王 霞，朱艷芳

（蘭州財經(jīng)大學(xué)a.中國西北金融研究中心，b.金融學(xué)院，蘭州730000）

2013 年7 月中國人民銀行宣布取消金融機構(gòu)貸款利率0.7 倍的下限，標志著我國貸款利率市場化改革基本完成。我國實行貸款利率市場化改革，推進貸款利率市場化進程，是為了營造一個良好的營商環(huán)境，提高資金的市場化配置效率，降低金融機構(gòu)對企業(yè)的信貸歧視，從而降低企業(yè)的債務(wù)融資成本?！叭谫Y難、融資貴”是企業(yè)發(fā)展面臨的一個亙古不變的難題，從當前的金融市場發(fā)展來看，銀行仍是企業(yè)融資的主要渠道，因此如何降低企業(yè)的債務(wù)融資成本、尋求可行性的融資路徑，成為學(xué)者們不斷探索的議題。那么，想要找到降低債務(wù)融資成本的可行路徑，就必須先了解影響企業(yè)債務(wù)融資成本的作用機制?；诖耍疚淖罱K選擇853 家制造業(yè)上市公司，包括2010—2016 年的5 818 個觀測值，運用雙重差分法構(gòu)造政策虛擬變量交乘項，模擬準自然實驗情景，研究貸款利率市場化影響企業(yè)債務(wù)融資成本的機制及政策效應(yīng)。

1 文獻綜述與研究假設(shè)

1.1 文獻綜述

為了有效防范和化解金融風險、保持金融體系穩(wěn)定、促進經(jīng)濟健康發(fā)展，我國利率市場化一直采取漸進式改革的方式，宏觀審慎監(jiān)管一直是我國利率市場化改革的特色。利率市場化有助于發(fā)揮市場的作用，提高資金配置的效率，從而有助于提升實體經(jīng)濟借助金融資本發(fā)展經(jīng)濟的效率，這符合“金融深化理論”（Shaw，1973）[1]。然而根據(jù)“金融抑制理論”（Mckinnon，1973）[2]，在利率市場化改革完成之前，利率管制抑制了市場配置資金的作用。李萍和馮夢黎（2016）[3]基于多維度構(gòu)建利率市場化指標，證實了利率市場化對經(jīng)濟增長的積極意義。也有學(xué)者對貸款利率市場化與信貸歧視、企業(yè)債務(wù)融資成本的關(guān)系進行了研究。

在信貸歧視方面，楊箏等（2017）[4]給出了信貸歧視的定義：在我國發(fā)展國民經(jīng)濟初期，銀行采取的利率政策制定偏向于國有企業(yè)，為國有企業(yè)貸款提供便利，能夠以較低利率獲得發(fā)展資金，而對于非國有企業(yè)，缺乏低成本政策導(dǎo)向，銀行貸款的可獲得性較低，這就是信貸歧視。馬弘和郭于瑋（2016）[5]基于2004 年貸款利率改革，運用DID 法，結(jié)果發(fā)現(xiàn)利率市場化有利于弱化信貸歧視問題。

2005 年，我國利率市場化改革剛開始，早期關(guān)于貸款利率市場化與企業(yè)債務(wù)融資成本的研究以理論推導(dǎo)居多。近年來，貸款利率上下限逐步放開，為研究貸款利率市場化對企業(yè)債務(wù)融資成本的作用提供了實證經(jīng)驗。王東靜和張祥建（2007）[6]基于2004 年取消貸款利率上限限制，實證檢驗利率市場化對企業(yè)債務(wù)融資的影響，證實了利率市場化有助于緩解中小企業(yè)融資約束問題。張偉華等（2018）[7]建立面板模型，研究發(fā)現(xiàn)利率市場化改革進程對上市公司債務(wù)融資成本有降低作用。事實上，關(guān)于利率市場化對債務(wù)融資成本的影響，結(jié)論不盡相同。如楊昌輝和張可莉（2016）[8]研究發(fā)現(xiàn)利率市場化會提高民營企業(yè)的融資成本，也有學(xué)者認為，利率市場化降低了中小企業(yè)融資成本（Rajan 和Zingales，1999；李科和徐龍炳，2011）[9-10]。

綜上所述，本文從利率市場化、信貸歧視、企業(yè)債務(wù)融資成本這幾個方面進行文獻梳理，發(fā)現(xiàn)研究貸款利率市場化改革影響企業(yè)債務(wù)融資成本的機制及政策效應(yīng)的文獻較少，本文以此作為突破口，在馬弘和郭于瑋（2016）[5]對2004 年貸款利率改革研究的基礎(chǔ)上，以2013 年貸款利率市場化改革為契機，構(gòu)造貸款利率市場化改革的準自然實驗，采用雙重差分法分析貸款利率市場化影響企業(yè)債務(wù)融資成本的機制及政策效應(yīng)。

1.2 理論分析及研究假設(shè)

2013 年取消貸款利率下限是我國貸款利率市場化改革基本完成的重要標志，其對企業(yè)債務(wù)融資成本的影響主要有以下兩種機理。

第一，自1996 年貸款利率市場化改革伊始，我國逐步放開利率管制，2013 年取消貸款利率下限之前，由人民銀行決定貸款基準利率，各商業(yè)銀行的貸款利率在此基礎(chǔ)上下浮動，浮動的部分取決于企業(yè)的融資約束、風險等條件，人民銀行考慮到市場機制不成熟及風險情況，確定的貸款基準利率一般起點較高，且金融機構(gòu)對非國有企業(yè)存在信貸歧視，造成企業(yè)的債務(wù)融資成本居高不下；取消貸款利率下限之后，貸款基礎(chǔ)利率由主要10 家商業(yè)銀行共同決定，與此同時，存款利率上限取消，促使商業(yè)銀行的資金供給增加，短期內(nèi)貸款需求不變的情況下，貸款利率下降，市場供求作用削弱了信貸歧視，從而降低了企業(yè)債務(wù)融資成本。

第二，2013 年貸款利率市場化改革之后，商業(yè)銀行擁有貸款利率的定價權(quán)，考慮到非國有企業(yè)中不乏有許多優(yōu)質(zhì)客戶，為了競爭優(yōu)質(zhì)客戶，商業(yè)銀行基于市場風險狀況，增加客戶的商業(yè)信用，上調(diào)企業(yè)的信用評級，又因為改革初期，貸款合同具有剛性，貸款結(jié)構(gòu)難以調(diào)整，因此，降低貸款利率首當其沖。由此看來，商業(yè)銀行的良性競爭降低了對非國有企業(yè)的信貸歧視，從而降低企業(yè)的債務(wù)融資成本。

基于此，結(jié)合市場供求作用和商業(yè)銀行競爭機制，提出本文的重要研究假設(shè)：

H：貸款利率市場化通過降低金融機構(gòu)對非國有企業(yè)的信貸歧視，從而降低企業(yè)的債務(wù)融資成本。

2 研究設(shè)計

2.1 指標選取

2.1.1 被解釋變量

由于上市公司仍然以銀行貸款為主，貸款利率市場化通過影響貸款基礎(chǔ)利率（LPR）從而影響銀行貸款定價，因此本文選取債務(wù)融資成本作為被解釋變量，在借鑒李廣子和劉力（2009）[11]、魏志華等（2012）[12]研究測度方法的基礎(chǔ)上，通過“利息支出與平均負債的比值”度量債務(wù)融資成本，考慮到利息支出的數(shù)據(jù)不完整，采取“財務(wù)費用與平均負債的比值”度量，并采用“財務(wù)費用與總負債的比值”作為債務(wù)融資成本的替代變量進行穩(wěn)健性檢驗。

2.1.2 政策虛擬變量

由于2013 年貸款利率市場化改革基本完成，本文設(shè)置實驗期虛擬變量，用after 表示，2013 年之前取0，2013 年及之后取1?？紤]到貸款利率市場化改革的適用性，找不到完全未進行利率市場化的對照組，基于國家發(fā)展政策，國有企業(yè)是發(fā)展國民經(jīng)濟的抓手，對于國有企業(yè)的政策導(dǎo)向較多，金融機構(gòu)對國有企業(yè)一般沒有信貸歧視，而對非國有企業(yè)存在明顯的信貸歧視。貸款利率市場化改革前后，國有企業(yè)的債務(wù)融資成本變動不明顯，非國有企業(yè)的債務(wù)融資成本差異較大，非國有企業(yè)融資對貸款利率市場化是比較敏感的。所以選擇產(chǎn)權(quán)性質(zhì)作為實驗組或處理組與對照組的分組依據(jù)（Ge 和Qiu，2007；李健和陳傳明，2013；陸正飛等，2015）[13-15]，設(shè)置實驗組虛擬變量，用low 表示，非國有企業(yè)為1，國有企業(yè)為0。為了反映貸款利率市場化改革的作用機理，本文采用實驗期虛擬變量與實驗組虛擬變量的交乘項low×after 構(gòu)造政策虛擬變量，來衡量貸款利率市場化改革的政策效應(yīng)。

2.1.3 控制變量

為了避免遺漏變量偏差，盡量將影響債務(wù)融資成本的相關(guān)變量全部包括進來，以滿足可忽略性假定，使被解釋變量與處理變量完全獨立，控制變量也與處理變量不相關(guān)。因此，本文在借鑒張偉華等（2018）[7]、陳勝藍和馬慧（2018）[16]的研究基礎(chǔ)上，選取總資產(chǎn)的自然對數(shù)、企業(yè)年齡的自然對數(shù)、資產(chǎn)收益率、杠桿率、資產(chǎn)有形性、資產(chǎn)流動性、總資產(chǎn)增長率、營業(yè)收入增長率、代理問題指標、公司董事長和總經(jīng)理兩職兼任變量、公司獨立董事比例、董事會規(guī)模、高管薪酬變量、管理層持股比例為控制變量。

2.1.4 企業(yè)特征變量和區(qū)域發(fā)展變量

為了檢驗橫截面差異，選取違約風險變量、融資約束變量作為企業(yè)特征的兩個維度，違約風險基于Altman 的違約概率測度方法計算得到（Altman，1968）[17]，融資約束變量借鑒Hadlock 和Joshua（2010）[18]構(gòu)建的SA 指數(shù)。其中，違約風險用Zscore表示。

式（1）中A=營運資金/總資產(chǎn)，B=留存收益/總資產(chǎn)，C=息稅前利潤/總資產(chǎn)，D=股票總市值/負債賬面價值，E=營業(yè)收入/總資產(chǎn)?？紤]到核算方法，Zscore值越大，違約風險越小；反之，違約風險越大。SA指數(shù)越大，融資約束越??；反之，融資約束越大。

另外，本文選取市場化程度、法律制度環(huán)境作為區(qū)域發(fā)展程度的兩個維度，檢驗地區(qū)發(fā)展程度不同時，貸款利率市場化的政策效果。市場化程度、法律制度環(huán)境的度量借鑒樊綱等編制的《中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進程2016 年報告》（樊綱等，2017）[19]。各變量詳細情況見表1。

2.2 樣本來源

本文擬選取在滬、深證券交易所上市的A 股制造業(yè)企業(yè)，剔除特別處理、退市風險警示、暫停上市的企業(yè)，獲得初始樣本2 307 家，以2013 年利率改革為中心，選擇改革前后各三年作為樣本區(qū)間，所以剔除2010 年及以后上市的公司，最終選擇2010—2016 年853 家制造業(yè)企業(yè)作為研究樣本，得到包含5 818 個觀測值的非平衡面板數(shù)據(jù)。制造業(yè)企業(yè)按照《2012 年證監(jiān)會行業(yè)分類標準》進行分類篩選，企業(yè)數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，市場化程度、法律制度環(huán)境根據(jù)樊綱等編制的《中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進程2016 年報告》整理獲得。本文實證結(jié)果均通過STATA 軟件得到。

表1 研究變量一覽表

2.3 模型構(gòu)建

根據(jù)選取的變量構(gòu)建如（2）式基本模型：

其中，cost為債務(wù)融資成本，low×after為政策虛擬變量，control為控制變量，α 為截距，β 為政策虛擬變量系數(shù)，γ 為控制變量系數(shù)，μi反映個體效應(yīng)，λt反映時間效應(yīng)，εit為擾動項。本文采用雙重差分法（DID）構(gòu)造進行貸款利率市場化改革與未進行貸款利率市場化改革的兩組實驗，檢驗改革前后，非國有企業(yè)與國有企業(yè)債務(wù)融資成本的差異。雙重差分法要求政策虛擬變量滿足外生性，low×after與企業(yè)個體特征不相關(guān)，且債務(wù)融資成本不會影響實驗組與對照組的分組，故滿足外生性。雙重差分法構(gòu)造準自然情景，反映改革的政策效應(yīng)，只關(guān)注政策虛擬變量的系數(shù)β。

3 實證分析

3.1 研究前提

3.1.1 描述性統(tǒng)計

為了避免異常值對實證結(jié)果的影響，本文對所有連續(xù)變量進行上下1%的縮尾處理，由描述性統(tǒng)計可知（見表2），cost的均值為0.015 5，標準差為0.028 2，最大值為0.070 8，最小值為-0.113 5，債務(wù)融資成本波動區(qū)間較大，對于研究改革前后實驗組與對照組的差異有一定的可行性。low的均值為0.490 7，說明有將近一半企業(yè)為非國有企業(yè)，避免了因?qū)嶒灲M與對照組的實驗數(shù)量不平衡導(dǎo)致實驗結(jié)果出現(xiàn)偏差。

3.1.2 平行趨勢檢驗

本文采用雙重差分法（DID）對貸款利率市場化改革的政策效果進行檢驗，一個重要前提假設(shè)是：貸款利率市場化改革這一外生沖擊，在2013 年改革之前不會對非國有企業(yè)的債務(wù)融資成本產(chǎn)生顯著影響，實驗組與對照組應(yīng)保持相同的變化趨勢。因此，本文對改革前三年分別作了平行趨勢檢驗，檢驗改革前一年、改革前兩年、改革前三年實驗組與對照組的均值差異，由表3 可得，貸款利率市場化改革之前，實驗組與對照組的債務(wù)融資成本不存在顯著的差異，這說明改革之前，實驗組與對照組的債務(wù)融資成本保持相同的變動趨勢，滿足雙重差分法的研究前提。

表2 變量描述性統(tǒng)計

表3 平行趨勢檢驗

3.2 實證分析

本文采用雙重差分法（DID）構(gòu)造準自然實驗對貸款利率市場化改革的政策效應(yīng)進行考察，設(shè)置非國有企業(yè)為實驗組，國有企業(yè)為對照組，目的是為了檢驗政策效果的同時，研究貸款利率市場化如何降低信貸歧視，從而降低債務(wù)融資成本的作用機制。貸款利率市場化通過影響金融機構(gòu)的貸款利率政策，降低對非國有企業(yè)的信貸歧視，從而降低非國有企業(yè)的債務(wù)融資成本。理論上，2013 年7 月人民行宣布取消貸款利率0.7 倍的下限，貸款利率市場化會增加企業(yè)的商業(yè)信用，引起債務(wù)融資成本降低，由于金融機構(gòu)的信貸歧視一直存在，貸款利率市場化有助于提高資金配置效率，降低信貸歧視。在此基礎(chǔ)上，對雙重差分實證結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。

3.2.1 貸款利率市場化改革對企業(yè)債務(wù)融資成本的影響

表4 為雙重差分實證結(jié)果，首先采用最小二乘法（OLS）計算雙重差分，然后使用DID 法計算雙重差分，發(fā)現(xiàn)實證結(jié)果一致，為了使結(jié)果更為穩(wěn)健，本文進一步采用雙重差分傾向得分匹配法（PSMDID）進行檢驗，使用PSM-DID 方法之前，先對數(shù)據(jù)進行隨機排序。從實證結(jié)果可得，DID 法得到的交乘項的系數(shù)為-0.21%，在10%的顯著性水平下為負，PSM-DID 法得到的交乘項的系數(shù)為-0.42%，在1%的顯著性水平下為負，PSM-DID 法的結(jié)果更為穩(wěn)健，選擇PSM-DID 法作為主要匯報結(jié)果。PSMDID 法下，low的系數(shù)為0.46%，在1%的顯著性水平下為負，low×after的系數(shù)為-0.42%，說明與國有企業(yè)相比，在控制其他影響債務(wù)融資成本的因素的情況下，不考慮貸款利率市場化改革，非國有企業(yè)的融資成本會增加，證明了金融機構(gòu)對非國有企業(yè)的信貸歧視一直存在，考慮了貸款利率市場化改革的政策效應(yīng)，非國有企業(yè)的融資成本降低了，說明貸款利率市場化降低了非國有企業(yè)的債務(wù)融資成本，貸款利率市場化對于降低信貸歧視和從而降低債務(wù)融資成本是有效的。結(jié)論符合本文研究假設(shè)H。

分析其作用機制可知：一方面，貸款利率市場化通過改革貸款利率政策旨在減輕非國有企業(yè)的負擔。貸款利率市場化之后，由于金融機構(gòu)的趨利性，沒有了信貸政策的約束，市場作用下金融機構(gòu)趨向于向非國有企業(yè)發(fā)放貸款，事實上，當前我國部分非國有企業(yè)的經(jīng)濟效益是可觀的。基于這個原因，貸款利率市場化會降低金融機構(gòu)對非國有企業(yè)的信貸歧視，增加非國有企業(yè)的貸款可獲得性，減少貸款的隱性成本，從而降低非國有企業(yè)的融資成本，最終降低整體的融資成本。另一方面，取消貸款利率下限會增加企業(yè)的商業(yè)信用，由于金融機構(gòu)之間的良性競爭，客戶名單逐漸向非國有企業(yè)拓展，無形中降低了金融機構(gòu)對非國有企業(yè)的信貸歧視，從而降低企業(yè)的債務(wù)融資成本。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

3.3.1 改變債務(wù)融資成本的核算方法

鑒于衡量企業(yè)債務(wù)融資成本的方法很多，為了避免指標核算方法不同對實證結(jié)果的影響，本文采用“財務(wù)費用/總負債”核算債務(wù)融資成本進行穩(wěn)健性檢驗。從表5 第（1）列可知，在控制其他影響因素的情況下，low×after的系數(shù)估計值為-0.35%，在5%的顯著性水平下為負，這與前文的實證結(jié)果一致，證明了實證結(jié)果的穩(wěn)健性，說明了貸款利率市場化降低了企業(yè)債務(wù)融資成本的結(jié)論是穩(wěn)健的。

3.3.2 調(diào)整時間窗口

本文研究樣本區(qū)間為2010—2016 年，考慮到2015 年股市波動劇烈，可能會對上市公司的債務(wù)融資成本造成影響，從而干擾貸款利率市場化對債務(wù)融資成本的影響結(jié)果，基于此，本文剔除2015 年的數(shù)據(jù)，調(diào)整時間窗口為2010—2014 年，再進行雙重差分。從表5 第（2）列可知，在控制其他影響因素的情況下，low×after的系數(shù)估計值為-0.28%，在5%的顯著性水平下為負，這與前文的實證結(jié)果一致，說明2015 年股市劇烈波動這一異常情況未對實證結(jié)果產(chǎn)生影響，進一步證明了實證結(jié)果的穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗

4 擴展性檢驗

前文研究所得，貸款利率市場化改革通過降低信貸歧視進而降低了企業(yè)的債務(wù)融資成本，那么貸款利率市場化改革的影響在哪些層面表現(xiàn)顯著呢？基于此，本文分別從企業(yè)特征和區(qū)域發(fā)展兩個層面出發(fā)，從不同維度進行擴展性檢驗，進一步探索貸款利率市場化改革影響企業(yè)債務(wù)融資成本的作用機理。企業(yè)層面從公司違約風險、融資約束兩個維度進行研究，分析不同風險、不同融資約束下貸款利率市場化改革對企業(yè)債務(wù)融資成本的影響；區(qū)域?qū)用鎻氖袌龌潭?、法律制度環(huán)境兩個維度進行研究，分析在不同的市場化程度、法律制度環(huán)境下貸款利率市場化改革對企業(yè)債務(wù)融資成本的影響。

4.1 基于公司違約風險

本文按照2012 年的公司違約風險（Zscore）情況對研究樣本進行分組，低于2012 年公司違約風險中位數(shù)的企業(yè)為高風險企業(yè)，高于中位數(shù)的為低風險企業(yè)，對不同的樣本分別進行雙重差分，考察2013 年貸款利率市場化改革之后，不同風險程度企業(yè)的債務(wù)融資成本變動情況。從表6 的左半部分可以看出，低風險企業(yè)的low×after系數(shù)估計值不顯著，高風險企業(yè)的low×after系數(shù)估計值為-0.32%，在5%的顯著性水平下為負，高風險企業(yè)和低風險企業(yè)的low系數(shù)估計值均在1%的顯著性水平下為正，說明在控制其他影響因素的情況下，不考慮貸款利率市場化，非國有性質(zhì)的高風險和低風險企業(yè)的債務(wù)融資成本都會增加，考慮了貸款利率市場化之后，與國有性質(zhì)的低風險企業(yè)相比，貸款利率市場化改革主要降低了非國有性質(zhì)的高風險企業(yè)的債務(wù)融資成本。貸款利率市場化改革的政策效應(yīng)作用機理為：貸款利率市場化降低了金融機構(gòu)對非國有企業(yè)的信貸歧視，主要降低了金融機構(gòu)對非國有企業(yè)中高風險企業(yè)的信貸歧視；另一方面，2013 年人民銀行宣布取消貸款利率下限，借款企業(yè)可選擇的金融機構(gòu)增多，金融機構(gòu)增加了高風險企業(yè)的商業(yè)信用，降低信貸歧視，從而降低非國有性質(zhì)高風險企業(yè)的債務(wù)融資成本。

表6 企業(yè)特征層面實證結(jié)果

4.2 基于融資約束

本文按照2012 年企業(yè)的融資約束（SA 指數(shù)）情況對研究樣本進行分組，對企業(yè)SA 指數(shù)從大到小進行排序，分為二等份，區(qū)分為融資約束大的企業(yè)和融資約束小的企業(yè)，對不同的樣本組分別進行雙重差分，研究貸款利率市場化下，不同融資約束企業(yè)的債務(wù)融資成本變動情況。從表6 的右半部分可以看出，融資約束大的企業(yè)的系數(shù)估計值不顯著，融資約束小的企業(yè)的系數(shù)估計值為-0.37%，在5%的顯著性水平下為負，說明在控制其他影響因素的情況下，與融資約束大的國有企業(yè)相比，貸款利率市場化降低了融資約束小的非國有企業(yè)的債務(wù)融資成本。作用機理為：貸款利率市場化降低了金融機構(gòu)對融資約束小的非國有企業(yè)的信貸歧視，從而降低了融資約束小的非國有企業(yè)的債務(wù)融資成本，沒有明顯降低對融資約束大的非國有企業(yè)的信貸歧視。說明貸款利率市場化主要降低了金融機構(gòu)對融資約束小的非國有企業(yè)的信貸歧視，從而降低了融資約束小的非國有企業(yè)債務(wù)融資成本。

4.3 基于市場化程度

本文按照2012 年各省的市場化指數(shù)是否排名在前十，分為市場化程度較高地區(qū)和市場化程度較低地區(qū)，分別對兩個樣本組進行雙重差分，研究市場化程度不同時，貸款利率市場化對企業(yè)債務(wù)融資成本的影響。從表7 的左半部分可以看出，市場化程度較低地區(qū)的系數(shù)估計值為-0.37%，在5%的顯著性水平下為負，市場化程度較高地區(qū)的系數(shù)估計值不顯著，說明在控制其他影響因素的基礎(chǔ)上，與市場化程度較高地區(qū)相比，貸款利率市場化對較低地區(qū)非國有企業(yè)債務(wù)融資成本的降低作用更大。作用機理為：貸款利率市場化降低了金融機構(gòu)對市場化程度較低地區(qū)非國有企業(yè)的信貸歧視，從而降低了企業(yè)的債務(wù)融資成本。在市場化程度較高地區(qū)，市場配置資源的效率較高，金融機構(gòu)的容忍度較大，本身企業(yè)的債務(wù)融資成本就相對較低，貸款利率市場化也是市場化進程中的一個方面，因此在改革前后，市場化程度較高地區(qū)的債務(wù)融資成本沒有顯著差異；而市場化程度較低地區(qū)，市場作用對于降低債務(wù)融資成本就顯得格外重要。

表7 區(qū)域發(fā)展層面實證結(jié)果

4.4 基于法律制度環(huán)境

本文按照2012 年各省的市場中介組織的發(fā)育和法治環(huán)境排序是否排名在前十，分為法律制度環(huán)境較好地區(qū)和法律制度環(huán)境較差地區(qū)，分別對兩個樣本組進行雙重差分，研究地區(qū)法律制度環(huán)境不同時，貸款利率市場化對企業(yè)債務(wù)融資成本的影響。從表7 的右半部分可以看出，法律制度環(huán)境較差地區(qū)的系數(shù)估計值為-0.48%，在5%的顯著性水平下為負，法律制度環(huán)境較好地區(qū)的系數(shù)估計值不顯著，說明在控制其他影響因素的基礎(chǔ)上，與法律制度環(huán)境較好地區(qū)相比，貸款利率市場化對較差地區(qū)非國有企業(yè)的債務(wù)融資成本的降低作用更大。作用機理為：貸款利率市場化降低了金融機構(gòu)對法律制度環(huán)境較差地區(qū)非國有企業(yè)的信貸歧視，從而降低了企業(yè)的債務(wù)融資成本。在法律制度環(huán)境較好地區(qū)，市場中介組織和法治環(huán)境較好，金融中介發(fā)揮的作用較大，企業(yè)發(fā)展的營商環(huán)境較好，法律制度環(huán)境的正向外溢效應(yīng)降低了企業(yè)的債務(wù)融資成本，因此在改革前后，法律制度環(huán)境較好地區(qū)的債務(wù)融資成本沒有顯著差異；而法律制度環(huán)境較差地區(qū)，本身金融中介作用和營商環(huán)境較差，貸款利率市場化彌補了法律制度環(huán)境的差距，加強了降低信貸歧視進而降低債務(wù)融資成本的作用。

5 結(jié)論與建議

本文選擇853 家制造業(yè)上市公司，包括2010—2016 年的5 818 個觀測值，運用雙重差分法構(gòu)造政策虛擬變量交乘項，模擬準自然實驗情景，研究貸款利率市場化影響企業(yè)債務(wù)融資成本的機制及政策效應(yīng)。最終發(fā)現(xiàn)，貸款利率市場化降低了企業(yè)的債務(wù)融資成本。具體來說，貸款利率市場化降低了金融機構(gòu)對非國有企業(yè)的信貸歧視，從而降低了企業(yè)的債務(wù)融資成本，結(jié)論符合研究假設(shè)H。與此同時，通過改變債務(wù)融資成本指標核算方法、調(diào)整時間窗口對實證結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗，發(fā)現(xiàn)實證結(jié)果與前文一致，證明了實證結(jié)果的穩(wěn)健性，進一步驗證了研究假設(shè)H。另外，本文從企業(yè)特征和區(qū)域發(fā)展兩個層面為切入點進行擴展性檢驗，分析橫截面差異。結(jié)果表明，貸款利率市場化對企業(yè)債務(wù)融資成本的影響主要表現(xiàn)在高風險企業(yè)、融資約束小的企業(yè)、市場化程度較低地區(qū)、法律制度環(huán)境較差地區(qū)中。與國有企業(yè)相比，貸款利率市場化主要降低了金融機構(gòu)對非國有企業(yè)中高風險企業(yè)、融資約束小的企業(yè)、市場化程度較低地區(qū)、法律制度環(huán)境較差地區(qū)的信貸歧視，從而降低了企業(yè)的債務(wù)融資成本。本文通過研究貸款利率市場化改革影響企業(yè)債務(wù)融資成本的作用機制，證明了降低債務(wù)融資成本的可行性，體現(xiàn)了降低信貸歧視的重要性。因此本文對貸款利率市場化改革的必要性提供了經(jīng)驗證據(jù)，表明了貸款利率市場化是仍需完善的一項改革。

基于此，本文提出以下針對性政策建議：

第一，引導(dǎo)金融機構(gòu)降低信貸歧視。政府應(yīng)明確非國有企業(yè)在國民經(jīng)濟中的重要性，偏向非國有企業(yè)制定政策，進一步引導(dǎo)銀行貸款資金向非國有企業(yè)輸送，緩解金融機構(gòu)資金在國有與非國有企業(yè)之間的不平衡配置。

第二，加強市場化改革。市場是企業(yè)生長的土壤，政府應(yīng)加快市場化改革，連接不同發(fā)展程度的市場，打破市場壁壘，完善發(fā)達地區(qū)與落后地區(qū)的產(chǎn)業(yè)鏈建設(shè)，加強信息溝通，促進資本流動，擴大市場間的經(jīng)濟合作，實現(xiàn)脫貧攻堅，提升總體的市場化程度。此外，完善資本市場機制，擴大資本市場開放，創(chuàng)新為非國有企業(yè)提供融資的服務(wù)機制，如建立中小板、新三板等與主板之間的融資通道，拓展非國有企業(yè)的融資渠道，從而降低企業(yè)的融資成本。

第三，改善法律制度環(huán)境。首先，加強市場中介組織的作用，強化金融機構(gòu)配置資金的功能，建立貸款情況公示機制以及貸后回籠情況的反饋機制，貸款信息公開透明，以便更好地控制資本流向。其次，檢驗創(chuàng)新融資方式的可行性，完善融資相關(guān)法律制度，如擔保物權(quán)法、知識產(chǎn)權(quán)融資等。

因此，政府應(yīng)積極引導(dǎo)金融機構(gòu)降低信貸歧視，加強市場化改革，改善法律制度環(huán)境，為企業(yè)融資提供良好的環(huán)境，起到降低企業(yè)債務(wù)融資成本的作用。