国有企业融资约束、全要素生产率与西部地区经济高质量发展

张庆国 黄杏子

一、引言与文献综述

党的十九大报告指出，“我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段，正处在转变发展方式、优化经济结构、转换增长动力的攻关期”，并提出“推动经济发展质量变革、效率变革、动力变革，提高全要素生产率”的发展要求。经济高质量发展的内涵具有多维性和丰富性(金碚，2018)，但促进全要素生产率的稳定提升始终是实现经济高质量发展的关键内容(刘志彪和凌永辉，2020)，是我国高质量发展的动力源泉。对于产能和经济发展水平均较为落后的西部地区来说，其对于提升全要素生产率、进而实现经济高质量发展的需求更加强烈，是其变“后发劣势”为“后发优势”的重要途径。同时，西部地区经济高质量发展的实现，也能够促进区域协调发展，推动形成优势互补、高质量发展的区域经济布局。2018年李克强总理在西部地区开发领导小组会议中也进一步强调：“要按照向高质量方向发展、解决发展不平衡不充分问题的要求，紧紧依靠改革开放创新，促进西部地区发展动力增强、产业结构升级、民生不断改善，为全国经济保持稳中向好拓展空间。”因此，提高我国西部地区全要素生产率，促进经济高质量发展具有十分重要的意义。

企业作为最基本、最重要的市场供给主体，是实现经济高质量发展的微观主体。由此可见，只有提高西部地区企业全要素生产率、实现企业高质量发展，才能从根本上推动我国西部地区经济转型发展，进而破解我国结构性、体制性、周期性问题对经济增长造成的巨大下行压力。值得注意的是，国有经济作为我国经济的支柱，在各类所有制企业中的生产效率最低(姚洋和章奇，2001)，且在一定程度上存在着生产效率与创新效率的双重损失(吴延兵，2012)。其中，西部地区国有企业更是存在着注重短期生产效率而非创新效率的问题(盛丰，2012)，不利于高质量发展的实现。同时，企业之间的信息不对称、政府间的经济竞赛和企业规模的无序扩张，进一步引发了国有企业资源错配、低水平重复建设，再加上有利于释放潜能的改革尚在进行中以及资源环境对发展的硬约束，更是加剧了国有经济全要素生产率的损失(楚序平，2015)。针对国有经济全要素生产率低下的问题，政府通过政策激励加快推进了国有企业产权制度改革并建立了现代企业制度，着力激发企业家精神和微观主体创新活力。这些措施虽取得了一定成效，但与经济高质量发展的整体要求仍有差距，主要表现为产业链高端布局不足，基础研发能力弱，创新投入少等。

技术创新是影响企业全要素生产率的最主要因素(吴延兵，2012)。但企业无论是自主研发还是通过技术市场交易获取技术要素资源，都脱离不了自身的资金动员能力。由于资本市场的信息不对称、金融产品供需结构错配等原因，我国企业普遍面临着较强的融资约束，西部地区尤甚。因此，企业因受融资约束程度不同而技术创新投入不同，发展质量也会相应地有所不同。国有企业虽然兼具市场主体和政策性工具双重属性，相较于其他所有制形式的企业而言更容易获得来自政府和金融机构的外源性融资支持，但国有企业自身盈利能力偏弱造成的内源性积累不足以及高负债率引发的融资风险，则可能增加外源融资成本，从而拉大了国有企业内外源融资成本差异，加剧融资约束。现有研究表明，融资约束会对企业全要素生产率产生影响。一方面，融资约束会抑制技术创新效率，从而降低企业全要素生产率(顾群等，2012；任曙明和吕镯，2014；陈海强等，2015；张璇等，2017；郭宏毅和袁易明，2018)；另一方面，根据Jensen(1986)创立的自由现金流假说，融资约束可以迫使企业做出最优的投资决策。实证研究进一步支持了这种“少即是多”的假设，融资约束并不一定对企业全要素生产率产生不利影响(冯根福等，2006；Hall等，2010；顾群等，2012)。综合来看，融资约束对企业全要素生产率的促进效应和抑制效应同时存在，其最终的表现应取决于两种效应的效力对比。此外，企业的异质性——包括企业产权性质(Dhwan，2001)、行业(Whited和Wu，2006)、规模(孙烨和许艳，2016)、年限(Hadlock和Pierce，2010)、债务负担(Lin等，2011)等，以及企业融资方式的异质性均可能导致融资约束对企业全要素生产率作用程度的差异。

尽管已有的理论和实证成果较多，但现有相关主题下的研究仍存在以下两方面不足：一是基于国有企业为独立客体的研究还较少，关于西部地区省份的研究更是少之又少。事实上，国有企业一直以来都是我国国民经济的重要组成部分，但其生产效率一直较低，面临的融资风险以及外源性融资成本较高的融资约束问题不容忽视。而对于西部地区的企业来说，其经营发展仍主要靠要素投入驱动，面临的资源和环境约束日益严重，其提升全要素生产率、探索高质量发展道路的需求日益迫切。二是现有文献较少探究融资约束对不同特征国有企业的影响。融资约束与国有企业全要素生产率之间的关系为何？对于不同特征的国有企业，全要素生产率的作用是否存在差异？在融资约束下，国有企业如何进一步提升全要素生产率？这些关乎到提升我国西部地区全要素生产率、实现西部地区经济高质量发展的问题仍有待回答。

基于此，本文通过建立融资约束对企业技术创新决策影响的理论模型，从理论上分析融资约束与企业全要素生产率之间的关系，分析得出了其中的作用机理。并以西部地区代表性省份——甘肃省为例，使用2009—2018年甘肃省国有企业年度决算统计系统数据，实证检验了国有企业融资约束对全要素生产率的影响。本文的贡献主要在以下三个方面：一是从融资约束与企业技术创新决策的理论模型出发，从理论上发掘了融资约束与全要素生产率之间的关系，并探讨了二者间的作用机理。二是现有文献较少从国有企业特征的角度出发，分析融资约束对国有企业的异质性影响，本文丰富了这方面的研究，从理论和实证上分别分析了融资约束对不同经营方向与行政隶属的国有企业全要素生产率的影响。三是本文的分析也为基于企业效率角度的优化改革政策设计提供了理论和实证依据，为进一步推动国有企业技术水平提升、促进西部地区经济高质量发展提供相关建议。

二、研究假设与机理分析

（一）研究假设

1. 融资约束对企业全要素生产率的影响

借鉴 Gorodnichenko和Monika(2013)的思路，本文首先分析融资约束与企业技术创新决策之间的关系。

在融资约束上升导致资本价格r不断上涨前提下，设代表性消费者的效用函数为：

其中，Ω表示企业生产的商品集合，x()ω代表商品ω的消费量，σ代表商品间的替代弹性(σ>1)。按效用最大化目标对方程进行求解，可得代表性消费者的需求函数。

Y表示消费总支出，P和p分别表示物价指数和代表性企业产品价格，因此，代表性企业的需求函数可以表达为：

企业的平均生产成本c是利率r和工资w的函数，满足以下利润最大化条件：

企业开展技术投资将促进全要素生产率的提升。本文使用I表示企业技术创新投入，A和A′分别表示技术投资前和技术投资后的企业全要素生产率，显然A′＞A。同理，c′代表技术投资后的平均生产成本，c′＜c。设c′＝f(r，w)c，则有：

式(5)说明，融资成本上升拉大了企业技术投资前后的生产成本差距。

结合企业最优利润函数表达式，技术投资后企业的利润变化值为：

然后将利润变化对利率水平r求偏导，结果为：

式(7)为利率上升对企业技术投资的激励函数。πΔ 对r的偏导小于零，表明利率水平的上升减小了企业技术创新投入前后的利润水平差距，导致企业技术创新投入意愿下降，从而抑制了企业全要素生产率的增长。由此，本文提出假设1。

假设1：融资约束降低了企业技术创新投入水平，从而抑制企业的全要素生产率提升，即融资约束与企业全要素生产率呈反方向变动。

2. 融资约束对国有企业全要素生产率的异质性影响

上文已经分析得出融资约束会降低企业的技术创新投入水平，从而抑制企业的全要素生产率提升。那么，融资约束对企业全要素生产率的这种影响，是否会随着国有企业特征的不同而产生变化？

事实上，在我国国有资本布局中，不同行业和属性导致国有企业的经营方向差别较大。按照国有企业分类管理的基本原则，国有企业可以分为公益类和商业类两大类。公益类国有企业的主要目标是提供民生保障和社会服务等公共物品，而商业类国有企业的主要目标是完成国有资产的保值增值，并激发市场活力。因此，本文进一步分析国有企业经营方向的差异对融资约束影响企业全要素生产率的作用。对于这一问题的分析，包括以下两方面：第一，考虑到国有企业自身盈利能力偏弱，内源性积累不足，外源融资成本较高，从而导致内外源成本差距较大，融资约束加剧。因此，融资约束在我国国有企业中普遍存在，即无论是公益类还是商业类国有企业，在技术创新投资中均面临着一定的融资约束。第二，商业类国有企业作为市场主体，主要是面向市场开展经营活动，技术创新投资需求主要以市场需求作为标杆。同时，政府对商业类国有企业高管的考核更多地依赖于市场，因此商业类国有企业更有动机通过技术创新提高自身竞争优势(王靖宇等，2020)。而公益类企业的重要目标是承担社会责任，其技术创新活动主要受政府需求的影响，且政府主要考核公益类企业高管承担社会责任的情况(戚聿东等，2017)。因此，相较于公益类国有企业，融资约束对商业类国有企业全要素生产率提升的抑制作用将更强。

类似的，从国有企业行政隶属的角度来看，融资约束对省属以及非省属国有企业全要素生产率的影响程度也会有所不同。这是考虑到，相比于省属国有企业，非省属企业获取资源的能力较弱以及途径较少，且这些企业进行技术创新活动、提升全要素生产率，从而实现自身可持续发展的愿望更加强烈。从这个角度来说，融资约束将对于提升非省属国有企业全要素生产率产生更为负面的影响。

综上所述，本文提出假设2。

假设2：融资约束对不同特征国有企业全要素生产率的抑制作用存在差异，融资约束对商业类国有企业以及非省属国有企业全要素生产率的抑制程度更强。

（二）机理分析

进一步分析国有企业融资约束对全要素生产率抑制作用的机理可知：国有企业应对外部市场的灵活性、技术进步的有效投入以及国有企业自身的投资价值是提高企业全要素生产率的直接渠道，而融资约束分别削弱了这三种渠道，从而抑制了国有企业全要素生产率的提高。

首先，融资约束削弱了国有企业应对外部市场的灵活性。North(1989)认为，制度变迁中存在着必然的路径依赖，人们过去的选择使得未来的选择范围变窄，多个时期的选择存在内在关联。为什么一些经济绩效差的企业制度没有被自然选择淘汰，主要是因为过去的选择制约和束缚着企业制度变迁。国有企业在面临融资约束的情况下，制度变迁的进程将受到财务资源的束缚，无法有效应对市场变化带来的机遇和挑战，因被早期均衡束缚，应对外部市场的灵活性降低，从而制约了全要素生产率的提升。

其次，融资约束降低了国有企业技术进步的有效投入。根据解维敏等(2011)的研究，企业因为商业周期波动导致的利润下降阻碍了企业对创新型项目的投资，面对经济增速放缓、供给侧结构性改革和国际贸易摩擦，部分国有企业销售额大幅下降、利润不足、有效投资能力降低。国有企业的政策性定位使其追求利润的敏感性不足，在面临融资约束的情况下，资金被优先用于那些与保障国计民生等重大政策目标密切相关的项目，从而进一步降低了技术进步项目的投资总量。同时，利润目标的不敏感性使得国有企业在面临长期技术进步效率投资时的积极性无法获得有效激励，技术进步投资不足的现象长期存在。

最后，融资约束降低了国有企业自身的投资价值。根据Jensen(1986)提出的企业自由现金流理论，自由现金流是企业价值投资的重要指标，一个具有充裕自由现金流的企业，更容易获得资本市场上投资人的青睐。而对于面临融资约束的企业，其自由现金流水平下降，导致投资者降低了对企业的估值，从而增加企业的融资成本。较高的融资成本和较低的企业估值会增加企业运营成本，造成企业经营困难。同时，投资人会根据企业经营状况和现金流等经营信号调整对其的投资额度，那些产能过剩、生产力落后的企业将无法获得资本市场融资，甚至面临市场出清，加剧了这些企业的现金流紧张程度，将造成融资约束与高额外部融资成本间的恶性循环。

三、变量选取与模型构建

（一）数据来源

本文选取了西部地区的代表性省份——甘肃省作为研究对象，数据来源为甘肃省国有企业年度决算统计系统，样本期间为2009—2018年，共10年。本数据库系统具有区别于传统数据库的两大特征：一是样本数据中包含集团型企业，并分别按照集团合计、母公司本级、子公司三个层次进行了统计；二是数据包含了按企业行政隶属关系进行的汇总。考虑到该数据库的渐进性完善过程和早期年度数据质量问题，为了最大限度地获取样本数据，本文并未对汇总统计口径的数据予以剔除。本文对样本数据进行了以下处理：首先，按照企业唯一主代码和企业名称双指标对数据进行编序匹配，有效避免跨年度企业编码规则变动和企业名称变更造成的面板匹配影响；其次，考虑到极端数据对研究的影响，删除了当年销售收入为负、资产总额为负、观测值少于2年的样本数据。再次，根据国有企业的行政隶属关系和企业性质，对国有企业按照行业进行了手工分类，全部样本企业被分成了14个行业。最后，共获得包含1378户企业的15842个非平衡面板数据。

（二）变量选取

1. 被解释变量：全要素生产率(TFP)

现有研究中测量全要素生产率的主要方法有代数指数法、索洛残差法、潜在产出法和半参数法等。各种计算方法各有利弊：采用潜在产出计量方法会使得计算过程复杂且无法克服参数内生性问题，而计算简便的方法如索洛残差法、指数法又受到生产函数设定的制约，无法解决不同类型企业的差异性，同时也可能放大TFP内涵的边界。因此，本文借鉴鲁晓东和连玉君(2012)的思路，采用LP半参数法计算TFP。后续也将进一步使用其他学界认可的全要素生产率测算方式进行稳健性检验。

计算中使用的主要企业指标采用以下方式获得：SALES为企业当年营业收入数；PPE为期末固定资产总额，并根据GDP平减指数进行调整；NUM为企业当年平均职工人数；MATERIAL为现金流量表中购买商品、接受劳务所支付的现金；CAPITAL为企业当年固定资产折旧总额；AGE为企业成立年限；企业性质SOE原本为所有权性质虚拟变量，因样本考察的均为国有企业，故使用企业经营规模指标代替，若为大型或中型企业，SOE取值为1，小型和微型企业则取值为0；EXIT为企业退出虚拟变量，如果企业信息为连续获得，则取值为1，若有划转、收购、竣工移交、破产清算等其他因素则取值为0。

2. 解释变量：融资约束

从代理指标的复杂程度上看，融资约束代理指标分为单一指标和复合指标两类。

单一指标法的优点在于简便，可以规避指标计算的内生性问题。例如，FHP模型中使用企业股利支付率作为替代变量，原因是股利支付率可以用来衡量企业剩余的现金流，当企业的内外部融资差别较小时(不存在融资约束)，企业倾向于发放较高的股利，需要投资资金时只需通过资本市场就能轻松融资。显然，低股利支付率和高投资现金流敏感度企业受到的融资约束程度高。除股利支付率指标以外，郑江淮等(2001)、过新伟和王曦(2014)、曾雪云等(2016)采用了企业成熟度、所有权集中度、现金流敏感度、公司债券等级等指标考察企业融资约束。

复合指标法可以克服单一指标易受非预期因素干扰的弊端。概括来看，复合指标主要包括KZ指数、WW指数和SA指数三类。KZ指数由Kaplan和Zingales于1997年提出，选取企业自由现金流量、托宾Q、资产负债率、股利支付率和企业现金持有总量等财务指标进行逻辑回归。因为上市企业的托宾Q无法合理计算，故本文将采用WW指数和SA指数计算融资约束程度。

WW指数由Whited和Wu(2006)利用广义矩估计法计算得到。根据现有文献，WW指数设计的出发点较好地契合了融资约束的定义(邓可斌和曾海舰，2014)。同时，WW指数不仅能够测度股权融资约束，对信贷融资约束的测度也具有代表性(Livdan等，2009)，得到了国内外众多学者的认可(Li，2011；Lin等，2011；曾海舰和林灵，2015)。其计算公式为：

其中，CF为企业经营活动产生的净现金流/总资产；DIV代表股利支付虚拟变量，支付股利为1，未支付为0；LDEBT为企业长期负债水平，使用企业长期借款/总资产来表示；lnTA是企业总资产的自然对数；SG为企业销售收入增长率，本文使用企业销售收入与年均销售收入的偏离度代替；ISG为行业销售增长率，本文使用年均销售收入增长率代替。

SA指数的构建原则是基于强烈的内生性考虑，用企业规模和企业年龄两个随时间变化不大且具有很强外生性的变量来构建(Hadlock和Pierce，2010)，能够较为全面地反映企业融资约束程度，同样得到了中国情境下的广泛应用(吴秋生和黄贤环，2017；孙雪娇等，2019)。具体计算公式为：SA＝0.043×lnSIZE2-0.04×AGE-0.737×lnSIZE。其中，lnSIZE为企业资产总额的自然对数，AGE是企业年限。

由此测度出的WW指数和SA指数为负，且绝对值越大，代表企业受到的融资约束程度就越高。为保证结果的稳健性，本文还使用了企业对数资产总额(lnSIZE)衡量企业受到的融资约束程度，企业资产总额越高，则代表其受到的融资约束程度越低。

3. 其他控制变量

按照Aghion等(2013)的建议，本文选择了研发投入强度(RDS)、企业经济类型(IO)作为控制变量。同时，根据Bhagat和Welch(1995)、陈海强等(2015)的研究，企业的资本结构可能会影响全要素生产率，本文进一步控制了企业净资产收益率(ROE)、资产负债率(DE)以及人均资本存量(CPC)。具体变量的符号、定义及计算方法如表1所示。

表1 变量名称及解释

（三）模型设定

根据前文假设1，融资约束会抑制企业全要素生产率。为对这一假设进行验证，本文参考Aghion等(2013)的研究方法，设定如下基准模型：

假设2指出，融资约束对商业类国有企业以及非省属国有企业全要素生产率的抑制作用更强。为验证此假设，本文将在基准模型的基础上，引入国有企业特征变量与融资约束变量的交互项，设定如下模型(10)：

四、实证分析

（一）变量描述性统计

表2为本文主要变量的描述性统计结果。从表2可以看出，以LP法测得的甘肃省国有企业全要素生产率均值为8.610。值得说明的是，使用LP法测算的TFP出现了负值，一方面可能受到样本数据质量的影响，但更重要的是验证了甘肃省部分国有企业的经营非效率，即资本和劳动的生产水平要大于以销售收入为代表的整体产出水平。造成这种现象的原因主要是企业自身效率问题，同时也与国有企业承担了部分非效益的政策性职能有关，即国有企业的产出不仅表现在经济收入的增加，还应从更宽泛的角度去衡量国有企业产出情况。为保证结果的准确性，下文稳健性部分进一步使用了其他学界认可的方法对全要素生产率进行测算。从融资约束的三个指标看，SA指数和WW指数比较平稳，未表现出较大的波动，而lnSIZE的标准差较大，主要是受到了样本数据中包含地区汇总数据的影响。

表2 变量描述性统计结果

（二）基准回归结果

表3为基于模型(9)的基准回归结果，被解释变量是以LP方法测算的企业全要素生产率，核心解释变量为融资约束程度，分别以WW、SA和lnSIZE衡量。作为对照，第(1)列至第(3)列为未控制企业、时间固定效应以及控制变量的结果，第(4)列至第(6)列为控制了企业、时间固定效应及所有控制变量的结果。可以发现，六组回归结果中，核心解释变量WW显著为负，lnSIZE显著为正，SA虽不显著，但估计系数为负。尤其以WW指数衡量融资约束时，回归效果最为显著，估计系数达到了-2.5755。WW和SA的回归系数均为负，证明融资约束制约了企业全要素生产率的提升。企业规模与全要素生产率之间呈现显著正向关系，说明随着企业规模的扩大(即融资约束的缓解)，全要素生产率水平得到提高。

表3 基准回归结果

故假设1通过了检验。

控制变量方面，企业经济类型(IO)的回归系数均显著为正，证明国有企业股权的多元化将促进企业生产要素配置效率提高，从而提升企业全要素生产率，推进国有企业股权混合所有制改革的成效获得了实证验证。资产负债率(DE)基本显著为正，即随着资产负债率的提升，企业全要素生产率也得到了提升。人均资本存量(CPC)也基本与全要素生产率呈显著正相关关系，随着人均资产规模的增加，企业技术水平得到了提升。研发投入强度(RDS)和净资产收益率(ROE)在回归中均表现为不显著，国有企业研发强度以及盈利能力水平的提高是否能显著提升企业技术水平无法获得检验。

（三）稳健性检验

1. 使用缩尾数据的回归结果

为进一步提高回归结果的稳健性，参考宋敏等(2021)的研究，下文对回归时使用的连续型变量在1%和99%水平上进行了Winsorize处理，以缓解极端值对结果的影响。回归结果如表4第(1)列所示，限于篇幅，这里只汇报了以WW衡量企业融资约束的结果。可以发现，在使用缩尾处理后的样本进行分析时，基准结果依旧是稳健的，并且估计系数相对于基准结果有所增加。

2. 使用不同方法测算企业全要素生产率

为检验基准回归结果中全要素生产率测算方法的稳健性，本文进一步使用学界普遍认可的其他方法对全要素生产率进行测算。具体来看，分别使用OP法(Olley和Pakes，1996)、ACF方法(Ackerberg等，2015)以及Wooldridge估计法(Wooldridge，2009)进行估算。其中，OP法需要满足投资与生产率之间单调递增的性质，使用公司的投资水平作为生产率的代理变量。本文基准回归使用的LP方法是对OP法的改进，使用中间品投入指标替代投资额作为代理变量进行测算，增加了研究者数据选择的灵活性。但LP和OP方法均假设企业面对冲击时能够对投入进行无成本的调整，ACF方法对这两种方法进行了修正。Wooldridge估计法也是对LP和OP方法的改进，主要是基于GMM的一步估计法。使用不同测算方法得到的全要素生产率估计结果见表4第(2)列至第(5)列。可以发现，在使用不同方法估算出的企业全要素生产率作为被解释变量时，回归结果均是稳健的，假设1依旧成立。

3. 引入控制变量滞后项的回归结果

考虑到融资约束以及其他控制变量对企业全要素生产率的作用可能存在一定时滞，本文进一步参考毛其淋和盛斌(2012)的做法，使用融资约束及其他控制变量的滞后一期项替代当期项进行估计，有效降低可能存在的内生性问题带来的估计偏差，保证基准结果的稳健性。回归结果见表4第(6)列，WW回归系数依旧显著为负，基准回归结果稳健。

4. 使用GMM方法的回归结果

虽然本文在基准模型中尽量控制了影响企业全要素生产率的因素，并且采用了面板数据双向固定效应模型控制了企业固定效应和时间固定效应，但仍可能存在一些不可观测因素的影响。同时，企业要素生产率的高低也可能会影响其面临的融资约束程度，产生反向因果问题。此外，企业层面的全要素生产率也存在序列相关的可能(宋敏等，2021)。因此，下文进一步引入滞后一期的企业全要素生产率，并使用全要素生产率和WW的滞后项作为工具变量，参考Areallo和Bond(1991)、陈启斐等(2021)的方法，采用两步系统GMM方法进行估计。在未汇报的结果中，AR(1)和AR(2)的统计值表明存在一阶序列相关但不存在二阶序列相关，且Hansen检验p值为0.14，工具变量选择有效。回归结果见表4第(7)列，基准结果依旧稳健。

（四）进一步讨论：融资约束的异质性影响

表5 异质性分析结果

五、主要结论和政策建议

根据提高西部地区全要素生产率、实现经济高质量发展的要求，本文以国有企业作为研究对象，通过构建融资约束与企业技术创新投入的理论分析框架，从理论上推导出融资约束对企业全要素生产率的影响，并分析得出其中的作用机理：融资约束削弱了国有企业应对外部市场的灵活性、降低了国有企业技术创新的有效投入以及国有企业自身的投资价值。同时，在理论方面分析得到融资约束对不同特征国有企业全要素生产率的抑制作用存在差异。在此基础上，对西部地区的代表性省份——甘肃省进行分析，使用甘肃省2009—2018年国有企业年度决算统计系统数据，实证检验了融资约束对甘肃省国有企业全要素生产率的抑制效应，为自由现金流假说下讨论融资约束与企业技术创新水平的抑制论提供了实证支持。同时说明了在融资约束下，进一步探索有效提升国有企业全要素生产率的政策措施是十分重要的。除了融资约束这个核心影响因素外，企业股权结构、资产负债率、人均资本存量表现出与全要素生产率的高度正相关关系，而企业研发投入强度与净资产收益率是否影响企业技术水平则无法通过检验。进一步，从企业经营方向以及行政隶属的角度对国有企业进行划分，发现融资约束对商业类国有企业及非省属国有企业的全要素生产率抑制作用更强，要想实现西部地区经济高质量发展，要充分重视这类国有企业面临的融资问题，重点缓解融资约束对这类企业技术创新的抑制效应。

基于以上研究结论，本文建议从以下两个方面缓解西部地区国有企业的融资约束程度，推动国有企业提升全要素生产率，进而实现西部地区经济高质量发展的目标。

一是建立和完善以促进西部地区国有企业高质量发展为目标的国有资本经营预算体系。目前，我国国有资本经营预算管理体制基于民生考虑原则，对国有资本按照免征、5%、10%和15%四个档次由财政部门刚性计提经营收益。相较于新加坡、日本等国，我国国有企业利润上缴比例仍较低，相应的，提高国有企业利润上缴比例的空间仍较大。留存利润是企业自由现金流的基础，提高企业利润留存比例则有助于缓解企业内外源融资成本差异，降低融资约束程度。因此，国有企业利润上缴和留存比例分配将需要考虑民生和效率的双向平衡。预算管理的政策调节要统筹国有企业社会责任主体功能和生产效率双重目标，在未来利润分配中贯彻创新驱动与高质量发展的引导理念，引导国有企业将利润更多地配置到科技创新投资活动中去。具体来看，首先，可以考虑对国有企业税后利润用于科技研发投资的，通过系数折算的方式，调减国有资本收益计提总额或直接抵扣部分国有资本收益，充实国有企业自由现金流量和定向调节的政策目标。在缓解国有企业外源融资成本方面，应考虑政府研发项目向企业倾斜，降低国家重大科技创新项目中企业自筹配套投入的比重，通过政策倾斜提高低成本资金投入总量；其次，发挥财政资金的杠杆效应，通过研发贷款利息补贴、贷款增信等方式，撬动银行资金加强对企业研发活动的支持；最后，应进一步重视对非省属等处于融资劣势地位企业的扶持，为这类企业提供专项科技研发资金，充分解决其面临的融资约束困境。

二是坚持分类改革，加速调整国有资本布局。国有企业分类是新时期深化国有企业改革的前提和基础，可以解决企业间功能定位不清晰和发展同质化等问题。当前国有企业分类改革的重点是解决国有框架内的政企分开与所有权转让难题。因此，应当从产品性质和行业特征等多个维度制定国企分类准则，给予市场一个准确的预期，实现市场上的融资类金融产品结构与企业功能的匹配。此外，在国资功能布局上，国有企业功能布局混乱使得政策性调控效果受到影响。因此，可以从放大增量、调整存量两方面入手，加强在新基建、工业互联、自动化等领域加大国资投入力度，发挥在产业链顶端国资的引领和示范作用。但同时要避免一窝蜂和重复投资，在新兴产业布局上更多地强调中央统筹而不是地方各自为政。在消化存量上，以混合所有制改革为抓手，按照有进有退、有保有压相结合的原则，逐步退出国有资本在完全竞争领域的布局，强化国有企业的主业意识。