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第 33 卷摇 第 5 期 顾乃华, 胡晓丹, 胡品平: 融资约束、市场结构与制造业服务化
出口占销售产值比重、增值税与所得税之和占总 四、实证结果与分析
产值比重以及实收资本中国有资本占比来衡量。 (一)变量的描述性统计
(二)模型构建 本文通过匹配得到主要使用的数据年份为
本文的核心是探究融资约束对制造业服务化 2000—2013 年,数据涵盖了根据 WIOD 行业分类
的影响,结合上述分析,参照吕越等 [7] 的研究,设 标准的 18 个制造业行业,共有 252 个样本观测
定本文基本计量模型: 值。 表 1 为变量的描述性统计。
MS = 茁 + 茁 FC + 兹X + 滋 + 浊 + 着 it (2) 根据表 1,以完全消耗系数衡量的制造业服
it
it
i
t
it
0
1
式(2)中,被解释变量 MS 表示 i 行业第 t 年 务化水平的最大值为 0郾 478,最小值为 0郾 228,平
it
的制造业服务化水平;FC 为本文的核心解释变 均值为 0郾 338,标准差为 0郾 049。 可见当前我国整
it
量,表示 i 行业第 t 年的融资约束水平,如果系数 体制造业服务化水平仍较低,而且行业间差异较
大。 而以直接消耗系数衡量的各统计量的数值均
茁 为负,则表明融资约束会抑制制造业服务化的
1
发展;控制变量 X 包据行业规模、劳动生产率、对 低于采用完全消耗系数的计算结果,完全消耗系
it
数更为准确和全面。 公司财务费用和利息支出占
外开放程度、税收水平和政府干预水平。 滋 和 浊 t
i
分别为行业固定效应和时间固定效应,着 为误 各负债的比重的平均值达到 0郾 02 以上,两者的最
it
大值都达到了 0郾 05 左右。 财务费用占比的最小
差项。
值仅为 0郾 001;利息支出占比的最小值为 0郾 003;
为考察市场结构对融资约束与制造业服务化
以固定资产衡量的融资约束均值为 0郾 638,最大
关系的调节作用,在基准模型(2) 的基础上分别
值为 0郾 873,最小值为 0郾 389;存货占比的均值为
引入融资约束与行业集中度的交互项 ( FC 伊
it
0郾 139,最大值为 0郾 455,最小值为 0郾 063,说明样
HHI ),将模型扩展为:
it
本公司和行业间面临的融资约束差异较大。 而分
MS = 茁 + 啄FC 伊 HHI + 茁 FC + 别基于实收资本、主营业务收入、利润合计计算的
it
it
it
it
1
0
茁 HHI + 兹X + 滋 + 浊 + 着 (3)
2 it it i t it 赫芬达尔指数的均值都在 6 左右,最大值和最小
交互项 FC 伊 HHI 为本文的核心解释变量, 值分别接近 8 和 2,标准差都约为 1,说明样本公
it
it
若其系数为负,则说明集中度越小的行业,融资约
司面临的市场竞争较大,且差异较大。
束对制造业服务化的抑制作用越大,即市场竞争 (二)融资约束对制造业服务化影响的基准
会加剧融资约束对制造业服务化的负面影响。 回归结果分析
(三)数据来源与筛选 表 2 报告了包括外部融资约束和内部融资约
本文的数据主要来源于 WIOD 2016 最新发 束在内的 4 种不同的融资约束指标对制造业整体
布的 2000—2014 年中国投入产出表和 1999— 服务化的影响,其中列(1) ~ 列(4)采用完全消耗
2013 年中国工业企业数据库。 其中,制造业服务 系数法,列(5) ~ 列(8)采用直接消耗系数法。 在
化数据由 WIOD 中的中国投入产出表计算得到, 测度服务化水平方法不同的两组回归结果中,无
其他指标均由工企数据计算得到并加总到二位码 论是基于外部融资约束的角度还是内部融资约束
于
行业层面,且与 WIOD 的行业分类保持一致 。 的角度,都表明融资约束对于制造业服务化具有
由于中国工业企业数据库中 2010 年的部分数据 非常明显的抑制作用,尤其是使用了能够更加准
缺失较为严重、质量较差,本文对缺失和波动较大 确全面衡量制造业服务要素投入的完全消耗系数
的数据分别进行插值和平滑处理。 根据 WIOD 行 的结果。 这为本文融资约束与制造业服务化核心
业分类,将制造业服务化数据与由工企数据计算 关系的成立提供了更为显著和完整的行业层面的
得到的各指标数据匹配,得到 18 个制造业行业 支持。
2000—2013 年的样本。 需要注意的是,在考虑内 具体地,财务费用占比和利息支出占比均反
生性问题的稳健性检验中,将解释变量滞后一期, 映了企业对外的负债压力和融资成本,这两者比
采用样本区间为 1999—2013 年的工企数据,对应 重越高,表明企业受到的外部融资约束就越大,越
被解释变量 2000—2014 年的制造业服务化数据。 不利于对投资资金需求大、周期长的服务化战略
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