袁禮+國勝鐵

摘要：傳統(tǒng)資本結構理論重點關注融資結構對企業(yè)融資成本的影響，并未考察融資結構差異對生產(chǎn)率增長的作用。本文基于戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)上市公司的面板數(shù)據(jù)，利用Malmquist指數(shù)方法測度全要素生產(chǎn)率，檢驗不同融資結構與生產(chǎn)率增長的關系。結果顯示：戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的融資偏好并不符合傳統(tǒng)融資優(yōu)序，其偏好順序依次為債權融資、股權融資和內(nèi)源融資，并且從時間序列數(shù)據(jù)上逐漸偏向于債權融資；戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的全要素生產(chǎn)率變化主要來源于技術進步率的影響，而技術效率作用較??；隨著債權融資比重的增加，債權融資對技術水平提升有加速作用，但對技術效率卻存在“最優(yōu)結構值”，即超過“最優(yōu)結構值”后債權融資對技術進步的正向作用效應小于技術效率的負向作用，最終將抑制全要素生產(chǎn)率的增長。

關鍵詞：戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)；融資偏好；生產(chǎn)率；債權融資

中圖分類號：F1243；F0612文獻標識碼：B

一、引言

有效推動戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展是加快產(chǎn)業(yè)結構調整和經(jīng)濟發(fā)展方式轉變的關鍵一環(huán)。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展較大程度依賴于其自身的核心技術水平和創(chuàng)新能力，但我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)尚處于發(fā)展初期，既具有較大的發(fā)展?jié)摿褪袌鲂枨?，同時又需要大量的資金投入研發(fā)核心技術和開發(fā)新產(chǎn)品。不同的資本來源由于其約束條件差異，投資項目的利潤、風險以及資本所有者的管理與監(jiān)督權力不同，對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的作用存在明顯差異。從微觀層面上看，企業(yè)融資方式差異直接影響公司成本，而融資方式的難易程度及其面臨的風險、各類融資方式的資金規(guī)模與其在公司資本結構中所占的比重都影響公司的技術研發(fā)成本和研發(fā)投入，因而合理設計融資結構對戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展和我國產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級至關重要。

早期經(jīng)典的融資理論可以概括為以下三個階段的資本結構理論：一是以Durand（1952）為代表人物的傳統(tǒng)資本結構理論；二是以Modigliani 和Miller（1958）的資本結構無關論為基礎衍生出的權衡理論（Myers， 1984），即現(xiàn)代資本結構理論；三是包括代理成本理論（Jensen and Meckling，1976）和融資優(yōu)序理論（Myers and Majluf， 1984）等在內(nèi)的新資本結構理論。近年來，學者們開始采用實證方法研究融資偏好和資本結構的影響因素等問題。Baker和Wurgler（2002）認為企業(yè)選擇何種資本結構是市場變化的積累性結果，而股票價格對資本結構的影響存在長期持續(xù)效應，但長期內(nèi)融資偏好主要取決于目標負債率（Kayhan and Titman， 2007）。Hovakimian et al（2004）認為企業(yè)負債率是其成本和收益的函數(shù)，隨股權價格和企業(yè)獲利能力的變化而變化。Kim和Weisbach（2008）認為西方資本結構理論并不能解釋中國上市公司融資偏好問題，西方國家的資本結構特征與中國也存在明顯差異。黃少安和張崗（2001）將我國上市公司對股權融資的偏好歸因于股權融資成本低于債權融資成本。陸正飛和葉康濤（2004）則認為融資成本并不能完全解釋上市公司偏好股權融資；我國企業(yè)偏向于股權融資的根本原因是股權融資不存在股權稀釋和股價下降的風險，這有別于發(fā)達國家高效的資本市場（許東亮，2006）；企業(yè)資本規(guī)模、現(xiàn)金流、股東控股比率和凈資產(chǎn)收益率都是其影響因素（肖澤忠和鄒宏，2008）。

關于融資結構與企業(yè)生產(chǎn)效率的關系，國內(nèi)也有少量文獻予以關注。王偉（2012）認為我國金融深化程度較低，民營企業(yè)的融資約束較大，這影響了其對各類融資方式的偏好，最終將制約我國民營企業(yè)生產(chǎn)率的提高。何光輝和楊咸月（2012）利用制造業(yè)上市公司的面板數(shù)據(jù)，將上市公司分為民營企業(yè)和國有企業(yè)兩類，運用GMM方法分析了融資約束對生產(chǎn)率的影響，結果顯示民營企業(yè)生產(chǎn)率的提高受到內(nèi)源融資約束的制約，但受外源融資的影響更大。而陳剛等（2009）則發(fā)現(xiàn)銀行對私人部門貸款的增加對全要素生產(chǎn)率的正向影響并沒有達到預期的顯著性，因此放寬銀行信貸約束的作用并不大。朱英杰（2012）進一步考察了生產(chǎn)率和融資約束以及二者的交互效應對于異質性企業(yè)出口競爭力的影響，結論顯示提高生產(chǎn)率對于企業(yè)出口競爭力的提升作用是以其融資水平為基礎的?？梢姡谫Y約束是企業(yè)生產(chǎn)率變化的關鍵因素，優(yōu)化企業(yè)的融資結構將有助于促進產(chǎn)業(yè)技術升級。那么，何種融資結構為最優(yōu)結構而促進企業(yè)生產(chǎn)率提升？學者們認為，各類融資方式的融資效率、治理成本和金融風險有所不同且各有弊益，企業(yè)的融資結構應當是各類融資形式的有機組合而非完全偏向于一種融資方式（宋增基等，2002；秦奮等，2003）。

綜上，盡管大量文獻關注公司融資偏好及不同融資形式的成本和風險等問題，但對于融資偏好與戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率關系特別是最優(yōu)融資結構問題的研究卻相對匱乏。我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)存在何種融資偏好？什么樣的融資結構更有助于提升企業(yè)生產(chǎn)率？是否存在最優(yōu)的融資結構？這些問題的研究將有助于優(yōu)化融資結構和提高資金使用效率，促進我國戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)的規(guī)?；l(fā)展?；诖耍疚臄M分析我國戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)的融資偏好，考察不同融資偏好對產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的作用以及是否存在最優(yōu)的融資結構。本文的創(chuàng)新之處在于，首次檢驗了戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)融資偏好與產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的關系，并將生產(chǎn)率分解分類考察其與融資偏好的作用關系，回答了我國戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展是否存在其最優(yōu)融資結構的問題。

二、我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司融資偏好的數(shù)據(jù)特征

上市公司的主要融資方式有：（1）以盈余公積和未分配利潤進行積累的內(nèi)源融資；（2）以還本付息作為條件進行借款的債權融資；（3）通過出讓公司股權引入股東的股權融資。為準確考察我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司①的融資偏好，本文選取我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)題材股2002-2011年的面板數(shù)據(jù)，最終涉及戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)個股67個，樣本數(shù)據(jù)670個，所有數(shù)據(jù)均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫。我們篩選股票的標準是：（1）剔除ST股票，即境內(nèi)上市公司兩年內(nèi)連續(xù)虧損，需要進行特別的個股；（2）剔除數(shù)據(jù)年份不全的個股。endprint

本文設定如下3個反映上市公司融資偏好的指標：（1）債權融資比重Debt，為上市公司當年流動負債總額和長期負債總額之和除以當年資產(chǎn)總額。債務融資比重越大表明上市公司越偏向于通過借款發(fā)債進行融資。（2）股權融資比重Equity，等于上市公司所有者權益與盈余公積、未分配利潤的增加值之差占當年資產(chǎn)總額的比重。該指標越高則說明上市公司傾向于通過配股進行融資。（3）內(nèi)源融資比重Intern，為當年上市公司盈余公積與未分配利潤之和與當年資產(chǎn)總額的比值。內(nèi)源融資比重越高則說明公司越偏向于依靠自身資本積累進行融資。

由表1可知，我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)債權融資、股權融資和內(nèi)源融資比重的均值分別為05035、01811和00898，表明戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司偏向于債權融資，其次是股權融資，內(nèi)源融資排在第三位。同時，債權融資比重的標準差為01805，居三個指標之首，說明戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)上市公司債權融資的離散程度較高，公司之間的差異較大。而根據(jù)三類融資形式所占比重的均值，我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司融資偏好并不符合融資優(yōu)序理論。

一般而言，公司偏好于何種融資形式，取決于各種融資形式的成本與收益之間的權衡以及不同融資形式的難易程度和融資規(guī)模。從成本角度出發(fā)，不同融資偏好將影響公司期間費用，股權融資易產(chǎn)生代理成本而提高管理費用，而選擇債權融資時債權方的監(jiān)督行為和負債壓力將迫使管理者提高管理效率，但還本付息會產(chǎn)生較高的財務費用。從收益角度考慮，股權融資中股東參與利潤分配而債權融資中債權方收取固定利息。此外，公司基于融資約束采用不同融資方式的難易程度和融資規(guī)模也是影響資本結構的原因之一。當前，為促進經(jīng)濟發(fā)展方式轉變和產(chǎn)業(yè)結構調整，國家重點扶持戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展，推出了稅收和信貸等優(yōu)惠政策，因而戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)更是偏好于債權融資，并將其投資于風險較高的科技研發(fā)項目，這與表1數(shù)據(jù)揭示的現(xiàn)象相吻合。

為更進一步了解戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)上市公司融資偏好的動態(tài)變化趨勢，本文利用Kernel核密度函數(shù)觀察其融資偏好的變化。圖1-圖3分別為67個戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司債權融資、股權融資和內(nèi)源融資在2002、2007和2011年的核密度分布圖。由圖1可知，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司債權融資的核密度分布在2002-2011年間峰值基本保持不變，且從左偏逐漸轉向右偏，表明債券融資比重的均值逐年提高。圖2中股權融資的核密度分布圖從2002年到2011年逐漸向左偏移，這說明戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)股權融資的均值逐漸減小，股權融資偏好逐漸減弱。圖3內(nèi)源融資的峰值由2002年到2007年顯著下降，且逐漸向右偏移，表明內(nèi)源融資的集中度下降和均值增加。綜上所述，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司自2002年以來對三種融資形式的偏好都有一定程度的變化，并逐漸偏向于債權融資，而對股權融資的偏好趨弱；同時，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)債權融資和股權融資核密度分布圖的離散程度基本保持不變，但內(nèi)源融資的集中度有所下降。

三、戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率變化態(tài)勢

為測度我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率變化態(tài)勢，本文應用非參數(shù)方法測算戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率，并將Malmquist指數(shù)分解成為技術效率改善（technical effiency change）和技術進步率（technological change）兩個指數(shù)。全要素生產(chǎn)率、技術效率改善和技術進步率三個指數(shù)均為當年值與上年值的對比，若大于1則表示當年值與上一年度相比有所提高，小于1則表示下降，等于1表示則表示不變。

本文將上市公司的主營業(yè)務收入作為產(chǎn)出，以固定資產(chǎn)凈值、主營業(yè)務成本、支付給職工和為職工支付的現(xiàn)金作為要素投入。其中，固定資產(chǎn)凈值能夠反映公司的資本投入，主營業(yè)務成本是公司經(jīng)營主營業(yè)務的成本，而使用支付給職工和為職工支付的現(xiàn)金而非員工數(shù)量作為勞動力投入，是因為前者是勞動力投入的貨幣化指標，比后者更為直接和有效。此外，上述指標均為經(jīng)過價格指數(shù)平減的真實值。

表2為根據(jù)67個上市公司計算的我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)2002-2011年全要素生產(chǎn)率TFP的變化趨勢。由表2可知，我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的全要素生產(chǎn)率（TFP）的變化受技術效率改善（TE）和技術進步率（TC）兩個分項指標綜合作用的影響。2002-2007年我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率呈上升趨勢，說明在此期間要素投入的生產(chǎn)率不斷提高；此后，受全球金融危機影響投資不足難以維持高技術增長，產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率有小幅回落；近兩年來伴隨經(jīng)濟復蘇全要素生產(chǎn)率逐步回升到1左右。我國全要素生產(chǎn)率2002-2011年的平均值為1005，這說明我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率整體在提升，技術效率改善，技術水平也不斷提高。同時，我們注意到，2002-2007年全要素生產(chǎn)率的提升主要是技術進步率提高的作用，而2009-2011年全要素生產(chǎn)率的變動則更多地依賴于技術效率的改善。2004-2007年間我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的技術進步率TP一直保持在1以上且有不斷走強的趨勢，這表明在此期間產(chǎn)業(yè)的技術進步率穩(wěn)步攀升，而自2008年起，技術進步率的波動性較大，在1上下交替波動。技術效率的變化則與技術進步率變化呈現(xiàn)此消彼長的特征，2002-2006年持續(xù)走低，技術效率持續(xù)惡化，而自2007年開始亦是在1上下波動，但與技術進步率的變化方向相反。

四、融資偏好與生產(chǎn)率關系檢驗

本文利用我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的面板數(shù)據(jù)，對產(chǎn)業(yè)的融資偏好與生產(chǎn)率的關系進行實證分析。我們構建戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司技術進步態(tài)勢影響因素的模型，將其它非融資偏好的影響因素作為控制變量引入到模型中。

TECHPi，t=α+β1FINi，t+β2MANi，t+β3PATi，t+δi+γt+μi，t（2）

（2）式中，被解釋變量TECHP選擇三個指標，分別是全要素生產(chǎn)率TFP，技術進步率TC和技術效率改善TE，上述三個指標均是以2002年為基期的定基比指數(shù)。解釋變量包括：（1）上市公司資本結構即融資偏好FIN的三個指標：債權融資比重（Debt）、股權融資比重（Equity）和內(nèi)源融資比重（Intern），分別表示上市公司對于不同類型融資形式的偏好。不同類型融資形式其成本與收益不同，風險程度和融資規(guī)模等都存在差異，因而會影響公司的研發(fā)成本，進而影響其生產(chǎn)率和技術水平。（2）描述上市公司經(jīng)營管理狀況MAN的指標：存貨周轉率iturn和應收賬款周轉率rturn。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的經(jīng)營管理水平對其技術效率的影響也不可忽視，在眾多指標中，我們選擇存貨周轉率iturn表示上市公司的經(jīng)營管理水平，它是銷售成本與平均存貨的比值（平均存貨為期初存貨與期末存貨的平均值），反映公司進出存貨的平均次數(shù)。存貨周轉率越高表示進出存貨的次數(shù)越多，存貨占用水平越低，資金管理效率和營運效率越高，資產(chǎn)變現(xiàn)能力越強。應收賬款周轉率rturn反映的是上市公司營銷過程中的管理水平，表示公司年度內(nèi)應收賬款轉化為現(xiàn)金的次數(shù)，等于銷售收入除以平均應收賬款（平均應收賬款為期初應收賬款與期末應收賬款的均值）。上市公司應收賬款周轉率越高，說明應收賬款回收速度快，壞賬可能概率低，公司營銷管理水平高。（3）表征上市研發(fā)能力PAT的指標：無形資產(chǎn)占資產(chǎn)總額的比重。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的核心競爭力來源于其研發(fā)能力，研發(fā)能力的高低直接決定技術進步的態(tài)勢。但上市公司的數(shù)據(jù)中缺乏關于研發(fā)能力的數(shù)據(jù)，而企業(yè)的無形資產(chǎn)中專利技術占很大比重，故本文以無形資產(chǎn)占資產(chǎn)總額的比重近似表征戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的研發(fā)能力。endprint

表3為戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司融資偏好與生產(chǎn)率關系的實證結果，其中公司研發(fā)能力PAT、存貨周轉率iturn、應收賬款周轉率rturn只是作為控制變量引入到模型中，我們重點關注哪種融資方式更適應我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的生產(chǎn)率增長和技術進步。方程①是基于隨機效應的面板數(shù)據(jù)回歸結果，被解釋變量為戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的全要素生產(chǎn)率，而解釋變量為公司的債權融資比重、研發(fā)能力和應收賬款周轉率。其中，上市公司債權融資對其技術進步態(tài)勢的影響是正向，且顯著性水平達到1%；而表示研發(fā)能力的指標系數(shù)為06104，但并不顯著；反映經(jīng)營管理水平的指標應收賬款周轉率的系數(shù)為00007，顯著性水平為10%，這說明上市公司營銷管理效率的提高，有利于提升其生產(chǎn)率。方程②與方程①相比，差別僅在于反映公司管理水平的指標應收賬款周轉率被存貨周轉率替換，存貨周轉率的提升同樣將提升公司的生產(chǎn)率，且顯著性水平達到1%，公司債權融資比重與研發(fā)能力的系數(shù)符號與顯著性水平與①差別不大。

方程③和④的被解釋變量和解釋變量都與方程①和②一致，差別僅在于回歸方程基于固定效應而非隨機效應，而各個解釋變量系數(shù)的符號和顯著性都保持穩(wěn)定，但根據(jù)兩組方程Hausman檢驗的結果來看，均接受隨機效應模型的原假設，因此我們認為用隨機效應模型能夠更好地擬合戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的面板數(shù)據(jù)，故其后的方程均使用隨機效應模型。方程⑤和⑥是將①和②中的債權融資比重替換為股權融資比重，以對比不同的融資方式對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的影響。方程⑤和⑥中，公司研發(fā)能力對其生產(chǎn)率的影響仍然為正，且顯著性水平上升到10%；而反映公司經(jīng)營管理狀況的應收賬款周轉率和存貨周轉率的指標對生產(chǎn)率的提升與之前的結果基本保持一致。但我們發(fā)現(xiàn)股權融資比重的系數(shù)符號為負，且在方程⑤和⑥中股權融資比重的系數(shù)分別為-0317和-03295，這表明隨著股權融資比重的提升，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的全要素生產(chǎn)率不升反降。方程⑦和⑧則使用內(nèi)源融資比重作為解釋變量，其系數(shù)符號為負，但未達到顯著性水平，說明內(nèi)源融資對公司生產(chǎn)率雖然有負向影響但并不顯著。而上市公司經(jīng)營管理狀況以及研發(fā)能力對其全要素生產(chǎn)率的影響基本與之前結果的差別不大。

綜合上述①-⑧，我們得到以下結論：債權融資比重的提高有利于提升上市公司全要素生產(chǎn)率，而股權融資和內(nèi)源融資對全要素生產(chǎn)率的影響是負向的。可能的原因是在我國當前的經(jīng)濟形勢和信用環(huán)境中，隨著債權融資的引入，債權人的監(jiān)督及債權比重的提升都有利于提高企業(yè)的經(jīng)營效率，最終提升戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的生產(chǎn)率。而戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)的股權融資對產(chǎn)業(yè)技術進步發(fā)展并未發(fā)揮正向作用，主要原因在于相對于債權融資而言，戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)的股權融資規(guī)模和比重低，投資者從融資的成本和收益考察，并不愿選擇具有較高技術研發(fā)和市場需求風險的戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)，因而股權融資方式并不利于提升戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率?？梢姡谌N融資方式中對債權融資的偏好有助于促進戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的增長。

為探究債權融資對生產(chǎn)率的作用機制，我們將生產(chǎn)率分解為技術效率和技術進步率后再分類回歸，并將債權融資比重二次項引入式（2），以檢驗戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)最優(yōu)融資結構的存在性。我們認為，若單位債權融資比重提升對生產(chǎn)率的促進作用逐漸減弱，則表明債權融資對生產(chǎn)率的促進作用存在最優(yōu)融資結構，回歸結果見表4。方程①和②的因變量為生產(chǎn)率TFP，解釋變量與表3中方程①和②的解釋變量相同，僅加入了債權融資比重的二次項。結果顯示債權融資比重一次項Debt對生產(chǎn)率的作用為正且在5%的水平上顯著，二次項Debt2的系數(shù)均為負但未達到顯著性水平，其它解釋變量對全要素生產(chǎn)率TFP的作用均與表3結果基本一致，說明債權融資對生產(chǎn)率作用可能存在最優(yōu)結構，二次項為負但不顯著亦表明債權融資偏好對全要素生產(chǎn)率組成分的作用可能存在差異。將方程①和②中的被解釋變量分別替換為技術進步率TP和技術效率改善TE，由此得方程③-⑥。在方程③和④中，其它解釋變量的符號均與前相同，而債權融資的一次項和二次項系數(shù)均為正但未達到10%的顯著性水平，表明債權融資對技術進步促進作用明顯，即債權融資比重增加將提升技術水平，而二次項為正說明伴隨債權融資的增長技術水平將呈現(xiàn)加速增長趨勢，吻合技術進步規(guī)模效應遞增的發(fā)展事實。在方程⑤和⑥中，債權融資比重一次項的系數(shù)為正數(shù)且顯著性水平為10%，說明債權融資主要通過提升技術效率方式改善要素配置促進生產(chǎn)率增長；其二次項系數(shù)為負且顯著性水平為10%，則表明債權融資對技術效率的作用效應不能無限提升，債權融資比重升高最終將減緩技術效率改善的速度，即債權融資應有“最優(yōu)結構值”，一旦超過其最優(yōu)比重會因為債務資本特性而抑制技術效率改善。原因在于債權方基于避免本金受損和獲取利息考慮將監(jiān)督管理者，對管理者監(jiān)督和風險控制將有利于公司技術效率改善，但隨著債權融資進一步增加，資產(chǎn)負債率過高使財務費用支出加大，從而抑制其技術效率的改善。綜合而言，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司對債權融資的偏好可以有效提升其生產(chǎn)率，但伴隨著債權融資比重的增加，債權融資對技術水平提升有加速作用，而對技術效率的作用卻存在“最優(yōu)結構值”，即超過“最優(yōu)結構值”后債權融資對技術進步的正向效應將小于技術效率的負向作用，最終將抑制生產(chǎn)率的增長。

五、結論

本文利用戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的面板數(shù)據(jù)，分析了產(chǎn)業(yè)融資偏好特征及其生產(chǎn)率的變化態(tài)勢，并考察了戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)融資偏好和生產(chǎn)率關系，結論如下：（1）戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的融資偏好并不符合融資優(yōu)序理論。就截面數(shù)據(jù)而言，其偏好的順序依次為債權融資、股權融資和內(nèi)源融資；從時間序列數(shù)據(jù)看，戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)上市公司逐漸偏向于債權融資。（2）戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司的全要素生產(chǎn)率變化主要來源于技術進步率的影響，技術效率作用較小。（3）在三種融資方式中對債權融資的偏好將有助于提升戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率。值得注意的是，伴隨著債權融資比重的增加，債權融資對技術效率存在“最優(yōu)結構值”。endprint

注釋：

①根據(jù)經(jīng)濟結構優(yōu)化和經(jīng)濟增長質量要求，國務院提出我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展的七大重點領域為：節(jié)能環(huán)保、新興信息產(chǎn)業(yè)、生物產(chǎn)業(yè)、新能源、新能源汽車、高端裝備制造業(yè)和新材料。

參考文獻：

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[6]陸正飛，葉康濤.中國上市公司股權融資偏好解析-偏好股權融資就是緣于股權融資低嗎[J].經(jīng)濟研究，2004（4）.

[7]肖澤忠，鄒宏.中國上市公司資本結構的影響因素和股權融資偏好[J].經(jīng)濟研究，2008（6）.

[8]何光輝，楊咸月. 融資約束對企業(yè)生產(chǎn)率的影響-基于系統(tǒng)GMM方法的國企與民企差異檢驗[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2012（5）.

[9]陳剛，李樹，劉櫻. 銀行信貸、股市融資與中國全要素生產(chǎn)率動態(tài)[J].經(jīng)濟評論，2012（6）.

（責任編輯：張曦）endprint

注釋：

①根據(jù)經(jīng)濟結構優(yōu)化和經(jīng)濟增長質量要求，國務院提出我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展的七大重點領域為：節(jié)能環(huán)保、新興信息產(chǎn)業(yè)、生物產(chǎn)業(yè)、新能源、新能源汽車、高端裝備制造業(yè)和新材料。

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（責任編輯：張曦）endprint

注釋：

①根據(jù)經(jīng)濟結構優(yōu)化和經(jīng)濟增長質量要求，國務院提出我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展的七大重點領域為：節(jié)能環(huán)保、新興信息產(chǎn)業(yè)、生物產(chǎn)業(yè)、新能源、新能源汽車、高端裝備制造業(yè)和新材料。

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