盛安琪，耿獻輝

(南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，江蘇 南京 210014)

一、引 言

當(dāng)前，我國經(jīng)濟已處于高速增長階段向高質(zhì)量發(fā)展階段的轉(zhuǎn)型。在轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式中，如何促進企業(yè)由“資本和勞動推動發(fā)展”轉(zhuǎn)向“全要素推動發(fā)展”是經(jīng)濟增長方式能否實現(xiàn)根本性改變的關(guān)鍵。黨的十九大報告明確指出提高全要素生產(chǎn)率的目標(biāo)要求，充分表明提升全要素生產(chǎn)率對實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要意義。

在我國特殊的制度背景下，外資和民間資本進入金融行業(yè)一直受到嚴格的限制，以公有產(chǎn)權(quán)為主的國有銀行模式仍主導(dǎo)中國的銀行業(yè)競爭格局。這一競爭格局導(dǎo)致信貸市場上賣方強勢而買方劣勢的現(xiàn)象存在，企業(yè)面臨較高的貸款利率和貸款供給不足等問題，不利于企業(yè)經(jīng)營水平的改善和創(chuàng)新投資的增加[1]。但隨著銀行業(yè)發(fā)展日趨多元化，銀行業(yè)競爭變得越來越激烈。為爭奪市場份額，各大銀行不斷優(yōu)化自身的經(jīng)營模式和服務(wù)水平，積極為中小企業(yè)信貸需求提供便利，構(gòu)建完善而齊全的金融服務(wù)平臺，為推動企業(yè)發(fā)展和實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供了重要保障[2]。因此，本文擬研究銀行業(yè)競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，對促進我國銀行業(yè)的發(fā)展和實現(xiàn)經(jīng)濟的高質(zhì)量增長具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

從既往的研究來看，一是關(guān)于銀行業(yè)競爭經(jīng)濟后果的研究主要集中在宏觀層面(如經(jīng)濟穩(wěn)定?市場風(fēng)險偏好的選擇和利率傳導(dǎo)效率等)，二是主要側(cè)重于融資約束作為中介變量的作用機制研究。本文致力于聚焦微觀層面，利用企業(yè)相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)，將銀行業(yè)競爭與企業(yè)全要素生產(chǎn)率相匹配，力求在微觀層面研究銀行業(yè)競爭的經(jīng)濟后果。同時，引入實體投資和創(chuàng)新投資，進一步檢驗銀行業(yè)競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，進而從內(nèi)外部環(huán)境(如產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和市場化程度)來探討銀行業(yè)競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。

鑒于此，本文利用商業(yè)銀行分支機構(gòu)的數(shù)據(jù)，構(gòu)造省級層面的銀行業(yè)競爭水平指標(biāo)，將銀行業(yè)競爭與企業(yè)全要素生產(chǎn)率相匹配，基于2007～2017年滬深A(yù)股上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)，研究銀行業(yè)競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，銀行業(yè)競爭與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，符合“市場力量假說”；銀行業(yè)競爭加劇可通過增加企業(yè)實體投資和創(chuàng)新投資進一步提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率；銀行業(yè)競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響在市場化程度較高的地區(qū)及非國有企業(yè)中更為顯著。

二、理論分析與研究假設(shè)

銀行在金融體系中扮演著金融穩(wěn)定器的角色，為推動企業(yè)發(fā)展和實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供重要保障，因而探討銀行業(yè)競爭加劇對企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生怎樣的影響顯得尤為重要?，F(xiàn)有的研究主要概括為“市場力量假說”和“信息假說”兩種?！笆袌隽α考僬f”認為隨著銀行業(yè)競爭加劇，各個銀行為獲得新客戶和增強舊客戶的粘性，增加貸款供給和提供優(yōu)惠的貸款利率，企業(yè)融資難、融資成本高的問題可在一定程度上得到緩解，而銀行的壟斷導(dǎo)致貸款供給不足和較高的貸款利率[3]?！靶畔⒓僬f”則認為銀行業(yè)競爭加劇不利于企業(yè)成長，而銀行的壟斷地位有利于企業(yè)融資。

本文傾向于銀行業(yè)競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響符合“市場力量假說”，原因是：在我國目前的銀行業(yè)競爭格局下，信貸市場上賣方強勢而買方劣勢的現(xiàn)象普遍存在，企業(yè)面臨較高的貸款利率和貸款供給不足等問題。但隨著銀行業(yè)競爭越來越激烈，銀行通過改善自身的運營模式，積極為企業(yè)提供優(yōu)惠的貸款利率和供給，困擾企業(yè)的融資問題可在一定程度上得到緩解。從以往文獻的研究來看，探討融資問題的解決與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在密切的關(guān)系，主要表現(xiàn)在兩個方面。第一，當(dāng)企業(yè)面臨有利的投資機會尤其是投資金額巨大的項目時，企業(yè)可通過內(nèi)部資金和外部融資資金來滿足實體投資的需求，避免企業(yè)因資金不足導(dǎo)致資源錯配問題[4]。同時，企業(yè)融資約束的減輕，降低了外部資金獲取的難度，融資成本得到進一步下降，有利于企業(yè)經(jīng)營水平和生產(chǎn)率的提升。第二，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新存在資金投入大、研發(fā)周期長等問題，僅靠自身的內(nèi)部資金很難滿足研發(fā)活動所需的巨額前期投入，但企業(yè)融資約束的降低可促進企業(yè)對研發(fā)活動的資金支持，增強企業(yè)投資擴大發(fā)展的意愿和信心，有利于企業(yè)技術(shù)進步和生產(chǎn)率的提升。因此，銀行業(yè)競爭加劇緩解了融資約束，增進企業(yè)資本投資的意愿，進而提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。故此，本文提出研究假設(shè)1：銀行業(yè)競爭顯著提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

三、研究設(shè)計

(一)樣本來源與數(shù)據(jù)處理

本文以2007～2017年滬深A(yù)股上市公司為研究對象，參照盛明泉等(2016)的做法，對樣本進行如下的處理：(1)刪除金融類和ST類公司；(2)刪除部分財務(wù)數(shù)據(jù)缺失及明顯異常的公司[5]。經(jīng)上述方法處理后得到16838個樣本觀測值，運用Stata14軟件對樣本數(shù)據(jù)進行分析。

關(guān)于解釋變量銀行業(yè)競爭，通過整理銀監(jiān)會網(wǎng)站披露的金融許可證信息，按照省份手工整理商業(yè)銀行分支機構(gòu)的信息，得出銀行業(yè)競爭程度。被解釋變量企業(yè)全要素生產(chǎn)率，通過相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)的綜合計算得出。上述的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫，其余的財務(wù)特征數(shù)據(jù)和治理結(jié)構(gòu)特征數(shù)據(jù)全部來自國泰安數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫。

(二)變量界定及衡量

1.企業(yè)全要素生產(chǎn)率。本文涉及的被解釋變量為企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)，它是一個綜合性的指標(biāo)，主要的測量方法有OLS、OP和LP等方法。參考具有代表性的黎文靖和胡玉明(2012)及Giannettietal(2015)的OLS方法[6][7]，具體的測算模型為：

LnSale=α0+α1LnK+α2LnL+α3LnM+Year+Ind+Province+ε

(1)

其中，LnSale為主營業(yè)務(wù)收入的對數(shù)，LnK為固定資產(chǎn)凈值的對數(shù)，LnL為員工數(shù)量的對數(shù)，LnM為購入商品和勞務(wù)的金額的對數(shù)，Year為年度變量，Ind為行業(yè)變量，Province為省份變量。對(1)式進行回歸，得到模型的殘差即為全要素生產(chǎn)率[8]。

2.銀行業(yè)競爭。本文涉及的解釋變量為銀行業(yè)競爭(Bankcompet)，以銀監(jiān)會網(wǎng)站的銀行金融許可證為數(shù)據(jù)來源，手工整理各大銀行在各個省份的分支機構(gòu)信息。參考方芳和蔡衛(wèi)星(2016)的做法，首先統(tǒng)計五大國有銀行的數(shù)量，再以五大國有銀行分支機構(gòu)總數(shù)除以該省全部商業(yè)銀行分支機構(gòu)總數(shù)來定義CR5，并以(1-CR5)來衡量銀行業(yè)競爭程度[9]。五大國有銀行的壟斷程度越低，銀行業(yè)競爭程度越高。

3.控制變量。參考盛明泉等(2018)的做法，本文選取企業(yè)的財務(wù)特征和治理結(jié)構(gòu)特征作為控制變量[10]。財務(wù)特征變量包括企業(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負債率(Lev)、盈利能力(Roe)和成長性(Tobinq)，治理結(jié)構(gòu)特征變量包括機構(gòu)投資者持股(Inst)、“兩職”合一(Dual)、董事會規(guī)模(Board)和獨董比例(Inp)。此外，還控制年度變量(Year)、行業(yè)變量(Ind)和省份變量(Province)等11個變量。

(三)模型構(gòu)建

為檢驗銀行業(yè)競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用效果，本文設(shè)計如下的回歸模型：

TFP=b0+b1Bankcompet+Control+Year+Ind+Province+ε

(2)

其中，TFP為企業(yè)全要素生產(chǎn)率；Bankcompet為銀行業(yè)競爭水平，其系數(shù)b1是本文的核心關(guān)注點，若該系數(shù)顯著大于0，則表明銀行業(yè)競爭水平可提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，若該系數(shù)顯著小于0，則表明銀行業(yè)競爭水平不利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升；Control代表控制變量，主要包括企業(yè)的財務(wù)特征變量和治理結(jié)構(gòu)特征變量；Year、Ind和Province分別為行業(yè)變量、年度變量和省份變量；ε為隨機誤差項。

四、實證研究結(jié)果及分析

(一)描述性統(tǒng)計

表1列示各主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(N=16838)

可見，TFP的均值為0.018，最大值為0.966，而最小值小于0，表明樣本企業(yè)的TFP水平普遍偏低，且不同企業(yè)間的差距較大。Bankcompet的均值為0.579，中位數(shù)為0.573，最大值為0.749，三者均大于0.5，表明銀行業(yè)競爭水平很可能呈現(xiàn)右偏分布的態(tài)勢且銀行業(yè)競爭較為激烈。Lev的均值為0.422，最大值為0.854，說明樣本企業(yè)普遍舉債過高，存在一定的財務(wù)風(fēng)險。Inp的均值為0.371，但最小值為0.067，與證監(jiān)會要求的公司獨立董事占比應(yīng)不低于三分之一的標(biāo)準(zhǔn)不相符，說明部分公司的制度仍不太完善。治理結(jié)構(gòu)特征變量和財務(wù)特征變量在總體上分布較為合理，此處不再贅述。

(二)相關(guān)性分析

表2列示各變量間的相關(guān)性檢測結(jié)果。可見，Bankcompet與TFP呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，系數(shù)為0.041且在1%的水平上顯著，初步驗證了研究假設(shè)1成立，即具有競爭性的銀行市場環(huán)境有利于TFP的提升。上述檢驗結(jié)果只是變量間初步的相關(guān)性，仍需通過進一步的回歸檢驗加以論證?？刂谱兞颗cTFP均呈顯著的相關(guān)關(guān)系，表明控制變量的選取較為合理。同時，各變量間的相關(guān)系數(shù)基本在0.5以下，說明各變量之間不存在嚴重的共線性問題。

表2 變量的相關(guān)性分析

(三)主效應(yīng)的回歸結(jié)果分析

表3列示銀行業(yè)競爭與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。

表3 銀行業(yè)競爭與企業(yè)全要素生產(chǎn)率(N=16838)

該結(jié)果從經(jīng)驗數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上得出Bankcompet對TFP的影響方向。第(1)列未加入任何的控制變量，第(2)列在第(1)列的基礎(chǔ)上加入財務(wù)特征變量，第(3)列在第(2)列的基礎(chǔ)上加入治理結(jié)構(gòu)特征變量，第(4)列在第(3)列的基礎(chǔ)上加入年度變量、行業(yè)變量和省份變量。上述所有的回歸結(jié)果中，Bankcompet的系數(shù)均顯著為正，表明無論是否加入控制變量，本文的研究假設(shè)1均成立，說明銀行業(yè)競爭加劇可降低企業(yè)融資約束程度和融資成本，進而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，符合“市場力量假說”。另外，第(1)、(2)、(3)和(4)列的Adj_R2明顯提高，符合逐步回歸法的設(shè)計思路。

(四)穩(wěn)健性檢驗

本文采取以下的四種方法進行穩(wěn)健性檢驗。首先，盡管通過普通的OLS回歸方法獲取了主效應(yīng)回歸結(jié)果，但考慮到面板數(shù)據(jù)的特征，我們采用固定效應(yīng)模型進行回歸分析。其次，參考劉貫春等(2019)的研究思路，考慮到2011年中國經(jīng)濟增長對銀行業(yè)和企業(yè)發(fā)展的影響[11]，我們改變樣本區(qū)間重新驗證，選取2012～2017年作為新的研究樣本期。進一步選擇具有代表性的制造業(yè)樣本來重新驗證Bankcompet與TFP的關(guān)系。最后，考慮到OLS測算TFP可能出現(xiàn)同時性偏差的內(nèi)生性問題，本文在穩(wěn)健性分析中也使用LP半?yún)?shù)法(Levinsohn and Petrin,2003)來估計全要素生產(chǎn)率(TFP_LP)[12]。該方法將中間商品的投入作為代理變量，緩解內(nèi)生性問題，提高數(shù)據(jù)的測算準(zhǔn)確性。表4的回歸結(jié)果顯示，Bankcompet的系數(shù)符號和顯著性均未發(fā)生實質(zhì)性變化，進一步驗證主效應(yīng)回歸結(jié)果的可靠性。

表4 穩(wěn)健性檢驗

(五)內(nèi)生性檢驗

考慮到銀行業(yè)競爭與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間可能存在內(nèi)生性問題，借鑒黃賢環(huán)等(2018)的研究思路，本文采用銀行業(yè)競爭滯后一期(LBankcompet)作為工具變量，利用兩階段最小二乘法來進行回歸檢驗[13]。

表5的回歸結(jié)果顯示，在第一階段的回歸結(jié)果中，LBankcompet與Bankcompet的相關(guān)系數(shù)為正且高度顯著，這與預(yù)期相一致；在第二階段的回歸結(jié)果中，Bankcompet與TFP仍呈顯著正相關(guān)，表明在充分考慮內(nèi)生性問題后，銀行業(yè)競爭仍顯著正向影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，進一步驗證了研究結(jié)論的可靠性。

表5 內(nèi)生性檢驗(N=12941)

五、進一步分析

(一)作用機制分析

前文已證實，銀行業(yè)競爭的加劇顯著提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，但并未表明二者之間的作用機制。銀行業(yè)競爭與企業(yè)融資約束程度存在密切的關(guān)系，而融資約束程度直接影響企業(yè)的投資意愿和投資能力[14]。已有研究表明，資源配置效率是影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要因素，它既受到資源總量的影響，也受到管理決策的影響。銀行業(yè)競爭加劇，各個銀行可為客戶增加貸款供給和提供優(yōu)惠的貸款利率，降低企業(yè)外部資金獲取的難度。同時，創(chuàng)新能力是影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的另一個重要因素，創(chuàng)新需大量資金支持，隨著銀行業(yè)競爭越來越激烈，各個銀行積極主動加大對企業(yè)研發(fā)活動的資金支持，增強了企業(yè)創(chuàng)新的投資意愿，已成為銀行自覺自愿的明智選擇。故此，本文提出研究假設(shè)2：銀行業(yè)競爭影響資本投資，進而對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生作用。借此，以期打開銀行業(yè)競爭影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的“黑箱”。

本文借鑒溫忠麟等(2004)的中介效應(yīng)模型設(shè)計[15]，選取實體投資(Invest)和創(chuàng)新投資(RD)作為資本投資的中介變量。關(guān)于中介變量的衡量，我們使用固定資產(chǎn)、在建工程及工程物資之和與總資產(chǎn)之比作為實體投資的代理變量，以檢驗銀行業(yè)競爭是否通過增強企業(yè)實體投資來影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率；使用研發(fā)支出與總資產(chǎn)之比作為創(chuàng)新投資的代理變量，以檢驗銀行業(yè)競爭是否通過增強企業(yè)創(chuàng)新投資來影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率。構(gòu)建的回歸模型為模型3、4和5，中介效應(yīng)的判斷標(biāo)準(zhǔn)為：若β1在統(tǒng)計上不顯著，則不存在中介效應(yīng)；在滿足β1顯著的基礎(chǔ)上，若β2、β4顯著，β3顯著且其絕對值小于β1，則存在部分中介效應(yīng)；在滿足β1顯著的基礎(chǔ)上，若β2、β4顯著，而β3在統(tǒng)計上不顯著，則存在完全中介效應(yīng)。

TFP=β0+β1Bankcompet+Control+Year+Ind+Province+ε

(3)

Mid=β0+β2Bankcompet+Control+Year+Ind+Province+ε

(4)

TFP=β0+β3Bankcompet+β4Mid+Control+Year+Ind+Province+ε

(5)

表6的回歸結(jié)果顯示，第(1)、(2)、(3)列是銀行業(yè)競爭-實體投資-企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。第一步的回歸結(jié)果為第(1)列，銀行業(yè)競爭的系數(shù)在1%的水平上顯著正相關(guān)，與主效應(yīng)回歸部分一致；第二步的回歸結(jié)果為第(2)列，銀行業(yè)競爭的系數(shù)為0.133且在1%的水平上顯著，說明銀行業(yè)競爭提高了企業(yè)實體投資水平；第三步將銀行業(yè)競爭和中介變量Invest同時納入模型中進行檢驗，發(fā)現(xiàn)實體投資水平對TFP仍具有顯著的影響。另外，在第三步的檢驗中，第(2)、(3)列的銀行業(yè)競爭系數(shù)均小于第一步檢驗中的回歸系數(shù)，說明銀行業(yè)競爭、實體投資與企業(yè)全要素生產(chǎn)率三者之間存在顯著的部分中介效應(yīng)，即銀行業(yè)競爭加劇降低了企業(yè)融資約束和資金成本，增強企業(yè)實體投資的意愿，有利于企業(yè)經(jīng)營水平和生產(chǎn)率的提升。第(4)、(5)、(6)列是銀行業(yè)競爭-創(chuàng)新投資-企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。第一步的回歸結(jié)果為第(4)列，銀行業(yè)競爭的系數(shù)在1%的水平上顯著正相關(guān)，與主效應(yīng)回歸部分一致；第二步的回歸結(jié)果為第(5)列，銀行業(yè)競爭的系數(shù)為0.038且在1%的水平上顯著，說明銀行業(yè)競爭加劇同樣提高了企業(yè)創(chuàng)新投資；第三步將銀行業(yè)競爭和中介變量RD同時納入模型中進行檢驗，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新投資水平對企業(yè)全要素生產(chǎn)率仍具有顯著的影響。另外，在第三步的檢驗中，第(5)、(6)列的銀行業(yè)競爭系數(shù)均小于第一步檢驗中的回歸系數(shù)，說明銀行業(yè)競爭、創(chuàng)新投資與企業(yè)全要素生產(chǎn)率三者之間存在顯著的部分中介效應(yīng)，即銀行業(yè)競爭加劇降低了企業(yè)融資約束，促進企業(yè)對研發(fā)活動的資金支持，增強企業(yè)創(chuàng)新投資的意愿，有利于企業(yè)技術(shù)進步和生產(chǎn)率的提升。綜上可知，上述結(jié)果驗證了研究假設(shè)2關(guān)于銀行業(yè)競爭、資本投資與企業(yè)全要素生產(chǎn)率三者之間的關(guān)系。

表6 銀行業(yè)競爭與企業(yè)全要素生產(chǎn)率：實體投資和創(chuàng)新投資的中介效應(yīng)

(二)分組檢驗分析

前文雖然從總體上驗證了銀行業(yè)競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有正向的促進作用，但企業(yè)內(nèi)外部因素的差異是否對二者之間的關(guān)系產(chǎn)生影響呢?

從企業(yè)內(nèi)部來看，銀行業(yè)競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響受到產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異的影響，不同產(chǎn)權(quán)的企業(yè)面臨的融資約束程度不同，其投資水平也存在差異[16]。一方面，國有企業(yè)與國有銀行之間存在密切的關(guān)系，銀行對國有企業(yè)的資金實力、信譽水平較為了解，因此銀行也愿意為國有企業(yè)提供更多的信貸服務(wù)；另一方面，非國有企業(yè)在許多方面受到不公平的對待，使非國有企業(yè)往往面臨更強的外部融資約束，其融資成本也相對較高[17]。隨著銀行業(yè)競爭的加劇，倒逼大銀行轉(zhuǎn)變經(jīng)營發(fā)展模式，積極為中小企業(yè)信貸等需求提供服務(wù)。因此，相對于國有企業(yè)，銀行業(yè)競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響在非國有企業(yè)中更為顯著。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的數(shù)據(jù)通過手工整理得出，當(dāng)樣本為國有企業(yè)時，取值為1；反之，則為0。

從企業(yè)外部來看，市場化水平的高低也可能影響銀行業(yè)競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的不同導(dǎo)致市場化程度存在較大差異，因而企業(yè)的融資能力受到較大影響。在市場化程度較低的地區(qū)，法律法規(guī)不完善，信息無法快速、透明地傳遞[18]。當(dāng)銀行業(yè)競爭激烈時，一旦銀企關(guān)系被打破，銀行對重建合作關(guān)系的企業(yè)會更加苛刻，從而減少企業(yè)的信貸融資額。在市場化程度較高的地區(qū)，當(dāng)銀行業(yè)競爭激烈時，銀行不得不降低貸款利率、提高貸款額度和審批效率來增加客戶粘性，從而提高企業(yè)的信貸融資額。因此，相對市場化程度較低的地區(qū)，銀行業(yè)競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響在市場化程度較高的地區(qū)中更為顯著。市場化程度的衡量以廣東、上海、江蘇和浙江四個省份作為市場化程度較高的地區(qū)，如果樣本企業(yè)位于上述地區(qū)，取值為1；反之，則為0[19]。

表7的第(1)、(2)列報告不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的樣本組中銀行業(yè)競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。盡管Bankcompet在非國有企業(yè)和國有企業(yè)的系數(shù)都為正，但對非國有企業(yè)而言，Bankcompet的系數(shù)要高于國有企業(yè)。此外，非國有企業(yè)Bankcompet的系數(shù)在5%的水平上顯著，國有企業(yè)的系數(shù)則不顯著，表明非國有企業(yè)Bankcompet對TFP的促進作用更加明顯?？赡苁怯捎谠谖覈厥獾闹贫缺尘跋拢y行在信貸資源配置時更偏好于國有企業(yè)，使非國有企業(yè)往往面臨較高的融資成本和融資約束。但隨著銀行業(yè)競爭的加強，為獲得新的客戶和增加老客戶的粘性，銀行不得不積極為中小企業(yè)信貸等需求提供服務(wù)，非國有企業(yè)的受益程度可能更為顯著。第(3)、(4)列報告市場化程度不同的樣本組中銀行業(yè)競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用效果。在市場化程度較高的地區(qū)，Bankcompet的系數(shù)在5%的水平上顯著，而在市場化程度較低的地區(qū)，Bankcompet的系數(shù)在10%的水平上顯著且前者的系數(shù)大于后者，表明相對于市場化程度較低的地區(qū)，Bankcompet對TFP的影響在市場化程度較高的地區(qū)中更為顯著。可能是在市場化程度較高的地區(qū)，法律法規(guī)較為完善，信息能快速、透明地傳遞，當(dāng)銀行業(yè)競爭激烈時，銀行不得不降低貸款利率、提高貸款額度和審批效率來增加客戶粘性，從而擴大企業(yè)的信貸融資額。

表7 銀行業(yè)競爭與企業(yè)全要素生產(chǎn)率：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和市場化程度的分組檢驗

六、結(jié)論與啟示

本文引入中介變量(實體投資、創(chuàng)新投資)和調(diào)節(jié)變量(產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、市場化程度)，深入探究銀行業(yè)競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，銀行業(yè)競爭加劇確實能提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，符合“市場力量假說”；從影響機制的角度看，銀行業(yè)競爭加劇促進了企業(yè)實體投資和創(chuàng)新投資，進而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率；在非國有企業(yè)中，銀行業(yè)競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向影響仍顯著，但國有企業(yè)的上述關(guān)系不再顯著；無論市場化程度較高的地區(qū)還是市場化程度較低的地區(qū)，銀行業(yè)競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率都具有顯著的正向影響，但在市場化程度較高的地區(qū)，銀行業(yè)競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向影響更為顯著。

本文的研究具有三點啟發(fā)意義：(1)深化金融體制改革，建立健全現(xiàn)代金融市場體系，中小銀行的發(fā)展雖然加劇了銀行業(yè)競爭，但拓寬中小企業(yè)的融資渠道和降低企業(yè)融資成本，促進企業(yè)的實體投資和創(chuàng)新投資，從而推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級和轉(zhuǎn)型；(2)營造良好的外部環(huán)境是促進企業(yè)發(fā)展的基本保障，提高地區(qū)的市場化水平，保障信息能快速、透明地傳遞，減少銀行與企業(yè)之間的信息不對稱性，從而建立有效的信息識別機制，以緩解企業(yè)的融資約束；(3)優(yōu)化企業(yè)信貸資格審查制度，避免因制度缺失和意識形態(tài)等問題導(dǎo)致非國有企業(yè)在融資渠道、貸款利率和貸款額度等方面受到不公平對待，逐步形成健康、有序的銀行業(yè)競爭環(huán)境，使銀行更好地為企業(yè)提供有效的融資支持，促進企業(yè)積極創(chuàng)新和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。