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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

   的实现。 同样的,固定资产占比低,企业通过银行                         与基准模型的回归方法保持一致,仅将制造业
   等金融机构信用评估的难度加大,难以获得相关                           服务化细分为以上 5 类分别进行回归,该变量
   的投资或抵押信贷,也将限制企业对进行制造业                           的衡量在此及后续的回归中均只采用更准确全
   服务化的资金投入。 而以存货占比为代表的内部                          面的完全消耗系数。 限于篇幅 且 为 了 方 便 比
   融资约束,体现的是企业自身的变现能力,存货占                          较,表 3 只报告了 4 种融资约束指标对不同类型
   比的增加说明企业自身面临更严苛的内部融资约                           制造业服务化的回归系数。 由表 3 可见,总体
   束,在考虑现有的生产经营投入之余,难以顾及更                          而言,在企业面临外部或内部融资约束的情况
   高层次服务化的投入。 总体来看,融资约束会阻                          下,都会明显抑制低端服务化和高端服务化,尤
   碍制造业服务化。                                        其是抑制高端的专业科技服务化的发展,转而
       (三)基于服务投入异质性与行业技术水平                         向中高端即仅次于专业科技的信息通信服务化
   异质性的探讨                                          发展。 为获得更大的竞争力,企业自然不愿局
       参照许和连等       [17]  和胡昭玲等   [18]  的方法,根      限于低端的服务化,而愿意向高端服务化发展,
   据 ISIC Rev4 的服务业划分标准,可将制造业服                     但在严苛的融资条件下,却无法长期负担高端
   务化细分为运输仓储、批发零售、金融保险、信                           服务化的高成本、高风险,进而推动了中高端的
   息通信和专业科技共 5 类服务化,其中前二者                          信息通信服务化发展。 本文将这一现象定义为
   属于低端服务化,后三者属于中高端 服 务 化。                         融资约束的“挤入效应冶。

                             表 3摇 融资约束对不同类型制造业服务化作用的比较
                运输仓储服务化         批发零售服务化         金融保险服务化         信息通信服务化          专业科技服务化
       变量
                    (1)              (2)             (3)             (4)             (5)
                   - 0郾 160        - 0郾 701  *     - 0郾 269  *      0郾 199 **       - 0郾 560 **
       FE
                    (0郾 159)       (0郾 344)        (0郾 152)        (0郾 075)         (0郾 199)
                     0郾 114        - 0郾 406        - 0郾 450  ***    0郾 159 *        - 0郾 543 **
       IE
                    (0郾 211)       (0郾 424)        (0郾 144)        (0郾 080)         (0郾 212)
                         **              **                                              **
                   - 0郾 043        - 0郾 071        - 0郾 012         0郾 002          - 0郾 067
       FA
                    (0郾 020)       (0郾 030)        (0郾 016)        (0郾 008)         (0郾 026)
                   - 0郾 070        - 0郾 091  *     - 0郾 023         0郾 040 **       - 0郾 098 **
       INV
                    (0郾 042)       (0郾 045)        (0郾 038)        (0郾 015)         (0郾 041)
                                           、 、 分别表示在 1% 、5% 、10% 的水平下显著。 表 3 的结果均为按
   摇 摇 注:括号内的数值为变量估计系数的标准差;              *** ** *
   公式(2)回归得到,各回归结果的 R 并无显著差异,样本量都为 252,为节省版面,仅保留核心解释变量融资约束的系数
                              2
   及标准差。
   摇 摇 随后,基于行业技术水平的异质性,可进一步                        的回归系数基本显著为正,尤其高端的专业科技
   探究融资约束对不同类型制造业服务化的作用。                           服务化的系数更大,说明平均而言,高技术行业本
   依据 ISIC Rev4 同样可将制造业大致分为高技术                     身的服务化水平更高,特别是在发展高端服务化
                                         [18] ,其   方面走在前列。 此外,相比于低技术行业,融资约
   行业(High鄄tech) 和低技术行业(Low鄄tech)
   中 C20 ~ C21 和 C26 ~ C30 为高技术行业,其余为              束对高技术行业的批发零售服务化及专业科技服
   低技术行业。 据此,在原有基准模型中引入融资                          务化更为抑制,但并未显著促进其对信息通信服
   约束与高技术行业虚拟变量的交互项进行回归分                           务化的投入。 由此可见,高技术行业在维持基础
   析。 限于篇幅,表 4 仅报告了以财务费用占比为                        的服务化投入外,更倾向于发展更高端的服务化,
   代表的外部融资约束和反映内部融资约束的存货                           而融资约束的减少对其高端服务化的发展至关重
   占比的回归结果。 表 4 中,高技术行业虚拟变量                        要。 至此,上述结果完全验证了假设 1。



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