羅良文　孫小寧

摘要：現(xiàn)今的國(guó)際舞臺(tái)已成為科技和創(chuàng)新能力較量的角斗場(chǎng)，中國(guó)要想立于不敗之地就必須順應(yīng)全球科技創(chuàng)新的浪潮，為創(chuàng)新發(fā)展?fàn)I造良好的生態(tài)環(huán)境，激發(fā)潛力，注重實(shí)踐，提升國(guó)家的自主創(chuàng)新實(shí)力。金融是影響企業(yè)開展研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)的宏觀戰(zhàn)略要素，金融的發(fā)展能夠?yàn)槠髽I(yè)提供資金支持，特別是為企業(yè)創(chuàng)新資本的融通提供便利，幫助企業(yè)分散創(chuàng)新項(xiàng)目風(fēng)險(xiǎn)，推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)步入良性循環(huán)。另外，金融的發(fā)展能有效減少信息不對(duì)稱，從而弱化逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)，引導(dǎo)資金流向市場(chǎng)預(yù)期好、創(chuàng)新效益強(qiáng)、企業(yè)性能高的領(lǐng)域，從整體上實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新資本配置的優(yōu)化，提高創(chuàng)新活動(dòng)的經(jīng)濟(jì)效率。金融發(fā)展對(duì)工業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率（TFP）有較大影響，相關(guān)研究結(jié)果表明，金融規(guī)模的擴(kuò)大、金融效率的提升均有助于工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng);以研發(fā)創(chuàng)新投入為中介的微觀傳導(dǎo)機(jī)制發(fā)揮了積極的正向促進(jìn)作用。區(qū)別于民營(yíng)和外資企業(yè)，金融發(fā)展對(duì)國(guó)有工業(yè)企業(yè)TFP的影響不顯著，國(guó)有工業(yè)企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新效率不高;對(duì)于一般地級(jí)市，金融效率的提高會(huì)促進(jìn)工業(yè)企業(yè)TFP的增加，而金融規(guī)模的發(fā)展具有反向抑制效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：金融發(fā)展;融資約束;研發(fā)創(chuàng)新投入;全要素生產(chǎn)率

基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目“環(huán)境規(guī)制對(duì)中國(guó)區(qū)域碳生產(chǎn)率影響的理論解釋與非線性效應(yīng)研究：基于地方政府競(jìng)爭(zhēng)視角”（71503272）

中圖分類號(hào)：F830? ? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? ? 文章編號(hào)：1003-854X（2020）01-0031-09

一、引言與相關(guān)文獻(xiàn)綜述

進(jìn)入“新常態(tài)”的中國(guó)經(jīng)濟(jì)面臨諸多發(fā)展難題，傳統(tǒng)的依賴高投入高消耗的發(fā)展模式已難以為繼，如何突破資源和環(huán)境的雙重枷鎖，發(fā)掘新的增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)力，已然成為橫亙?cè)诮?jīng)濟(jì)發(fā)展面前的棘手問題。蔡昉（2013）認(rèn)為，全要素生產(chǎn)率主導(dǎo)型的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式是中國(guó)跨越“中等收入陷阱”的秘籍，是中國(guó)安穩(wěn)度過“劉易斯拐點(diǎn)”的護(hù)身符①。事實(shí)上，政府部門也積極肯定全要素生產(chǎn)率的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，并強(qiáng)調(diào)“要增加研發(fā)投入，提高全要素生產(chǎn)率，推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)由投入型增長(zhǎng)轉(zhuǎn)向效率型增長(zhǎng)?！笔磉\(yùn)等（2018）在修正資本、勞動(dòng)的要素份額算法的基礎(chǔ)上，使用索洛余值法測(cè)算了從1979年到2017年間的全要素生產(chǎn)率，其中年均全要素生產(chǎn)率水平為2.85%，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的年均貢獻(xiàn)為25.6%，2017年的貢獻(xiàn)率高達(dá)45.5%，但仍然與發(fā)達(dá)國(guó)家70%以上的貢獻(xiàn)率存在較大差距②。為此中國(guó)還需夯實(shí)基礎(chǔ)，深化制度改革，優(yōu)化資源配置，加大創(chuàng)新研發(fā)投入，全方位、多角度地切實(shí)提高全要素生產(chǎn)率水平。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵節(jié)點(diǎn)，由要素驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)，以研發(fā)創(chuàng)新為媒介，研究金融發(fā)展對(duì)企業(yè)TFP的影響具有重要意義。

新古典增長(zhǎng)理論的問世，將技術(shù)進(jìn)步以外生的方式引入到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，使得技術(shù)進(jìn)步進(jìn)入到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力源泉的序列當(dāng)中，開啟了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論新的篇章，但其技術(shù)進(jìn)步外生性的假設(shè)，使得衡量技術(shù)進(jìn)步率的索洛余值成為“黑箱”。此后，內(nèi)生增長(zhǎng)理論將技術(shù)進(jìn)步內(nèi)生化成功地打開了“黑箱”，該理論認(rèn)為知識(shí)資本和人力資本存在正的外部溢出效應(yīng)，知識(shí)的積累和人力資本存量的增加會(huì)使得技術(shù)進(jìn)步得以持續(xù)，進(jìn)而有效抑制邊際收益遞減，保證了經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期可持續(xù)增長(zhǎng)。企業(yè)作為技術(shù)創(chuàng)新的主體，為了推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步、提升全要素生產(chǎn)率水平，通常會(huì)選擇加大研發(fā)投入強(qiáng)度。但Englander 等（1988）的研究表明，適度研發(fā)投入會(huì)推動(dòng)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，而過度研發(fā)投入反而會(huì)阻礙全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)③。李靜等（2017）指出我國(guó)已進(jìn)入研發(fā)投入的“索洛悖論”區(qū)，即研發(fā)投入遞增、全要素生產(chǎn)率卻遞減，造成這一困境的原因是研發(fā)投入與人力資本不匹配，創(chuàng)新活動(dòng)失去人力資本的依托④。

企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)不是一蹴而就的，需要大量的持續(xù)性的資金輸入，僅僅依靠企業(yè)自有資金支撐研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)往往杯水車薪，難以達(dá)到實(shí)質(zhì)性效果，為此企業(yè)還需要從金融市場(chǎng)尋求資金支持。Ayyagari等（2011）考察了47個(gè)發(fā)展中國(guó)家的1.9萬家的企業(yè)樣本，發(fā)現(xiàn)企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)與外部融資密切相關(guān)，擁有良好外部融資渠道的企業(yè)其創(chuàng)新意愿往往更強(qiáng)⑤。解維敏等（2011）以A股上市公司為樣本，發(fā)現(xiàn)地區(qū)金融的發(fā)展顯著促進(jìn)了上市公司R&D投入的增加，特別地，這一正向促進(jìn)作用在私營(yíng)企業(yè)中表現(xiàn)的尤為突出⑥。黎歡等（2014）指出金融發(fā)展水平與企業(yè)研發(fā)投入顯著正相關(guān)，對(duì)于不同類別的企業(yè)而言，非國(guó)有企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)更依賴當(dāng)?shù)氐慕鹑诎l(fā)展水平，此外，研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)強(qiáng)度的增加有利于提高毀滅性創(chuàng)新的發(fā)生率，提高技術(shù)進(jìn)步的速度，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)⑦。值得注意的是，我國(guó)目前實(shí)體經(jīng)濟(jì)“冷”、虛擬經(jīng)濟(jì)“熱”，大量實(shí)體企業(yè)將資本投向金融和房地產(chǎn)市場(chǎng)以牟取暴利，劉貫春（2017）認(rèn)為非金融類上市公司的“脫實(shí)向虛”擠占了企業(yè)當(dāng)期的研發(fā)創(chuàng)新⑧。由此可見，在論證金融發(fā)展對(duì)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)的影響時(shí)，實(shí)體經(jīng)濟(jì)的金融化發(fā)展傾向不容忽視。

金融發(fā)展對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的研究文獻(xiàn)較為豐富。在作用路徑方面，早期的Greenwood & Jovanovic等（1990）的研究表明，成熟的金融市場(chǎng)有助于通過優(yōu)化資源配置，提升全要素生產(chǎn)率水平⑨。Butler & Cornaggia（2011）利用三重差分法檢驗(yàn)了在金融業(yè)較發(fā)達(dá)的地區(qū)，外部融資顯著地促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)⑩。陳啟清等（2013）的實(shí)證研究表明，金融發(fā)展通過“效率通道”和“技術(shù)通道”帶來了全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，“效率通道”的作用要高于“技術(shù)通道”{11}。趙強(qiáng)（2017）分析認(rèn)為中國(guó)行政主導(dǎo)型的金融體系存在金融資源的扭曲配置，這種扭曲配置造成了全要素生產(chǎn)率的損失，相反地，金融資源配置效率的提升能帶來全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng){12}。

總體來看，金融發(fā)展對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的研究大多集中在宏觀層面，基于微觀企業(yè)層面的研究則是寥寥。在已有研究的基礎(chǔ)上，本文從微觀企業(yè)層面出發(fā)，以研發(fā)創(chuàng)新投入作為中間環(huán)節(jié)，考察金融發(fā)展對(duì)微觀企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。考慮到我國(guó)各級(jí)城市金融發(fā)展水平參差不齊，論文將目光聚焦到微觀的地理空間，以地市級(jí)及以上級(jí)別城市為單位，以企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入為契合點(diǎn)，研究金融發(fā)展對(duì)微觀工業(yè)企業(yè)TFP的影響。

二、理論機(jī)制分析

緩解企業(yè)融資約束，增加企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入，是金融發(fā)展促進(jìn)企業(yè)TFP增長(zhǎng)的微觀傳導(dǎo)機(jī)制，為此，我們借鑒了 Levine & Warusawitharana（2014）的模型，對(duì)這一傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行論證{13}。

假設(shè)一：假定企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為經(jīng)典的 Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)：Y=AzKαLβ。其中Y表示總產(chǎn)出，A表示技術(shù)水平，K表示資本存量，L表示勞動(dòng)力投入;z表示企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，α表示資本的產(chǎn)出彈性， β表示勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性。

假設(shè)二：根據(jù)基準(zhǔn)的投資模型，企業(yè)在調(diào)整資本存量時(shí)需要耗費(fèi)一定的成本，結(jié)合Summers（1981）的研究，假定資本的調(diào)整成本是投資I的二次函數(shù)，S是企業(yè)用于研發(fā)創(chuàng)新項(xiàng)目的支出{14}。進(jìn)一步的，根據(jù)購(gòu)買資本的成本等于資本價(jià)值的條件，可得：

假設(shè)三：假設(shè)企業(yè)在研發(fā)創(chuàng)新項(xiàng)目上的投資S會(huì)帶來企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，其增長(zhǎng)量表示為g（S/K）。根據(jù)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)函數(shù)g（S/K），為了實(shí)現(xiàn)同等程度的增長(zhǎng)，規(guī)模大的企業(yè)要比規(guī)模小的企業(yè)投入更多的研發(fā)創(chuàng)新投資。另外，假設(shè)g（S/K）是關(guān)于S的嚴(yán)格遞增的凹函數(shù)，即：

假設(shè)四：金融發(fā)展水平高的地區(qū)，資本供給相對(duì)充裕，外部融資的成本也相對(duì)較低，企業(yè)面臨的外部融資約束較小，能更容易從外部獲得資金支持，故假定企業(yè)的外部融資F與所屬地區(qū)的金融發(fā)展水平正相關(guān)，F(xiàn)越大則地區(qū)金融發(fā)展水平越高。企業(yè)的外部融資表示為：

金融發(fā)展能否通過增加企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入來提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，即求證？鄣g（S/K）/？鄣F>0是否成立。因，又根據(jù)方程（2）已知？鄣g（S/K）/？鄣S>0，則問題轉(zhuǎn)化為求證？鄣S/？鄣F>0。結(jié)合方程（1）、（2），可得：

由g（S/K）是單調(diào)遞增的函數(shù)，S的增加會(huì)增加企業(yè)的z，正向影響了企業(yè)的q值，企業(yè)的q值與S正相關(guān)，結(jié)合（1）式可得？鄣I（S）/？鄣F>0，顯然，方程（4）大于零。由此得出推論：金融的發(fā)展能夠有效緩解企業(yè)面臨的外部融資約束，使得企業(yè)增加研發(fā)創(chuàng)新投入，通過這一中介傳導(dǎo)過程，提升了企業(yè)的TFP。

三、實(shí)證計(jì)量模型設(shè)定與計(jì)量結(jié)果

（一）計(jì)量模型設(shè)定

為了驗(yàn)證本文的基礎(chǔ)假設(shè)，即企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入的增加對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的積極影響，以及城市金融發(fā)展對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用關(guān)系，構(gòu)建如下回歸模型：

模型（1）：Lntfpijct=α0+α1RDct+α2Controlsijct+νi+νj+νc+νt+εijct

模型（2）：Lntfpijct=α0+α1FDct+α2Rdijct+α3Controlsijct+νi+νj+νc+νt+εijct

上述模型中，tfpijct表示企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，下標(biāo)i、j、c、t分別指代企業(yè)、二分位行業(yè)、城市、統(tǒng)計(jì)年份。FDct表示城市金融發(fā)展水平，Rdjct表示企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新密度，Controlsijct是包括企業(yè)層面和城市層面的所有控制變量的集合，εijct表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。模型中加入了企業(yè)個(gè)體固定效應(yīng)vi、行業(yè)固定效應(yīng)vj、城市固定效應(yīng)vc、年份固定效應(yīng)vt。

為了檢驗(yàn)本文的推論，即金融發(fā)展能夠通過緩解企業(yè)外部融資約束、增加企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入這一中介傳導(dǎo)機(jī)制促進(jìn)TFP的增長(zhǎng)，構(gòu)建如下回歸模型：

模型（3）：Lntfpijct=β0+β1FDct+β2Rdijct+β3FDct×Finconijct×Rdijct+β4Controlsijct+νi+νj+νc+νt+εijct

模型（3）在模型（2）的基礎(chǔ)上加入了金融發(fā)展、融資約束和企業(yè)研發(fā)投入的交叉項(xiàng)，以此來檢驗(yàn)中介傳導(dǎo)效應(yīng)，其中Fincon表示企業(yè)面臨的融資約束。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文企業(yè)級(jí)數(shù)據(jù)取自《中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)》，該數(shù)據(jù)庫(kù)統(tǒng)計(jì)了全部國(guó)有以及規(guī)模以上的非國(guó)有工業(yè)企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)，由于企業(yè)研發(fā)支出指標(biāo)于2005年納入統(tǒng)計(jì)，因此時(shí)間維度設(shè)定為2005——2007年。參照Brandt等（2012）的方法，對(duì)《中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)》進(jìn)行了篩選和匹配，同時(shí)為了避免異常值帶來的估計(jì)偏誤，進(jìn)一步對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行如下剔除：（1）刪除成立時(shí)間早于1949年的企業(yè);（2）刪除從業(yè)人數(shù)小于等于8人的企業(yè);（3）刪除應(yīng)付職工薪酬小于等于0的企業(yè);（4）刪除企業(yè)銷售產(chǎn)值、工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)凈值、中間投入額中的任何一項(xiàng)是非正數(shù)或是缺漏的企業(yè);（5）刪除固定資產(chǎn)、流動(dòng)資產(chǎn)任一項(xiàng)高于總資產(chǎn)的企業(yè)。城市級(jí)的數(shù)據(jù)均來自《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，樣本期間我國(guó)的地級(jí)及以上城市的行政區(qū)劃未發(fā)生變化，包含直轄市在內(nèi)的地級(jí)及以上城市共287個(gè)，但是拉薩市數(shù)據(jù)缺失較為嚴(yán)重，故將其剔除，最終286個(gè)城市樣本進(jìn)入考察范圍。

（三）變量說明

1. 企業(yè)全要素生產(chǎn)率TFP的測(cè)算。計(jì)算全要素生產(chǎn)率的方法有很多，可歸結(jié)為參數(shù)、非參數(shù)以及半?yún)?shù)法三種，其中半?yún)?shù)法能有效解決估算過程中存在的同時(shí)性偏誤和樣本選擇性偏誤的問題，受到學(xué)者們的青睞。半?yún)?shù)法主要有OP法和LP法，OP法是以當(dāng)期投資作為不可觀測(cè)TFP沖擊的代理變量，LP法以中間投入作為不可觀測(cè)TFP沖擊的代理變量，考慮到計(jì)算當(dāng)期投資時(shí)折舊率的設(shè)定存在質(zhì)疑，選用LP法計(jì)算企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

2. 作為核心解釋變量的金融發(fā)展水平（FD）?？紤]到地級(jí)城市金融業(yè)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)的可獲得性，再加上我國(guó)銀行主導(dǎo)金融業(yè)的現(xiàn)實(shí)，結(jié)合現(xiàn)有文獻(xiàn)的普遍做法，將金融發(fā)展指標(biāo)表征為金融規(guī)模的發(fā)展（FIN）和金融效率的發(fā)展（FIE），其中采用金融機(jī)構(gòu)存貸款余額合計(jì)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量金融規(guī)模（FIN），采用金融機(jī)構(gòu)貸款余額與存款余額的比值，即存款轉(zhuǎn)換為貸款的轉(zhuǎn)化率衡量金融效率（FIE）。

3. 中介變量。金融發(fā)展并不能直接影響企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入，而是通過緩解企業(yè)的融資約束，進(jìn)而引致企業(yè)增加研發(fā)創(chuàng)新投入，故設(shè)置兩個(gè)中介變量：融資約束（Fincon）和研發(fā)創(chuàng)新投入（Rd）。目前我國(guó)企業(yè)融資主要來自外部融資的信貸資金，考慮到這一實(shí)際，結(jié)合現(xiàn)有的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，選用利息支出占企業(yè)固定資產(chǎn)凈值的比重來衡量融資約束（Fincon），該指標(biāo)越大，表明企業(yè)從外部獲得的融資越多，面臨的融資約束越小。研發(fā)創(chuàng)新投入（Rd）則采用企業(yè)研發(fā)支出占銷售產(chǎn)值的比重衡量。

4. 控制變量。本文分別選擇城市層面的城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（Eco）、城市規(guī)模（Pop）以及企業(yè)層面的企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)人力資本水平（Hucap）、企業(yè)年齡（Age）、政府補(bǔ)貼（Subsidy）作為控制變量，其計(jì)算方法如表1所示。

表1? 控制變量說明

（四）計(jì)量結(jié)果分析

1. 基于全樣本的回歸分析。表2報(bào)告了全樣本的回歸結(jié)果，列（1）是模型（1）的回歸結(jié)果。企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入的估計(jì)系數(shù)為0.007，在1%的水平上顯著，這表明企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入增加1單位，會(huì)使得企業(yè)全要素生產(chǎn)率的對(duì)數(shù)上升0.7%，研發(fā)創(chuàng)新投入的增加會(huì)帶來工業(yè)企業(yè)TFP的正效應(yīng)，與理論模型的假設(shè)三相符。

表2的列（2）和列（3）是對(duì)模型（2）的回歸，報(bào)告了分別加入金融發(fā)展規(guī)模FIN和金融發(fā)展效率FIE的回歸結(jié)果，其估計(jì)系數(shù)分別為0.004和0.019，均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，這意味著金融規(guī)模和效率的發(fā)展都有助于提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，從估計(jì)系數(shù)的大小來看，金融效率的發(fā)展要比規(guī)模的發(fā)展的作用效果更突出。

表2的列（4）和列（5）是對(duì)模型（3）的回歸，報(bào)告了加入金融發(fā)展、企業(yè)融資約束和研發(fā)創(chuàng)新支出三者的交叉項(xiàng)的回歸結(jié)果，列（4）的交叉項(xiàng)系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)，這意味著城市金融規(guī)模的發(fā)展沒有達(dá)到緩解企業(yè)的融資約束進(jìn)而增加企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入的預(yù)期，也沒有實(shí)現(xiàn)企業(yè)TFP的提升。列（5）的交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為正，通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，這說明城市金融發(fā)展效率的提升有助于緩解企業(yè)融資約束，增加企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入，提高企業(yè)TFP。

控制變量方面，反映城市特征的城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城市規(guī)模的回歸系數(shù)顯著為正，其對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)均產(chǎn)生正向影響，即城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高、城市規(guī)模越大越有利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升;反映企業(yè)特征的變量（企業(yè)規(guī)模、企業(yè)人力資本水平、融資約束）的回歸系數(shù)也都在1%的水平上顯著為正，這表明企業(yè)的規(guī)模越大、人力資本水平越高、面臨融資約束越小，企業(yè)進(jìn)行技術(shù)改造和創(chuàng)新等活動(dòng)以提高全要素生產(chǎn)率的積極性越高，越有利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的改善。企業(yè)年齡的回歸系數(shù)為負(fù)，即企業(yè)成立時(shí)間與企業(yè)全要素生產(chǎn)率顯著負(fù)相關(guān)，這可能是由于成立時(shí)間較早的企業(yè)更傾向于保留傳統(tǒng)的生產(chǎn)和經(jīng)營(yíng)形式，不主動(dòng)尋求技術(shù)升級(jí)和創(chuàng)新，阻礙了全要素生產(chǎn)率的提升。從政府補(bǔ)貼的回歸結(jié)果來看，其與企業(yè)全要素生產(chǎn)率顯著負(fù)相關(guān)，同徐保昌等（2015）的研究結(jié)論一致，這一結(jié)果可能是由政府補(bǔ)貼分配效率的低下和錯(cuò)配導(dǎo)致{15}。

通過全樣本的基本回歸發(fā)現(xiàn)，城市金融規(guī)模和效率的發(fā)展都有助于提升企業(yè)TFP，而金融效率的發(fā)展更是通過緩解企業(yè)的融資約束、擴(kuò)大企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入這一微觀路徑，顯著提高了企業(yè)TFP，因而從總體上看金融效率的發(fā)展比金融規(guī)模的發(fā)展作用效果更強(qiáng)。

2. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：采用新產(chǎn)品產(chǎn)出指標(biāo)。上文分別使用金融規(guī)模的發(fā)展、金融效率的發(fā)展兩個(gè)指標(biāo)來分析金融發(fā)展對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，在兩個(gè)層面皆肯定了金融發(fā)展的積極作用。另外，為了測(cè)試以融資約束、研發(fā)創(chuàng)新投入作為中介變量的微觀傳導(dǎo)效應(yīng)是否穩(wěn)健，論文使用企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入的替代變量作進(jìn)一步分析。一般而言，投入與產(chǎn)出成正相關(guān)關(guān)系，因此選用新產(chǎn)品產(chǎn)出指標(biāo)（Inv）替代企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入，即用新產(chǎn)品產(chǎn)值與銷售收入的比值作為研發(fā)創(chuàng)新投入的替代變量，全樣本的回歸結(jié)果如表3所示。表3的結(jié)果與表2的結(jié)果基本一致，這進(jìn)一步驗(yàn)證了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

四、進(jìn)一步的企業(yè)、行業(yè)和城市的異質(zhì)性分組驗(yàn)證

為了檢驗(yàn)上述的分析結(jié)論是否對(duì)異質(zhì)性企業(yè)、異質(zhì)性行業(yè)和異質(zhì)性城市的影響存在差異，本文作如下進(jìn)一步的分組回歸分析。

（一）基于企業(yè)所有權(quán)異質(zhì)的分組檢驗(yàn)

在我國(guó)，不同所有制類別的企業(yè)獲得金融支持的難易程度存在較大差別，金融資本的使用效率也存在差異，為此，根據(jù)企業(yè)登記注冊(cè)類型細(xì)分企業(yè)樣本，將企業(yè)劃分為國(guó)有企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)。表4報(bào)告了區(qū)分企業(yè)所有權(quán)類型的分組回歸結(jié)果。區(qū)別于民營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)，國(guó)有企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入對(duì)工業(yè)企業(yè)TFP的影響顯著為負(fù)，城市金融規(guī)模的發(fā)展和效率的發(fā)展對(duì)國(guó)有工業(yè)企業(yè)TFP的影響不顯著，金融的發(fā)展也沒能通過增加企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入這一路徑提升企業(yè)TFP。對(duì)于民營(yíng)企業(yè)而言，本文的結(jié)論得到了很好的驗(yàn)證，即金融發(fā)展有助于促進(jìn)工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，金融發(fā)展通過緩解企業(yè)的融資約束、增加企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入進(jìn)而提升企業(yè)TFP的傳導(dǎo)路徑成立，且金融效率的發(fā)展對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響要高于金融規(guī)模的發(fā)展。對(duì)于外資企業(yè)，交叉項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，表明金融發(fā)展帶來融資約束的放松并未使得企業(yè)增加研發(fā)創(chuàng)新投入，這可能是由于我國(guó)人口紅利的逐漸消失、能源與原材料等生產(chǎn)資料的價(jià)格上升，大幅提升了外資企業(yè)的生產(chǎn)成本，外資企業(yè)獲得的融資更多的用于生產(chǎn)活動(dòng)的緣故。

（二）基于行業(yè)要素密集度異質(zhì)的分組檢驗(yàn)

參考江靜（2007）的研究，根據(jù)要素密集度不同，將樣本劃分為三組，表5報(bào)告了區(qū)分行業(yè)類別的分組回歸結(jié)果{16}。對(duì)于勞動(dòng)密集型工業(yè)企業(yè)，金融效率的發(fā)展促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，同時(shí)，金融發(fā)展能夠緩解企業(yè)融資約束、增加企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入，促進(jìn)企業(yè)TFP增長(zhǎng)。對(duì)于資本和技術(shù)密集型的工業(yè)企業(yè)，金融發(fā)展對(duì)TFP的增長(zhǎng)也發(fā)揮了積極的作用，但是從交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)來看，中介傳導(dǎo)效應(yīng)未能顯現(xiàn)。值得注意的是，比較而言，金融規(guī)模的發(fā)展對(duì)勞動(dòng)密集型工業(yè)企業(yè)TFP的影響更顯著，金融效率的發(fā)展對(duì)資本、技術(shù)密集型工業(yè)企業(yè)TFP的影響更顯著。

（三）基于城市行政級(jí)別異質(zhì)的分組檢驗(yàn)

考慮到不同行政級(jí)別的城市，其享受的政策優(yōu)惠的程度不同，獲取再分配資源的能力也不同，這種差異可能會(huì)引致城市金融發(fā)展對(duì)工業(yè)企業(yè)TFP的作用效果存在差異，因而，進(jìn)一步的根據(jù)城市的行政等級(jí)，將城市劃分為三個(gè)等級(jí)，第一等級(jí)是直轄市（4個(gè)）;第二等級(jí)是副省級(jí)城市和一般省會(huì)城市（26個(gè)）;第三等級(jí)是一般地級(jí)市（256個(gè)）。

表6報(bào)告了區(qū)分城市級(jí)別的分組回歸結(jié)果。就第一等級(jí)城市而言，金融規(guī)模的發(fā)展和金融效率的發(fā)展都顯著提升了工業(yè)企業(yè)TFP，但是金融發(fā)展并沒有通過研發(fā)創(chuàng)新投入帶來正的全要素生產(chǎn)率的提升效應(yīng)。就第二、三等級(jí)城市而言，金融規(guī)模的發(fā)展對(duì)工業(yè)企業(yè)TFP產(chǎn)生負(fù)的效應(yīng)，金融效率的發(fā)展產(chǎn)生正的效應(yīng)，從研發(fā)創(chuàng)新投入的傳導(dǎo)機(jī)制來看，對(duì)工業(yè)企業(yè)TFP均表現(xiàn)出顯著的促進(jìn)作用。另外，第三等級(jí)城市的企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入與TFP負(fù)相關(guān)，結(jié)合李靜等（2017）的研究，無論是全國(guó)層面、區(qū)域?qū)用孢€是產(chǎn)業(yè)層面，中國(guó)當(dāng)前均存在研發(fā)投入遞增與全要素生產(chǎn)率遞減同時(shí)并存的困境。第三等級(jí)城市的企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入與TFP負(fù)相關(guān)，這可能是由于地市級(jí)城市人力資本短缺，人力資本與研發(fā)創(chuàng)新投入不匹配，相對(duì)過度的研發(fā)創(chuàng)新投入反而阻礙了企業(yè)TFP的增長(zhǎng){17}。

五、研究結(jié)論及政策啟示

“新常態(tài)”時(shí)期，提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率是經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)的關(guān)鍵，而企業(yè)謀求全要素生產(chǎn)率提升的技術(shù)研發(fā)和創(chuàng)新活動(dòng)都離不開外部資金的支持，金融系統(tǒng)在這一活動(dòng)中扮演著重要的角色。本文將城市金融發(fā)展定義為規(guī)模的發(fā)展和效率的提高，結(jié)合工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)和城市級(jí)數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了城市金融發(fā)展對(duì)工業(yè)企業(yè)TFP的影響，以及基于企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入的微觀傳導(dǎo)效應(yīng)。結(jié)果表明城市金融規(guī)模的發(fā)展和金融效率的提高都顯著促進(jìn)了工業(yè)企業(yè)TFP的增長(zhǎng)，且后者的促進(jìn)作用要明顯高于前者，金融的發(fā)展能夠通過中介傳導(dǎo)效應(yīng)，緩解企業(yè)的融資約束，增加企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入，提升企業(yè)的TFP。在不同所有制類別的工業(yè)企業(yè)中，不同于民營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)，國(guó)有企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入與企業(yè)TFP負(fù)相關(guān)，城市金融發(fā)展對(duì)國(guó)有工業(yè)企業(yè)TFP的影響不顯著。在不同要素密集程度的行業(yè)類別中，金融效率的發(fā)展顯著影響勞動(dòng)密集型工業(yè)企業(yè)TFP，金融規(guī)模的發(fā)展顯著影響資本和技術(shù)密集型的工業(yè)企業(yè)TFP，在資本和技術(shù)密集型行業(yè)中，基于研發(fā)創(chuàng)新投入的中介傳導(dǎo)效應(yīng)未顯現(xiàn)。在不同行政等級(jí)的城市級(jí)別中，級(jí)別最高的四個(gè)省級(jí)城市，金融規(guī)模的發(fā)展和金融效率的提高都顯著提升了工業(yè)企業(yè)TFP，但是基于研發(fā)創(chuàng)新投入的中介傳導(dǎo)效應(yīng)不符合理論預(yù)期;對(duì)于第二、三等級(jí)城市，金融規(guī)模的發(fā)展對(duì)工業(yè)企業(yè)TFP產(chǎn)生負(fù)的效應(yīng)，且第三等級(jí)城市的企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入與TFP負(fù)相關(guān)，相對(duì)于地市級(jí)城市人力資本的短缺，過度的研發(fā)創(chuàng)新投入反而不利于企業(yè)TFP的增長(zhǎng)?；谝陨系难芯拷Y(jié)論，得到如下政策啟示：

第一，繼續(xù)深化金融體制改革，在金融規(guī)模化發(fā)展的同時(shí)更要注重金融發(fā)展的效率化，推動(dòng)金融市場(chǎng)由“行政主導(dǎo)型”向“市場(chǎng)導(dǎo)向型”轉(zhuǎn)變，充分發(fā)揮市場(chǎng)機(jī)制配置資源的優(yōu)勢(shì)，提高金融資源的配置效率。

第二，扭轉(zhuǎn)信貸市場(chǎng)對(duì)國(guó)有企業(yè)信貸偏向的觀念，減少國(guó)有企業(yè)對(duì)金融資源的過度占用，引導(dǎo)信貸資金更多地流向創(chuàng)新型的高新技術(shù)企業(yè)，進(jìn)一步拓展融資渠道，適當(dāng)放寬對(duì)創(chuàng)新型企業(yè)的授信條件，降低融資成本，切實(shí)有效地解決民營(yíng)企業(yè)融資難融資貴的問題。

第三，優(yōu)化金融產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，擴(kuò)大金融產(chǎn)業(yè)規(guī)模，發(fā)揮規(guī)模效應(yīng)，以滿足資本、技術(shù)密集型工業(yè)企業(yè)對(duì)大額資金的需求，做大做強(qiáng)金融產(chǎn)業(yè)，更好地為實(shí)體經(jīng)濟(jì)服務(wù)。

第四，為促進(jìn)企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新，地方政府還應(yīng)出臺(tái)相應(yīng)的鼓勵(lì)性政策，加強(qiáng)對(duì)高素質(zhì)創(chuàng)新型人才的培養(yǎng)和引進(jìn)，發(fā)揮城市的人才集聚效應(yīng)，加大對(duì)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)、技術(shù)創(chuàng)新等與日常主業(yè)經(jīng)營(yíng)密切相關(guān)領(lǐng)域的幫扶力度，充分挖掘城市的資源優(yōu)勢(shì)，提高城市的創(chuàng)新活力和創(chuàng)造熱情。

注釋：

① 蔡昉： 《中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)如何轉(zhuǎn)向全要素生產(chǎn)率驅(qū)動(dòng)型》，《中國(guó)社會(huì)科學(xué)》2013年第1期。

② 盛來運(yùn)、李拓、毛盛勇、付凌暉：《中國(guó)全要素生產(chǎn)率測(cè)算與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)前景預(yù)測(cè)》，《統(tǒng)計(jì)與信息論壇》2018年第12期。

③ A. Englander， R. Evenson and M. Hanazaki， R&D， Innovation and the Total Factor Productivity Slowdown， OECD Economic Studies， 1988， 11， pp.7-43.

④{17} 李靜、楠玉、劉霞輝：《中國(guó)研發(fā)投入的“索洛悖論”——解釋及人力資本匹配含義》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)家》2017年第1期。

⑤ M. Ayyagari， Asli Demirgüc-Kunt， V. Maksimovic， Firm Innovation in Emerging Markets： The Role of Finance， Governance， and Competition， Journal of Financial and Quantitative Analysis， 2011， 46（6）， pp.1545-1580.

⑥ 解維敏、方紅星：《金融發(fā)展、融資約束與企業(yè)研發(fā)投入》，《金融研究》2011年第5期。

⑦ 黎歡、龔六堂：《金融發(fā)展、創(chuàng)新研發(fā)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)》，《世界經(jīng)濟(jì)文匯》2014年第2期。

⑧ 劉貫春：《金融資產(chǎn)配置與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新：“擠出”還是“擠入”》，《統(tǒng)計(jì)研究》2017年第7期。

⑨ J. Greenwood， B. Jovanovic， Financial Development， Growth， and the Distribution of Income， Journal of Political Economy， 1990， 98（5）， pp.1076-1107.

⑩ A. W. Butler， J. Cornaggia， Does Access to External Finance Improve Productivity？ Evidence from a Natural Experiment， Journal of Financial Economies， 2011， 99（1）， pp.184-203.

{11} 陳啟清、貴斌威：《金融發(fā)展與全要素生產(chǎn)率：水平效應(yīng)與增長(zhǎng)效應(yīng)》，《經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理》2013年第7期。

{12} 趙強(qiáng)：《金融資源配置扭曲對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的實(shí)證分析》，《河南社會(huì)科學(xué)》2017年第12期。

{13} O. Levine， M. Warusawitharana， Finance and Productivity Growth： Firm-Level Evidence， Social Science Electronic Publishing， 2014， p.17.

{14} L. H. Summers， B. P. Bosworth， J. Tobin， Taxation and Corporate Investment： A Q-Theory Approach， Brookings Papers on Economic Activity， 1981， 12（1）， pp.67-140.

{15} 徐保昌、謝建國(guó)：《政府質(zhì)量、政府補(bǔ)貼與企業(yè)全要素生產(chǎn)率》，《經(jīng)濟(jì)評(píng)論》2015年第4期。

{16} 江靜、劉志彪、于明超：《生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)發(fā)展與制造業(yè)效率提升：基于地區(qū)和行業(yè)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析》，《世界經(jīng)濟(jì)》2007年第8期。

作者簡(jiǎn)介：羅良文，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，湖北武漢，430073;孫小寧，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，湖北武漢，430073。

（責(zé)任編輯? 陳孝兵）