融資約束差異對企業投資效果及產出規模的影響

[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。兩類企業受到不同融資條件的約束，其投資行為難免會出現扭曲，影響資源配置效率。針對上述問題采用理論推導和經驗驗證相結合的方法，構建包含私營與國有兩種所有制企業的部門生產函數，定量分析融資約束差異對不同所有制企業投資規模與效果的影響，從實證經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;國有企業;投資效果;產出規模

[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節貨幣資本供需，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，私營經濟部門在融資過程中往往面臨和產權制度有關的“價格歧視”（Sun，2014）。由于私營與國有企業受到不同融資條件的約束，即兩類企業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，采用理論推導和經驗驗證相結合的方法，致力于量化融資約束差異對工業部門內不同所有制企業的投資效果產生的影響，以期為金融市場改革進程和方向提供經驗支撐。

一、工業部門生產函數模型設定

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

（1）工業部門包含國有（S）與私營（P）兩類不同所有制企業;

（2）工業部門投入的生產要素可概括為實物資本（K）和人力資本（H）;

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

（4）工業部門的生產函數符合C-D技術特點。

基于以上設定，工業部門t周期的生產函數可以表示為：

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

（2）由于就業規模不能有效解釋中國國內生產總值（朱彥元，2011），因此，根據Lucas（1977）、Romer（1986）的思路，將人力資本納入生產函數。即綜合考慮就業量Lt及工業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，工業部門人均人力資本存量h沿用馮曉等（2012）的建議，按就業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占部門就業人員L比例：

二、數據描述

計量分析選取中國規模以上私營與國有工業企業為研究對象。部分數據可直接取自歷年《中國統計年鑒》、《中國工業經濟統計年鑒》和《中國勞動統計年鑒》等;部分數據需要依據可獲取數據進一步測算。根據就業者受教育背景統計數據的可得性，經驗研究數據取樣的起止年份為2004-2017年。

（一）產出

1.工業增加值與應交增值稅

工業增加值是最適合描述工業經濟產出的指標。由于規模以上工業企業部分年份的工業增加值數據缺失，故依據國民經濟核算的生產法，選擇1999-2007年間應交增值稅可作為代理變量。

2.價格指數平減

為了使不同年份的產出數據之間可比，文本以1985年為100的工業生產者出廠價格指數測算2004年為基年的工業產出價格平減指數P。工業企業產出（可比價）Y滿足式（6）。

其中，工業部門總產出Yt為國有與私營工業企業產出之和，即。

（二）實物資本存量

由于規模以上國有與私營工業企業的投資額、折舊率等數據缺失，因此無法直接估算工業部門資本存量。本文參考陳詩一（2011）的測算方法：1）確定初始資本存量;2）根據固定資產原值、折舊額等數據估算資本折舊率;3）以固定資產投資價格指數平減當年新增投資額;4）采用永續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，中國私營經濟投資數據缺失，故對初始資本存量的測算方法做簡化處理，以2004年的固定資產凈值代替期初資本存量（式（7）），

其中，OVFA、AD分別為2004年企業固定資產原值與累計折舊。

2.折舊率

考慮到研究期間較短，故將固定資產折舊率設定為常數。具體測算方法為：

（1）根據式（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期固定資產原值OVFA;

（3）對各期折舊率？取均值即可得到企業平均折舊率？。

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

3.新增實際投資額

本文采用t與t-1期固定資產原值之差近似按當年價計算的投資額。并采用固定資產投資價格指數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P可由1990為基年的固定資產投資價格指數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數據代入式（2），可分別算得2004-2017年間國有與私營工業企業資本存量K。

（三）人力資本存量

1.就業人數

按式（3）估算工業部門人力資本存量時，可根據歷年《中國統計年鑒》確定2004-2017年規模以上工業企業就業人員數。

2.人均人力資本存量

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

（1）根據《中國勞動統計年鑒》中的就業人員受教育程度數據，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?？?、大學本科及研究生;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年規模以上工業企業就業人員受教育水平p的數據不可獲得，故采用楊茜（2013）估算的第二產業數據的方法近似，根據式（12）-（13）求得2004-2017年全國工業部門就業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代表工業企業的行業種類，e=1，2，3分別為采礦業、制造業、電力、燃氣及水的生產和供應業;Le，t為e行業t期的就業人數，P表示t期e行業中就業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式（3），由就業人數和人均人力資本存量算得。

三、回歸分析及生產函數估計

首先，對生產函數（式（1））兩邊取對數，得回歸等式：

其中，截距項a0對應式（14）中的全要素生產率;a1、a2和a3分別表示國有企業實物資本存量K、私營企業實物資本存量K與人力資本存量Ht的產出彈性;ut是隨機誤差項。為了避免解釋變量間存在多重共線性，根據前文假定，設定中國工業部門生產規模報酬遞增，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的產出彈性;人力資本產出彈性α=1+a1+a2-a3。

將表（1）相關數據代入式（15）后的回歸結果顯示，等式擬合優度提高至99.40%，并且F值和p值均理想，各個解釋變量的系數及常數項均顯著，能更貼切地描述工業部門生產函數。據此，中國工業部門的生產函數可近似表示為：

通過以上分析，可知：

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

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

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

四、私營與國有企業投資效果比較

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

根據式（16）分別求出國有、私營企業資本的邊際產出數理式如下：

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

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

（1）在當前中國金融體系內，私營企業的融資約束條件較國有企業更具約束性，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;

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

（3）在中國現行金融體制內，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，降低了工業部門、乃至整體國民經濟的資本產出效率;

（4）融資約束差異的持續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象，阻礙貨幣資本流通，扭曲企業的投資行為，降低了整體經濟的投資效率，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部門產出規模的影響

融資環境改善后，私營與國有企業的投資決策均會發生變化，并有可能最終導致工業部門人均投資額增加或減少。根據孫卓（2018）的研究結果顯示，金融發展（融資約束差異）指標增加（減少）1%，工業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部門增加值產生怎樣的影響，可假設以下兩種極端的情況，并根據工業部門投資行為方程及生產函數計算出工業部門增加值對融資約束差異指標的彈性系數：

場景一：工業部門人均投資額增加完全由私營企業投資擴張所致

當融資約束差異指標變化1%，私營企業人均投資額增加0.0016萬元時，其投資規模將增加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，根據工業部門生產函數（式（16））可計算出工業部門增加值增長0.0050%，進而得出工業部門增加值對融資約束變化的彈性系數為0.0050。

場景二：工業部門人均投資額增加完全由國有企業投資增加所致

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

基于上述兩種情況的分析結果，可知1）融資約束差異變化降低1%后，工業部門增加值的變化率為正，且介于0.0038%和0.0050%之間;2）與國有企業相比，私營企業擴大投資規模所帶來的產出效果更大（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濟增長有正效果。

六、結論

本文構建的中國工業部門生產函數可以較為全面地評價消除融資約束差異的產出效果，分析結果表明，中國現行金融體制內產生的融資約束差異不僅對私營企業的發展起到了制約作用，同時也引起了金融資本的誤配和資源的低效率使用，進而導致工業部門生產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之間的融資約束差異，提高要素產出效率，為中國經濟增長創造更多的空間。

[參考文獻]

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[責任編輯：趙磊]