張前程,宋俊秀,張雨琴

(安徽大學 經濟學院,安徽 合肥 230601)

一、引 言

中國經濟已由高速增長轉向高質量發(fā)展階段,過去以大規(guī)模要素投入驅動的高速增長模式正面臨變軌換道,需要以提高全要素生產率為著力點推動經濟高質量發(fā)展。黨的十九大報告明確指出“以供給側結構性改革為主線,推動經濟發(fā)展質量變革、效率變革、動力變革,提高全要素生產率”。全要素生產率體現生產活動中所投入要素的綜合使用效率。宏觀層面上,全要素生產率是衡量一個國家或地區(qū)資源配置效率和技術進步的重要標尺;微觀層面上,全要素生產率與企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新和經營管理水平緊密相關。因此,全要素生產率不僅是經濟高質量發(fā)展的測量器,更是高質量發(fā)展的主動輪。

制造業(yè)是實體經濟的主體和科技創(chuàng)新的主要載體,制造業(yè)高質量發(fā)展是支撐經濟高質量發(fā)展的柱石。中國雖然已成為世界制造大國,但還不是制造強國,實現制造業(yè)高質量發(fā)展仍然任重道遠。制造業(yè)的資金密集度較高,推動制造業(yè)高質量發(fā)展需要適宜的融資結構予以匹配。從期限結構角度看,不同期限的資金在現實經濟活動中使用范圍不同。比如,短期貸款主要用于借款人生產、經營中的流動資金需求,中長期貸款主要用于技術改造、新建固定資產項目等[1]。顯然,中長期資金更有可能影響實體企業(yè)未來的生產經營狀況,對于培育可持續(xù)生產能力具有重要意義。2019年12月中央經濟工作會議特別強調“增加制造業(yè)的中長期融資”,2021年3月十三屆全國人大四次會議批準的《國民經濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標綱要》提出“擴大制造業(yè)中長期貸款”,2022年《政府工作報告》指出“引導金融機構增加制造業(yè)中長期貸款”。說明中國極為重視制造業(yè)企業(yè)中長期資金的重要性。以延長融資期限的方式來匹配實體企業(yè)生產經營周期的需求,有助于加大金融機構對制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入的支持力度,有助于穩(wěn)定實體經濟信心,進而提升金融有效支持實體經濟的能力。但現實情況是,相對于風險較高的中長期資金,中國金融機構更偏好于向實體企業(yè)提供相對低風險的短期資金,企業(yè)債務主要以短期債務為主,長期債務比例很低[2]。債務期限結構的短期化傾向無疑會對制造業(yè)的長期經營產生影響,并制約全要素生產率提升。

根據中共中央關于制定《國民經濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二〇三五年遠景目標》的建議,中國在“十四五”期間乃至相當長的時期內,將要把發(fā)展經濟的重心放在實體經濟上,堅定不移建設制造強國。為實現這一宏偉目標,在微觀上需要優(yōu)化融資的期限結構,構建有助于提升制造業(yè)企業(yè)全要素生產率的債務期限結構體系。因此,本文以制造業(yè)企業(yè)為研究對象,探究債務期限結構對其全要素生產率的影響效應。

二、文獻綜述

現有文獻普遍認為金融是影響全要素生產率的重要因素。在理論研究方面,Greenwood和Jovanovic認為,金融中介能夠有效識別預期收益高的投資項目,并將資金更多地配置到這些項目中,從而有助于提高生產率[3]。Michalopoulose等認為,金融機構的創(chuàng)新活動有利于篩選富有潛力的企業(yè)家,從而提升技術創(chuàng)新和生產率水平[4]。在實證研究方面,Tadesse等基于跨國面板數據進行計量檢驗,發(fā)現金融發(fā)展能夠有效推動全要素生產率增長[5]。Arizala等以制造業(yè)行業(yè)為研究對象,得出金融發(fā)展對行業(yè)全要素生產率具有推動作用的結論[6]。然而,也有文獻認為,金融過度發(fā)展則會對全要素生產率產生負向影響。比如,Cecchetti和Kharroubi以代表性發(fā)達國家或發(fā)展中國家為樣本,在一定程度上驗證了金融膨脹對全要素生產率的抑制效應[7]。國內學者也從多種視角對金融與全要素生產率的關系進行了實證檢驗。比如,張軍和金煜的研究發(fā)現,金融中介作用的深化能夠提升投資的流動性和回報率,從而促進全要素生產率增長[8]。李健和衛(wèi)平的研究證實金融規(guī)模和金融效率發(fā)展都有力推動了全要素生產率的提升[9]。馬勇和張航的研究發(fā)現,金融不穩(wěn)定與全要素生產率呈負相關關系,金融發(fā)展和全要素生產率呈倒U型關系,而金融周期則顯著影響金融不穩(wěn)定、金融發(fā)展和全要素生產率之間的關系[10]。孟憲春等指出,旨在調控金融機構信貸總量和投向的信貸政策能改善資金配置效率,進而提高全要素生產率[11]。張凌翔和王云芳認為,最優(yōu)銀行業(yè)結構偏離度對制造業(yè)全要素生產率具有抑制效應[12]。

針對債務期限結構的經濟效應,現有文獻從不同角度進行了探討。其一,聚焦債務期限結構對公司治理的影響。Stulz指出,由于需要頻繁簽訂續(xù)借契約,短期債務是監(jiān)督內部人機會主義的一種強有力工具,可以讓貸款人耗費較少的精力有效監(jiān)督內部人行為[13];Jiménez等認為,銀行可以通過貸款期限結構調整參與公司治理,貨幣政策沖擊導致不同貸款期限的企業(yè)治理水平發(fā)生變動,特別是在融資緊縮環(huán)境下,縮短的債務期限有助于改善公司治理、提升經營績效[14]。其二,探究債務期限結構對投資的影響。Aivazian等的研究顯示,過長的債務期限顯著減少高增長機會企業(yè)的投資,但對低增長機會企業(yè)的投資沒有影響[15];黃乾富和沈紅波發(fā)現,長期債務對企業(yè)過度投資行為的制衡作用較弱,縮短債務期限則能抑制企業(yè)過度投資行為[16];韓國文和趙剛考察會計信息質量和債務期限結構對企業(yè)投資效率的交互影響,結果表明,縮短債務期限能夠抑制公司過度投資行為,但對投資不足問題沒有影響,同時短期債務占比高的公司會計信息質量對投資效率的影響較小[17]。其三,考察債務期限結構對企業(yè)創(chuàng)新的影響。張前程和范從來認為,信貸期限結構長期化有助于推動企業(yè)技術進步[18];江軒宇等從債券融資視角探究債務結構優(yōu)化對企業(yè)創(chuàng)新的影響,發(fā)現債券融資能夠通過延長整體債務期限促進企業(yè)創(chuàng)新[19]。

縱觀既有研究,現有文獻從不同角度考察了金融因素對全要素生產率的影響,以及債務期限結構的經濟效應,但鮮有文獻探討債務期限結構對全要素生產率的影響。在實體經濟債務規(guī)模龐大的情形下,期限結構變化意味著短期債務與中長期債務絕對差額發(fā)生巨大變動,這將深刻塑造制造業(yè)企業(yè)融資環(huán)境和經營行為,進而影響全要素生產率。鑒于此,本文選取中國制造業(yè)上市公司面板數據,探究制造業(yè)企業(yè)債務期限結構對全要素生產率的影響,并進行異質性分析和中介效應檢驗。本文可能的貢獻在于:第一,在研究視角上,本文從債務期限結構角度考察其對制造業(yè)企業(yè)全要素生產率的影響,并探索其中可能的作用機制,這既是對現有文獻的補充和拓展,也會加深對中國情境下債務期限結構變化對實體經濟可持續(xù)發(fā)展的影響這一問題的理解。第二,在研究結論上,本文實證發(fā)現債務期限結構與制造業(yè)企業(yè)全要素生產率具有顯著的倒U型關系,據此計算出相應拐點,可為企業(yè)選擇最優(yōu)債務期限結構提供量化依據。第三,在政策啟示上,考慮到當前制造業(yè)發(fā)展“大而不強”、金融服務實體經濟意愿和能力有待增強的客觀事實,本文經驗證據可為深化金融供給側結構性改革以及推動制造業(yè)高質量發(fā)展提供有益的政策參考依據。

三、理論分析與研究假設提出

全要素生產率取決于“制度”和“技術”兩大因素。對于微觀企業(yè)而言,“制度”因素表現為公司治理水平,“技術”因素表現為技術創(chuàng)新能力。債務期限結構主要通過“制度”和“技術”兩大通道影響制造業(yè)企業(yè)全要素生產率,即債務期限結構的變動會影響公司治理水平和技術創(chuàng)新能力,進而影響制造業(yè)企業(yè)全要素生產率。但是,債務期限結構通過這兩大途徑對全要素生產率產生的作用方向相反。

(一)債務期限結構對制造業(yè)企業(yè)全要素生產率的正向影響

短期化債務期限結構通過改善公司治理、降低代理成本,從“制度”層面對制造業(yè)企業(yè)全要素生產率產生正向影響。

首先,短期債務更能緩解公司股東或管理者同債權人之間的信息不對稱,降低股東—債權人沖突。一般而言,股東和債權人對風險不同的項目偏好有差異,股東偏好風險較大的項目,債權人則偏好風險較小的項目,從而產生利益沖突。Jensen和Meckling揭示了股東—債權人沖突帶來的資產替代問題,即股東或管理者以股東價值最大化為目標,具有強烈動機從事成功概率很小但一旦成功獲益豐厚的項目,忽視企業(yè)價值最大化問題,并損害債權人利益[20]。Myers剖析了股東—債權人沖突帶來的投資不足現象,即股東或管理者拒絕能夠增加企業(yè)價值、但預期收益大部分歸屬債權人的投資項目,即便這些項目的凈現值為正[21]。資產替代和投資不足都意味著企業(yè)投資歪曲和資源錯誤配置,由此造成的代理成本勢必降低全要素生產率。追根究底,股東—債權人沖突源于信息不對稱帶來的道德風險,其解決途徑在于緩解信息不對稱。相比長期負債,短期債務的本息償還和契約簽訂期限短,可以及時、動態(tài)地向債權人傳遞公司經營狀況的信號,有助于緩解公司與債權人之間的信息不對稱問題。短期債務意味著企業(yè)經常性面臨還款壓力,要求企業(yè)持有穩(wěn)定現金流,迫使股東或管理者約束過度投資于高風險項目的欲望,在一定程度上降低資產替代動機。短期債務需要債權人和債務人頻繁簽訂契約,債權人與企業(yè)管理者通過長期溝通、談判,雙方容易建立起更加緊密的聯系,有利于債權人獲取更多非正式的“軟”信息,迫使股東或管理者不會輕易放棄對債權人有利的投資項目,從而有力監(jiān)控投資不足問題。因此,短期債務通過更為有效地控制資產替代和投資不足,降低由股東—債權人沖突帶來的代理成本和效率損失,改善資源配置效率,進而提高全要素生產率水平。

其次,短期債務更能發(fā)揮負債的相機治理功能,降低股東—管理者沖突。在現代企業(yè)制度框架中,股東和管理者構成典型的委托—代理關系,二者的目標存在差異,造成股東—管理者沖突。管理者往往從提升社會地位和自身利益出發(fā),傾向于將閑置資金投向能擴大規(guī)模的非盈利項目,可能產生過度投資,以致損害股東利益。股東—管理者沖突會產生諸多代理成本,比如約束管理者行為的監(jiān)督成本等。負債的本息需要按時償付,必然消耗部分自由現金流,因而能有效減少對管理者自身有利的過度投資行為,抑制股東和管理者之間的代理沖突,提高資金使用效率,即負債的相機治理功能[22]。相比長期負債,短期負債具有更強的相機治理功能。一方面,由于短期債務還本付息期限較短,企業(yè)隨時面臨償還短期債務本息的壓力和潛在流動性風險,能夠降低管理者利用職務之便隨意支配現金流的可能性,減少管理者對利益的私人侵占,從而抑制股東和管理者之間的代理沖突,比如,短期負債由于現金支付壓力更有可能迫使企業(yè)管理者的在職揮霍有所收斂;另一方面,短期債務契約需要經常重新簽訂,根據企業(yè)管理者表現和經營狀況,債權人可以隨時調整契約中的限制性條款,甚至相機決定是否簽約續(xù)貸,這說明債權人能更有效地監(jiān)督管理者,約束其自利行為,降低道德風險。因此,在債務總額既定時,對于短期負債占比較高的企業(yè)而言,管理者受到債權人更多的監(jiān)控,一旦企業(yè)不能按時履行契約,債權人相機行使監(jiān)督權和控制權,從而激勵企業(yè)管理者將更多的資金投向能提升企業(yè)價值的優(yōu)質經營項目,降低由股東—管理者沖突帶來的代理成本和效率損失,有助于提升全要素生產率。

(二)債務期限結構對制造業(yè)企業(yè)全要素生產率的負向影響

短期化債務期限結構通過抑制技術創(chuàng)新能力,從“技術”層面對制造業(yè)企業(yè)全要素生產率的產生負向影響。技術創(chuàng)新能力在一定程度上決定制造業(yè)企業(yè)的生產效率?，F有研究表明,技術創(chuàng)新對企業(yè)全要素生產率具有促進作用。一則,制造業(yè)企業(yè)的固定資本占比較高,企業(yè)技術創(chuàng)新能力的提高可以擴大產能,有利于實現規(guī)模經濟、降低單位產品的生產成本;二則,創(chuàng)新的知識和技術可以改造物質資本、提高勞動者素質以及優(yōu)化生產工藝流程,減少對勞動力和物質資源投入的依賴,從而釋放盈利空間,提升全要素生產率。反之,如果技術創(chuàng)新能力受限,企業(yè)全要素生產率將受到抑制。作為發(fā)展中國家和新興經濟體,中國大部分制造業(yè)企業(yè)的原始技術積累薄弱,早期的技術進步主要依賴于直接的技術引進,隨著企業(yè)技術水平越來越接近世界前沿,從技術引進走向自主研發(fā)是必然趨勢。

自主研發(fā)活動具有長期性和不確定性,需要中長期資金支持。在資本市場尚不發(fā)達情況下,從外部獲取直接用于研發(fā)的資金較為困難,研發(fā)經費主要來源于企業(yè)自有資金。中長期債務可以向企業(yè)提供長期穩(wěn)定資金,即便沒有將其直接用于研發(fā)活動,但可以激勵企業(yè)更放心地把大量自有資金投向研發(fā)活動,解決研發(fā)資金的后顧之憂,使其在研發(fā)活動中敢于承擔風險,從而間接支持企業(yè)研發(fā)。相反,短期債務需要企業(yè)與債權人頻繁簽訂債務契約,債權人會相機決定對到期的短期債務續(xù)貸或斷貸,也會不斷調整利率水平,以致企業(yè)獲取短期債務資金的規(guī)模和成本都不夠穩(wěn)定。而且,面對經常存在的還本付息壓力,為償還短期債務需要保持一定的流動性,企業(yè)傾向選擇周期短的經營項目,相應減少對具有戰(zhàn)略意義的研發(fā)投資項目的資金支持,甚至會縮短已有研發(fā)項目的周期,必然影響研發(fā)效果。另外,雖然債務融資具有稅盾效應,但當制造業(yè)企業(yè)的短期負債水平較高時,債務違約和流動性風險也隨之增加,此種情形下債權人可能會減少放貸以規(guī)避風險,抑或提高利率以補償風險,這都會侵蝕企業(yè)中長期資金儲備,以致削弱企業(yè)研發(fā)所需的長期性資金支持。由此可知,在債務總額既定時,過高的短期債務比重意味著企業(yè)難以將大量長期穩(wěn)定資金用來支持研發(fā)創(chuàng)新活動,這會影響企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展,進而對全要素生產率產生抑制效應。

綜合以上討論,債務期限結構對制造業(yè)企業(yè)全要素生產率的影響效果受兩種相反作用機制的支配,究竟哪種發(fā)揮主導性作用,重要取決于債務期限結構的短期化程度。一般而言,在債務期限結構短期化程度較低時,增加短期債務意味著提升債權人在借貸契約中的主動性,即債權人調整借貸契約(包括續(xù)貸、斷貸和改變利率等)的能力邊際遞增,對企業(yè)監(jiān)管以及約束企業(yè)道德風險的積極性提升;同時,由于此時長期債務資金相對較多,企業(yè)可以將長期性資金用于支持技術創(chuàng)新活動,增加短期債務對技術創(chuàng)新的抑制效應并不顯著。但是,當債務期限結構短期化程度越過一定門檻、達到較高水平時,企業(yè)與債權人頻繁簽訂短期債務契約,其交易成本和融資不確定性也會顯著增加,加大企業(yè)的營運負擔,進一步增加短期債務所能帶來的公司治理改善效應將邊際遞減;同時,由于長期債務資金較少,難以有效支持企業(yè)技術創(chuàng)新活動,繼續(xù)縮短債務期限結構對企業(yè)技術創(chuàng)新的抑制效應邊際遞增。總之,在債務期限結構短期化程度較低時,增加短期債務融資會顯著改善公司治理水平,相反,技術創(chuàng)新的抑制效應不太顯著,導致對全要素生產率的提升機制占優(yōu)于阻礙機制;而在債務期限結構短期化程度較高時,進一步增加短期債務融資所能帶來的公司治理改善效應邊際遞減,相反,技術創(chuàng)新的抑制效應則更為顯著,導致對全要素生產率的阻礙機制占優(yōu)于提升機制。兩種相反作用的疊加促使債務期限結構與制造業(yè)企業(yè)全要素生產率在總體上呈現倒U型關系。

由此,本文提出以下研究假設:

假設1:債務期限結構與制造業(yè)企業(yè)全要素生產率之間存在倒U型關系,即在債務期限結構短期化程度較低時,提高短期化程度對全要素生產率有正向影響,在債務期限結構短期化程度較高時,進一步提高短期化程度對全要素生產率有負向影響。

假設2a:短期化債務期限結構通過改善公司治理對制造業(yè)企業(yè)全要素生產率發(fā)揮正向作用;通過抑制技術創(chuàng)新對制造業(yè)企業(yè)全要素生產率發(fā)揮負向作用。

假設2b:在債務期限結構短期化程度較低時,增加短期債務所帶來的公司治理改善效應占優(yōu)于技術創(chuàng)新的抑制效應;在債務期限結構短期化程度較高時,進一步增加短期債務導致的技術創(chuàng)新抑制效應占優(yōu)于公司治理改善效應。

四、研究設計

(一)樣本和數據來源

本文選用2008—2018年滬深A股制造業(yè)上市企業(yè)面板數據,以2008年作為起始年份是因為2008年“四萬億”經濟刺激計劃實施之后,非金融企業(yè)負債水平持續(xù)攀升,尤其是短期負債占比較高,債務期限結構短期化較為明顯,這為本文研究提供良好的擬自然實驗環(huán)境。結合研究的需要對數據作了如下處理:(1)刪除同時在B股或H股上市的企業(yè);(2)刪除曾被特殊處理的企業(yè),如ST、*ST、PT;(3)刪除變量數據嚴重缺失的企業(yè);(4)刪除變量數據不合理的企業(yè),如凈資產為負、研發(fā)支出為負等。為了減輕極端值的影響,對連續(xù)變量進行了1%和99%分位數上的Winsorize縮尾處理。相關財務數據來自CSMAR數據庫。

(二)計量模型設定

為了檢驗研究假設1,本文構建如下計量模型:

(1)

其中,i、t分別表示企業(yè)和年份,Tfp是全要素生產率,Cdebt和Cdebt2是債務期限結構及其平方項,Control表示一系列控制變量。vi,industry、μi,year分別表示行業(yè)和時間固定效應,εit表示隨機擾動項。如果系數α2顯著為負,則意味著債務期限結構對全要素生產率存在倒U型影響效應。

為了檢驗研究假設2a,本文借鑒溫忠麟和葉寶娟的中介效應分析方法,將公司治理和研發(fā)支出指標作為中介變量,構建遞推(recursive)模型考察債務期限結構影響全要素生產率的傳導機制[23]。計量模型設定如下:

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

其中,Agc、R&d是中介變量,分別表示公司治理和研發(fā)支出指標。通過考察系數α1、χ1、φ1和φ2的符號及顯著性可以識別公司治理在債務期限結構與全要素生產率關系中的中介效應;同樣,考察系數α1、γ1、φ1和φ2的符號及顯著性可以識別研發(fā)支出的中介效應。

為了進一步檢驗研究假設2b,將式(1)中的債務期限結構變量的平方項替換為債務期限結構和公司治理、研發(fā)支出指標的交互項,并以其作為主要解釋變量,構建如下計量模型:

(7)

在估計計量方程式(7)時,按照債務期限結構的倒U型拐點,將全樣本劃分為債務期限結構短期化程度低樣本和短期化程度高樣本,考察在不同樣本組交互項的估計系數是否發(fā)生顯著變化。如果交互項系數α2、α3在不同樣本組發(fā)生顯著改變,說明在不同的債務期限結構情境,債務期限結構通過公司治理和研發(fā)支出的傳導渠道對全要素生產率的影響效應存在異質性表現。

(三)變量測度

1.被解釋變量

制造業(yè)企業(yè)全要素生產率(Tfp)。企業(yè)全要素生產率的估計方法主要包括OLS法、OP法(Olley-Pakes method)和LP(Levinsohn-Petrin method)法,其中,OLS法是測算生產率的傳統(tǒng)方式,可能存在同時性偏差和選擇性偏差問題,而OP法通過使用“企業(yè)投資”替代無法觀測到的生產率沖擊可以解決同時性偏差問題,通過設置企業(yè)退出變量來克服選擇性偏差問題;LP法的基本思路與OP法大致相同,只是以“中間品投入”替換“企業(yè)投資”,作為不可觀測因素對生產率沖擊的代理變量,且數據更易獲得。本文參考魯曉東和連玉君的研究,采用LP法和OP法分別估算制造業(yè)企業(yè)的全要素生產率(Tfplp和Tfpop)[24]。

2.解釋變量

債務期限結構(Cdebt)。本文采用一年期以下的負債作為短期負債,以短期負債占總負債的比值作為衡量債務期限結構的指標,Cdebt數值越大,表明債務期限結構短期化程度越高。

3.控制變量

借鑒現有研究,選取以下指標作為控制變量:企業(yè)盈利能力(Roa)、托賓q值(Q)、成長能力(Growth)、資本支出(Inv)、股權結構(Share)、資產負債率(Lev)、企業(yè)年齡(Age)和企業(yè)規(guī)模(Asset)等。

4.中介變量

以代理成本(Agc)刻畫公司治理水平,該指標越低則公司治理水平越高;以研發(fā)支出(R&d)衡量技術創(chuàng)新能力,一般而言,該指標越高則技術創(chuàng)新能力越強。

變量的具體定義和測度方法如表1所示。

表1 變量定義

(四)描述性統(tǒng)計

由表2得知,Tfplp的均值是7.620,最大值達到10.581,最小值為0.296;Tfpop的均值是7.446,最大值達到10.426,最小值為0.127。說明利用LP和OP方法估計的制造業(yè)企業(yè)全要素生產率較為接近。Cdebt的均值是0.797,表明短期債務占比較大,制造業(yè)企業(yè)的負債主要以短期負債為主,中長期債務在總負債中所占比例不大,債務期限結構短期化程度較高,這與現實相符。

表2 變量描述性統(tǒng)計

五、實證分析

(一)基準回歸結果

表3報告了基于計量模型式(1)的檢驗結果,被解釋變量為采用LP法測算的全要素生產率Tfplp。無論是否添加控制變量,采用混合OLS、隨機效應(RE)和固定效應(FE)方法的回歸結果均顯示債務期限結構的估計系數為正,其平方項的估計系數為負,且都在1%水平上顯著,說明債務期限結構和制造業(yè)企業(yè)全要素生產率之間存在倒U型關系,本文研究假設1成立。模型設定的LM檢驗和Hausman檢驗表明利用固定效應模型較為合適。以第(6)列為例,當債務期限結構為0.614(即14.330/(2×11.673))時,對應的全要素生產率最大,此即為制造業(yè)企業(yè)債務期限結構的最優(yōu)水平,也是倒U型曲線的拐點,該拐點恰好位于本文債務期限結構變量的樣本區(qū)間[0.371,0.995]內。這種倒U型關系背后揭示的事實是,在制造業(yè)企業(yè)債務期限結構短期化程度較低時,適當增加短期債務對全要素生產率的提升作用大于阻礙作用,進而產生凈促進效應;相反,在制造業(yè)企業(yè)債務期限結構短期化程度較高時,繼續(xù)增加短期債務對全要素生產率的提升作用小于阻礙作用,進而產生凈抑制效應。

表3 基準回歸結果

圖1 債務期限結構對制造業(yè)企業(yè)全要素生產率的影響效應

(二)異質性分組檢驗結果

考慮到債務期限結構對不同類型制造業(yè)企業(yè)全要素生產率可能有不同影響,本文依照所有制性質、企業(yè)規(guī)模、生命周期和所屬區(qū)域劃分子樣本進行分組檢驗。采用費舍爾組合檢驗(Fisher’s Permutation test)方法進行組間系數差異性檢驗,基于自抽樣法計算經驗p值,以判別Cdebt2的回歸系數在不同子樣本中是否存在顯著差異,結果見表4。根據分組檢驗結果繪制債務期限結構與制造業(yè)企業(yè)全要素生產率的關系圖及其邊際效應圖,如圖2～5所示。

1.按不同所有制類型分組檢驗

根據制造業(yè)企業(yè)最終控制人的所有制屬性,將樣本企業(yè)劃分為非國有企業(yè)和國有企業(yè)。從表4的第(1)和(2)列可以看出,兩類企業(yè)的債務期限結構變量的回歸系數都顯著為正,其平方項回歸系數都顯著為負。圖2左圖顯示,無論非國有企業(yè)還是國有企業(yè),債務期限結構與全要素生產率均呈現顯著的倒U型關系特征,對應的拐點分別是P1=0.609,P2=0.622,皆位于樣本區(qū)間內。圖2右圖顯示,相比非國有企業(yè)樣本組,國有企業(yè)樣本組的邊際效應曲線較陡峭,債務期限結構對國有企業(yè)全要素生產率影響的邊際效應較大,表明國有制造業(yè)企業(yè)全要素生產率對債務期限結構變動的反應更敏感。原因在于:其一,國有企業(yè)脫胎于傳統(tǒng)計劃經濟體制,雖歷經放權讓利和建立現代企業(yè)制度等改革,但相比非國有企業(yè),其內部治理機制存在更復雜的委托—代理問題,倘若適當增加短期債務占比,可以更有效發(fā)揮負債的治理功能,緩解股東—債權人以及股東—管理者雙重沖突,從而降低代理成本,提升全要素生產率。其二,國有企業(yè)一般在關系國計民生的領域占優(yōu)勢,具有一定的壟斷性和預算軟約束問題,同時要承擔一定的社會職責,面臨的外部市場競爭壓力相比非國有企業(yè)要小得多,從事技術創(chuàng)新的內生動力較弱,當過度增加短期債務時,短期債務對其技術研發(fā)活動的抑制效應迅速凸顯,對全要素生產率的阻礙作用更大?；谫M舍爾組合檢驗方法得到的經驗p值為0.087,說明Cdebt2的回歸系數在兩個子樣本中的差異在10%統(tǒng)計水平上顯著,意味著債務企業(yè)結構對制造業(yè)企業(yè)全要素生產率的倒U型影響效應在不同所有制類型企業(yè)中存在明顯差異。

圖2 債務期限結構對不同所有制制造業(yè)企業(yè)全要素生產率的影響效應

2.按不同規(guī)模類型分組檢驗

以制造業(yè)企業(yè)資產規(guī)模的中位數為標準,將樣本企業(yè)劃分為大規(guī)模企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)。從表4第(3)和(4)列中不難看出,兩類企業(yè)的債務期限結構變量的回歸系數都顯著為正,其平方項回歸系數都顯著為負。圖3左圖顯示,無論大規(guī)模企業(yè)還是小規(guī)模企業(yè),債務期限結構與全要素生產率均呈現顯著的倒U型關系特征,對應的拐點分別是P1=0.591,P2=0.636,皆位于樣本區(qū)間內。圖3右圖顯示,相比大規(guī)模企業(yè)樣本組,小規(guī)模企業(yè)樣本組的邊際效應曲線更加陡峭,債務期限結構對小規(guī)模企業(yè)全要素生產率影響的邊際效應較大,意味著小規(guī)模制造業(yè)企業(yè)全要素生產率對債務期限結構變動的反應更敏感。一方面,與大規(guī)模企業(yè)不同,小規(guī)模企業(yè)一般缺乏科學的管理體系,內控機制不夠完善,這決定了小規(guī)模企業(yè)的治理更依賴外部力量的介入,適當增加短期債務比重對小規(guī)模企業(yè)的治理改善效應要顯著高于大規(guī)模企業(yè),對小規(guī)模企業(yè)全要素生產率的提升作用更明顯;另一方面,大規(guī)模企業(yè)市場份額高,盈利能力強,內部資金實力較為雄厚,一般有充裕資金償債或從事技術研發(fā)活動,其生產效率對外部負債融資的規(guī)模和結構敏感性較小;相反,小規(guī)模企業(yè)盈利能力弱,內部資金相對缺乏,當短期債務占比越過閾值,進一步增加短期債務比重會帶來頻繁簽約成本和資金償付壓力,勢必對小規(guī)模企業(yè)全要素生產率的負面影響更大。通過費舍爾組合檢驗得到的經驗p值為0.003,在1%統(tǒng)計水平上顯著,表明債務企業(yè)結構對制造業(yè)企業(yè)全要素生產率的倒U型影響效應在不同規(guī)模企業(yè)中具有明顯差異。

圖3 債務期限結構對不同規(guī)模制造業(yè)企業(yè)全要素生產率的影響效應

3.按不同生命周期分組檢驗

以制造業(yè)企業(yè)年齡的中位數為標準,將樣本企業(yè)劃分為成長型企業(yè)和成熟型企業(yè)。從表4第(5)和(6)列中可以發(fā)現,兩類企業(yè)的債務期限結構變量的回歸系數都顯著為正,其平方項回歸系數都顯著為負。圖4左圖顯示,無論成長型企業(yè)還是成熟型企業(yè),債務期限結構與全要素生產率均呈現顯著的倒U型關系特征,對應的拐點分別是P1=0.602,P2=0.625,皆位于樣本區(qū)間內。圖4右圖顯示,相比成長型企業(yè)樣本組,成熟型企業(yè)樣本組的邊際效應曲線更陡峭,債務期限結構對其全要素生產率影響的邊際效應較大,意味著成熟型制造業(yè)企業(yè)全要素生產率對債務期限結構變動的反應更敏感。同成長型企業(yè)相比,成熟型企業(yè)的管理體系和內部治理機制較為完備,反而容易出現管理惰性或管理冗余,股東—債權人以及股東—管理者沖突問題固化,更需要借助負債(尤其是短期負債)的外部治理功能來激活內部治理效能,因此適當增加短期債務占比更能降低成熟型企業(yè)的代理成本,對全要素生產率起明顯的提升作用。另外,由于成熟型企業(yè)的市場地位穩(wěn)固,甚至存在壟斷勢力,已不像成長期企業(yè)那樣具有開疆拓土的市場“饑渴”感,導致其技術研發(fā)動力反而可能弱于成長型企業(yè),當短期債務占比越過閾值,繼續(xù)增加短期債務比重帶來的頻繁簽約成本和資金償付壓力對成熟型企業(yè)的技術研發(fā)支出負面影響更大,從而對其全要素生產率產生更大的抑制效應。費舍爾組合檢驗的經驗p值為0.057,在10%統(tǒng)計水平上顯著,表明債務企業(yè)結構對制造業(yè)企業(yè)全要素生產率的倒U型影響效應在不同生命周期階段企業(yè)中的差異性顯著。

圖4 債務期限結構對不同生命周期企業(yè)全要素生產率的影響效應

4.按不同區(qū)域分組檢驗

根據制造業(yè)企業(yè)所在省份,將樣本企業(yè)分為東部地區(qū)企業(yè)和中西部地區(qū)企業(yè)。從表4第(7)和(8)列中可以發(fā)現,兩類企業(yè)的債務期限結構變量的回歸系數都顯著為正,其平方項回歸系數都顯著為負。圖5左圖顯示,無論東部地區(qū)企業(yè)還是中西部地區(qū)企業(yè),債務期限結構與全要素生產率均呈現顯著的倒U型關系特征,對應的拐點分別是P1=0.601,P2=0.633,皆位于樣本區(qū)間內。圖5右圖顯示,相比東部地區(qū)企業(yè)樣本組,中西部地區(qū)企業(yè)樣本組的邊際效應曲線更加陡峭,債務期限結構對中西部地區(qū)企業(yè)全要素生產率影響的邊際效應較大,說明中西部地區(qū)制造業(yè)企業(yè)全要素生產率對債務期限結構變動的反應更敏感。受歷史、地理和基礎設施等多重因素影響,不同地區(qū)間的經濟金融發(fā)展水平不相一致,市場發(fā)育程度存在差異。中西部地區(qū)經濟發(fā)展、融資便利化和市場化程度等比東部地區(qū)相對落后,該地區(qū)企業(yè)所處的經營環(huán)境決定其面臨更嚴重的委托—代理沖突,更需要借助外部負債(尤其是短期負債)的監(jiān)督力量來改善企業(yè)治理,如果適度增加短期負債,將更有利于全要素生產率的提升。然而,由于中西部地區(qū)金融市場不發(fā)達,企業(yè)融資渠道狹窄,面臨更高的融資約束程度,借貸的契約成本和風險溢價都要高于東部地區(qū),當短期債務占比過高時,對中西部地區(qū)制造業(yè)企業(yè)技術研發(fā)能力的“侵蝕”也更為顯著,因此對其全要素生產率的抑制效應更大。費舍爾組合檢驗的經驗p值為0.026,在5%統(tǒng)計水平上顯著,表明債務企業(yè)結構對制造業(yè)企業(yè)全要素生產率的倒U型影響效應在不同區(qū)域的企業(yè)中存在顯著差異。

圖5 債務期限結構對不同區(qū)域制造業(yè)企業(yè)全要素生產率的影響效應

表4 異質性檢驗結果

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.替換被解釋變量

將采用OP法測算的全要素生產率Tfpop作為Tfplp的替代變量進行穩(wěn)健性分析,結果如表5第(1)和(2)列所示。不難發(fā)現,無論是否加入控制變量,債務期限結構的估計系數為正,其平方項的估計系數為負,且都通過了1%的顯著性水平檢驗。這一結果說明短期化傾向的債務期限結構與制造業(yè)企業(yè)全要素生產率具有倒U型的關系。

2.內生性處理

核心解釋變量債務期限結構可能存在內生性,為緩解內生性,本文選取債務期限結構的一期和二期滯后值構建多重工具變量體系,使用2SLS方法進行估計。表5第(3)和(4)列是第一階段回歸結果,工具變量對債務期限結構Debtstru及其平方項Debtstru2的回歸系數均顯著,說明工具變量與內生解釋變量高度相關;第(5)列是二階段回歸結果,Hansen檢驗的相伴概率大于0.1,接受工具變量與擾動項不相關的原假設,滿足工具變量的外生性。綜合而言,工具變量有效,債務期限結構估計系數在1%水平顯著為正,其平方項估計系數在1%水平顯著為負,進一步驗證了短期化傾向的債務期限結構與制造業(yè)企業(yè)全要素生產率之間存在倒U型關系。

3.動態(tài)面板方法估計

全要素生產率的變動可能具有慣性特征,即當期全要素生產率受前期影響。為捕捉這種特征,引入全要素生產率的滯后一期項作為解釋變量,將式(1)拓展為如下動態(tài)面板計量模型:

(8)

本文采取兩步系統(tǒng)GMM方法對式(8)進行回歸,將被解釋變量的滯后期和核心解釋變量債務期限結構及其平方項作為內生變量,結果見表5第(6)列。不難發(fā)現,被解釋變量滯后項的估計系數顯著為正,說明全要素生產率的變動確實具有延續(xù)性。核心解釋變量債務期限結構估計系數為正,其平方項估計系數為負,且都通過了1%的顯著性水平檢驗。再次表明短期化傾向的債務期限結構與制造業(yè)企業(yè)全要素生產率之間存在倒U型關系。

表5 穩(wěn)健性檢驗結果

4.改變縮尾處理的設定

為消除極端值對回歸結果的影響,在基準回歸分析中,本文對所有連續(xù)性變量進行了1%的縮尾處理,在穩(wěn)健性檢驗中,采用5%的縮尾處理進行檢驗,結果如表6第(7)和(8)列所示。可以看出,無論是否添加控制變量,債務期限結構的回歸系數依然顯著為正,其平方項回歸系數顯著為負,說明本文回歸結果不受縮尾處理設定的影響,進一步說明短期化傾向的債務期限結構與制造業(yè)企業(yè)全要素生產率的倒U型關系是穩(wěn)健的。

六、機制檢驗與分析

為了考察債務期限結構影響制造業(yè)企業(yè)全要素生產率的傳導機制,利用中介效應模型式(2)～(6)對研究假設2a進行實證檢驗。由表6第(1)列可知,債務期限結構的估計系數顯著為負,意味著樣本期內債務期限結構整體上偏短期化,其對全要素生產率的負向影響起主導作用。第(2)列中債務期限結構的估計系數顯著為負,說明債務期限結構短期化有助于降低代理成本、改善公司治理水平。第(3)列在同時納入債務期限結構和代理成本變量后,代理成本的估計系數顯著為負,說明降低代理成本有助于提升全要素生產率;債務期限結構的回歸系數仍顯著為負,但其絕對值相比第(1)列有所下降。第(1)～(3)列的檢驗結果充分說明,以代理成本表征的公司治理在債務期限結構對制造業(yè)企業(yè)全要素生產率的影響中發(fā)揮部分中介效應。由第(5)列可知,債務期限結構的估計系數顯著為負,說明債務期限結構短期化降低了研發(fā)支出。第(6)列中研發(fā)支出的估計系數顯著為正,說明降低研發(fā)支出會對全要素生產率產生抑制效應。將第(6)列與第(4)列對比,不難看出,在納入研發(fā)支出指標后,債務期限結構的回歸系數仍顯著為負,但絕對值相對下降。第(4)～(6)列的檢驗結果同樣說明,技術創(chuàng)新在債務期限結構對制造業(yè)企業(yè)全要素生產率的影響中發(fā)揮部分中介效應。

表6 中介效應檢驗結果

綜上可知,債務期限結構通過降低代理成本、改善公司治理水平對制造業(yè)企業(yè)全要素生產率產生正向影響,通過降低研發(fā)支出、抑制技術研發(fā)能力對制造業(yè)企業(yè)全要素生產率產生負向影響,由此驗證了本文提出的研究假設2a。

以表3估計所得的倒U型拐點值0.614為標準,將Debtstru≤0.614的樣本劃歸為債務期限結構短期化程度低樣本組(DebtstruL),將Debtstru>0.614的樣本劃歸為債務期限結構短期化程度高樣本組(DebtstruH)。利用計量方程式(7)進行分組檢驗,以驗證研究假設2b,結果見表7。第(1)和(2)列的估計結果顯示,在債務期限結構短期化程度低的樣本組,債務期限結構和代理成本的交互項Debtstru×Agc回歸系數顯著為負;在短期化程度高的樣本組,債務期限結構和代理成本的交互項Debtstru×Agc回歸系數不顯著。第(3)和(4)列的估計結果顯示,在債務期限結構短期化程度低的樣本組,債務期限結構和研發(fā)支出的交互項Debtstru×R&d回歸系數不顯著;在短期化程度高的樣本組,債務期限結構和研發(fā)支出的交互項Debtstru×R&d回歸系數顯著為負。進一步地,在第(5)和(6)列中同時納入交互項Debtstru×Agc和Debtstru×R&d,不難看出,上述估計結果沒有出現實質性變化。這些檢驗結果充分表明,在債務期限結構短期化程度低時,增加短期債務占比能夠通過降低代理成本、改善公司治理水平這一渠道,對制造業(yè)企業(yè)全要素生產率產生顯著的正向提升作用;然而,當債務期限結構越過拐點后,倘若繼續(xù)增加短期債務,已無法通過降低代理成本、改善公司治理水平對全要素生產率產生積極影響。同時,在債務期限結構短期化程度低時,增加短期債務占比未能通過降低研發(fā)支出、抑制技術創(chuàng)新能力的渠道對全要素生產率產生顯著影響;當債務期限結構越過拐點后,繼續(xù)增加短期債務,則會通過降低研發(fā)支出、抑制技術創(chuàng)新能力這一渠道,對制造業(yè)企業(yè)全要素生產率產生顯著的負向影響效應。

表7 影響機制的分組檢驗結果

綜合來看,債務期限結構對制造業(yè)企業(yè)全要素生產率的影響效應在不同債務期限結構情境有著異質性表現。在債務期限結構短期化程度較低時,公司治理改善渠道所內含的提升機制發(fā)揮了主導作用,技術創(chuàng)新抑制渠道并未發(fā)揮作用,造成債務期限結構對全要素生產率整體上呈現的是促進效應;在債務期限結構短期化程度較高時,技術創(chuàng)新抑制渠道所內含的阻礙機制發(fā)揮了主導作用,公司治理改善渠道并未發(fā)揮作用,導致債務期限結構對全要素生產率整體上呈現的是抑制效應。由此驗證了本文提出的研究假設2b,并在一定程度上揭示了債務期限結構和制造業(yè)企業(yè)全要素生產率倒U型關系形成的內在機理。

七、結論與政策啟示

本文在理論上探究債務期限結構對制造業(yè)企業(yè)全要素生產率的影響效應及作用機制,并采用制造業(yè)上市公司面板數據進行計量檢驗。研究結果表明:(1)以短期債務占比衡量的債務期限結構與制造業(yè)企業(yè)全要素生產率存在顯著的倒U型關系,拐點對應的最優(yōu)債務期限結構為0.614,當債務期限結構短期化程度超過這一最優(yōu)值后,其對全要素生產率的正向促進效應轉為負向抑制效應。(2)債務期限結構對不同所有制類型、不同規(guī)模、不同生命周期與不同區(qū)域的制造業(yè)企業(yè)全要素生產率皆存在倒U型影響效應,但影響程度不同。債務期限結構對國有、小規(guī)模、成熟型和中西部地區(qū)的制造業(yè)企業(yè)全要素生產率影響的邊際效應更大。(3)債務期限結構通過改善公司治理水平對制造業(yè)企業(yè)全要素生產率產生正向影響,通過抑制技術研發(fā)能力對制造業(yè)企業(yè)全要素生產率產生負向影響。債務期限結構對制造業(yè)企業(yè)全要素生產率的影響效應在不同債務期限結構情境有著異質性表現,在債務期限結構短期化程度較低時,追加短期債務對全要素生產率的正向影響占優(yōu)于負向影響;在債務期限結構短期化程度較高時,追加短期債務對全要素生產率的負向影響占優(yōu)于正向影響。

本文政策啟示:第一,以推動制造業(yè)高質量發(fā)展為宗旨,優(yōu)化債務融資的期限結構。制造業(yè)企業(yè)將債務期限結構確定在合理范圍才有利于全要素生產率提升,對于短期負債占比較低的制造業(yè)企業(yè),應適量追加短期債務,積極發(fā)揮其降低代理成本、改善公司治理的功能;反之,應縮短債務期限結構,通過追加長期債務釋放制造業(yè)企業(yè)增加研發(fā)支出、助推技術創(chuàng)新的意愿和能力。鑒于當前中國大部分實體企業(yè)短期債務占比過高的客觀現實,金融機構應加大向制造業(yè)企業(yè)投放中長期資金的力度。第二,依據債務期限結構和全要素生產率關系的異質性,差別化地安排短期債務和中長期債務的比例結構。要因所有制類型而異,國有和非國有制造業(yè)企業(yè)應確立不同的債務期限結構;要依規(guī)模而異,大規(guī)模和小規(guī)模制造業(yè)企業(yè)的債務期限結構應有區(qū)別;要根據生命周期因時制宜,動態(tài)調整債務期限結構,適配不同生命周期階段制造業(yè)企業(yè)的資金需求;同時要考慮區(qū)域經濟金融發(fā)展差異而因地制宜,通過債務期限結構的調整挖掘不同地區(qū)制造業(yè)企業(yè)全要素生產率的提升潛力。第三,深化金融供給側結構性改革,加大資本型金融發(fā)展力度。倒U型關系說明依靠債務期限結構調整以支持制造業(yè)高質量發(fā)展的空間畢竟有限,尤其在當前經濟高質量發(fā)展階段,科技創(chuàng)新的作用更加凸顯,以信貸資金為主的債務型金融,其還本付息的交易形式制約了對技術創(chuàng)新項目的有效支持。而以風險投資、私募股權投資等為代表的資本型金融不僅期限長,而且可以形成股權,對剩余收益有索取權,能夠體現風險與收益的對稱性,最適宜于技術創(chuàng)新型項目,因此,應深化金融供給側結構性改革,加大資本型金融發(fā)展力度,為制造業(yè)企業(yè)高質量發(fā)展提供穩(wěn)定的中長期資金。