融資約束差異對企業(yè)投資效果及產(chǎn)出規(guī)模的影響

[摘 要] 在我國金融市場尚處于市場化進程中，私營經(jīng)濟部門在融資過程中往往面臨著和制度有關的價格歧視問題。兩類企業(yè)受到不同融資條件的約束，其投資行為難免會出現(xiàn)扭曲，影響資源配置效率。針對上述問題采用理論推導和經(jīng)驗驗證相結(jié)合的方法，構建包含私營與國有兩種所有制企業(yè)的部門生產(chǎn)函數(shù)，定量分析融資約束差異對不同所有制企業(yè)投資規(guī)模與效果的影響，從實證經(jīng)濟學角度說明中國金融改革的必要性。

[關鍵詞] 融資約束差異;私營企業(yè);國有企業(yè);投資效果;產(chǎn)出規(guī)模

[中圖分類號] F740[文獻標識碼] A[文章編號] 1009-6043（2020）03-0081-03

在實物資本的積累過程中，金融體系為投資者提供融資服務。一個功能完善的金融體系應有效調(diào)節(jié)貨幣資本供需，同時也能夠在一定程度上制約低效率投資。但是，中國金融體系尚處在市場化進程，私營經(jīng)濟部門在融資過程中往往面臨和產(chǎn)權制度有關的“價格歧視”（Sun，2014）。由于私營與國有企業(yè)受到不同融資條件的約束，即兩類企業(yè)之間存在融資約束差異，將直接影響其投資決策及投資效果。因此，本文在前期研究基礎上，采用理論推導和經(jīng)驗驗證相結(jié)合的方法，致力于量化融資約束差異對工業(yè)部門內(nèi)不同所有制企業(yè)的投資效果產(chǎn)生的影響，以期為金融市場改革進程和方向提供經(jīng)驗支撐。

一、工業(yè)部門生產(chǎn)函數(shù)模型設定

為了研究融資約束差異對工業(yè)部門投資效果的影響，首先通過建立部門生產(chǎn)函數(shù)明確部門要素投入與產(chǎn)出之間的關系，并作以下設定：

（1）工業(yè)部門包含國有（S）與私營（P）兩類不同所有制企業(yè);

（2）工業(yè)部門投入的生產(chǎn)要素可概括為實物資本（K）和人力資本（H）;

（3）由于需要分析工業(yè)部門內(nèi)私營與國有兩類不同企業(yè)的投資效果，所以有必要考慮兩類企業(yè)占有的實物資本非同質(zhì);對兩類企業(yè)的人力資本則不作進一步區(qū)分;

（4）工業(yè)部門的生產(chǎn)函數(shù)符合C-D技術特點。

基于以上設定，工業(yè)部門t周期的生產(chǎn)函數(shù)可以表示為：

其中，Yt表示工業(yè)部門t周期的增加值;K和K分別表示工業(yè)部門內(nèi)私營和國有企業(yè)的資本存量;Ht表示工業(yè)部門人力資本存量;A為全要素生產(chǎn)率，為簡化分析設其為常數(shù);βS、α分別為實物資本和人力資本的產(chǎn)出彈性，且α+βS+βP >1，表明企業(yè)滿足規(guī)模報酬遞增（孫卓，2018）。

式（1）中，實物資本存量與人力資本存量的測算思路如下：

（1）沿用張軍和章元（2003）的方法測算實物資本存量Kt：

其中，K表示第t-1期的資本存量;K、I及分別表示第t期的資本存量與投資額;為資本折舊率，且為常數(shù)。

（2）由于就業(yè)規(guī)模不能有效解釋中國國內(nèi)生產(chǎn)總值（朱彥元，2011），因此，根據(jù)Lucas（1977）、Romer（1986）的思路，將人力資本納入生產(chǎn)函數(shù)。即綜合考慮就業(yè)量Lt及工業(yè)部門勞動者的人均人力資本存量ht，以估算人力資本存量Ht：

Ht=ht·Lt （3）

式（3）中，工業(yè)部門人均人力資本存量h沿用馮曉等（2012）的建議，按就業(yè)人員的平均受教育年限估算：

式（4）中，bj代表不同教育層次;m表示獲得bj學歷所需的受教育年限總和;p表示具有bj學歷者L占部門就業(yè)人員L比例：

二、數(shù)據(jù)描述

計量分析選取中國規(guī)模以上私營與國有工業(yè)企業(yè)為研究對象。部分數(shù)據(jù)可直接取自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》和《中國勞動統(tǒng)計年鑒》等;部分數(shù)據(jù)需要依據(jù)可獲取數(shù)據(jù)進一步測算。根據(jù)就業(yè)者受教育背景統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可得性，經(jīng)驗研究數(shù)據(jù)取樣的起止年份為2004-2017年。

（一）產(chǎn)出

1.工業(yè)增加值與應交增值稅

工業(yè)增加值是最適合描述工業(yè)經(jīng)濟產(chǎn)出的指標。由于規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)部分年份的工業(yè)增加值數(shù)據(jù)缺失，故依據(jù)國民經(jīng)濟核算的生產(chǎn)法，選擇1999-2007年間應交增值稅可作為代理變量。

2.價格指數(shù)平減

為了使不同年份的產(chǎn)出數(shù)據(jù)之間可比，文本以1985年為100的工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)測算2004年為基年的工業(yè)產(chǎn)出價格平減指數(shù)P。工業(yè)企業(yè)產(chǎn)出（可比價）Y滿足式（6）。

其中，工業(yè)部門總產(chǎn)出Yt為國有與私營工業(yè)企業(yè)產(chǎn)出之和，即。

（二）實物資本存量

由于規(guī)模以上國有與私營工業(yè)企業(yè)的投資額、折舊率等數(shù)據(jù)缺失，因此無法直接估算工業(yè)部門資本存量。本文參考陳詩一（2011）的測算方法：1）確定初始資本存量;2）根據(jù)固定資產(chǎn)原值、折舊額等數(shù)據(jù)估算資本折舊率;3）以固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)平減當年新增投資額;4）采用永續(xù)盤存法計算當年實物資本存量。

1.初始資本存量

按照資本永續(xù)盤存法，初始資本存量K是由過去若干年間的投資所形成。但是，中國私營經(jīng)濟投資數(shù)據(jù)缺失，故對初始資本存量的測算方法做簡化處理，以2004年的固定資產(chǎn)凈值代替期初資本存量（式（7）），

其中，OVFA、AD分別為2004年企業(yè)固定資產(chǎn)原值與累計折舊。

2.折舊率

考慮到研究期間較短，故將固定資產(chǎn)折舊率設定為常數(shù)。具體測算方法為：

（1）根據(jù)式（8），本年折舊額Dt等于累計折舊額的增加值;

（2）各期折舊率滿足式（9），即t期折舊率等于本年折舊額D除以t-1期固定資產(chǎn)原值OVFA;

（3）對各期折舊率？取均值即可得到企業(yè)平均折舊率？。

按平均法測得的折舊率數(shù)據(jù)，國有工業(yè)企業(yè)的折舊率為6.67%，折舊年限為15年;私營工業(yè)企業(yè)的折舊率為12.50%，折舊年限為8年。兩組數(shù)據(jù)之間的差異表明：1）私營與國有工業(yè)企業(yè)的資本結(jié)構之間存在差異，表明兩類企業(yè)的資本具有異質(zhì)特點;2）國有企業(yè)固定資產(chǎn)折舊年限較長與其相對資本密集的生產(chǎn)方式有關。

3.新增實際投資額

本文采用t與t-1期固定資產(chǎn)原值之差近似按當年價計算的投資額。并采用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)P進行平減，得新增實際投資額I：

I=·100 （11）

上式中，2004年為基準年的投資品價格指數(shù)P可由1990為基年的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)P折算計算而來。

4.估算資本存量

將前文估算的初始資本存量K、實際投資額I及折舊率δ χ數(shù)據(jù)代入式（2），可分別算得2004-2017年間國有與私營工業(yè)企業(yè)資本存量K。

（三）人力資本存量

1.就業(yè)人數(shù)

按式（3）估算工業(yè)部門人力資本存量時，可根據(jù)歷年《中國統(tǒng)計年鑒》確定2004-2017年規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)就業(yè)人員數(shù)。

2.人均人力資本存量

按式（4），估算工業(yè)部門人均人力資本存量ht。相關數(shù)據(jù)說明及其處理方式如下：

（1）根據(jù)《中國勞動統(tǒng)計年鑒》中的就業(yè)人員受教育程度數(shù)據(jù)，將中國受教育程度分為7個等級，分別為bj，j=0，1，2…6，對應于未上過學、小學、初中、高中、大學?？啤⒋髮W本科及研究生;用z表示各教育層級所需受教育時間，m表示達到的學歷教育水平總共需要的受教育時間。

（2）由于2004-2017年規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)就業(yè)人員受教育水平p的數(shù)據(jù)不可獲得，故采用楊茜（2013）估算的第二產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)的方法近似，根據(jù)式（12）-（13）求得2004-2017年全國工業(yè)部門就業(yè)人員人力資本存量的均值。

L=p·L，e=1，2，3 （12）

p=·100 （13）

其中，下標e代表工業(yè)企業(yè)的行業(yè)種類，e=1，2，3分別為采礦業(yè)、制造業(yè)、電力、燃氣及水的生產(chǎn)和供應業(yè);Le，t為e行業(yè)t期的就業(yè)人數(shù)，P表示t期e行業(yè)中就業(yè)人員受教育程度構成。

3.人力資本存量

人力資本存量可根據(jù)式（3），由就業(yè)人數(shù)和人均人力資本存量算得。

三、回歸分析及生產(chǎn)函數(shù)估計

首先，對生產(chǎn)函數(shù)（式（1））兩邊取對數(shù)，得回歸等式：

其中，截距項a0對應式（14）中的全要素生產(chǎn)率;a1、a2和a3分別表示國有企業(yè)實物資本存量K、私營企業(yè)實物資本存量K與人力資本存量Ht的產(chǎn)出彈性;ut是隨機誤差項。為了避免解釋變量間存在多重共線性，根據(jù)前文假定，設定中國工業(yè)部門生產(chǎn)規(guī)模報酬遞增，即α+βS+βP>1，并將回歸等式（14）改寫為：

其中，a1、a2分別表示K與K的產(chǎn)出彈性;人力資本產(chǎn)出彈性α=1+a1+a2-a3。

將表（1）相關數(shù)據(jù)代入式（15）后的回歸結(jié)果顯示，等式擬合優(yōu)度提高至99.40%，并且F值和p值均理想，各個解釋變量的系數(shù)及常數(shù)項均顯著，能更貼切地描述工業(yè)部門生產(chǎn)函數(shù)。據(jù)此，中國工業(yè)部門的生產(chǎn)函數(shù)可近似表示為：

通過以上分析，可知：

（1）中國工業(yè)部門具有規(guī)模報酬遞增的特征，這說明該部門尚有進一步擴張的空間;

（2）實物資本產(chǎn)出彈性的顯著性水平高于人力資本，前者對工業(yè)部門的產(chǎn)出影響更明顯，這說明投資仍是工業(yè)經(jīng)濟擴張的重要途徑;

（3）國有企業(yè)實物資本的產(chǎn)出彈性高于私營企業(yè)（？=0.63>？=0.25），這意味著，國有企業(yè)采用資本密集度更高的生產(chǎn)方式，而私營企業(yè)資本密集度偏低或與其融資約束較之國有企業(yè)更嚴有關。

四、私營與國有企業(yè)投資效果比較

中國私營與國有企業(yè)面臨的融資約束條件不同，因此，這兩類企業(yè)的投資效果之間不可避免地會存在差異。在建立了中國工業(yè)部門生產(chǎn)函數(shù)（式（16））以后，可對上述差異作定量比較和分析。

根據(jù)式（16）分別求出國有、私營企業(yè)資本的邊際產(chǎn)出數(shù)理式如下：

將相關數(shù)據(jù)（見表1）代入式（17）、（18）分別計算出2004-2017年間國有與私營工業(yè)企業(yè)實物資本對產(chǎn)出增長的邊際效果？墜Y以及人力資本邊際產(chǎn)出，并估算出國有企業(yè)實物資本、私營企業(yè)實物資本、人力資本的邊際產(chǎn)出的平均值分別為0.06、0.25、0.06。

比較各要素邊際產(chǎn)出可知，在取樣期間，中國工業(yè)部門中私營企業(yè)的資本邊際產(chǎn)出均值較國有企業(yè)約高出4倍，這說明：

（1）在當前中國金融體系內(nèi)，私營企業(yè)的融資約束條件較國有企業(yè)更具約束性，融資成本更高，因此其要求投資回報率必然要高于國有企業(yè);

（2）得益于較為寬松的融資約束，也由于產(chǎn)出以及就業(yè)目標取向，國有企業(yè)的投資更具擴張性，導致其資本產(chǎn)出效率偏低;

（3）在中國現(xiàn)行金融體制內(nèi)，融資約束差異以及融資約束差異所造成的資源使用效率差異過大，降低了工業(yè)部門、乃至整體國民經(jīng)濟的資本產(chǎn)出效率;

（4）融資約束差異的持續(xù)存在以及金融市場上的“價格歧視”反映了中國存在金融市場分割現(xiàn)象，阻礙貨幣資本流通，扭曲企業(yè)的投資行為，降低了整體經(jīng)濟的投資效率，因此，進一步加快推進金融體系的市場化勢在必行。

五、融資約束差異對工業(yè)部門產(chǎn)出規(guī)模的影響

融資環(huán)境改善后，私營與國有企業(yè)的投資決策均會發(fā)生變化，并有可能最終導致工業(yè)部門人均投資額增加或減少。根據(jù)孫卓（2018）的研究結(jié)果顯示，金融發(fā)展（融資約束差異）指標增加（減少）1%，工業(yè)部門人均投資額會增加0.0016萬元。為了估算人均投資額的變動會對工業(yè)部門增加值產(chǎn)生怎樣的影響，可假設以下兩種極端的情況，并根據(jù)工業(yè)部門投資行為方程及生產(chǎn)函數(shù)計算出工業(yè)部門增加值對融資約束差異指標的彈性系數(shù)：

場景一：工業(yè)部門人均投資額增加完全由私營企業(yè)投資擴張所致

當融資約束差異指標變化1%，私營企業(yè)人均投資額增加0.0016萬元時，其投資規(guī)模將增加2.5162億元（0.0016萬元/人×1613.1371萬人），相應地，實物資本存量KP由12580.32億元增長為12582.83億元。假設其他條件不變，根據(jù)工業(yè)部門生產(chǎn)函數(shù)（式（16））可計算出工業(yè)部門增加值增長0.0050%，進而得出工業(yè)部門增加值對融資約束變化的彈性系數(shù)為0.0050。

場景二：工業(yè)部門人均投資額增加完全由國有企業(yè)投資增加所致

當國有企業(yè)人均投資額iS增加0.0016萬元/人時，采用類似方法可計算出工業(yè)部門增加值對融資約束變化的彈性系數(shù)為0.0038。

基于上述兩種情況的分析結(jié)果，可知1）融資約束差異變化降低1%后，工業(yè)部門增加值的變化率為正，且介于0.0038%和0.0050%之間;2）與國有企業(yè)相比，私營企業(yè)擴大投資規(guī)模所帶來的產(chǎn)出效果更大（0.0050%>0.0038%）。因此，提升金融市場競爭水平、緩解融資約束差異對加快國民經(jīng)濟增長有正效果。

六、結(jié)論

本文構建的中國工業(yè)部門生產(chǎn)函數(shù)可以較為全面地評價消除融資約束差異的產(chǎn)出效果，分析結(jié)果表明，中國現(xiàn)行金融體制內(nèi)產(chǎn)生的融資約束差異不僅對私營企業(yè)的發(fā)展起到了制約作用，同時也引起了金融資本的誤配和資源的低效率使用，進而導致工業(yè)部門生產(chǎn)能力并沒有完全釋放。深化中國金融改革，推進金融市場化進程可以弱化私營和國有企業(yè)之間的融資約束差異，提高要素產(chǎn)出效率，為中國經(jīng)濟增長創(chuàng)造更多的空間。

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[責任編輯：趙磊]