎn)出方面的作用。然而，補(bǔ)貼水平超過(guò)特定閾值后，過(guò)度依賴(lài)政策補(bǔ)貼的傾向會(huì)引發(fā)道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇問(wèn)題，削弱企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)投資的內(nèi)在動(dòng)力，降低債務(wù)融資對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的激勵(lì)效用，此時(shí)補(bǔ)貼的邊際效應(yīng)遞減，反而會(huì)導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新資源的錯(cuò)配和創(chuàng)新效率的下降，進(jìn)而對(duì)企業(yè)TFP構(gòu)成負(fù)面影響。因此，合理調(diào)節(jié)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度，確保其在促進(jìn)債務(wù)融資效率轉(zhuǎn)化為企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)能方面發(fā)揮積極而有效的作用，對(duì)提升企業(yè)TFP和維護(hù)企業(yè)健康的創(chuàng)新生態(tài)至關(guān)重要。

圖1"政府補(bǔ)貼強(qiáng)度倒“U型”調(diào)節(jié)效應(yīng)

六、結(jié)論與政策建議

推動(dòng)企業(yè)TFP的提升是加快企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)、推進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的有效之舉。本文以2018—2022年我國(guó)A股市場(chǎng)上市公司為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了企業(yè)異質(zhì)性債務(wù)融資、創(chuàng)新投資與企業(yè)TFP之間的關(guān)系，最終得出以下主要結(jié)論：

第一，企業(yè)債務(wù)融資顯著促進(jìn)企業(yè)TFP，其中關(guān)系型債務(wù)正向影響企業(yè)TFP，交易型債務(wù)負(fù)向影響企業(yè)TFP。銀行貸款作為弱關(guān)系型債務(wù)融資，雖無(wú)顯著相關(guān)性，但其與企業(yè)TFP的相關(guān)系數(shù)為正，商業(yè)信用作為關(guān)系型債務(wù)融資支持企業(yè)TFP的提升，債券融資作為交易型債務(wù)融資抑制企業(yè)TFP的提升?？紤]到資本結(jié)構(gòu)的多樣性，企業(yè)不同融資形式間存在相互作用，因此，在對(duì)債務(wù)融資組合進(jìn)行研究時(shí)發(fā)現(xiàn)，銀行貸款與企業(yè)TFP的正相關(guān)關(guān)系顯著，根據(jù)信號(hào)效應(yīng)，這可能是由于商業(yè)信用向外界傳遞了有關(guān)企業(yè)信用和財(cái)務(wù)狀況的信號(hào)，從而提升企業(yè)的信用度，通過(guò)增強(qiáng)銀企關(guān)系，進(jìn)一步的強(qiáng)化了銀行貸款的關(guān)系型融資屬性，提升企業(yè)TFP；債券融資與企業(yè)TFP之間雖然其相關(guān)性下降，但是相關(guān)系數(shù)由負(fù)轉(zhuǎn)為正，這可能由于多元化的融資結(jié)構(gòu)與銀行貸款、商業(yè)信用所表現(xiàn)的積極信號(hào)效應(yīng)提供了更為詳細(xì)、穩(wěn)定和完整的信息，中和了債券融資所帶來(lái)信息不對(duì)稱(chēng)負(fù)面效應(yīng)，即多元化的融資結(jié)構(gòu)增強(qiáng)了信息透明度，緩解了債務(wù)融資帶來(lái)的信息不對(duì)稱(chēng)性問(wèn)題，進(jìn)而對(duì)企業(yè)TFP產(chǎn)生積極影響。

第二，關(guān)系型債務(wù)融資促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投資，交易型債務(wù)融資抑制企業(yè)創(chuàng)新投資，并且創(chuàng)新投資中介作用于債務(wù)融資與企業(yè)TFP之間的關(guān)系。不考慮異質(zhì)債務(wù)的影響，其傳導(dǎo)路徑為債務(wù)融資的提升通過(guò)對(duì)創(chuàng)新投資產(chǎn)生積極影響進(jìn)而提高企業(yè)TFP?？紤]債務(wù)異質(zhì)性假說(shuō)，異質(zhì)性債務(wù)融資對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資作用差異較大，表現(xiàn)為交易型債務(wù)融資的銀行貸款對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資有顯著抑制作用，債券融資也表現(xiàn)出創(chuàng)新抑制效應(yīng)，體現(xiàn)了交易型債務(wù)融資難以促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投資；商業(yè)信用則表現(xiàn)為顯著促進(jìn)作用，說(shuō)明關(guān)系型債務(wù)融資能有效支持企業(yè)創(chuàng)新投資活動(dòng)。

第三，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系具有倒“U型”調(diào)節(jié)效應(yīng)，一定水平的政府補(bǔ)貼能夠降低企業(yè)創(chuàng)新成本，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新投資的積極性，顯著加強(qiáng)債務(wù)融資通過(guò)創(chuàng)新投資對(duì)企業(yè)TFP的正向影響。但是過(guò)高的政府補(bǔ)貼反而會(huì)適得其反，當(dāng)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度高于1.9時(shí)，企業(yè)自主創(chuàng)新的動(dòng)力被削弱，最終造成企業(yè)更關(guān)注如何獲取補(bǔ)貼而非提升創(chuàng)新競(jìng)爭(zhēng)力的問(wèn)題，從而削弱債務(wù)融資對(duì)企業(yè)TFP的積極貢獻(xiàn)。

基于上述結(jié)論，本文提出以下兩點(diǎn)政策建議：

第一，拓寬我國(guó)企業(yè)債務(wù)融資渠道，為塑造更多發(fā)展新動(dòng)能提供有效資金支持。首先，打破銀行融資主導(dǎo)地位，多元化債務(wù)融資渠道。大力發(fā)展債券市場(chǎng)，出臺(tái)具體措施鼓勵(lì)企業(yè)通過(guò)公開(kāi)市場(chǎng)發(fā)行債券，包括簡(jiǎn)化發(fā)行程序、降低發(fā)行成本和提供稅收優(yōu)惠，對(duì)首次在市場(chǎng)上發(fā)行企業(yè)債的公司，給予一定期限的所得稅減免或者提供一次性財(cái)政補(bǔ)貼；其次，破除市場(chǎng)分割，通過(guò)立法或政策引導(dǎo)消除行業(yè)和地區(qū)間的融資壁壘，合理放寬跨地區(qū)發(fā)行債券條件、提高跨行業(yè)投資的便利性，推動(dòng)建設(shè)金融產(chǎn)品和服務(wù)的全國(guó)統(tǒng)一市場(chǎng)；再次，優(yōu)化債務(wù)融資結(jié)構(gòu)，鼓勵(lì)企業(yè)根據(jù)自身發(fā)展階段和資金需求，合理配置銀行貸款、商業(yè)信用、債券融資等多種融資方式，通過(guò)提供市場(chǎng)信息服務(wù)、開(kāi)展財(cái)務(wù)管理培訓(xùn)等方式，幫助中小企業(yè)優(yōu)化債務(wù)結(jié)構(gòu)；最后，引導(dǎo)金融機(jī)構(gòu)創(chuàng)新信貸方式，開(kāi)發(fā)知識(shí)產(chǎn)權(quán)質(zhì)押、創(chuàng)新債券等新型債務(wù)融資工具，提高債務(wù)融資可得性，提供必要的咨詢(xún)和技術(shù)支持服務(wù)，旨在降低交易型債務(wù)融資對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資的抑制作用，確保新型融資工具能夠有效地達(dá)到預(yù)期目標(biāo)。

第二，精準(zhǔn)施策政府補(bǔ)貼，為企業(yè)新技術(shù)的開(kāi)發(fā)和生產(chǎn)效率的提升提供良好制度環(huán)境。政府補(bǔ)貼應(yīng)側(cè)重于激發(fā)企業(yè)的內(nèi)在創(chuàng)新潛能，通過(guò)補(bǔ)貼支持基礎(chǔ)研發(fā)活動(dòng)、鼓勵(lì)企業(yè)與研究機(jī)構(gòu)合作等方式，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新能力的提升。同時(shí)建立創(chuàng)新支持機(jī)制，如研發(fā)基金、技術(shù)創(chuàng)新獎(jiǎng)勵(lì)等引導(dǎo)企業(yè)重視長(zhǎng)期的技術(shù)積累和產(chǎn)品創(chuàng)新，促進(jìn)企業(yè)TFP的持續(xù)增長(zhǎng)。

企業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)需要科學(xué)有效的政策支持，除上述提供適當(dāng)政府補(bǔ)貼外，還需精準(zhǔn)布局創(chuàng)新鏈，發(fā)揮其對(duì)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)鏈的支撐作用，把創(chuàng)新成果及時(shí)高效地轉(zhuǎn)變?yōu)楫a(chǎn)業(yè)活動(dòng)。首先，在創(chuàng)新領(lǐng)域，加快建設(shè)研發(fā)應(yīng)用中心，建立研發(fā)基金，促進(jìn)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)、未來(lái)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新項(xiàng)目的推進(jìn)，加速創(chuàng)新鏈與產(chǎn)業(yè)鏈的深度融合；其次，在創(chuàng)新主體方面，激發(fā)企業(yè)自主創(chuàng)新的積極性，加速科研成果的轉(zhuǎn)化；最后，在監(jiān)管方面，完善知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的相關(guān)法規(guī)，確保公平競(jìng)爭(zhēng)和保護(hù)投資者權(quán)益，增加對(duì)專(zhuān)利技術(shù)保護(hù)的相關(guān)條例，提高市場(chǎng)透明度。

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Heterogeneous"Debt"Financing"and"Corporate"TFP："A"Test"from"the"Perspective

of"Innovation"Investment"and"Government"Subsidies

JI"Xinlong，"SONG"Yafeng

（School"of"Finance，"Lanzhou"University"of"Finance"and"Economics，"Lanzhou"730020，"Gansu）

Abstract："The"improvement"of"total"factor"productivity"（TFP）"of"enterprises"is"crucial"for"their"transformation，"upgrading，"andnbsp;sustainable"economic"development."This"article"selects"panel"data"of"A-share"listed"companies"from"2018"to"2022，"and"conducts"a"comprehensive"analysis"of"the"impact"of"debt"financing"on"total"factor"productivity"based"on"the"heterogeneous"debt"hypothesis."At"the"same"time，"the"mediating"and"moderating"effects"of"innovation"investment"and"government"subsidies"are"observed."Research"has"found"that"debt"financing"has"a"positive"impact"on"total"factor"productivity"of"enterprises，"with"relational"debt"financing"playing"a"significant"promoting"role"and"transactional"debt"financing"showing"a"inhibitory"effect;"Innovation"investment"has"a"significant"mediating"effect"in"the"transmission"path"of"debt"financing"on"total"factor"productivity"of"enterprises;"Government"subsidies"have"an"inverted"U-shaped"moderating"effect"on"the"relationship"between"innovation"investment"and"total"factor"productivity"of"enterprises，"and"this"positive"moderating"effect"is"weakened"when"the"intensity"of"government"subsidies"exceeds"a"certain"value."In"the"new"era，"to"promote"the"improvement"of"total"factor"productivity"of"enterprises"and"accelerate"their"transformation"and"upgrading，"it"is"necessary"to"broaden"the"channels"for"enterprise"debt"financing，"especially"to"play"a"good"leading"role"of"the"government.

Key"words：heterogeneity"debt"financing;innovation"investment;total"factor"productivity;government"subsidies

（責(zé)任編輯：周正）