聶一凡，王耀平，馬芬芬

（1. 西安歐亞學(xué)院 工商學(xué)院，陜西 西安 710065；2. 哥倫比亞大學(xué) SPS 學(xué)院，美國 紐約 10027；3. 西北大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，陜西 西安 710127）

引言

在黨的十九大報告中，強調(diào)了提高全要素生產(chǎn)率對我國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式的重要性。企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，不僅取決于企業(yè)自身的發(fā)展能力和競爭優(yōu)勢，還依賴著市場經(jīng)濟環(huán)境和法律制度環(huán)境。受金融發(fā)展滯后和法律法規(guī)不完善等因素的影響，我國企業(yè)普遍面臨著較大的融資約束[1]，導(dǎo)致創(chuàng)新活動受到嚴重制約[2]，技術(shù)進步受到阻礙，進而對全要素生產(chǎn)率造成負面影響。相應(yīng)的，優(yōu)化法律制度環(huán)境，改善企業(yè)面臨的融資環(huán)境，會對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生有利影響[3]?！段餀?quán)法》將應(yīng)收賬款和存貨等流動資產(chǎn)納入可擔(dān)保的抵押物范圍，增加了企業(yè)的負債能力，能夠有效的緩解企業(yè)融資約束。在此背景下，研究《物權(quán)法》出臺對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響有重要的現(xiàn)實意義。

現(xiàn)有研究基本認同融資約束對企業(yè)全要素生產(chǎn)率有負面影響。宋敏等學(xué)者研究了金融科技與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間關(guān)系，認為金融科技能在“量”上緩解企業(yè)融資約束，進而顯著提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率[4]。學(xué)者孫陽陽和丁玉蓮的研究表明企業(yè)融資約束得到緩解后，有足夠的資金進行研發(fā)活動，從而提高全要素生產(chǎn)率[3]。部分學(xué)者還從產(chǎn)業(yè)角度論證了融資約束對產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，如胡泉水等學(xué)者的研究表明融資約束加劇了農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)技能結(jié)構(gòu)失衡，進而制約其全要素生產(chǎn)率的提高[5]。除以上研究外，蔣長流等學(xué)者基于A 股上市公司的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)融資約束大的企業(yè)更容易受到大股東掏空的侵蝕，對企業(yè)全要素生產(chǎn)率造成負面影響[6]。

《物權(quán)法》出臺可以提高企業(yè)負債融資的規(guī)模。從資金供給者的角度看，法律制度的完善有利于提高債權(quán)人的保護水平，刺激債權(quán)人提高資金供給水平[7]。鄭志剛和鄧賀斐的研究發(fā)現(xiàn)銀行信貸規(guī)模與法律環(huán)境呈正相關(guān)關(guān)系，《物權(quán)法》的出臺有利于增加銀行信貸規(guī)模[8]；從資金需求者的角度看，《物權(quán)法》出臺使得資金需求者的融資規(guī)模增加。學(xué)者Bae 和Goyal 認為法律制度越完善，越有利于企業(yè)從外部獲得融資[9]。Berkowitz 等學(xué)者提到部分企業(yè)在《物權(quán)法》出臺之后，能夠彌補由于抵押擔(dān)保品缺乏而導(dǎo)致的融資緊張，使其融資規(guī)模出現(xiàn)顯著增長[10]。學(xué)者Qian 和Strahan 則認為法律制度出臺能夠降低企業(yè)的融資成本，提高企業(yè)融資規(guī)模[11]。

根據(jù)以上研究發(fā)現(xiàn)，從理論上看，《物權(quán)法》可以通過緩解企業(yè)融資約束，進而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。因此，本文選擇2004-2010 年A 股上市公司為研究對象，實證檢驗《物權(quán)法》出臺對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響情況，具體內(nèi)容如下：首先，分析《物權(quán)法》提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的機理；其次，使用雙重差分法進行實證檢驗；最后，從法律制度環(huán)境和金融市場化程度出發(fā)，對《物權(quán)法》出臺提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用進行異質(zhì)性檢驗。

本文的邊際貢獻有兩點：第一，從法律的視角完善了企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響因素的研究，對如何完善法律制度以提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有重要的現(xiàn)實意義。第二，以《物權(quán)法》出臺為準(zhǔn)自然實驗，檢驗了融資約束對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，為融資約束與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系的研究提供了新的證據(jù)。

一、制度背景與理論分析

（一）《物權(quán)法》發(fā)展歷程

擔(dān)保物權(quán)制度的法律規(guī)定是在發(fā)展中逐步完善的，具體可分為三個階段：第一階段：萌芽階段（1981-1994）。1981 年頒布的《中華人民共和國經(jīng)濟合同法》首次對擔(dān)保這一概念做了正式規(guī)定，1987 年《中華人民共和國民法通則》對擔(dān)保和抵押作了初步規(guī)定，這一時期主要是對相關(guān)概念進行規(guī)定和解釋，對擔(dān)保制度進行了初步設(shè)計和規(guī)定；第二階段：發(fā)展階段（1995-2006）。1995 年出臺了《擔(dān)保法》，對抵押權(quán)和質(zhì)押權(quán)等概念作出了規(guī)定，但此時物權(quán)制度仍未完善，例如主要貸款機構(gòu)銀行在發(fā)放抵押貸款時要求以不動產(chǎn)為擔(dān)保品，缺乏不動產(chǎn)的企業(yè)仍舊難以獲得抵押貸款；第三階段：完善階段（2007-至今）。2007 年《物權(quán)法》出臺，進一步完善了擔(dān)保物權(quán)制度，《物權(quán)法》對所有權(quán)、擔(dān)保物權(quán)和用益物權(quán)等物權(quán)歸屬做了詳細的規(guī)定，并構(gòu)建了更為完整的擔(dān)保物權(quán)制度，對企業(yè)債務(wù)融資行為產(chǎn)生了積極影響。

（二）理論分析

我國資本市場發(fā)展仍處于初級階段，企業(yè)的融資渠道較為單一，大多數(shù)企業(yè)只能選擇銀行貸款作為主要的融資渠道，然而由于銀行與企業(yè)之間存在信息不對稱，以銀行為主的傳統(tǒng)金融機構(gòu)在發(fā)放貸款時，更傾向于給大型國有企業(yè)發(fā)放貸款，使得那些具有發(fā)展?jié)摿Φ闹行∑髽I(yè)面臨信貸配給[12]。融資約束會嚴重阻礙企業(yè)的研發(fā)和技術(shù)進步，而技術(shù)進步受阻會進一步妨礙全要素生產(chǎn)率提升[13-14]。由此可見，緩解融資約束可以有效的提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

法律制度可以很大程度上影響企業(yè)的負債融資[15,16]。在《物權(quán)法》出臺之前，我國的擔(dān)保物權(quán)制度比較落后，大多數(shù)企業(yè)缺乏合法的抵押品，較難獲得信貸資金支持，使得企業(yè)普遍受到較大的融資約束?！段餀?quán)法》出臺之后極大緩解了企業(yè)的融資約束。具體的，《物權(quán)法》出臺可以從兩方面緩解企業(yè)的融資約束。首先，《物權(quán)法》擴大了抵押物范圍，例如增加了存貨和應(yīng)收賬款等新型擔(dān)保物權(quán)，極大地增加了企業(yè)運用擔(dān)保品進行融資的操作空間。由于交易市場信息不對稱、契約不完備等因素的普遍存在，使得企業(yè)能否提供可信賴的擔(dān)保品成為其是否獲得融資的重要條件。而《物權(quán)法》將應(yīng)收賬款等流動性資產(chǎn)作為合法的抵押品，不僅提升了企業(yè)在資本市場獲得融資的機會，還能通過流動資產(chǎn)的市場化交易，提高流動資產(chǎn)的市場價值，促進銀行等金融機構(gòu)向企業(yè)提供流動性資產(chǎn)抵押貸款，極大緩解企業(yè)面臨的融資約束問題。其次，《物權(quán)法》不僅放寬了擔(dān)保物權(quán)行使的條件，還降低了抵押貸款的交易成本。對于債權(quán)人來說，《物權(quán)法》對擔(dān)保物權(quán)貸款的償還方式、償還過程和償還順序做了新的規(guī)定，降低了債權(quán)人抵押貸款的風(fēng)險，激勵債權(quán)人提高資金供給。對債務(wù)人來說，《物權(quán)法》簡化了其實現(xiàn)抵押權(quán)的程序，提高了抵押財產(chǎn)執(zhí)行的效率，降低了債務(wù)人抵押貸款的成本，激勵企業(yè)的融資行為。由此可見，《物權(quán)法》出臺會從供給和需求兩方面來緩解企業(yè)面臨的融資約束。

結(jié)合以上分析提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：《物權(quán)法》出臺能夠推動企業(yè)提高全要素生產(chǎn)率。

根據(jù)以上分析發(fā)現(xiàn)，《物權(quán)法》出臺通過緩解融資約束提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，融資約束大的企業(yè)對《物權(quán)法》出臺的反應(yīng)更敏銳。因此，融資約束越大的企業(yè)，《物權(quán)法》出臺緩解融資約束的作用越大，進而提升全要素生產(chǎn)率的作用越強。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：《物權(quán)法》出臺通過緩解融資約束提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，企業(yè)融資約束越大，《物權(quán)法》出臺后提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用越顯著。

企業(yè)融資約束受到法律制度環(huán)境和金融市場化程度等因素影響，法律制度環(huán)境好的地區(qū)，無論是產(chǎn)權(quán)和契約保護力度還是法律執(zhí)行效率都比較高[17]。在《物權(quán)法》出臺后，法律制度環(huán)境好的地區(qū)擔(dān)保物權(quán)制度改革執(zhí)行得更好，緩解融資約束能力更強，提升全要素生產(chǎn)率的作用效果更明顯。而金融市場化程度高的地區(qū)，金融資源更豐富，金融資源配置效率更高[18]。《物權(quán)法》出臺后，金融市場化程度高的地區(qū)，企業(yè)能夠充分利用金融市場資源緩解融資約束，提升全要素生產(chǎn)率的作用更大。由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：《物權(quán)法》出臺提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用在法律環(huán)境好的地區(qū)更大。

假設(shè)4：《物權(quán)法》出臺提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用在金融市場化程度高的地區(qū)更大。

二、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定

使用雙重差分法進行政策效應(yīng)評估，能夠很大程度上避免內(nèi)生性問題。因此，本文采用雙重差分法來研究《物權(quán)法》出臺對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。構(gòu)造的基準(zhǔn)模型如下：

其中，TFPit表示企業(yè)全要素生產(chǎn)率；Policyi表示政策是否實行的變量，政策出臺之后的年份取1，政策出臺之前的年份取0；Lowt為分組變量，實驗組取1，對照組取0；Controlit為控制變量；βi為個體固定效應(yīng)，βt為時間固定效應(yīng)；c為常數(shù)項、εit為殘差項；下標(biāo)i 表示公司、下標(biāo)t 表示年份。Policyi·Lowt為政策變量和分組變量的交互項，α1反映了政策效應(yīng)，當(dāng)α1大于0 時說明《物權(quán)法》出臺對企業(yè)全要素生產(chǎn)率有正向影響，小于0 則相反。本文所有的回歸均控制了個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)。

（二）變量設(shè)置

1.被解釋變量

被解釋變量為企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）。采用LP 法和GMM 法估計企業(yè)全要素生產(chǎn)率[19-20]。

2.解釋變量

本文的核心解釋變量為《物權(quán)法》出臺政策虛擬變量（Policyi）與分組虛擬變量（Lowt）的交互項Policyi·Lowt。在設(shè)置實驗組和對照組時，參考學(xué)者Vig、錢雪松和方勝的設(shè)置方式[21-22]，從公司固定資產(chǎn)占比的角度出發(fā)來構(gòu)造，邏輯如下：在《物權(quán)法》出臺之前，固定資產(chǎn)占比較高的公司就可以抵押固定資產(chǎn)而獲得貸款，《物權(quán)法》出臺對其債務(wù)融資的影響相對有限。而對于固定資產(chǎn)占比較低的公司，在《物權(quán)法》出臺之前，可用于抵押貸款的固定資產(chǎn)很少，因此其對擔(dān)保物權(quán)制度的變革更為敏感。簡言之，《物權(quán)法》的出臺對固定資產(chǎn)占比高的公司產(chǎn)生的作用小，對于固定資產(chǎn)占比低的公司產(chǎn)生的作用大。因此本文從公司固定資產(chǎn)占比的角度出發(fā)來構(gòu)造實驗組和對照組。具體操作為，將樣本公司的固定資產(chǎn)占比從低到高排序后分為三組，占比最高的1/3 作為對照組，占比最低的1/3 作為實驗組，在設(shè)置分組虛擬變量時，實驗組取1，對照組取0。

3.控制變量

在控制變量選擇上，參考王思文和孫亞輝、錢雪松和方勝的設(shè)置方法[23-24]，選擇如下描述企業(yè)特征的變量作為控制變量：資產(chǎn)負債率、流動資產(chǎn)比率、資產(chǎn)報酬率、財務(wù)杠桿、市值有限資產(chǎn)比、托賓Q 值和企業(yè)規(guī)模?？刂谱兞康挠嬎惴绞揭姳?。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文基于2004-2010 年A 股上市公司的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)主要來自WIND 數(shù)據(jù)庫。在進行樣本數(shù)據(jù)篩選時，剔除了ST 類、*ST 類和數(shù)據(jù)缺失的上市公司，最終得到7423 個公司—年份的觀測值。由于《物權(quán)法》在2007 年正式開始施行，因此將2004-2006 年作為擔(dān)保物權(quán)制度改革之前，將2007-2010 年作為改革之后。表1 匯報了變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表1：變量定義和描述性統(tǒng)計

三、回歸分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

為了檢驗《物權(quán)法》出臺對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，本文基于式（1）進行回歸分析，表2 匯報了結(jié)果。列（1）-（4）中政策變量和分組變量交互項的系數(shù)均顯著為正，這說明《物權(quán)法》政策出臺可以顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，假說1 得證?！段餀?quán)法》出臺通過擴大企業(yè)抵押擔(dān)保品范圍，使得企業(yè)融資能力得以提升，為企業(yè)研發(fā)、技術(shù)引進等提供了資金支持，這些將有利于企業(yè)提高全要素生產(chǎn)率。

控制變量中，資產(chǎn)報酬率越高，企業(yè)全要素生產(chǎn)率越高，企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)全要素生產(chǎn)率越低，這一結(jié)果符合預(yù)期。而資產(chǎn)負債率和流動資產(chǎn)比率在兩種TFP 計算方法下回歸系數(shù)符號相反，財務(wù)杠桿、市值有形資產(chǎn)比、托賓Q 值三個指標(biāo)在兩種TFP 計算方法下顯著性表現(xiàn)不同。

表2：基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗

本文通過重新選擇分組標(biāo)準(zhǔn)進行穩(wěn)健性檢驗。第一種，仍然將固定資產(chǎn)占比最高的1/3 企業(yè)作為對照組，而將固定資產(chǎn)占比位于中間的1/3 企業(yè)作為實驗組，并根據(jù)實驗組取1、對照組取0 生成新的虛擬變量Low1進行回歸分析；第二種，選擇固定資產(chǎn)占比高的1/2 企業(yè)作為對照組，占比低的1/2 企業(yè)作為實驗組，并取值生成新的虛擬變量Low2進行回歸分析。如果在以上兩種新的分組方式下，擔(dān)保物權(quán)制度改革虛擬變量（Policyi）與分組虛擬變量（Lowt）的交互項的系數(shù)仍然顯著，則說明實驗組和對照組的設(shè)置是合理的。

表3：穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

根據(jù)表3 的檢驗結(jié)果可以看出，在新的分組方式下，政策虛擬變量與分組虛擬變量交互項的系數(shù)仍然顯著為正，說明更換分組方式后，《物權(quán)法》的出臺仍然有利于提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，這與本文最初設(shè)置的實驗組對照組的回歸結(jié)果相同，因此本文對實驗組和對照組的構(gòu)造方式是合理的。

（三）平行趨勢檢驗

1.企業(yè)全要素生產(chǎn)率的時間趨勢圖

根據(jù)固定資產(chǎn)占比最高1/3 企業(yè)為對照組，占比最低1/3 企業(yè)為實驗組，分別計算兩組樣本在2004-2010 年企業(yè)全要素生產(chǎn)率的均值，并根據(jù)計算結(jié)果繪制時間趨勢圖，如圖1 和圖2 所示，圖1 的企業(yè)全要素生產(chǎn)率是采用GMM 法計算出來的，圖2 的企業(yè)全要素生產(chǎn)率是采用LP 法計算出來的。圖中實線為實驗組的TFP 均值的變化情況，虛線為對照組的TFP 均值變化情況。根據(jù)圖1 可以看出，在《物權(quán)法》出臺之前，實驗組和對照組具有相同的增長趨勢，而在《物權(quán)法》頒布之后，實驗組的TFP 均值變化情況明顯快于對照組的變化，兩組TFP 的增長趨勢明顯在擴大。從TFP 變化趨勢圖可以初步證明實驗組和對照組滿足平行趨勢假定。

圖1：企業(yè)全要素生產(chǎn)率變化趨勢圖（基于GMM 法）

圖2：企業(yè)全要素生產(chǎn)率變化趨勢圖（基于LP 法）

2.平行趨勢檢驗

在進行平行趨勢檢驗時，需要重點考察《物權(quán)法》出臺之前實驗組和對照組是否具有共同趨勢，因此，需要構(gòu)造《物權(quán)法》出臺之前的年份變量year2004、year2005 和year2006（2004、2005 和2006年份取1，其他年份取0），并與分組變量形成交互項，將交互項加入回歸模型中，如果Policyi·Lowt的系數(shù)顯著，年份變量與分組變量交互項的系數(shù)不顯著，則說明在物權(quán)擔(dān)保制度改革之前，實驗組與對照組具有共同趨勢。根據(jù)表4 的檢驗結(jié)果可以看出，在兩種TFP 計算方法下，Policyi·Lowt的系數(shù)都是顯著為正的，而僅在LP 方法下2004 年的交互項在10%的水平下顯著，其他年份均不顯著，因此可以認為滿足平行趨勢檢驗。

表4：平行趨勢檢驗結(jié)果

（三）《物權(quán)法》出臺提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的機制檢驗

在上文研究的基礎(chǔ)上，對《物權(quán)法》出臺提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率作用機制展開檢驗，如果融資約束機制真的成立，那么企業(yè)全要素生產(chǎn)率的變化將表現(xiàn)出以下特征：《物權(quán)法》出臺將對融資約束大的企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高作用更大；而對融資約束小的企業(yè)，在《物權(quán)法》出臺后全要素生產(chǎn)率的提升效果很小或者不明顯?；谝陨戏治?，參考學(xué)者錢雪松和方勝的檢驗方法[24]，對這一機制展開實證檢驗。本文所使用的企業(yè)融資約束指數(shù)SA，參考學(xué)者盧盛峰和陳思霞的計算方式[25]，選擇具有很強外生性的企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡兩個數(shù)據(jù)來構(gòu)造SA 指數(shù)，衡量樣本企業(yè)所面臨的融資約束程度。SA 的計算公式為：SA = -0.737*Size+ 0.043*Age2-0.040*Age，其中Size 表示企業(yè)規(guī)模，Age 表示企業(yè)年齡。按照SA 指數(shù)的中位數(shù)將樣本分成融資約束較強和融資約束較弱兩個子樣本，分別在子樣本內(nèi)按照固定資產(chǎn)占比三分數(shù)構(gòu)造對照組和實驗組，并運用雙重差分法展開分組檢驗，檢驗結(jié)果如表5 所示。

表5：融資約束機制檢驗結(jié)果

根據(jù)檢驗結(jié)果，當(dāng)融資約束大時，兩種計算方法下，政策變量和分組變量交互項的系數(shù)都是顯著為正的，而當(dāng)融資約束小時，交互項的系數(shù)不僅特別小，而且不顯著。與融資約束小的企業(yè)相比，《物權(quán)法》的出臺對融資約束大的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用更明顯，假說2 得以驗證。這說明，《物權(quán)法》出臺通過緩解融資約束提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用機制確實存在。

（四）《物權(quán)法》出臺提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的異質(zhì)性檢驗

各省份法律制度環(huán)境和金融市場化數(shù)據(jù)使用樊綱等學(xué)者的“政府與市場的關(guān)系指數(shù)”和“金融業(yè)的市場化指數(shù)”衡量，并取2004-2010 年的平均值代表各地區(qū)的法律制度環(huán)境和金融市場化程度。參考錢雪松和方勝的檢驗方法[24]，按照中位數(shù)法，將樣本分為法律制度環(huán)境好和法律制度環(huán)境差、金融市場化程度高和金融市場化程度低兩組，分別進行回歸檢驗。

1.法律制度環(huán)境異質(zhì)性檢驗

根據(jù)表6 可知，法律制度環(huán)境好的樣本中，兩種計算全要素生產(chǎn)率的方法下交互項Policyi·Lowt的系數(shù)都是顯著為正的，而在法律制度環(huán)境差的樣本中，兩種計算全要素生產(chǎn)率的方法下交互項的系數(shù)都是不顯著的。這表明《物權(quán)法》出臺提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用在法律制度環(huán)境好的地區(qū)更大，假設(shè)3 得以驗證。進一步說明，在法律制度環(huán)境差的地區(qū)，《物權(quán)法》出臺緩解融資約束的能力受到產(chǎn)權(quán)和契約保護力度差、法律執(zhí)行效率低等因素的制約，較難發(fā)揮其促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的作用。

表6：法律制度環(huán)境異質(zhì)性檢驗結(jié)果

2.金融市場化程度異質(zhì)性檢驗

從表7 可知，在金融市場化程度高的樣本中，兩種TFP 計算方法下，交互項Policyi·Lowt的系數(shù)都是顯著為正的，而在金融市場化程度低的樣本中，交互項的系數(shù)不僅比較小而且不顯著。這說明《物權(quán)法》出臺提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用在金融市場化程度高的地區(qū)更大，假設(shè)4 得到驗證。在金融市場化程度低的地區(qū)，信息不對稱和委托代理問題嚴重，金融資源也更加匱乏，導(dǎo)致《物權(quán)法》對融資約束的影響不顯著，進而未能顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

表7：金融市場化程度異質(zhì)性檢驗結(jié)果

四、結(jié)論與啟示

近年來，如何提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率是國家重視的焦點。然而由于中國企業(yè)普遍面臨較強的融資約束，導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)投入不足，企業(yè)全要素生產(chǎn)率普遍不高。本文考察了《物權(quán)法》出臺對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響及其機理，并且采用雙重差分模型進行實證檢驗。主要的研究結(jié)論如下：第一，《物權(quán)法》出臺對企業(yè)提高全要素生產(chǎn)率具有顯著的促進作用；第二，緩解融資約束是《物權(quán)法》出臺促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的作用機制，當(dāng)企業(yè)面臨的融資約束越大，《物權(quán)法》出臺對全要素生產(chǎn)率的提升作用越明顯；第三，《物權(quán)法》出臺緩解融資約束提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用效果受法律制度環(huán)境和金融市場化程度等因素的影響，法律制度環(huán)境越好、金融市場化程度越高的地區(qū)，《物權(quán)法》出臺促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的效果越大。

根據(jù)本文的研究結(jié)論，有以下三點政策啟示：其一，《物權(quán)法》出臺對企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高有積極影響，所以政府應(yīng)該繼續(xù)改革完善《物權(quán)法》，充分發(fā)揮其促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的作用；其二，由于融資約束是《物權(quán)法》促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的作用機制，所以為了提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，政府應(yīng)當(dāng)努力營造良好的融資環(huán)境，不斷深化金融市場改革，致力于解決企業(yè)面臨的融資難、融資貴等問題，努力降低企業(yè)面臨的融資約束問題，促進企業(yè)展開研發(fā)和科技創(chuàng)新活動，提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率；其三，提高地區(qū)法律制度環(huán)境和金融市場化程度能夠有效地發(fā)揮《物權(quán)法》提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用，因此政府應(yīng)當(dāng)致力于創(chuàng)造良好的法律政策環(huán)境，充分發(fā)揮市場調(diào)節(jié)經(jīng)濟的能力，減少對金融市場的干預(yù)，推進金融市場化。