黎日榮

(暨南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東 廣州 510632； 浙江樹人大學(xué) 浙江省現(xiàn)代服務(wù)業(yè)研究中心，浙江 杭州 310015)

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企業(yè)融資約束、退出與資源誤配

黎日榮

(暨南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東 廣州 510632； 浙江樹人大學(xué) 浙江省現(xiàn)代服務(wù)業(yè)研究中心，浙江 杭州 310015)

摘要：在理論模型分析的基礎(chǔ)上，得出融資約束通過兩個(gè)渠道增加企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)：一是流動(dòng)性約束；二是使用外部資金需要支付融資成本，這會(huì)提高企業(yè)退出的臨界生產(chǎn)率，從而提高企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)。信貸市場(chǎng)效率的提高使得企業(yè)融資成本降低，迫使低生產(chǎn)率企業(yè)退出市場(chǎng)。進(jìn)一步，使用中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行的實(shí)證檢驗(yàn)表明：融資約束確實(shí)增加了企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)；隨著融資約束程度的增加，企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)加速遞增；信貸市場(chǎng)效率的提高增加了低生產(chǎn)率企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)，隨著生產(chǎn)率的上升，企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)顯著下降。因此，信貸市場(chǎng)效率提高會(huì)優(yōu)化經(jīng)濟(jì)中的資源配置。

關(guān)鍵詞：融資約束；生產(chǎn)率；企業(yè)退出；資源誤配

一、引言及相關(guān)文獻(xiàn)回顧

Melitz(2003)通過生產(chǎn)率的異質(zhì)性解釋企業(yè)退出及出口行為的差異性，認(rèn)為生產(chǎn)率最高的企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)，生產(chǎn)率次之的企業(yè)僅在國(guó)內(nèi)銷售，生產(chǎn)率最低的企業(yè)退出市場(chǎng)，并且隨著高生產(chǎn)率企業(yè)的進(jìn)入和低生產(chǎn)率企業(yè)的退出，資源將得到優(yōu)化配置。然而，Melitz(2003)并沒有考慮企業(yè)融資約束的差異，在考慮融資約束后，企業(yè)退出并非唯一依生產(chǎn)率次序，融資約束同樣會(huì)產(chǎn)生影響。由于融資約束，退出企業(yè)并非是生產(chǎn)率最低的，這破壞了市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的優(yōu)勝劣汰機(jī)制，使“創(chuàng)造性毀滅”作用無法有效發(fā)揮，經(jīng)濟(jì)中存在資源誤置。此現(xiàn)象在金融市場(chǎng)改革和發(fā)展滯后于產(chǎn)品市場(chǎng)的中國(guó)更為典型(Huang,2010)。

中國(guó)的金融體系以銀行為基礎(chǔ)，而國(guó)有銀行又占據(jù)著信貸資源的大部分，通過對(duì)歷年《中國(guó)金融年鑒》的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)可得，1998—2004年工行、中行、建行和農(nóng)行四大國(guó)有銀行的貸款占全國(guó)貸款的57.3%。國(guó)有銀行在信貸資金配置時(shí)會(huì)優(yōu)先考慮國(guó)有企業(yè)，導(dǎo)致國(guó)有企業(yè)的“預(yù)算軟約束”(Boyreau-Debray et al.，2005)。Dollar et al. (2007)、Riedel et al.(2007)均發(fā)現(xiàn)，私營(yíng)企業(yè)投資資金主要來自留存收益、家庭或朋友借款，只有很少部分來自銀行信貸。Song et al.(2011)指出，國(guó)有企業(yè)的投資資金中有多于30%來源于銀行信貸，而私營(yíng)企業(yè)的這一比例少于10%。由此，私營(yíng)企業(yè)普遍面臨融資約束的困境。世界銀行的報(bào)告指出，中國(guó)有75%的非金融上市企業(yè)將融資約束視為企業(yè)發(fā)展的主要障礙，在被調(diào)查的80個(gè)國(guó)家中比例最高(Claessens et al.,2006)。同時(shí)，本文對(duì)中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)1998—2006年的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)也表明，全部樣本企業(yè)的年平均退出比率為16.3%，其中，國(guó)有企業(yè)為22.8%，規(guī)模以上非國(guó)有企業(yè)為15.2%，規(guī)模以下非國(guó)有企業(yè)將有更高的退出比率*從本文的表1可以看出，小企業(yè)的退出概率遠(yuǎn)比大企業(yè)高。?；谏鲜龇治觯疚闹乜疾斓膯栴}為：融資約束是否會(huì)影響企業(yè)的退出行為？融資約束通過什么機(jī)制影響企業(yè)的退出行為？融資約束是否會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)中的資源誤置？

研究企業(yè)退出行為的實(shí)證文獻(xiàn)并不多見。Disney et al.(2003)分析了企業(yè)規(guī)模、年齡對(duì)英國(guó)工業(yè)企業(yè)退出的影響。Falck(2007)研究了區(qū)域條件、產(chǎn)業(yè)特征以及企業(yè)層面的規(guī)模、成長(zhǎng)率、研發(fā)等對(duì)德國(guó)私營(yíng)部門新生企業(yè)生存概率的影響。Yang et al.(2012)考察了改革對(duì)中國(guó)遼寧省機(jī)電制造企業(yè)退出的影響。Lee et al.(2015)探討了商業(yè)周期對(duì)美國(guó)企業(yè)進(jìn)入與退出的影響。Eslava et al.(2013)分析了貿(mào)易自由化對(duì)哥倫比亞企業(yè)退出的影響。簡(jiǎn)澤等(2013)分析了銀行部門的市場(chǎng)化對(duì)中國(guó)企業(yè)退出的影響。馬光榮等(2014)分析了地區(qū)金融契約效率對(duì)中國(guó)企業(yè)退出的影響。簡(jiǎn)澤等(2013)、馬光榮等(2014)的研究均聚焦于金融部門的市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)企業(yè)退出行為的影響。但總體來看，目前鮮有文獻(xiàn)深入微觀層面考察企業(yè)融資約束對(duì)企業(yè)退出的影響，尤其是針對(duì)中國(guó)工業(yè)企業(yè)的分析。

本文的貢獻(xiàn)主要在于：一是分析融資約束對(duì)企業(yè)退出的影響機(jī)制，認(rèn)為一方面企業(yè)使用外部資金需要支付融資成本，這會(huì)提高企業(yè)退出的臨界生產(chǎn)率，增加企業(yè)退出的風(fēng)險(xiǎn)；另一方面當(dāng)企業(yè)面臨流動(dòng)性約束時(shí)，金融市場(chǎng)摩擦可能使企業(yè)無法及時(shí)融入生產(chǎn)成本，這也會(huì)增加企業(yè)退出的風(fēng)險(xiǎn)。二是提煉了融資約束、企業(yè)退出與資源配置的幾個(gè)典型事實(shí)，發(fā)現(xiàn)退出企業(yè)普遍面臨嚴(yán)重的融資約束，退出企業(yè)遠(yuǎn)非是生產(chǎn)率最低的，市場(chǎng)機(jī)制將通過減少低生產(chǎn)率企業(yè)的市場(chǎng)份額使資源得到優(yōu)化配置。三是使用中國(guó)微觀企業(yè)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了融資約束、信貸市場(chǎng)效率對(duì)企業(yè)退出的影響，發(fā)現(xiàn)融資約束確實(shí)增加了企業(yè)退出的風(fēng)險(xiǎn)，并且隨著融資約束程度的增加企業(yè)退出風(fēng)險(xiǎn)加速遞增；信貸市場(chǎng)效率提高增加了低生產(chǎn)率企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)，隨著生產(chǎn)率的提高，企業(yè)退出風(fēng)險(xiǎn)顯著降低，因此，信貸市場(chǎng)效率的提高將顯著減少經(jīng)濟(jì)中的資源誤配。

二、理論模型

(一)企業(yè)生產(chǎn)問題

(1)

Vc(x)為繼續(xù)生產(chǎn)的價(jià)值，它是最大化各期分紅的現(xiàn)值之和；Ve(x0)為企業(yè)退出市場(chǎng)的價(jià)值。其中：

(2)

(3)

于是有：

(4)

(二)企業(yè)退出決策

假定當(dāng)企業(yè)退出市場(chǎng)時(shí)，企業(yè)家在下一期有概率為σ的可能性創(chuàng)辦一個(gè)新企業(yè)。由式(2)知，Vc(x)關(guān)于k、b、cf為連續(xù)可微函數(shù)。于是假定新創(chuàng)辦企業(yè)的值函數(shù)為Vc(0,0,0,w0)，其中，w0為新創(chuàng)辦企業(yè)的初始生產(chǎn)率，由企業(yè)家的才能決定，對(duì)既定的企業(yè)家，w0、x0為既定。企業(yè)退出市場(chǎng)的值函數(shù)為：

(5)

企業(yè)依以下順序作出決策：在期初，有比例為λ的企業(yè)由于外生性沖擊退出市場(chǎng)，所有剩余的企業(yè)確認(rèn)當(dāng)期的生產(chǎn)率沖擊w，狀態(tài)為x的企業(yè)在期末決定是否退出市場(chǎng)。若退出，它的債務(wù)清零，同時(shí)企業(yè)家失去企業(yè)；若繼續(xù)生產(chǎn)，企業(yè)選擇一個(gè)貸款和資本投入量，以及投入固定生產(chǎn)成本進(jìn)入到下一期。滿足以下兩個(gè)條件中的任一條均導(dǎo)致企業(yè)退出市場(chǎng)：

條件一：企業(yè)退出的價(jià)值大于留在市場(chǎng)的價(jià)值，即：

Ve(x0)>Vc(x)

(6)

由式(2)知，Vc(x)關(guān)于貸款利率R′為單調(diào)減函數(shù)，由式(4)知，R′為生產(chǎn)率的單調(diào)減函數(shù)；再結(jié)合式(2)中的生產(chǎn)率可知，Vc(x)是生產(chǎn)率w的單調(diào)增函數(shù)。式(6)左右兩邊相等時(shí)將產(chǎn)生企業(yè)退出的臨界生產(chǎn)率w*，生產(chǎn)率低于該值的企業(yè)退出市場(chǎng)。我們稱在融資約束下企業(yè)生產(chǎn)率低于臨界生產(chǎn)率而退出市場(chǎng)的約束為盈利性約束。

條件二：式(3)所表示的非負(fù)分紅約束沒有得到滿足，即：

g(x)<0

(7)

由g(x)的表達(dá)式可知，即使企業(yè)當(dāng)前利潤(rùn)達(dá)不到非負(fù)分紅條件，企業(yè)依然可以通過增加外部融資(增加b′)獲得流動(dòng)性來滿足非負(fù)分紅條件。故式(7)可以看作是企業(yè)的流動(dòng)性約束。當(dāng)企業(yè)的流動(dòng)性沒有得到滿足時(shí)，企業(yè)被迫退出市場(chǎng)，即使企業(yè)的生產(chǎn)率大于臨界生產(chǎn)率。

由于Vc(x)是g(x)的單調(diào)增函數(shù)，所以無論是通過盈利性約束還是流動(dòng)性約束，企業(yè)生產(chǎn)率、資本存量、負(fù)債和貸款固定成本對(duì)企業(yè)退出的影響機(jī)制都是一樣的。生產(chǎn)率通過兩個(gè)渠道影響企業(yè)的利潤(rùn)：一是生產(chǎn)率越高邊際成本越低，企業(yè)的利潤(rùn)就越高；二是企業(yè)的生產(chǎn)率越高，企業(yè)獲利的可能性就越高，在銀行看來企業(yè)退出的風(fēng)險(xiǎn)就越小，企業(yè)貸款利率就越小，融資成本就越小，利潤(rùn)就越高。企業(yè)的利潤(rùn)越高，企業(yè)的價(jià)值和流動(dòng)性就越高，退出風(fēng)險(xiǎn)就越小?；谝陨戏治?，本文提出：

假說1：企業(yè)的生產(chǎn)率與企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)負(fù)相關(guān)。

由式(4)知，貸款利率R′是貸款固定成本cb的單調(diào)增函數(shù)，于是Vc(x)、g(x)是cb的單調(diào)減函數(shù)，信貸市場(chǎng)越有效率，貸款固定成本就越小，企業(yè)的融資成本就越小，利潤(rùn)就越大，退出風(fēng)險(xiǎn)就越小。然而必須注意到，這種作用僅僅發(fā)生在高效率的企業(yè)。隨著金融市場(chǎng)摩擦減少，銀行收集企業(yè)的信息越來越方便，其只需花費(fèi)很少的固定成本就能甄別出低效率高風(fēng)險(xiǎn)的企業(yè)，從而對(duì)這類企業(yè)設(shè)定更高的貸款利率，提高了低效率企業(yè)的融資成本，增加了它的退出風(fēng)險(xiǎn)。在實(shí)證中我們使用信貸市場(chǎng)效率作為貸款固定成本的代理變量。于是，本文提出：

假說2：信貸市場(chǎng)效率提高會(huì)增加低效率企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)，隨著生產(chǎn)率提高，企業(yè)退出風(fēng)險(xiǎn)將顯著下降。

假說3：企業(yè)的負(fù)債資產(chǎn)率與企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)正相關(guān)。

Arellano et al.(2012)證明，在既定的金融發(fā)展水平、企業(yè)規(guī)模和生產(chǎn)率條件下，企業(yè)的貸款額存在一個(gè)上界，并非企業(yè)愿意接受更高的貸款利率，就一定能得到更多的貸款*具體證明過程，此處不作復(fù)述，可參考Arellano et al.(2012)。。原因在于，在既定企業(yè)規(guī)模和生產(chǎn)率以及貸款有限責(zé)任條件下，當(dāng)貸款規(guī)模增加到一定程度時(shí)，企業(yè)的違約風(fēng)險(xiǎn)會(huì)加速增加，銀行預(yù)期到這種風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，也會(huì)迅速提高貸款利率，從而使企業(yè)的融資成本加速增加，進(jìn)一步提高了企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)。由上面的分析可知，在既定的資本存量規(guī)模k下，隨著負(fù)債b增加，企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)將加速遞增?；诖耍疚奶岢觯?/p>

假說4：企業(yè)的負(fù)債資產(chǎn)率對(duì)企業(yè)退出風(fēng)險(xiǎn)的影響并非線性的，而是隨著負(fù)債資產(chǎn)率的上升，退出風(fēng)險(xiǎn)加速遞增。

三、計(jì)量模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

(一)計(jì)量模型設(shè)定

生存分析方法被廣泛應(yīng)用于企業(yè)退出行為研究(Agarwal et al.,2001；Disney et al.,2003；Falck,2007；Yang et al.,2012)，本文的實(shí)證分析亦采用此法。生存分析的核心概念為風(fēng)險(xiǎn)函數(shù)h(z)，其表示在給定個(gè)體存活到時(shí)間z的條件下，事件發(fā)生在時(shí)間z的瞬時(shí)概率。本文所關(guān)注的風(fēng)險(xiǎn)事件為企業(yè)退出市場(chǎng)，把企業(yè)依然存留在市場(chǎng)定義為存活。盡管企業(yè)退出事件可以發(fā)生在連續(xù)時(shí)間的任何時(shí)刻，但我們所使用的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)是以1年為間隔單位度量的，本文的處理與Esteve-Pérez et al.(2013)類似，使用離散時(shí)間風(fēng)險(xiǎn)模型。具體地，令L表示企業(yè)存活在市場(chǎng)上的時(shí)間長(zhǎng)度，L取值為一系列正整數(shù)z=1，2，3……。一個(gè)企業(yè)在市場(chǎng)上可能有完整的持續(xù)時(shí)間段(記為ci=1)，也可能是右刪失的(記為ci=0)，其中，i表示某個(gè)特定的持續(xù)時(shí)間段。企業(yè)在市場(chǎng)上的生存函數(shù)可定義為：

(8)

(9)

令yik表示企業(yè)退出市場(chǎng)的二值變量，當(dāng)企業(yè)退出時(shí)取值1，否則取值0。當(dāng)企業(yè)在第Li期退出時(shí)，此時(shí)ci=1，對(duì)于k=Li，yik=1,而對(duì)于k

(10)

該表達(dá)式與二值被解釋變量回歸模型的對(duì)數(shù)似然函數(shù)是一樣的，因此包含時(shí)變量的離散時(shí)間風(fēng)險(xiǎn)模型可以用二值被解釋變量模型估計(jì)。本文與Esteve-Pérez et al.(2013)、毛其淋等(2013a)的做法類似，假定離散時(shí)間風(fēng)險(xiǎn)率hik服從互補(bǔ)雙對(duì)數(shù)(complementary log-log)分布，采用cloglog生存模型進(jìn)行估計(jì)，模型設(shè)定為：

c log log(1-hit)=β0+β1ln DAR+β2ln tfp+Xβ+φt+vt+vi+εit

(11)

模型的被解釋變量為企業(yè)是否退出市場(chǎng)的虛擬變量，用Exit表示，當(dāng)企業(yè)在第t期退出時(shí)，Exit=1，否則Exit=0。對(duì)于企業(yè)退出狀態(tài)的確認(rèn)，本文的做法與Disney et al.(2003)、毛其淋等(2013b)相似，如果企業(yè)在第t-1期存在，第t期及之后均不存在，則確認(rèn)企業(yè)在第t-1期退出市場(chǎng)*值得注意的是，在非國(guó)有工業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)只包括規(guī)模以上(銷售收入在500萬元及以上)的企業(yè)，有些退出工業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)的非國(guó)有企業(yè)有可能是由規(guī)模以上變?yōu)橐?guī)模以下，而非直接退出市場(chǎng)，該數(shù)據(jù)庫(kù)提供的信息無法把它們有效識(shí)別，按已有文獻(xiàn)通常的做法(余淼杰，2010；李平 等，2012)，我們依然把它視為退出市場(chǎng)；另外我們的分析表明企業(yè)規(guī)模萎縮是企業(yè)退出前的顯著征兆。。本文的核心解釋變量為企業(yè)融資約束。在實(shí)證分析中，負(fù)債資產(chǎn)率被廣泛用作融資約束的度量(Whited,1992；Harrison et al.,2003；Héricourt et al.,2009)，該比率一方面反映了企業(yè)對(duì)外部資金的依賴程度，比率越高表明企業(yè)越依賴外部資金；另一方面也反映了企業(yè)的融資能力，比率越高意味著企業(yè)可用的相對(duì)抵押品就越少，企業(yè)的融資能力就越弱。本文用負(fù)債總額與固定資產(chǎn)凈值的比率(取對(duì)數(shù))ln DAR作為企業(yè)融資約束的代理變量，這也與本文的理論推導(dǎo)一致。使用OP法(Olley et al.，1996)估算全要素生產(chǎn)率(取對(duì)數(shù))ln tfpop。式(11)中，X為控制變量，其中，企業(yè)層面的控制變量具體包括：企業(yè)規(guī)模，用資產(chǎn)總額的對(duì)數(shù)值ln asset度量；企業(yè)年齡(取對(duì)數(shù))ln age；企業(yè)的資本密集度K intensity；國(guó)有企業(yè)虛擬變量SOEs。二位碼行業(yè)層面的控制變量包括：國(guó)內(nèi)競(jìng)爭(zhēng)度，用赫芬達(dá)爾指數(shù)HHI來度量；對(duì)外開放度openness，用行業(yè)的出口交貨值除以行業(yè)的工業(yè)增加值度量*工業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)缺少2004年的口出交貨值，我們用2003年和2005年的openness的均值作為2004年的openness。。i為企業(yè)標(biāo)識(shí)，vt和vi分別表示年份特定效應(yīng)和企業(yè)個(gè)體效應(yīng)。hit表示企業(yè)i在時(shí)間t所面臨的退出風(fēng)險(xiǎn)。φt為基準(zhǔn)風(fēng)險(xiǎn)率*我們把基準(zhǔn)風(fēng)險(xiǎn)函數(shù)的形式設(shè)定為持續(xù)時(shí)間的自然對(duì)數(shù)ln t，出于節(jié)省篇幅，本文未報(bào)告該函數(shù)的回歸系數(shù)。。εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

(二)數(shù)據(jù)說明

本文使用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局1998—2007年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中二位碼為13—37、38—42共29個(gè)行業(yè)的數(shù)據(jù)，并依據(jù)Feenstra et al. (2011)的方法對(duì)其中不合理的觀測(cè)值進(jìn)行剔除，最后使用1998—2006年共9年的數(shù)據(jù)*只使用1998—2006年數(shù)據(jù)，是因?yàn)?007年數(shù)據(jù)僅用于識(shí)別企業(yè)在2006年是否退出。。工業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中每個(gè)企業(yè)都有自己的法人代碼，可以依此識(shí)別企業(yè)的退出狀況。然而，考慮到企業(yè)在樣本期內(nèi)發(fā)生重組、所有權(quán)變更等活動(dòng)，可能存在導(dǎo)致企業(yè)變更法人代碼，而實(shí)際沒有退出市場(chǎng)的情形。因此，簡(jiǎn)單使用企業(yè)代碼識(shí)別企業(yè)退出狀況會(huì)高估退出概率，并不準(zhǔn)確。本文借鑒Brandt et al.(2012)的方法，使用企業(yè)代碼、企業(yè)名稱、法人名稱、城市代碼、行業(yè)代碼、電話號(hào)碼以及它們的組合進(jìn)行反復(fù)匹配以增加成功匹配的企業(yè)，降低企業(yè)的退出比率。本文計(jì)算出1998—2006年間，企業(yè)各年的平均退出比率在11%～23.7%之間,平均退出比率為16.3%，比毛其淋等(2013b)、李平等(2012)所得的退出比率稍低。表1是主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)*數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)說明：本表統(tǒng)一的時(shí)間跨度為1998—2006年。本文把國(guó)有企業(yè)之外的企業(yè)統(tǒng)一歸為非國(guó)有企業(yè)；把全部樣本按資本密集度以升序的形式排序， 25百分位之前的樣本定義為勞動(dòng)密集企業(yè)， 75百分位之后的樣本定義為資本密集企業(yè)；同樣按總資產(chǎn)以升序的形式排序，25百分位之前的樣本定義為小企業(yè)，75百分位之后的樣本定義為大企業(yè)；把出口交貨值大于0的企業(yè)定義為出口企業(yè)，小于等于0的企業(yè)定義為非出口企業(yè)，工業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)缺少2004年出口交貨值，故對(duì)出口企業(yè)和非出口企業(yè)僅統(tǒng)計(jì)了1998—2003年和2005年、2006年共8年的均值。，從中可以初步看出，國(guó)有企業(yè)的平均退出比率比非國(guó)有企業(yè)高，非出口企業(yè)的平均退出比率比出口企業(yè)高，勞動(dòng)密集企業(yè)的平均退出比率比資本密集企業(yè)高，小企業(yè)的平均退出比率比大企業(yè)高很多。

表1　主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

(三)融資約束、企業(yè)退出與資源配置的典型事實(shí)

本文首先考察企業(yè)在退出以及退出前的市場(chǎng)份額、生產(chǎn)率(ln tfpop)以及所受融資約束程度(ln DAR)的變化趨勢(shì)，因此對(duì)退出企業(yè)的這三個(gè)指標(biāo)分別進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，結(jié)果見表2、表3和表4。統(tǒng)計(jì)方法如下：用企業(yè)的銷售收入計(jì)算企業(yè)的相對(duì)市場(chǎng)份額，如在表2中1999年退出的企業(yè)在1998年的相對(duì)市場(chǎng)份額為62%，其是用1999年退出的企業(yè)在1998年的平均銷售收入除以1998年全部企業(yè)的平均銷售收入計(jì)算而得。這表明1999年退出的企業(yè)在1998年的平均銷售收入僅為1998年全部企業(yè)平均銷售收入的62%。表3和表4中的相對(duì)生產(chǎn)率以及相對(duì)負(fù)債資產(chǎn)率計(jì)算方法與表2相同。由表2可以看出，企業(yè)在退出前相對(duì)市場(chǎng)份額存在明顯的萎縮趨勢(shì)；從表3可知，企業(yè)在退出前相對(duì)生產(chǎn)率存在明顯的下降趨勢(shì)。

表2　企業(yè)退出前的相對(duì)市場(chǎng)份額變化　　(單位：%)

表3　企業(yè)退出前的相對(duì)生產(chǎn)率變化　　(單位：%)

由此可得，企業(yè)在退出前存在明顯的衰退征兆。這也進(jìn)一步驗(yàn)證了Hopenhayn (1992)和Melitz(2003)的觀點(diǎn)，低生產(chǎn)率企業(yè)的規(guī)模將不斷萎縮，直至退出市場(chǎng)。由統(tǒng)計(jì)結(jié)果不難得知，企業(yè)在退出前其市場(chǎng)份額和生產(chǎn)率均有下降趨勢(shì)，這表明市場(chǎng)機(jī)制在資源配置上是有效率的，其通過減少低生產(chǎn)率企業(yè)的市場(chǎng)份額使資源配置得到優(yōu)化。

表4　企業(yè)退出前的融資約束程度變化　　(單位：%)

表5　融資約束與資源誤配

從表4可看出，企業(yè)在退出前融資約束緊度總體呈上升趨勢(shì)，盡管在1999年、2000年和2003年這一趨勢(shì)并不明顯。此外，除2003年退出的企業(yè)之外，退出企業(yè)在退出當(dāng)年和退出前的兩三年平均融資約束緊度均比總體企業(yè)高，尤其是在退出當(dāng)年明顯。這表明融資約束很可能是企業(yè)退出的原因之一。

表5列示了退出企業(yè)樣本組和最低生產(chǎn)率企業(yè)樣本組的生產(chǎn)率(ln tfpop)和融資約束(ln DAR)的均值。用于計(jì)算均值的樣本的選取辦法如下：1998年退出企業(yè)為19512家，這些企業(yè)組成退出企業(yè)樣本組；我們?cè)龠x取1998年生產(chǎn)率最低的19512家企業(yè)組成最低生產(chǎn)率樣本組，其他年份的統(tǒng)計(jì)方法相同?？傮w上看，退出樣本組的生產(chǎn)率均值為1.74，比最低生產(chǎn)率樣本組的1.499要高出16.1%；退出樣本組的融資約束均值為0.636，要比最低生產(chǎn)率樣本組的0.54和全部企業(yè)樣本組的0.584分別高出17.8%和8.9%。由此可知，退出企業(yè)普遍面臨很高的融資約束，這進(jìn)一步表明融資約束可能是企業(yè)退出的一個(gè)原因，同時(shí)退出企業(yè)遠(yuǎn)非是生產(chǎn)率最低的企業(yè)。表5的結(jié)果表明，融資約束可能會(huì)導(dǎo)致高生產(chǎn)率企業(yè)退出，低生產(chǎn)率企業(yè)得以保留，從而造成經(jīng)濟(jì)總體上的資源誤配。下文通過對(duì)數(shù)據(jù)回歸分析它們的因果關(guān)系。

四、融資約束與企業(yè)退出

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

通過對(duì)式(11)模型的估計(jì)，可以得到表6的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，其中回歸系數(shù)已全部轉(zhuǎn)化為幾率比形式，系數(shù)大于1表明自變量和因變量存在正相關(guān)關(guān)系，小于1為負(fù)相關(guān)關(guān)系。從結(jié)果可見，ρ系數(shù)的P值均為0，表明該模型應(yīng)該考慮企業(yè)個(gè)體異質(zhì)性*由于樣本數(shù)據(jù)含有非時(shí)變變量，本文采用隨機(jī)效應(yīng)處理企業(yè)個(gè)體異質(zhì)性。。從回歸方程(1)可以看出，ln tfpop的系數(shù)為0.3379，這與Yang et al.(2012)、Eslava et al.(2013)所得的結(jié)果一致。這表明生產(chǎn)率ln tfpop提高1單位，企業(yè)退出風(fēng)險(xiǎn)會(huì)降低66.21%(0.3379-1=-0.6621)，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)總體上迫使低生產(chǎn)率企業(yè)退出市場(chǎng)。ln DAR的系數(shù)為1.057，表明融資約束ln DAR增加1單位會(huì)導(dǎo)致企業(yè)退出風(fēng)險(xiǎn)增加5.7%(1.057-1=0.057)。以上結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)假說1和假說3。其他變量對(duì)企業(yè)退出風(fēng)險(xiǎn)大多也有顯著的影響，但這不是本文關(guān)注的變量。

表6　融資約束與企業(yè)退出

注：括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健性z值；*、**、***分別表示顯著性水平為0.1、0.05、0.01；ρ為企業(yè)不可觀測(cè)異質(zhì)性方差占總誤差方差的比例，對(duì)應(yīng)括號(hào)內(nèi)數(shù)值是它的P值；結(jié)果中“<1.0001”是指大于1小于1.0001，“>0.999”是指小于1大于0.999。

為了考擦融資約束是否對(duì)負(fù)債資產(chǎn)率不同的企業(yè)存在不同的影響，我們?cè)诨貧w方程(2)中添加交叉項(xiàng)ln DAR×ln DAR。ln DAR和ln DAR×ln DAR的系數(shù)均大于1，表明對(duì)負(fù)債資產(chǎn)率高的企業(yè)，當(dāng)融資約束增加1單位，企業(yè)退出風(fēng)險(xiǎn)增加更多。這也就意味著，隨著融資約束程度的增加，企業(yè)退出風(fēng)險(xiǎn)加速遞增，假說4進(jìn)一步得以驗(yàn)證。在方程(3)中，添加了融資約束與國(guó)有企業(yè)虛擬變量的交叉項(xiàng)ln DAR×SOEs。ln DAR和ln DAR×SOEs的系數(shù)均大于1，這表明融資約束對(duì)國(guó)有企業(yè)退出的影響更大。原因可能是，與非國(guó)有企業(yè)只包含規(guī)模以上企業(yè)相比，國(guó)有企業(yè)包含了所有規(guī)模的企業(yè)。小企業(yè)固定資產(chǎn)較少，能提供的有效抵押品也較少，融資成本較高，其退出風(fēng)險(xiǎn)受融資約束的影響更大，現(xiàn)實(shí)中由于融資困難資金鏈斷裂而破產(chǎn)的企業(yè)相當(dāng)多，尤其是中小企業(yè)。在回歸方程(4)中，添加了融資約束與資本密集度的交叉項(xiàng)ln DAR×K intensity，然而該系數(shù)并不顯著。這表明融資約束對(duì)資本密集度不同企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)并沒有顯著差異的影響。在方程(5)*由于工業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)缺少2004年的出口交貨值，所以該回歸方程剔除了2004年的數(shù)據(jù)，僅使用剩下的8年數(shù)據(jù)。中，添加了融資約束與出口虛擬變量的交叉項(xiàng)ln DAR×Export，當(dāng)企業(yè)出口交貨值大于零時(shí)Export取值1，否則取值0。結(jié)果顯示，ln DAR的系數(shù)大于1，ln DAR×Export的系數(shù)小于1。這表明融資約束對(duì)出口企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)影響更小。原因可能在于：一方面，出口企業(yè)很多為外資企業(yè)，其中很大一部分又是跨國(guó)企業(yè)在中國(guó)的分公司，這些企業(yè)容易從國(guó)外母公司獲得成本低廉的資金(李志遠(yuǎn) 等，2013)，不易受流動(dòng)性約束；另一方面，進(jìn)入出口市場(chǎng)的企業(yè)是生產(chǎn)率高的企業(yè)(Melitz，2003)，高生產(chǎn)率有利于企業(yè)獲得低成本資金，拓展海外市場(chǎng)，增加利潤(rùn)，降低退出風(fēng)險(xiǎn)。

本部分的實(shí)證分析結(jié)果與理論預(yù)測(cè)一致，即生產(chǎn)率與企業(yè)退出風(fēng)險(xiǎn)負(fù)相關(guān)，融資約束與企業(yè)退出風(fēng)險(xiǎn)正相關(guān)，并且隨著融資約束緊度的增加，企業(yè)退出風(fēng)險(xiǎn)加速遞增。

(二)穩(wěn)健性分析

上文使用cloglog模型(假定風(fēng)險(xiǎn)率hik服從互補(bǔ)雙對(duì)數(shù)分布)對(duì)企業(yè)退出風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行回歸，為了減少風(fēng)險(xiǎn)率設(shè)定對(duì)回歸結(jié)果的影響，我們?cè)偈褂胮robit模型(假定風(fēng)險(xiǎn)率hik服從正態(tài)分布)和logit模型(假定風(fēng)險(xiǎn)率hik服從logistic分布)對(duì)企業(yè)退出風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行回歸，并且分別考慮企業(yè)個(gè)體異質(zhì)性和不考慮個(gè)體異質(zhì)性兩種情況，所得結(jié)果均與表2中的方程(1)近似，這表明前文的結(jié)果是相當(dāng)穩(wěn)健的。限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果不再詳細(xì)列出。

五、信貸市場(chǎng)效率與企業(yè)退出

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文第二部分的理論分析認(rèn)為，信貸市場(chǎng)效率的提高通過降低企業(yè)的融資成本，緩解企業(yè)的融資約束，從而降低高效率企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)，增加低效率企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)，使經(jīng)濟(jì)中的資源得到優(yōu)化配置。本部分實(shí)證檢驗(yàn)這一假說，我們使用信貸市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)指數(shù)作為信貸市場(chǎng)效率的代理變量，構(gòu)造方法如下：先計(jì)算某省份某年非國(guó)有銀行貸款占該省總貸款的比例*與《中國(guó)金融年鑒》劃分類似，本文把工行、中行、建行和農(nóng)行劃分為國(guó)有銀行，其他銀行為非國(guó)有銀行，非國(guó)有銀行的貸款總額為省份的貸款總額減國(guó)有銀行在該省貸款總額的差，數(shù)據(jù)來自歷年《中國(guó)金融年鑒》。，再借鑒樊綱等(2011)的市場(chǎng)化指數(shù)編制方法，將其編制成以1998年為基年的指數(shù)形式，以使該指標(biāo)在縱向和橫向更具可比性。地區(qū)信貸市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)指數(shù)FEIij的公式為：

(12)

其中，i、j分別表示年份和省份，Rij表示省份j在i年非國(guó)有銀行的貸款占該省總貸款的比例，R1998,min為1998年非國(guó)有銀行貸款占比最小的省份的貸款占比，同理R1998,max為最大的貸款占比。使用非國(guó)有銀行在地區(qū)信貸中的份額作為信貸市場(chǎng)效率的理由有：一是在非國(guó)有銀行中股份制銀行資產(chǎn)所占的比例最大，周逢民等(2010)、王兵等(2011)、丁忠明等(2011)均發(fā)現(xiàn)，股份制銀行比大型國(guó)有銀行更有效率，因此非國(guó)有銀行貸款占比越高，表明市場(chǎng)越有效率；二是非國(guó)有銀行貸款占比越大，表明四大國(guó)有銀行的壟斷地位越不明顯，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)就越充分，效率就越高；三是本文統(tǒng)計(jì)了1998—2006年四大國(guó)有銀行的平均存貸比率為72%，同期全國(guó)平均存貸比率為74.7%*數(shù)據(jù)來自歷年《中國(guó)金融年鑒》，因缺失2005、2006年工行的存貸款數(shù)據(jù)，故國(guó)有銀行存貸比統(tǒng)計(jì)中，2005、2006年不包含工行的數(shù)據(jù)。，由此也可知四大國(guó)有銀行的效率低于全國(guó)金融機(jī)構(gòu)的平均水平。與第四部分的基準(zhǔn)回歸一樣，這部分也使用去除企業(yè)個(gè)體異質(zhì)性的cloglog模型進(jìn)行回歸，除地區(qū)信貸市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)指數(shù)FEI外，回歸中的其他變量均與上文相同，結(jié)果見表7*由于缺失2005、2006年工行和中行分地區(qū)的貸款數(shù)據(jù)，故在回歸方程(1)、(2)、(5)和(6)中，本文僅使用1998—2004年的數(shù)據(jù)。。

值得注意的是，表7中方程(1)、(2)、(3)、(4)的回歸結(jié)果均轉(zhuǎn)化為幾率比形式。從回歸方程(1)可以看出，地區(qū)信貸市場(chǎng)效率FEI每增加1單位，企業(yè)退出的風(fēng)險(xiǎn)增加1.9%。在方程(2)中添加了信貸市場(chǎng)效率FEI與企業(yè)生產(chǎn)率的交叉項(xiàng)FEI_ tfp，發(fā)現(xiàn)信貸市場(chǎng)效率FEI每增加1單位，企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)會(huì)增加6.6%，但隨著企業(yè)生產(chǎn)率ln tfpop每增加1單位，其退出風(fēng)險(xiǎn)會(huì)下降2.6%，這一結(jié)果與馬光榮等(2014)近似。可見，信貸市場(chǎng)效率提高主要增加了低生產(chǎn)率企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)，可能是因?yàn)殡S著信貸市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)趨于激烈，銀行在信貸資金發(fā)放時(shí)更注重風(fēng)險(xiǎn)和收益，使原來一部分低效率但可以通過超經(jīng)濟(jì)聯(lián)系在信貸市場(chǎng)上得到低成本資金的企業(yè)失去了融資優(yōu)勢(shì)，從而增加其退出風(fēng)險(xiǎn)。信貸市場(chǎng)效率提升通過增加低生產(chǎn)率企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)，降低高生產(chǎn)率企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)，使資源從低生產(chǎn)率企業(yè)向高生產(chǎn)率企業(yè)流動(dòng)，提高了經(jīng)濟(jì)中資源配置的效率。這進(jìn)一步驗(yàn)證了假說2。

表7　信貸市場(chǎng)效率與資源重置

注：括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健性z值；*、**、***分別表示顯著性水平為0.1、0.05、0.01；ρ為企業(yè)不可觀測(cè)異質(zhì)性方差占總誤差方差的比例，對(duì)應(yīng)括號(hào)內(nèi)數(shù)值是它的P值；結(jié)果中“<1.001”是指大于1小于1.001，“>0.999”是指小于1大于0.999。

(二)穩(wěn)健性分析

表7的回歸方程(1)、(2)并沒有考慮內(nèi)生性問題，當(dāng)有更高退出風(fēng)險(xiǎn)的企業(yè)更傾向于選擇信貸市場(chǎng)效率低的地區(qū)時(shí)，企業(yè)退出與金融市場(chǎng)發(fā)展便存在內(nèi)生性。為此，本文使用信貸市場(chǎng)效率指數(shù)滯后兩年的數(shù)據(jù)作為信貸市場(chǎng)效率的工具變量，并通過Cragg-Donald檢驗(yàn)不存在弱工具變量問題。我們使用兩階段最小二乘法對(duì)基準(zhǔn)方程(1)、(2)進(jìn)行回歸，結(jié)果分別見方程(5)、(6)。從中可見，在控制內(nèi)生性后，得到的結(jié)果依然近似，信貸市場(chǎng)效率的提高增加了低生產(chǎn)率企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)，隨著生產(chǎn)率提高，企業(yè)退出風(fēng)險(xiǎn)顯著下降。同時(shí)，本文使用信貸資金分配市場(chǎng)化指數(shù)作為信貸市場(chǎng)效率FEI的代理變量進(jìn)行穩(wěn)健性分析。信貸資金分配市場(chǎng)化指數(shù)構(gòu)造方法為，先計(jì)算某省份某年分配給非國(guó)有企業(yè)的信貸資金占總信貸資金的比例，再使用式(12)把這一比例編制成指數(shù)形式。信貸資金分配市場(chǎng)化指數(shù)來源于樊綱等(2011)編制的《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)——各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程2011年報(bào)告》，數(shù)據(jù)觀測(cè)期為1998—2006年。非國(guó)有企業(yè)在信貸市場(chǎng)普遍受到歧視的情況下，這一指數(shù)越大表明銀行在分配信貸資金時(shí)越具有市場(chǎng)化特征?；貧w結(jié)果見方程(3)、(4)，可以看出：信貸資金分配市場(chǎng)化指數(shù)FEI提高1單位，企業(yè)總體退出風(fēng)險(xiǎn)下降3.9%，可能的原因是隨著信貸資金分配的市場(chǎng)化，大量私營(yíng)企業(yè)的融資環(huán)境得到改善，從而降低了私營(yíng)企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)；信貸資金分配市場(chǎng)化同樣提高了低生產(chǎn)率企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)，隨著生產(chǎn)率提高，企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)會(huì)顯著下降，我們得到與基準(zhǔn)方程(1)、(2)類似的結(jié)果。綜上，在控制內(nèi)生性以及使用不同的信貸市場(chǎng)效率指標(biāo)后，均得出一致的結(jié)果，這表明研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

六、結(jié)論與政策建議

本文通過理論分析指出，融資約束通過兩個(gè)渠道影響企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)：一是通過流動(dòng)性約束直接迫使企業(yè)退出市場(chǎng)；二是企業(yè)使用外部資金需要支付融資成本，這需要企業(yè)有更高的生產(chǎn)率以產(chǎn)生利潤(rùn)來彌補(bǔ)這部分成本，從而提高企業(yè)退出市場(chǎng)的臨界生產(chǎn)率，增加企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)。進(jìn)一步，使用中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)對(duì)理論假說進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)企業(yè)的生產(chǎn)率提高會(huì)降低企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)；融資約束會(huì)增加企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)，這種影響在國(guó)有企業(yè)中較大，在出口企業(yè)中相對(duì)較小；并且隨著企業(yè)融資約束程度的增加，企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)會(huì)加速遞增。實(shí)證分析還表明，信貸市場(chǎng)效率提高會(huì)增加低生產(chǎn)率企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)，但隨著企業(yè)生產(chǎn)率的提高，企業(yè)的退出風(fēng)險(xiǎn)將顯著下降，因此信貸市場(chǎng)效率提高通過促使資源從低效率企業(yè)向高效率企業(yè)流動(dòng)，顯著提高經(jīng)濟(jì)中的資源配置效率。

基于以上結(jié)論，本文認(rèn)為，應(yīng)加速國(guó)有商業(yè)銀行改革，鼓勵(lì)股份制商業(yè)銀行發(fā)展和積極引進(jìn)外資銀行，通過增加銀行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)來提升信貸市場(chǎng)的配置效率，為企業(yè)提供一個(gè)公平和有效的融資平臺(tái)，提高企業(yè)融資的便利性和降低企業(yè)的融資成本，使高效率的企業(yè)能順利獲取發(fā)展所需的資金，從而在競(jìng)爭(zhēng)中迫使低效率企業(yè)退出市場(chǎng)。這將有助于進(jìn)一步優(yōu)化資源配置效率。

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(責(zé)任編輯張建軍)

Credit Constraints, Exit and Resources Misallocation

LI RiRong

(College of Economics, Jinan University, Guangzhou 510632; Research Center of Modern Service Industry of Zhejiang Province, Zhejiang Shuren University, Hangzhou 310015)

Abstract:By building a theoretical model, the paper argues credit constraints increases the risk of exit in two ways. One is liquidity constraints and the other is financing cost which will enhance the critical productivity of exit, and thus increasing the risk of exit. Improvement of efficiency of financial market will reduce financing cost, thereby, force low productivity firms to exit. An empirical investigation is provided with Chinese industrial firm-level data. The results are as follows: (1) Credit constraints really increase the risk of exit; (2) The risk of exit increases accelerately with the enhancing of credit constraints; (3) Increasing of financial market efficiency enhances the exit hazard of low productivity enterprises. However, with productivity increasing, the exit risk declines significantly. So to enhance financial market efficiency will promote the efficiency of resource allocation.

Keywords:credit constraints; productivity; exit; resources misallocation

收稿日期：2015-10-25

作者簡(jiǎn)介：黎日榮(1979--)，男，廣東湛江人，暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生，浙江樹人大學(xué)浙江省現(xiàn)代服務(wù)業(yè)研究中心講師。

基金項(xiàng)目：本文受國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“異質(zhì)性出口企業(yè)對(duì)宏觀產(chǎn)出波動(dòng)的影響研究”(71273116)資助。

中圖分類號(hào)：F223

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1001-6260(2016)03-0126-12

* 感謝暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院彭國(guó)華教授提供的修改意見，當(dāng)然文責(zé)自負(fù)。