羅良文　孫小寧

摘要：現(xiàn)今的國際舞臺已成為科技和創(chuàng)新能力較量的角斗場，中國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)展營造良好的生態(tài)環(huán)境，激發(fā)潛力，注重實踐，提升國家的自主創(chuàng)新實力。金融是影響企業(yè)開展研發(fā)創(chuàng)新活動的宏觀戰(zhàn)略要素，金融的發(fā)展能夠為企業(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)新項目風(fēng)險，推動企業(yè)創(chuàng)新活動步入良性循環(huán)。另外，金融的發(fā)展能有效減少信息不對稱，從而弱化逆向選擇和道德風(fēng)險，引導(dǎo)資金流向市場預(yù)期好、創(chuàng)新效益強、企業(yè)性能高的領(lǐng)域，從整體上實現(xiàn)創(chuàng)新資本配置的優(yōu)化，提高創(chuàng)新活動的經(jīng)濟效率。金融發(fā)展對工業(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;以研發(fā)創(chuàng)新投入為中介的微觀傳導(dǎo)機制發(fā)揮了積極的正向促進作用。區(qū)別于民營和外資企業(yè)，金融發(fā)展對國有工業(yè)企業(yè)TFP的影響不顯著，國有工業(yè)企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新效率不高;對于一般地級市，金融效率的提高會促進工業(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

基金項目：國家自然科學(xué)基金青年項目“環(huán)境規(guī)制對中國區(qū)域碳生產(chǎn)率影響的理論解釋與非線性效應(yīng)研究：基于地方政府競爭視角”（71503272）

中圖分類號：F830? ? 文獻標識碼：A? ? 文章編號：1003-854X（2020）01-0031-09

一、引言與相關(guān)文獻綜述

進入“新常態(tài)”的中國經(jīng)濟面臨諸多發(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)掘新的增長驅(qū)動力，已然成為橫亙在經(jīng)濟發(fā)展面前的棘手問題。蔡昉（2013）認為，全要素生產(chǎn)率主導(dǎo)型的經(jīng)濟增長模式是中國跨越“中等收入陷阱”的秘籍，是中國安穩(wěn)度過“劉易斯拐點”的護身符①。事實上，政府部門也積極肯定全要素生產(chǎn)率的經(jīng)濟增長效應(yīng)，并強調(diào)“要增加研發(fā)投入，提高全要素生產(chǎn)率，推動中國經(jīng)濟由投入型增長轉(zhuǎn)向效率型增長。”盛來運等（2018）在修正資本、勞動的要素份額算法的基礎(chǔ)上，使用索洛余值法測算了從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%，對經(jīng)濟增長的年均貢獻為25.6%，2017年的貢獻率高達45.5%，但仍然與發(fā)達國家70%以上的貢獻率存在較大差距②。為此中國還需夯實基礎(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、多角度地切實提高全要素生產(chǎn)率水平。在經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵節(jié)點，由要素驅(qū)動轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動，以研發(fā)創(chuàng)新為媒介，研究金融發(fā)展對企業(yè)TFP的影響具有重要意義。

新古典增長理論的問世，將技術(shù)進步以外生的方式引入到經(jīng)濟增長模型，使得技術(shù)進步進入到經(jīng)濟增長動力源泉的序列當(dāng)中，開啟了經(jīng)濟增長理論新的篇章，但其技術(shù)進步外生性的假設(shè)，使得衡量技術(shù)進步率的索洛余值成為“黑箱”。此后，內(nèi)生增長理論將技術(shù)進步內(nèi)生化成功地打開了“黑箱”，該理論認為知識資本和人力資本存在正的外部溢出效應(yīng)，知識的積累和人力資本存量的增加會使得技術(shù)進步得以持續(xù)，進而有效抑制邊際收益遞減，保證了經(jīng)濟的長期可持續(xù)增長。企業(yè)作為技術(shù)創(chuàng)新的主體，為了推動技術(shù)進步、提升全要素生產(chǎn)率水平，通常會選擇加大研發(fā)投入強度。但Englander 等（1988）的研究表明，適度研發(fā)投入會推動全要素生產(chǎn)率增長，而過度研發(fā)投入反而會阻礙全要素生產(chǎn)率的增長③。李靜等（2017）指出我國已進入研發(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)新活動失去人力資本的依托④。

企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動不是一蹴而就的，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)新活動往往杯水車薪，難以達到實質(zhì)性效果，為此企業(yè)還需要從金融市場尋求資金支持。Ayyagari等（2011）考察了47個發(fā)展中國家的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)展顯著促進了上市公司R&D投入的增加，特別地，這一正向促進作用在私營企業(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)，對于不同類別的企業(yè)而言，非國有企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動更依賴當(dāng)?shù)氐慕鹑诎l(fā)展水平，此外，研發(fā)創(chuàng)新活動強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)進步的速度，從而促進經(jīng)濟快速增長⑦。值得注意的是，我國目前實體經(jīng)濟“冷”、虛擬經(jīng)濟“熱”，大量實體企業(yè)將資本投向金融和房地產(chǎn)市場以牟取暴利，劉貫春（2017）認為非金融類上市公司的“脫實向虛”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)展對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動的影響時，實體經(jīng)濟的金融化發(fā)展傾向不容忽視。

金融發(fā)展對全要素生產(chǎn)率影響的研究文獻較為豐富。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了在金融業(yè)較發(fā)達的地區(qū)，外部融資顯著地促進了全要素生產(chǎn)率的增長⑩。陳啟清等（2013）的實證研究表明，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，“效率通道”的作用要高于“技術(shù)通道”{11}。趙強（2017）分析認為中國行政主導(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{12}。

總體來看，金融發(fā)展對全要素生產(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)展對微觀企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響?？紤]到我國各級城市金融發(fā)展水平參差不齊，論文將目光聚焦到微觀的地理空間，以地市級及以上級別城市為單位，以企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入為契合點，研究金融發(fā)展對微觀工業(yè)企業(yè)TFP的影響。

二、理論機制分析

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)展促進企業(yè)TFP增長的微觀傳導(dǎo)機制，為此，我們借鑒了 Levine & Warusawitharana（2014）的模型，對這一傳導(dǎo)機制進行論證{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表示勞動力的產(chǎn)出彈性。

假設(shè)二：根據(jù)基準的投資模型，企業(yè)在調(diào)整資本存量時需要耗費一定的成本，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)新項目的支出{14}。進一步的，根據(jù)購買資本的成本等于資本價值的條件，可得：

假設(shè)三：假設(shè)企業(yè)在研發(fā)創(chuàng)新項目上的投資S會帶來企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長，其增長量表示為g（S/K）。根據(jù)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長函數(shù)g（S/K），為了實現(xiàn)同等程度的增長，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)，資本供給相對充裕，外部融資的成本也相對較低，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、實證計量模型設(shè)定與計量結(jié)果

（一）計量模型設(shè)定

為了驗證本文的基礎(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i、j、c、t分別指代企業(yè)、二分位行業(yè)、城市、統(tǒng)計年份。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表示隨機擾動項。模型中加入了企業(yè)個體固定效應(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)機制促進TFP的增長，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，以此來檢驗中介傳導(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)級數(shù)據(jù)取自《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》，該數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計了全部國有以及規(guī)模以上的非國有工業(yè)企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)，由于企業(yè)研發(fā)支出指標于2005年納入統(tǒng)計，因此時間維度設(shè)定為2005——2007年。參照Brandt等（2012）的方法，對《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》進行了篩選和匹配，同時為了避免異常值帶來的估計偏誤，進一步對數(shù)據(jù)進行如下剔除：（1）刪除成立時間早于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是非正數(shù)或是缺漏的企業(yè);（5）刪除固定資產(chǎn)、流動資產(chǎn)任一項高于總資產(chǎn)的企業(yè)。城市級的數(shù)據(jù)均來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》，樣本期間我國的地級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)的地級及以上城市共287個，但是拉薩市數(shù)據(jù)缺失較為嚴重，故將其剔除，最終286個城市樣本進入考察范圍。

（三）變量說明

1. 企業(yè)全要素生產(chǎn)率TFP的測算。計算全要素生產(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TFP沖擊的代理變量，LP法以中間投入作為不可觀測TFP沖擊的代理變量，考慮到計算當(dāng)期投資時折舊率的設(shè)定存在質(zhì)疑，選用LP法計算企業(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]到地級城市金融業(yè)統(tǒng)計指標的可獲得性，再加上我國銀行主導(dǎo)金融業(yè)的現(xiàn)實，結(jié)合現(xiàn)有文獻的普遍做法，將金融發(fā)展指標表征為金融規(guī)模的發(fā)展（FIN）和金融效率的發(fā)展（FIE），其中采用金融機構(gòu)存貸款余額合計占地區(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，進而引致企業(yè)增加研發(fā)創(chuàng)新投入，故設(shè)置兩個中介變量：融資約束（Fincon）和研發(fā)創(chuàng)新投入（Rd）。目前我國企業(yè)融資主要來自外部融資的信貸資金，考慮到這一實際，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）、政府補貼（Subsidy）作為控制變量，其計算方法如表1所示。

表1? 控制變量說明

（四）計量結(jié)果分析

1. 基于全樣本的回歸分析。表2報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，會使得企業(yè)全要素生產(chǎn)率的對數(shù)上升0.7%，研發(fā)創(chuàng)新投入的增加會帶來工業(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）是對模型（2）的回歸，報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，其估計系數(shù)分別為0.004和0.019，均通過了1%的顯著性水平檢驗，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）是對模型（3）的回歸，報告了加入金融發(fā)展、企業(yè)融資約束和研發(fā)創(chuàng)新支出三者的交叉項的回歸結(jié)果，列（4）的交叉項系數(shù)未通過顯著性檢驗，這意味著城市金融規(guī)模的發(fā)展沒有達到緩解企業(yè)的融資約束進而增加企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入的預(yù)期，也沒有實現(xiàn)企業(yè)TFP的提升。列（5）的交叉項的估計系數(shù)為正，通過了1%的顯著性檢驗，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)濟發(fā)展水平和城市規(guī)模的回歸系數(shù)顯著為正，其對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長均產(chǎn)生正向影響，即城市經(jīng)濟發(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)進行技術(shù)改造和創(chuàng)新等活動以提高全要素生產(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，即企業(yè)成立時間與企業(yè)全要素生產(chǎn)率顯著負相關(guān)，這可能是由于成立時間較早的企業(yè)更傾向于保留傳統(tǒng)的生產(chǎn)和經(jīng)營形式，不主動尋求技術(shù)升級和創(chuàng)新，阻礙了全要素生產(chǎn)率的提升。從政府補貼的回歸結(jié)果來看，其與企業(yè)全要素生產(chǎn)率顯著負相關(guān)，同徐保昌等（2015）的研究結(jié)論一致，這一結(jié)果可能是由政府補貼分配效率的低下和錯配導(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。

2. 穩(wěn)健性檢驗：采用新產(chǎn)品產(chǎn)出指標。上文分別使用金融規(guī)模的發(fā)展、金融效率的發(fā)展兩個指標來分析金融發(fā)展對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，在兩個層面皆肯定了金融發(fā)展的積極作用。另外，為了測試以融資約束、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（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，這進一步驗證了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

四、進一步的企業(yè)、行業(yè)和城市的異質(zhì)性分組驗證

為了檢驗上述的分析結(jié)論是否對異質(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

在我國，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)登記注冊類型細分企業(yè)樣本，將企業(yè)劃分為國有企業(yè)、民營企業(yè)和外資企業(yè)。表4報告了區(qū)分企業(yè)所有權(quán)類型的分組回歸結(jié)果。區(qū)別于民營企業(yè)和外資企業(yè)，國有企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入對工業(yè)企業(yè)TFP的影響顯著為負，城市金融規(guī)模的發(fā)展和效率的發(fā)展對國有工業(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。對于民營企業(yè)而言，本文的結(jié)論得到了很好的驗證，即金融發(fā)展有助于促進工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長，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)展對全要素生產(chǎn)率的影響要高于金融規(guī)模的發(fā)展。對于外資企業(yè)，交叉項系數(shù)顯著為負，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，這可能是由于我國人口紅利的逐漸消失、能源與原材料等生產(chǎn)資料的價格上升，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)活動的緣故。

（二）基于行業(yè)要素密集度異質(zhì)的分組檢驗

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報告了區(qū)分行業(yè)類別的分組回歸結(jié)果{16}。對于勞動密集型工業(yè)企業(yè)，金融效率的發(fā)展促進了全要素生產(chǎn)率的增長，同時，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，促進企業(yè)TFP增長。對于資本和技術(shù)密集型的工業(yè)企業(yè)，金融發(fā)展對TFP的增長也發(fā)揮了積極的作用，但是從交叉項的回歸系數(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)展對勞動密集型工業(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）基于城市行政級別異質(zhì)的分組檢驗

考慮到不同行政級別的城市，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，這種差異可能會引致城市金融發(fā)展對工業(yè)企業(yè)TFP的作用效果存在差異，因而，進一步的根據(jù)城市的行政等級，將城市劃分為三個等級，第一等級是直轄市（4個）;第二等級是副省級城市和一般省會城市（26個）;第三等級是一般地級市（256個）。

表6報告了區(qū)分城市級別的分組回歸結(jié)果。就第一等級城市而言，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、三等級城市而言，金融規(guī)模的發(fā)展對工業(yè)企業(yè)TFP產(chǎn)生負的效應(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)機制來看，對工業(yè)企業(yè)TFP均表現(xiàn)出顯著的促進作用。另外，第三等級城市的企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入與TFP負相關(guān)，結(jié)合李靜等（2017）的研究，無論是全國層面、區(qū)域?qū)用孢€是產(chǎn)業(yè)層面，中國當(dāng)前均存在研發(fā)投入遞增與全要素生產(chǎn)率遞減同時并存的困境。第三等級城市的企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入與TFP負相關(guān)，這可能是由于地市級城市人力資本短缺，人力資本與研發(fā)創(chuàng)新投入不匹配，相對過度的研發(fā)創(chuàng)新投入反而阻礙了企業(yè)TFP的增長{17}。

五、研究結(jié)論及政策啟示

“新常態(tài)”時期，提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率是經(jīng)濟可持續(xù)增長的關(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)新活動都離不開外部資金的支持，金融系統(tǒng)在這一活動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)和城市級數(shù)據(jù)，實證檢驗了城市金融發(fā)展對工業(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了工業(yè)企業(yè)TFP的增長，且后者的促進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，不同于民營企業(yè)和外資企業(yè)，國有企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入與企業(yè)TFP負相關(guān)，城市金融發(fā)展對國有工業(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)。在不同行政等級的城市級別中，級別最高的四個省級城市，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;對于第二、三等級城市，金融規(guī)模的發(fā)展對工業(yè)企業(yè)TFP產(chǎn)生負的效應(yīng)，且第三等級城市的企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入與TFP負相關(guān)，相對于地市級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?；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)?；l(fā)展的同時更要注重金融發(fā)展的效率化，推動金融市場由“行政主導(dǎo)型”向“市場導(dǎo)向型”轉(zhuǎn)變，充分發(fā)揮市場機制配置資源的優(yōu)勢，提高金融資源的配置效率。

第二，扭轉(zhuǎn)信貸市場對國有企業(yè)信貸偏向的觀念，減少國有企業(yè)對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)，進一步拓展融資渠道，適當(dāng)放寬對創(chuàng)新型企業(yè)的授信條件，降低融資成本，切實有效地解決民營企業(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)對大額資金的需求，做大做強金融產(chǎn)業(yè)，更好地為實體經(jīng)濟服務(wù)。

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

注釋：

① 蔡昉： 《中國經(jīng)濟增長如何轉(zhuǎn)向全要素生產(chǎn)率驅(qū)動型》，《中國社會科學(xué)》2013年第1期。

② 盛來運、李拓、毛盛勇、付凌暉：《中國全要素生產(chǎn)率測算與經(jīng)濟增長前景預(yù)測》，《統(tǒng)計與信息論壇》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：《中國研發(fā)投入的“索洛悖論”——解釋及人力資本匹配含義》，《經(jīng)濟學(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)濟增長》，《世界經(jīng)濟文匯》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)與增長效應(yīng)》，《經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理》2013年第7期。

{12} 趙強：《金融資源配置扭曲對全要素生產(chǎn)率影響的實證分析》，《河南社會科學(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：《政府質(zhì)量、政府補貼與企業(yè)全要素生產(chǎn)率》，《經(jīng)濟評論》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)驗分析》，《世界經(jīng)濟》2007年第8期。

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

（責(zé)任編輯? 陳孝兵）