区域金融渠道选择与动态民营工业企业生产率提升

黄梦琳 李富有

一、问题的提出及文献综述

民营经济已经成为中国经济持续健康发展的重要力量，社会主义市场经济的重要组成部分，促进就业和技术创新的有效来源，而民营经济的主体民营企业是发挥主要作用的有力推手。王海兵和杨蕙馨(2018)[1]总结出改革开放以来民营经济发展经历了四个阶段，2002年是实现民营经济跨越式发展的第三阶段，民营经济对我国GDP的贡献及民间投资首次超过60%；民营经济转型发展对我国经济的贡献体现在第四阶段，2012年以来党的十八大、十八届三中全会、民建工商联委员联组会等相继提出不同政策肯定民营经济及民营企业在我国经济发展中的地位，民营经济对GDP的贡献、民营企业税收、民间投资分别超过该指标的50%。鉴于民营经济对我国经济发展的重要作用，研究民营经济主体民营企业具有重要意义。民营企业的学术定义并不统一，学者普遍认同把民营企业定义为除国有及国有控股、集体经济、外商和港澳台商独资及其控股外的经济组织，它主要包括私营企业、个体工商户和农民专业合作社，由于个体及农民专业合作社规模较小，对经济的影响程度低，本文研究民营企业主要针对私营企业。“十四五”明确提出稳定制造业在我国经济中的比重，以制造业为核心的工业比重近年呈现下降趋势，工业是高新技术转化为生产力的载体，选择合适的金融渠道是解决金融服务于实体经济、促进产业发展的主要途径。

全要素生产率是企业高质量发展的衡量指标，为了实现民营工业企业活跃市场、高质量发展的目标，通过规模扩张或科技创新是有效方式。金融抑制背景下多数民营工业企业研发、投资活动受到限制，导致民营工业企业生产率提升遇到阻碍，所以资金支持是提升民营工业企业生产率的必要条件。资金主要来源于两种金融渠道，一是银行信贷，二是证券融资。对于民营工业企业来说，银行信贷渠道方便当地金融机构对民营工业企业进行风险评估，但银行贷款需要价值高的实物资产和抵押品，贷款门槛相对严格；证券融资是民间资本投资的主要渠道，证券市场搭建多样化融资平台供符合要求的民营工业企业进行匹配，给民营工业企业融资提供更多机会，但民间融资市场空间有限，民间资本偏好流向规模大、业绩好的行业领先企业，使得部分民营工业企业在证券市场融资表现不佳。虽然不同金融渠道对民营工业企业融资利弊参半，但各个区域适合民营工业企业的融资渠道不同，能够满足融资需求并提升民营工业企业生产率的融资渠道选择值得进一步分析。以民营工业企业为研究对象，通过全要素生产率分解方法掌握民营工业企业发展趋势，从金融渠道选择视角出发，既能解决民营企业长期面临的资金难问题，为我国经济增长提供持续动力，又能为完成我国工业稳定发展目标奠定基础，从而给提升民营工业企业生产率提供理论支持。

国内外围绕全要素生产率的研究主要是全要素生产率的测度及分解。一是围绕行业或企业生产率的测度。Kondo等(2017)[2]分析了日本42个县区1996—2006年大米产业全要素生产率变动规律；Aponte(2020)[3]提出随着时间变化挪威三文鱼行业全要素生产率降低；Giang等(2019)[4]分析了越南农业全要素生产率的大小；Harris和Moffat(2019)[5]利用1973—2012年数据研究了英国制造业全要素生产率的下降及原因；Wang等(2020)[6]采用TFP研究了1992—2007年亚洲中心国家的农业发展。国内全要素生产率的测算应用更广泛，应瑞瑶和潘丹(2012)[7]、詹礼辉等(2016)[8]分别研究了中国农业、福建县域农业全要素生产率；李小平和朱钟棣(2005)[9]、王萍萍和陈波(2018)[10]分别针对中国工业行业和中国军工企业全要素生产率进行了测算与分析。二是对区域经济进行全要素生产率研究。Otsuka(2017)[11]提出人口集聚有利于日本全要素生产率的提高及经济持续增长；武群丽(2009)[12]测算了各地区全要素生产率，分析发现东部地区和中部TFP趋同并略高于西部地区；张保胜(2014)[13]采用Malmquist生产率指数分解生产率、技术进步及技术效率，并归纳出三大效率变化趋势的收敛状况。

围绕金融与生产率的互动效应，毛盛志和张一林(2020)[14]重点考察了金融深化和金融结构对于产业升级促进作用的动态变化；刘家悦等(2020)[15]实证考察了人力资本和融资约束对中国制造业企业全要素生产率的影响；孙阳阳和丁玉莲(2021)[16]分析了融资约束对战略性新兴产业全要素生产率的影响；杜传忠和金华旺(2021)[17]实证考察了产融结合对制造业企业全要素生产率的影响机制。国外研究主要围绕相关因素对全要素生产率的影响，Nguyen(2017)[18]利用越南制造业数据测算了企业改革、市场竞争加强对全要素生产率变化趋势的影响；Herzer(2017)[19]研究了外国直接投资对玻利维亚全要素生产率的作用；Dixon和Lin(2018)[20]利用全要素生产率分析了劳动力投入、企业市场份额与产出弹性的关系；Poplawski-Ribeiro(2020)[21]分析了老龄化对全要素生产率的影响，得出不利于TFP增长的结论；Najkar等(2020)[22]分析了产业集聚对伊朗食品产业生产率的影响。国内学者余东华和信婧(2018)[23]研究了制造业全要素生产率，认为信息技术扩散、生产性服务业集聚能推动制造业产业升级；刘威等(2019)[24]分析了中国进口贸易结构与全要素生产率的关系，表明进口密度有利于提高中国全要素生产率。

国外基本没有关于民营企业生产率的衡量，国内围绕民营企业生产率测度的研究成果主要对比国有及民营生产率的大小。董梅生(2012)[25]采用DEA方法得出国有企业技术效率高于民营工业企业但规模效率无差别的结论；张涛等(2018)[26]利用三阶段DEA模型测算国有及民营制造业上市公司生产率，发现民营制造业综合效率、技术效率略高于国有制造业，而国有制造业规模效率高于民营制造业；张玄等(2019)[27]基于空间面板杜宾模型，得出增加信贷资本总额和改善融资环境促进民营经济成长的结论；安强身和颜笑笑(2021)[28]在测算私营工业企业TFP的基础上，实证分析了民间资本异化对民营实体经济TFP的影响。

总结国内外关于民营企业生产率的文献，国内研究民营企业生产率侧重上市企业的微观数据，本文从宏观角度分析我国不同地区民营工业企业生产率、技术效率、规模效率变动规律，试图以金融发展水平为边界分析区域金融渠道选择对民营工业企业生产率的影响效应，本文的边际贡献体现在：第一，通过计算DEA-Malmquist指数估计民营工业企业全要素生产率动态变化，分解我国东部、中部、西部及东北地区全要素生产率、技术效率、规模效率变化趋势，归纳不同地区民营工业企业发展规律。第二，通过面板平滑转换模型PSTR分析我国东部、中部、西部及东北地区选择间接金融银行渠道或直接金融证券渠道，利用转换函数图描述民营工业企业生产率在不同金融发展水平下与金融渠道的非线性特征，为提升不同地区民营工业企业生产率提出合理建议。

二、民营企业全要素生产率理论模型

全要素生产率的测算根据是否需要提前设定生产函数分为参数及非参数方法，常用的全要素生产率测算主要是由Charnes等(1978)[29]提出的非参数DEA数据包络分析和Aigner等(1977)[30]提出的参数SFA前沿分析方法。由于DEA方法能够有效避免函数设定错误，不需要对投入和产出变量赋权，可以减少主观影响，本文采用较为适合面板数据的DEA测算方法。为了进一步分析民营工业企业生产效率的变动，本文采用Malmquist指数将面板数据进行分解，考察民营工业企业全要素生产率、技术效率及规模效率的变动规律，其中技术效率指企业组织管理水平变动，规模效率是企业规模对生产率影响的变动，DEA-Malmquist指数分解以t期为参照，计算t+1期实际生产率的环比变动，可以得出民营工业企业生产率动态变化结果。

民营企业与全要素生产率理论模型设定参考苏明政和张庆军(2017)[31]、刘希章等(2019)[32]的模型假设，经济系统由中间品部门、最后消费品部门、技术部门、家庭部门和金融部门组成，市场满足完全竞争市场和欧拉定理，全部劳动中最终消费品部门劳动力投入比例为φ，则中间消费品部门劳动投入为(1-φ)，其中最终消费品部门分为国营企业和民营企业，设国营企业劳动投入占最终消费品市场比例为θ，则民营企业劳动投入占比为(1-θ)，以劳动投入规模代表民营企业在最终产品市场占比，金融部门资金来源于银行渠道及证券渠道。

(一)最终消费品部门

设最终消费品部门的生产函数为公式(1)：

(1)

其中，Ft代表国营及民营企业最终消费品市场的产品数量，Lt为当期劳动力总投入，φLt为最终消费品市场劳动力投入，Mi表示i种中间品数量，中间品的种类为N个，α代表边际生产贡献率。

国有企业最终消费品生产函数为公式(2)：

(2)

其中，Fts代表国营企业生产最终产品数量。根据国营企业在最终产品市场的产量占比，假设中间品投入为所有中间品总数量的θ比例，同理民营企业中间品投入比例占(1-θ)，则生产函数为公式(3)：

(3)

其中Ftp表示民营企业生产的最终产品。

则民营企业最终消费品市场利润为公式(4):

(4)

其中ω代表工资水平，Pi代表中间品价格。

完全竞争市场追求利润最大化，假设每种中间产品产量相等为M，则民营企业中间产品投入为(1-θ)NM，对民营企业利润函数求关于φ、Mi的一阶导数使其等于零，求得工资ω和中间品价格Pi函数分别为公式(5)和(6)：

(5)

(6)

(二)中间品部门

假设所有中间产品进入下一生产环节，则中间品厂商利润函数为公式(7)：

π0=[Pi-1]Mi

(7)

将公式(6)代入公式(7)，获得为民营企业提供中间品的厂商利润函数(8)：

(8)

根据完全竞争市场利润最大化条件，对利润函数求关于Pi的一阶导数使其等于零整理得到：

(9)

将公式(9)代入公式(6)，解得民营企业中间产品数量：

(10)

中间产品部门由技术部门提供支持，技术部门提供技术支持的时间连续，所以中间部门收入现值满足：

(11)

中间产品部门获得技术部门支持的成本为ψ，根据技术部门市场均衡的条件收入现值等于成本，整理获得中间产品部门收益率：

(12)

(三)技术部门及金融部门

技术部门为中间产品部门提供技术支持，金融部门为技术部门提供资本，设金融部门为技术部门提供的资金为K，资金K来源于银行及证券市场，则中间产品部门获得技术支持后为民营企业增加的中间品投入设为N0，用公式(13)表示：

N0=λ(K)T(K)(1-φ) (1-θ)LtN

(13)

其中λ(K)表示资金支持技术效率的提高，T(K)表示资金支持的技术进步。

(四)家庭部门

家庭部门为消费最终产品的部门，假设劳动力总体水平不变所以家庭规模不变，家庭消费支出受家庭收入的约束，家庭效用函数满足公式(14)：

(14)

其中σ代表风险规避系数。

(五)全要素生产率

定义生产函数Y=AF(L，K)，A为技术进步，L为劳动力，K为资本，完全竞争市场最终消费品函数为公式(15)：

(15)

其中ε表示中间厂商加成率，衡量中间投入品的替代性。

根据欧拉定理可知：

(16)

(17)

将公式(12)代入公式(17)，整理得到公式(18)：

(18)

民营企业中间产品增长率等于公式(19)：

(19)

联立公式(18)和公式(19)，求解得到：

(20)

将公式(20)代入公式(18)，化简整理得到：

(21)

从公式(21)可知，当民营企业金融投入规模增加时，全要素生产率显著提高。民营企业金融规模提高生产率的作用体现在自由竞争市场中，民营企业为了存续发展具有更强的创新活力，通过银行或证券市场获得可用资金，金融投入规模较大能够提供资金支持技术研发及技术改进，为民营企业生产新产品、提高产量或降低生产成本提供动力，民营企业自主经营自由竞争的特性决定其生产经营效率较高，合适的金融获取渠道有利于提高民营企业生产效率，进一步为整个经济体效率的提高发挥作用。民营工业企业作为民营企业最主要的组成部分，通过银行、证券获取更多金融资源同样具有促进民营工业企业生产率提高的作用。

三、民营工业企业全要素生产率分解

为了分析民营工业企业生产率动态变化，本文采用Malmquist指数分解民营工业企业的全要素生产率(TFP)、技术效率(PECH)、规模效率(SECH)的变动结果。由于本文主要研究民营企业飞速发展第三阶段即2002年以后的生产率变化，而Malmquist指数分解结果以第二年为起始时期，所以采用2001—2019年各省份面板数据为决策单元。根据一般生产函数设定，民营工业企业投入变量采用私营工业企业固定资产投资净值，产出变量选择私营工业企业营业收入，数据来源于国泰安CSMAR数据库及统计局网站。图1是我国民营工业企业全要素生产率、技术效率、规模效率的分解结果。

图1代表全国整体2002至2019年技术效率(PECH)、规模效率(SECH)和全要素生产率(TFP)的平均变动水平，Malmquist指数分解结果显示，我国民营工业企业全要素生产率从2003至2008年呈现环比上升状态，2005年达到增长率峰值18.5%，2009年开始民营工业企业TFP急转直下，环比下降8.4%，经历两年恢复上升之后2012—2018年TFP呈现逐年下降的趋势，2018年达到下降峰值17.5%，2019年恢复增长状态，达到12.8%。从我国宏观营商环境分析，国家相继出台扶植民营企业发展的措施向税收和货币政策等方面倾斜，但外部多变的市场环境使贸易状况恶化，进出口受到限制导致大宗商品价格波动加剧，企业经营成本上升再加上民营企业相对市场规模小抗风险能力弱，融资困难且竞争能力不强，2018年很多民营工业企业经营困难加剧导致破产。从企业内部视角去看，体现民营工业企业组织管理的技术效率呈现波动变化趋势，环比增长和下降交替进行，技术效率呈现增长的阶段有2003—2007年、2009—2011年，2003年民营工业企业PECH环比上升，达到峰值19.3%，在环比下降的阶段，2019年PECH效率下降幅度最大，达到15.8%，说明我国民营工业企业组织管理能力不稳定，这给民营工业企业在复杂多变的外部环境和内部环境生存中造成隐患。民营工业企业规模效率变动保持波动趋势，2002年规模效率上升至峰值9.2%，2010年SECH环比下降幅度最大达到7.4%，综合分析发现民营工业企业技术效率与规模效率变动趋势近似，在最近年份均呈现一定幅度的降低。

图1 全要素生产率、技术效率、规模效率变动趋势

表1反映的是2002至2019年不同地区民营工业企业全要素生产率、技术效率及规模效率的变动情况，统计上东中西和东北地区的分组方法是：东部地区包括北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南10个省份；中部地区包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南6个省份；西部地区包括重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、内蒙古、广西12个省份；东北地区包括辽宁、吉林、黑龙江3个省份，共计31个省份。首先分析不同地区民营工业企业TFP变动趋势，西部地区TFP呈现逐年递增的趋势，其中宁夏、四川、陕西、云南TFP增长较快，分别为6.6%、4.3%、4.5%和3.8%；中部地区和东北地区仅有一个省份环比下降，中部的河南环比下降3.4%及东北的吉林环比下降1.4；东部地区河北、江苏、山东TFP下降幅度分别为0.6%、1.9%和4.1%；中部的江西、东北的辽宁及东部的北京TFP增长较快。分析技术效率的变化规律，东部和西部地区技术效率下降得较多，东部地区河北、江苏、山东、上海、天津、浙江PECH环比下降，其中河北下降程度最大，为2.1%；西部地区重庆、甘肃、广西、贵州、内蒙古、青海、新疆均呈现下降趋势，其中重庆下降幅度最大，达到2.9%；全国范围为东北的吉林PECH下降程度最大，为4.5%；我国有一半地区民营工业企业组织管理水平逐渐下降，民营工业企业PECH递增的地区技术效率增长程度小，北京PECH上升1.4%、福建上升3.1%、陕西上升1.4%、辽宁上升1.4%，其他地区民营工业企业技术效率提高水平位于1%以下。各省份民营工业企业组织管理水平下降幅度高于上升幅度。分析民营工业企业不同区域规模效率变动情况，SECH增长略多于下降地区，东部福建、广东、上海、浙江环比上升，其中浙江增长幅度最大，为1%；中部地区安徽、湖北、江西、山西上升，其中山西增长幅度最大，为0.7%；西部增长的6个省份中四川的增长幅度最大，为0.7%；东北三省SECH均环比上升，其中辽宁增长幅度最大，为0.8%；全国范围规模效率下降最大的省份为山东5.8%。可以看出规模效率下降幅度普遍超越增长幅度。

表1 区域全要素生产率、技术效率、规模效率变化

四、金融渠道与民营工业企业生产率实证分析

民营工业企业全要素生产率分解结果显示，生产率下降幅度普遍高于增长幅度，所以选择合适的金融渠道，为民营工业企业扩大规模提高抗风险能力，提供资金推动技术进步具有重要意义。民营工业企业金融投入规模大小取决于地区金融渠道的支持作用，传统可选择的金融渠道主要有银行渠道和证券渠道，为了根据不同地区金融发展状况选择合适的金融渠道，本文采用非线性模型面板平滑转换回归模型(PSTR)进行实证，分析金融渠道选择与民营工业企业生产率的互动效应，并基于区域异质性分析东部、中部、西部及东北地区如何选择银行渠道或证券渠道从而提高民营工业企业生产率。

(一)模型设定及变量说明

1.模型设定。

为了验证我国各地区不同渠道民营工业企业金融投入规模与全要素生产率的非线性关系，本文建立非动态门槛PSTR模型，该模型突破传统面板线性模型无法解释因变量与自变量的个体差异性，且完善了Hansen静态面板回归引入门槛变量产生回归系数变化的跳跃性问题。本文以各地区民营工业企业全要素生产率为被解释变量，以金融发展水平为门槛变量，参考Colletaz和Hurlin(2001)[33]将面板门槛回归模型的转换函数设定为logistic形式，具体模型如下：

yit=αi+β1xit+β2xitg(qit,γ,c)+μit

(22)

(23)

其中：yit代表被解释变量民营工业企业全要素生产率。xit代表解释变量，核心解释变量为不同渠道的金融投入，即民营贷款比、民营证券比。控制变量为政府干预、市场制度、科技投入、人力投入和企业变动。g(qit，γ，c)是转换函数，qit为门槛变量，决定模型转换的区制个数；γ为平滑系数，决定模型的转换速度；c为临界值，决定模型发生转换的区制位置。m为转换临界值个数。

为了检验是否有必要设定非线性PSTR模型及最优转换函数个数的确定，进行剩余非线性检验，在γ=0处对转换函数g(qit，γ，c)进行一阶泰勒展开，并构建线性辅助方程式(24)：

(24)

LM=TN(SSR0-SSR1)/SSR0

(25)

(26)

pseudo-LRT=-2[log(SSRur/SSR0)]

(27)

2.变量说明。

各变量数据来源于CEIC数据库、各省统计局网站及国泰安CSMAR数据库。其中，被解释变量TFP是各地区2002—2019年私营工业企业全要素生产率Malmquist指数值，变量值大于1表示民营工业企业全要素生产率增加，变量值小于1表示民营工业企业全要素生产率降低。门槛变量金融发展水平采用金融相关率(FIR)即金融资产占GDP比值表示，金融资产由广义货币供给量M2、股票市值、债券余额组成，由于区域M2及债券余额数据不可获得，相关学者采用银行存贷款余额与GDP之比代表FIR，为了更加精确金融资产规模，本文以银行存贷款与股票市值之和与GDP之比表示FIR指标。核心解释变量为民营工业企业从银行渠道或证券渠道获取的金融规模比例，银行渠道采用民营贷款比，即民营工业企业银行贷款总额比总贷款余额，由于民营工业企业从银行贷款数据无法直接获取，用私营企业利息支出除以年贷款利率计算而得；证券渠道采用民营证券比，即上市民营工业企业股票筹资总额比上市企业股票筹资总额，股票筹资额由IPO、增发、配股筹资额加总而得。

控制变量政府干预采用私营工业企业应交增值税占GDP之比表示。民营工业企业缴纳的税额越多，占财政收入比例越大，政府从民营工业企业获取的可用资金越多，促使积极引导资金市场对民营工业企业的金融支持。市场制度采用单位私营工业企业与国营工业企业资产之比表示。一般来说指标值大表明该地区民营工业企业营商环境良好，支持力度大，对民营工业企业生产率提高产生正向影响。对于科技投入，由于数据无法直接获得，采用工业企业科技投入总量占私营工业企业收入比值表示。科技投入能够进行技术革新、生产新产品并降低单位成本，对民营工业企业生产率具有正向作用。人力投入采用私营工业企业从业人员数量表示。人力规模增长可以通过分工提升民营工业企业生产率，也可以间接扩大企业规模提升规模效率。民营工业企业变动采用私营工业企业单位数量表示。民营工业企业数量变动程度越大，表明该地区民营工业企业生命周期减短，经营环境越不稳定，对民营工业企业生产率产生负面影响。

全要素生产率、金融相关率、民营贷款比、民营证券比、政府干预、市场制度、科技投入变量是比值直接应用实证分析，人力投入、企业变动变量是绝对值进行取对数处理。

(二)金融渠道与民营工业企业生产率实证结果

1.转换函数临界值确定。

转换函数临界值m影响后续转换函数形式设定，所以优先确定临界值m的个数，通用做法是采用AIC和BIC准则判定模型最优位置参数的个数。估计结果当m=1时，AIC=-3.463，BIC=-3.246；当m=2时，AIC=-3.273，BIC=-3.041，所以模型最优m值为1。

2.线性检验和剩余非线性检验。

为了保证非线性模型设定合理，接着对金融渠道影响民营工业企业生产率的非线性效应进行检验，利用LM、LMF、pseudo-LRT检验统计量保障结果的稳健性，估计结果如表2所示，模型线性检验统计量均拒绝原假设，表明随着金融发展水平的提高，不同金融渠道对民营工业企业生产率具有显著的非线性效应，模型设定合理。从剩余非线性检验结果得出，在10%的显著性水平上模型非线性转换函数的最优个数均为2，即全国划分为三区制。

表2 线性检验和剩余非线性检验估计结果

3.非线性模型参数估计。

模型采用非线性最小二乘法进行估计，首先通过格点法计算出使残差平方和最小的参数初始值，然后对模型平滑参数、位置参数及其他系数进行估计，结果如表3所示。

表3 PSTR模型参数估计结果

表3显示的是我国不同金融渠道对民营工业企业生产率的影响效应，从PSTR模型估计结果的平滑参数可知金融投入规模对民营工业企业生产率的转换速度，对于三个区制来说，位置参数c分别大于423.302 8、445.225 5时民营工业企业生产率处于中区制、高区制的平滑转换速度为25.004 0、7.343 4。随着金融水平的提高，传统银行渠道对民营工业企业生产率的影响显著，估计结果可以看出中区制由于为民营工业企业提供的贷款不足所以影响效应为负，高区制银行贷款可以显著地提高民营工业企业生产率。民营工业企业上市筹资的证券渠道仅在高区制通过显著性检验，说明金融发展水平相对较高的地区为民营工业企业利用资本市场筹资提供的平台更健全。政府干预、市场制度、科技投入、人力投入四个因素对中区制、高区制民营工业企业影响效应相似，对中区制产生正向影响而对高区制产生负向影响，表明处于金融发展水平中间的区域在政府引导金融投入、营商环境、科技创新及从业人员方面数量充足，可以支持民营工业企业不断提高生产率，而金融高度发达的地区要素流向民营工业企业不足，导致阻碍民营工业企业生产率的提高。企业变动因素刚好相反，金融较发达的地区民营工业企业数量多且经营周期稳定，对提高民营工业企业生产率具有正向影响。

为了进一步说明不同金融发展水平下金融渠道与民营工业企业生产率的非线型特征，我们根据面板平滑转换模型公式(22)中参数β2的估计值得到转换函数的关系参数，在此基础上绘制转换函数散点图(图2)。图2整体表现出金融发展水平越高，不同金融渠道提供的资金对提高民营工业企业生产率的作用越大。金融发展水平在低于423.302 8的低区制时，金融渠道对促进民营工业企业生产率提高没有发挥正向效应，但随着金融发展水平的提高正向效应逐渐增大，金融发展水平在高于445.225 5的高区制时，能有效促进民营工业企业生产率的提升，金融发展水平越高，促进民营工业企业生产率提升的正向效应越大。金融发展水平处于445.225 5是关键位置参数，低于该金融发展水平的地区对民营工业企业发展产生负向影响。图中可以看出我国大部分地区的民营工业企业受银行渠道和证券渠道资金限制，对生产率提升不能发挥有效作用，推进金融开放发展，向高区制金融发展水平地区靠拢，是发挥金融渠道提升民营工业企业生产率的有利保证。

图2 转换函数图

(三)区域异质性分析

为了进一步得到关于不同地区金融渠道选择对民营工业企业生产率的影响效应，采用PSTR模型检验区域异质性特征，表4是东部、中部、西部及东北的估计结果。

表4 分地区PSTR模型参数估计结果

东部地区和中部地区的PSTR模型估计结果显示，民营工业企业利用金融渠道提升生产率的互动效应一致，银行渠道对民营工业企业生产率影响显著而证券渠道不显著，且两大地区估计系数表明银行信贷在金融发展水平低的区制提供资金不足产生负面效应，而金融发展水平高的区制银行贷款能够显著提高民营工业企业生产率。东部、中部地区证券渠道对民营工业企业生产率影响较小的原因，一是由于金融发展水平高的地区民间金融市场较发达，民营工业企业除了利用传统银行贷款提供生产经营、科技研发、扩大规模所需资金，还可以利用民间投资需求为民营工业企业筹资资金；二是由于东部、中部经济发展水平较高的地区服务业较发达，且我国农业发展排位前十的省份有山东、江苏、河北、广东位于东部地区，河南、湖南、湖北位于中部地区，以市场为导向的证券资源可能向第一、三产业倾斜，从而证券渠道对民营工业企业生产率没有发挥应有作用。市场制度、科技投入、人力投入均对高区制的东、中部地区民营工业企业生产率产生正向影响，政府引导对东部地区低区制的民营工业企业生产率产生积极作用，东部高区制企业变动对民营工业企业生产率提升起到负向作用，这归因于东部地区市场竞争激烈造成民营工业企业进出市场变化大，但中部高区制民营工业企业经营稳定能有效提高民营工业企业生产率。

西部地区和东北地区的PSTR模型估计结果显示，银行渠道和证券渠道对民营工业企业生产率均产生显著影响，西部地区高区制银行信贷和证券筹资对民营工业企业生产率提升发挥促进作用，东北地区高区制信贷资金对民营工业企业供给不足产生阻碍作用，而证券资金有助于提升民营工业企业生产率。对于西部地区来说，政府干预、市场制度、科技投入、企业变动对低区制民营工业企业生产率产生正向影响，人力投入因素对高区制民营工业企业生产率发挥积极作用。对于东北地区来说，政府干预、市场制度、人力投入对高区制民营工业企业生产率具有提高作用，科技投入、企业变动对高区制民营工业企业生产率发挥负面作用。

五、结论及启示

本文以地区金融发展水平为边界，研究不同金融渠道与民营工业企业生产率的互动效应。首先通过DEA-Malmquist指数测度及分解民营工业企业全要素生产率、技术效率、规模效率的变动情况，发现民营工业企业TFP呈现波动变化，近年全要素生产率、技术效率、规模效率均具有下降趋势，从地区角度观察民营工业企业生产率，即使上升省份略多于下降但下降程度高于上升。然后通过面板平滑转换PSTR模型，以区域金融发展水平为门槛变量，银行、证券对民营工业企业投入占比为核心解释变量，分析不同金融渠道选择与民营工业企业生产率的互动效应，发现东部、中部地区高区制银行信贷提升了民营工业企业生产率，西部地区、东北地区高区制证券筹资提升了民营工业企业生产率，而银行信贷对西部地区民营工业企业发挥促进作用但对东北地区产生负向影响。

分析发现区域金融发展水平、金融渠道选择与民营工业企业生产率紧密联系，提高民营工业企业生产率对当地经济发展具有关键作用，所以提出民营工业企业生产率的提升建议具有现实意义。首先，提高民营工业企业生产率在于政府有效引导，为民营工业企业发展提供良好的营商环境，分析发现政府干预、市场制度、人力投入、民营工业企业数量变动都给不同地区区制的民营工业企业生产率带来积极作用，地方政府建立政策导向规范市场有序竞争，民营工业企业和国有企业、民营工业企业之间竞争都能为提高民营工业企业生产率提供动力。政府为民营工业企业创造稳定的政策环境，对需要支持的民营工业企业、重点发展领域的民营工业企业给与资金支持及合理引导。其次，金融渠道选择问题成为限制民营工业企业生产率提升且健康发展的外部约束，分析发现银行信贷、证券筹资对不同地区区制的民营工业企业生产率产生不同效应，根据地区及金融发展状况，选择合适的金融渠道才能有效提高民营工业企业生产率。高投入、高消耗、低产出的企业特征不适合民营工业企业长期经营战略，民营工业企业不断进行技术改造和设备更新，提升产品质量及服务价值，是各国企业、特别是民营工业企业在我国持续发展的关键点，但技术创新需要一定比例的资金支持，增加技术投入的解决方法是解决资金来源问题，金融部门在总体风险可控的情况下应高度重视民营工业企业在市场经济中发挥的作用，建立健全民营工业企业信用制度及上市条件，通过开发新产品、采用新技术手段的方式担保民营工业企业重点发展时期有资金可用，设立民营工业企业发展基金成为长期供给的外部融资渠道。