黃遠(yuǎn)標(biāo)，沈亦凡

（1.南開大學(xué)金融學(xué)院，天津 300350；2.中國礦業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 徐州 221116）

一、引言

近年來，我國持續(xù)深化金融體制改革，增強(qiáng)金融服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)能力，各級政府相繼出臺一系列政策，部署引導(dǎo)金融機(jī)構(gòu)向企業(yè)提供合理的信貸資金支持。但是，我國傳統(tǒng)金融部門在支持企業(yè)生產(chǎn)中存在一些結(jié)構(gòu)性問題，具體表現(xiàn)在屬性錯配、領(lǐng)域錯配和階段錯配等方面，這些問題制約微觀主體的內(nèi)在創(chuàng)新驅(qū)動力（唐松等，2020）。與此同時，我國面積廣闊、文化差異大和經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡等客觀因素，要求金融改革必須多元地、有差別地推進(jìn)地區(qū)金融業(yè)發(fā)展（曾康霖，2008）。如何有效發(fā)揮金融體制改革的積極作用，使金融更好地服務(wù)于實體經(jīng)濟(jì)，幫助企業(yè)解決融資困境，是我國進(jìn)一步深化金融體制改革需要思考的重要問題。

金融環(huán)境的變化與企業(yè)融資問題密不可分，改善企業(yè)融資環(huán)境、拓寬企業(yè)融資渠道，是金融體制改革的重要組成部分（陳宇峰和葉志鵬，2014）。我國的金融發(fā)展具有獨特性，我國的金融改革嚴(yán)重滯后于經(jīng)濟(jì)改革的，相比于經(jīng)濟(jì)特區(qū)、國家高新區(qū)和自貿(mào)區(qū)等地區(qū)性經(jīng)濟(jì)改革試點，我國在金融領(lǐng)域的地區(qū)性改革試點探索顯得相對緩慢（王賢彬等，2020）。但是，現(xiàn)階段我國也進(jìn)行了許多改善企業(yè)融資環(huán)境的有益探索，以國家金融綜合改革試驗區(qū)為典型代表的地區(qū)性金融改革試點，采取“先試點、再總結(jié)、后推廣”的模式，是實現(xiàn)改革目標(biāo)的重要途徑。

2012年，國務(wù)院批復(fù)了溫州市的金融綜合改革試點。試驗區(qū)設(shè)立旨在通過規(guī)范引導(dǎo)民間融資發(fā)展，完善地區(qū)信用體制建設(shè)，提升金融服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)能力。隨后，國務(wù)院又分別在珠三角地區(qū)、云南和廣西沿邊地區(qū)等地先后建立了六個金融綜合改革試驗區(qū)。雖然不同金融改革試驗區(qū)的具體定位和職責(zé)略有差異，但是各試驗區(qū)設(shè)立的深層次目的都是擺脫傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)束縛，更靈活制定相關(guān)金融支持政策，推動金融體系更好地服務(wù)于實體經(jīng)濟(jì)，激發(fā)經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的內(nèi)生動力，實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展（閆永生等，2022）。

已有研究關(guān)注到了金融綜合改革試驗區(qū)設(shè)立對地方經(jīng)濟(jì)增長的影響。陳曄婷等（2018）研究發(fā)現(xiàn)，浙江和云南的金融綜合改革試驗區(qū)提高了當(dāng)?shù)氐娜厣a(chǎn)率，而福建和山東的金融綜合改革試驗區(qū)并未有效提高當(dāng)?shù)厝厣a(chǎn)率。王賢彬等（2020）發(fā)現(xiàn)金融綜合改革試驗區(qū)的設(shè)立促進(jìn)了地方經(jīng)濟(jì)增長、城市全要素生產(chǎn)率提升和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。韓瑞棟和薄凡（2020）研究指出，金融綜合改革試點可以降低城市資本配置扭曲程度。但是，以往文獻(xiàn)大多聚焦于金融綜合改革試驗區(qū)的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，鮮有文獻(xiàn)關(guān)注金融綜合改革試驗區(qū)對微觀企業(yè)個體的影響，對如何有效推進(jìn)金融改革，緩解企業(yè)融資約束，仍缺乏較為完整的邏輯框架。金融綜合改革試驗區(qū)的設(shè)立能否改善當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的融資問題，使金融更好地服務(wù)于實體經(jīng)濟(jì)？如果答案是肯定的，試驗區(qū)的設(shè)立又是通過何種渠道改善企業(yè)融資約束？回答這些問題無疑具有重要的理論意義和實踐價值。

本文可能的創(chuàng)新之處在于：第一，研究視角上，本文系統(tǒng)地考察了金融改革對企業(yè)融資約束的實際作用，提供了企業(yè)微觀個體層面的經(jīng)驗證據(jù)，豐富了國家綜合配套改革的相關(guān)研究，有力地支持了金融改革有益論。第二，本文詳細(xì)梳理了金融改革影響企業(yè)融資約束的理論機(jī)制，從信貸資金可獲得性出發(fā)，驗證識別出了銀行貸款期限、商業(yè)信用期限和財務(wù)風(fēng)險三個潛在的路徑，闡明了金融改革緩解企業(yè)融資約束的作用機(jī)制。第三，本文分析了金融改革對傳統(tǒng)金融中錯配問題的糾正作用，為有關(guān)部門進(jìn)一步完善金融改革措施提供了有益的政策參考。

二、制度背景與理論分析

（一）制度背景

金融綜合改革試驗區(qū)是中國綜合配套改革試驗區(qū)的重要組成部分，是中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新階段之后，推動金融支持實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展而采取的重要舉措。2012年3月，國務(wù)院常務(wù)會議批準(zhǔn)實施《浙江省溫州市金融綜合改革試驗區(qū)總體方案》，溫州市設(shè)立了首個金融綜合改革試驗區(qū)。方案中指出，政府要規(guī)范引導(dǎo)民間融資發(fā)展，健全完善現(xiàn)有的金融體系，提升地方金融服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)的能力，為全國的金融體制改革提供實踐經(jīng)驗。一方面，金融綜合改革試驗區(qū)的設(shè)立可以實現(xiàn)已有金融傳導(dǎo)機(jī)制的創(chuàng)新，拓寬增加金融服務(wù)渠道，構(gòu)建完善多維度的金融體系。另一方面，金融政策制定和監(jiān)管的權(quán)力下放，可以提升地方金融的服務(wù)和風(fēng)險防控能力，推動地區(qū)金融環(huán)境的改善。同年國務(wù)院又分別批復(fù)了珠三角金融綜合改革試驗區(qū)和福建泉州金融綜合改革試驗區(qū)，標(biāo)志著中國區(qū)域金融體制改革試點開始逐步推進(jìn)。隨著各區(qū)域金融體制改革試點經(jīng)驗的不斷積累，國務(wù)院在2013—2016年批復(fù)了云南和廣西沿邊、山東青島和江蘇泰州等金融綜合改革試驗區(qū)。2019年，國務(wù)院批復(fù)了福建寧德、龍巖和浙江寧波設(shè)立最新一批國家金融綜合改革試驗區(qū)，標(biāo)志著中國區(qū)域金融體制改革進(jìn)入了一個新階段。

截至2020年底，中國已經(jīng)先后設(shè)立了八個側(cè)重點各不同的金融綜合改革試驗區(qū)，可將其視為金融改革的準(zhǔn)自然實驗。首先，國家金融綜合改革試驗區(qū)的審批是由國務(wù)院決定的，因此試驗區(qū)設(shè)立不太可能受到地方政府激勵措施的影響，能較好地避免內(nèi)生性干擾。其次，觀察各個已獲批的金融綜合改革試驗區(qū)發(fā)現(xiàn)，金融試驗區(qū)的審批相對隨機(jī)，已獲批的試點區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和行政層次上存在較大差異，有利于捕捉政策差異化效果，進(jìn)行全國推廣。最后，金融綜合改革試驗區(qū)設(shè)立是一項漸進(jìn)式政策，有良好的試點地區(qū)和非試點地區(qū)樣本，符合準(zhǔn)自然實驗需要的實驗組和控制組的邏輯要求。因此，金融綜合改革試驗區(qū)設(shè)立這一政策具有較強(qiáng)的外生性，為考察地區(qū)金融環(huán)境改善對企業(yè)融資約束的影響提供了一個理想的外生情景，能較好地識別金融改革與企業(yè)融資約束的因果效應(yīng)。

（二）文獻(xiàn)回顧和理論分析

1.金融改革與融資約束

目前國內(nèi)外關(guān)于企業(yè)融資約束的研究已經(jīng)較為豐富。一類研究將企業(yè)面臨的融資約束現(xiàn)象作為既定的事實，在此基礎(chǔ)上聚焦于融資約束對企業(yè)經(jīng)營決策行為的影響，如企業(yè)創(chuàng)新行為（解維敏和方紅星，2011；鞠曉生等，2013）、投資行為（Caggese，2007）和進(jìn)出口決策（Caggese和Cunat，2013）等。另一類研究則聚焦于企業(yè)融資約束的具體影響因素，如銀行市場競爭程度（Ryan等，2014）、經(jīng)濟(jì)運行狀況（Chang等，2019）和貨幣政策（Foley-Fisher等，2015）等宏觀外部因素，以及高管政治關(guān)聯(lián)（于蔚等，2014）、股權(quán)結(jié)構(gòu)（鄭江淮等，2001）和高管金融背景（鄧建平和曾勇，2011）等企業(yè)微觀結(jié)構(gòu)因素。Song等（2011）研究指出，中國企業(yè)的發(fā)展取決于是否擁有融資渠道，而這種融資渠道與企業(yè)競爭和創(chuàng)新能力均無關(guān)。由于銀行部門的國有屬性、利率管制和進(jìn)入壁壘等問題，較低的貸款利率和傳統(tǒng)的信貸資源過度集中于受青睞的部門和企業(yè)（Lee和Chang，2015）。

近年來，隨著金融體制改革的逐步推進(jìn)，中國金融體系發(fā)展逐步完善，信貸資源配置效率也在不斷地提高，這使得金融機(jī)構(gòu)提供的信貸融資服務(wù)日趨市場化（解維敏和方紅星，2011）。相關(guān)研究指出，金融體制改革可以提高信貸資本市場的運行效率，從而緩解企業(yè)的融資約束。例如，Jha（2018）研究發(fā)現(xiàn)金融改革會提高國內(nèi)外商業(yè)銀行的準(zhǔn)入門檻，這將加劇銀行間的競爭，迫使銀行拓展業(yè)務(wù)范圍，進(jìn)而提高企業(yè)信貸可得性。從金融改革具體措施來看，改革試驗區(qū)的設(shè)立可以通過優(yōu)化信貸投向、拓展融資渠道和提升金融服務(wù)等措施，發(fā)揮金融對實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的引導(dǎo)和促進(jìn)作用（韓瑞棟和薄凡，2020）。一方面，金融體制改革可以通過構(gòu)建多元化的企業(yè)融資渠道，降低企業(yè)融資成本，從而提升企業(yè)融資的可獲性（Love，2003）。另一方面，金融體制改革可以釋放金融政策制定權(quán)、金融資源控制權(quán)和收益權(quán)等金融自主權(quán)，提高地方金融機(jī)構(gòu)的管理、運營和資源配置效率，進(jìn)而更好地滿足企業(yè)的資金需求（Ang，2010）。與此同時，金融改革的政策突破及相關(guān)優(yōu)惠政策，能提高地方對各類金融機(jī)構(gòu)的吸引力，有利于加快金融要素集聚。而高程度的金融集聚又能促進(jìn)地方信貸供給規(guī)模增加、資本流動循環(huán)提速和資源配置效率優(yōu)化，為企業(yè)融資提供更多便利。除此之外，金融綜合改革試驗區(qū)的設(shè)立還可以改善當(dāng)?shù)氐慕鹑谏鷳B(tài)環(huán)境，而良好的金融生態(tài)環(huán)境被認(rèn)為是緩解企業(yè)融資約束的重要因素（魏志華等，2014）。

基于上述分析，本文提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)1：金融綜合改革試驗區(qū)的設(shè)立有助于緩解當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的融資約束。

2.金融改革緩解企業(yè)融資約束的渠道

金融綜合改革試驗區(qū)設(shè)立的根本目標(biāo)是使金融為實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供強(qiáng)力支持，滿足企業(yè)投資經(jīng)營的資金需求，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。而金融綜合改革試驗區(qū)作為地方政府重點支持發(fā)展區(qū)域，地方政府勢必會加大地方經(jīng)濟(jì)和政治資源的投入，為當(dāng)?shù)仄髽I(yè)提供良好的政策支持和制度保障，進(jìn)而促進(jìn)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的發(fā)展。我國金融體系長期面臨著間接融資比重過大和金融供給不足的問題。在目前企業(yè)各種融資渠道中，銀行信貸仍然是我國企業(yè)融資的最主要資金來源。此外，除了正式融資渠道，以商業(yè)信用為代表的非正式金融渠道在企業(yè)經(jīng)營發(fā)展過程中扮演了越來越重要的角色。從金融綜合改革試驗區(qū)設(shè)立的具體作用來看，試驗區(qū)設(shè)立有助于建立健全服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)的多元化金融組織體系，完善地方信用體系發(fā)展，進(jìn)而更好地滿足企業(yè)的正式和非正式融資需求。

首先，試驗區(qū)設(shè)立一方面可以通過引導(dǎo)支持以商業(yè)銀行為代表的金融機(jī)構(gòu)在當(dāng)?shù)卦O(shè)立分支機(jī)構(gòu)，擴(kuò)大金融機(jī)構(gòu)的覆蓋深度和廣度，直接提高企業(yè)的金融資源可獲得性；另一方面，可通過引導(dǎo)民營資本進(jìn)入金融業(yè)等措施，推進(jìn)地方金融部門創(chuàng)新，完善現(xiàn)有金融業(yè)的競爭格局，促進(jìn)不同類型金融機(jī)構(gòu)的錯位競爭，使得當(dāng)?shù)仄髽I(yè)更容易獲得銀行信貸資源。此外，金融改革試驗區(qū)的設(shè)立還可以發(fā)揮政策的引導(dǎo)作用，完善現(xiàn)有的信貸管理機(jī)制，從而激勵各類金融機(jī)構(gòu)將金融資源向中小企業(yè)傾斜集聚。基于此，本文提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)2a：金融綜合改革試驗區(qū)設(shè)立可以通過增加銀行貸款資源，緩解當(dāng)?shù)仄髽I(yè)融資約束。

其次，試驗區(qū)的設(shè)立有助于構(gòu)建有效的激勵相容機(jī)制，充分發(fā)揮地方政府的能動性，改善地方的金融信用環(huán)境。一方面，通過放寬金融市場準(zhǔn)入門檻，能使金融要素價格、金融機(jī)構(gòu)退出和金融市場主體選擇市場化，有利于改善區(qū)域金融生態(tài)環(huán)境。另一方面，金融改革能推動地方社會信用體系的建設(shè)，通過完善和拓寬現(xiàn)有的信用服務(wù)市場，加強(qiáng)信用市場的監(jiān)管，優(yōu)化區(qū)域整體的信用制度環(huán)境。地方信用環(huán)境的不斷改善，有助于企業(yè)獲得更多的商業(yè)信用資源（魏志華等，2014）。而商業(yè)信用資源作為企業(yè)重要的融資渠道之一，可以在一定程度上緩解企業(yè)的資金短缺問題?；诖?，本文提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)2b：金融綜合改革試驗區(qū)設(shè)立可以通過增加商業(yè)信用資源，緩解當(dāng)?shù)仄髽I(yè)融資約束。

最后，試驗區(qū)的設(shè)立可以通過完善金融組織體系和地方金融信用環(huán)境，拓寬企業(yè)的融資渠道，在一定程度上緩解當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的融資難、融資貴問題。而多元的融資渠道有助于企業(yè)優(yōu)化內(nèi)部財務(wù)行為，提升自身的財務(wù)穩(wěn)定性。此外，試驗區(qū)的設(shè)立有利于健全地方金融監(jiān)管體制，強(qiáng)有力的金融監(jiān)管能有效防范和處置金融風(fēng)險，為企業(yè)發(fā)展提供良好的市場環(huán)境和制度保障?；诖耍疚奶岢鲆韵卵芯考僭O(shè)：

假設(shè)2c：金融綜合改革試驗區(qū)設(shè)立可以通過降低企業(yè)財務(wù)風(fēng)險，緩解當(dāng)?shù)仄髽I(yè)融資約束。

三、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)計

中國的金融綜合改革試驗區(qū)的實施模式是逐步分批試點的，該特征使得中國的金融改革具有“準(zhǔn)自然實驗”的性質(zhì)。本文基于雙重差分模型的思想，利用中國金融改革在時間和地區(qū)上的差異，參考Bertrand和Mullainathan（2003）的研究，使用多時點雙重差分模型來識別金融環(huán)境的提升對企業(yè)融資約束的影響。具體的實證模型設(shè)定如下：

其中：SA表示企業(yè)的融資約束，下標(biāo)i和t分別表示企業(yè)和年份；Reform表示金融改革，當(dāng)企業(yè)所在省份在第t年成為中國金融綜合改革試驗區(qū)后，賦值為1，反之則為0，該變量等同于雙重差分的交互項；Control為一系列控制變量，具體包括企業(yè)特征變量和宏觀經(jīng)濟(jì)變量。此外，本文還控制了企業(yè)固定效應(yīng)Firm、年份固定效應(yīng)Year和地區(qū)固定效應(yīng)Province，ε為隨機(jī)誤差項。本文主要關(guān)心核心解釋變量Reform的系數(shù)β1，如果β1顯著為負(fù)，則說明試驗區(qū)設(shè)立能夠緩解企業(yè)融資約束。

（二）指標(biāo)選取

1.融資約束

以往文獻(xiàn)中常用的企業(yè)融資約束度量指標(biāo)有SA指數(shù)、KZ指數(shù)、WW指數(shù)和投資-現(xiàn)金流敏感系數(shù)等。大多融資約束指標(biāo)測算涉及到許多具有內(nèi)生性的金融變量，如現(xiàn)金流、杠桿等，這使得測算的企業(yè)融資約束指標(biāo)存在一定偏差。而SA指標(biāo)具有計算簡單和外生性強(qiáng)等特征，被學(xué)者廣泛地使用（鞠曉生等，2013）。因此，為了避免內(nèi)生性干擾，本文參考Hadlock和Pierce（2010）做法，使用企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡兩個具有較強(qiáng)外生性的變量構(gòu)建SA指數(shù)。具體計算公式如下：

2.核心解釋變量

本文核心解釋變量為金融綜合改革試驗政策（Reform），該指標(biāo)用來刻畫金融環(huán)境提升對企業(yè)融資約束的影響。根據(jù)企業(yè)的注冊地省份進(jìn)行核心解釋變量Reform的賦值。當(dāng)k省在第t年建設(shè)金融綜合改革試驗區(qū)后，虛擬變量Reform賦值為1，反之則為0，該變量等同于雙重差分的交互項。如果樣本省份獲批金融綜合改革試驗區(qū)的時間在7月以后，則試點政策視同從下一年開始。

3.中介變量

借鑒解維敏和方紅星（2011）、魏志華等（2014）的研究，選取銀行貸款期限（Lloan）反映企業(yè)的銀行信貸資源，該指標(biāo)使用長期貸款占貸款總額（包括短期借款與長期借款）的比值衡量；選取企業(yè)商業(yè)信用期限（Pto）反映企業(yè)商業(yè)信用資源，該指標(biāo)使用企業(yè)應(yīng)付賬款周轉(zhuǎn)率衡量；選取Z-Score來衡量企業(yè)財務(wù)風(fēng)險（Z），Z值越大企業(yè)財務(wù)風(fēng)險越小。

4.控制變量

參考鄭江淮等（2001）、中國人民銀行三亞市中心支行課題組（2020）的研究，控制了一系列常用的企業(yè)特征變量和相關(guān)宏觀變量，具體包括：企業(yè)規(guī)模（Lnta）、盈利能力（Roa）、流行性水平（Liq）、企業(yè)杠桿（Lev）、市盈率（Pe）、賬面市值比（MB）、企業(yè)成立時間（Lnage）、現(xiàn)金持有比例（Cash）、營業(yè)成本率（Fee）、托賓Q值（Tobinq）、第一大股東持股比例（Top1）、營業(yè)利潤占比（Profit）、企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）、地區(qū)人均生產(chǎn)總值（Lnrgdp）和地區(qū)金融發(fā)展水平（Finance）。

（三）數(shù)據(jù)說明和描述性統(tǒng)計

本文樣本期間設(shè)定為2003—2020年，企業(yè)層面的所有財務(wù)數(shù)據(jù)都來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，宏觀數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。參考已有文獻(xiàn)，對數(shù)據(jù)做了如下處理：①剔除金融行業(yè)和房地產(chǎn)行業(yè)的樣本；②剔除關(guān)鍵指標(biāo)存在數(shù)據(jù)缺失的樣本；③剔除當(dāng)年上市企業(yè)樣本；④為了避免異常值的影響，本文對連續(xù)型變量在1%水平上進(jìn)行了winsorize處理。經(jīng)過上述處理后，本文共獲得23147個有效觀測樣本。表1報告了模型主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。有近23%企業(yè)樣本處于金融綜合改革試點地區(qū)。變量的多重共線性檢驗結(jié)果顯示，各變量的方差膨脹因子均小于5，均值僅為1.99，說明變量間不存在明顯的多重共線性。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計

四、實證分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

為了檢驗地區(qū)成為金融綜合改革試驗區(qū)對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)融資約束的影響，對式（1）進(jìn)行估計，回歸結(jié)果如表2。其中，在第（1）列的回歸中，本文僅加入金融改革這一政策虛擬變量，結(jié)果顯示Reform的估計系數(shù)在1%顯著性水平下顯著為負(fù)。第（2）-（4）列的回歸為逐步加入企業(yè)特征控制變量的回歸結(jié)果，第（5）列為進(jìn)一步加入省份控制變量的回歸結(jié)果，所有結(jié)果均顯示Reform的系數(shù)仍然在1%顯著性水平下顯著為負(fù)。上述逐步回歸的結(jié)果基本證實本文的理論預(yù)期，即金融綜合改革試驗區(qū)的設(shè)立確實會緩解當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的融資約束。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注： *、**、***表示在10%、5%、1%顯著性水平下顯著，括號內(nèi)數(shù)字為異方差修正的t統(tǒng)計量。下同。

（二）金融改革對傳統(tǒng)金融資源錯配的影響

長期以來，金融資源可得性存在預(yù)算硬約束部門融資難、融資貴，而預(yù)算軟約束部門融資成本低、效率低的問題（唐松等，2020）。同時，在國家發(fā)展動能轉(zhuǎn)換、制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的背景下，作為中國產(chǎn)業(yè)核心的制造業(yè)發(fā)展難以獲得足夠資金支持。那么金融綜合改革試驗區(qū)的設(shè)立是否能在一定程度上緩解傳統(tǒng)金融存在的屬性錯配和領(lǐng)域錯配問題呢？本文在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上，進(jìn)一步加入金融改革（Reform）和企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）、資產(chǎn)規(guī)模（Lnta）和制造業(yè)虛擬變量（Manu）的交互項，旨在檢驗試驗區(qū)的設(shè)立能否改善中國傳統(tǒng)金融存在的缺陷。表3中第（1）列的回歸報告了金融改革對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的影響，第（2）列的回歸報告了金融改革對不同資產(chǎn)規(guī)模企業(yè)的影響，第（3）列的回歸報告了金融改革對不同行業(yè)企業(yè)的影響。

表3結(jié)果顯示，金融改革和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)交互項（Reform×Soe）系數(shù)在1%顯著性水平下顯著為正，即試驗區(qū)設(shè)立對非國有企業(yè)融資約束的緩解作用更明顯。金融改革和資產(chǎn)規(guī)模交互項（Reform×Lnta）的系數(shù)在5%顯著性水平下顯著為正，即試驗區(qū)設(shè)立對規(guī)模較小的企業(yè)融資約束的緩解作用更明顯。金融改革和制造業(yè)虛擬變量交互項（Reform×Manu）的系數(shù)也在1%顯著性水平下顯著為負(fù)，即試驗區(qū)設(shè)立對制造業(yè)企業(yè)融資約束的緩解作用更明顯。以上結(jié)果與預(yù)期相符，以浙江溫州和福建泉州為代表的金融綜合改革試驗區(qū)設(shè)立的初衷就是為了解決民營、小微企業(yè)融資難和融資貴的問題。改革方案中明確要求各銀行機(jī)構(gòu)加大對小微企業(yè)的信貸支持，推動金融資源向小微企業(yè)傾斜和集聚。同時，在產(chǎn)業(yè)升級轉(zhuǎn)型背景下，金融綜合改革試驗區(qū)的設(shè)立為制造業(yè)企業(yè)提供了更加多元的融資渠道。因此金融綜合改革試驗區(qū)的設(shè)立對當(dāng)?shù)氐姆菄?、中小企業(yè)和制造業(yè)企業(yè)融資約束的緩解作用會更為明顯，這也說明金融綜合改革實驗區(qū)設(shè)立可以一定程度上改善傳統(tǒng)金融存在的屬性錯配和領(lǐng)域錯配問題。

表3 金融改革與傳統(tǒng)金融資源錯配

Controls Yes Yes Yes Firm/Year Yes Yes Yes Province Yes Yes Yes adj. R2 0.942 0.698 0.698

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

雙重差分模型使用需要滿足平行趨勢假設(shè)，即實驗組和控制組在政策實施前融資約束沒有顯著差異。本文參考Amore等（2013）做法，利用事件分析法分別在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上加入是否是金融綜合改革試驗區(qū)的前4年和后6年時間虛擬變量的交互項。具體模型設(shè)置如下：

其中：虛擬變量Pren表示樣本省份在n年后入選為金融綜合改革試驗區(qū)；虛擬變量Curremt表示樣本省份在當(dāng)年入選為金融綜合改革試驗區(qū)；虛擬變量Pren表示樣本省份在n年前入選為金融綜合改革試驗區(qū)。如果在政策實施前金融改革（Reform）的系數(shù)仍然顯著為負(fù)，則說明存在其他因素的干擾，融資約束的緩解不是由于金融改革導(dǎo)致；反之，則可以說明融資約束的緩解是由金融改革導(dǎo)致的。表4第（1）列的回歸報告了平行趨勢檢驗結(jié)果，結(jié)果顯示金融改革（Reform）在政策實施前4期均不顯著，滿足平行趨勢假設(shè)，即政策實施前，實驗組和控制組不存在顯著的差異。進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，在政策實施次年到第5年，仍然能顯著緩解當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的融資約束，政策效應(yīng)具有持久性。

2.替換被解釋變量

參考Kaplan和Zingales（1997）、唐松等（2020）做法，根據(jù)公司經(jīng)營性凈現(xiàn)金流、股利、現(xiàn)金持有、資產(chǎn)負(fù)債率以及Tobin's Q等財務(wù)指標(biāo)構(gòu)建企業(yè)融資約束KZ指數(shù)，作為穩(wěn)健性檢驗。具體計算步驟如下：首先，對我國上市公司1990—2020年的財務(wù)數(shù)據(jù)分別計算經(jīng)營活動現(xiàn)金流量/期初總資產(chǎn)（CFi,t/TAi,t-1）、現(xiàn)金股利/期初總資產(chǎn)（DIVi,t/TAi,t-1）、現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物/期初總資產(chǎn)（Ci,t/TAi,t-1）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEVi,t）和托賓Q值（TobinQi,t）這五個指標(biāo)。然后，針對各指標(biāo)每年數(shù)據(jù)，若CFi,t/TAi,t-1、DIVi,t/TAi,t-1和Ci,t/TAi,t-1的值小于中位數(shù)時，則令KZ1、KZ2和KZ3等于1，否則為零。若LEVi,t和TobinQi,t的值大于中位數(shù)時，則令KZ4和KZ5等于1，否則為零。對各指標(biāo)的KZ值進(jìn)行加總計算, 具體的公式為：KZ=KZ1+KZ2+KZ3+KZ4+KZ5。最后，令KZ為因變量, 使用固定效應(yīng)有序Logit模型對CFi,t/TAi,t-1、DIVi,t/TAi,t-1、Ci,t/TAi,t-1、LEVi,t和TobinQi,t進(jìn)行回歸，得到各變量的回歸系數(shù)，再計算衡量公司融資約束程度的KZ指數(shù)。KZ指數(shù)數(shù)值越大，代表公司受的融資約束越強(qiáng)。

基于KZ指數(shù)的穩(wěn)健性回歸結(jié)果見表4的第（2）（3）列，第（2）列為基準(zhǔn)回歸結(jié)果，第（3）列為平行趨勢檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示，金融改革（Reform）的系數(shù)仍然在5%顯著性水平下顯著為負(fù)，即金融綜合改革試驗區(qū)的設(shè)立能顯著緩解當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的融資約束。動態(tài)效應(yīng)分析顯示，政策實施前4年，金融改革（Reform）的系數(shù)均不顯著，滿足平行趨勢檢驗。而且在政策實施的第3年和第6年顯著為負(fù)，說明這種融資約束的緩釋效應(yīng)具有持續(xù)性，本文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

3.基于地級市層面數(shù)據(jù)

前文中，本文使用的金融綜合改革試驗區(qū)是省級層面數(shù)據(jù)?？紤]到我國現(xiàn)階段批復(fù)的部分試驗區(qū)是地級市層面，為了縮小范圍的局限性，本文使用地級市層面的改革試驗區(qū)進(jìn)行企業(yè)匹配，重新進(jìn)行雙重差分估計。表4中第（4）列為市級層面金融改革的估計結(jié)果，結(jié)果仍然顯示改革試驗區(qū)設(shè)立會緩解當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的融資約束。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果（一）

4.基于傾向得分匹配樣本

考慮到政策實驗組和控制組企業(yè)可能存在樣本選擇偏差的問題，本文采用傾向得分匹配方法（PSM）來尋找與金融改革區(qū)的企業(yè)類似的控制組企業(yè)以降低樣本選擇偏差問題，利用PSM匹配出的樣本進(jìn)行估計。具體而言，以Lnta、Roa、Liq、Lev、Pe、MB、Lnage、Cash、Fee、Tobinq、Top1和Profit作為協(xié)變量，采用一比一近鄰匹配方法匹配樣本，最后得到10672個企業(yè)樣本。其中，經(jīng)過匹配之后，各協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化誤差均有大幅下降，偏差均小于10%。表5中的第（1）列為PSM-DID的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示金融改革（Reform）的系數(shù)仍然在1%顯著性水平下顯著為負(fù)，結(jié)論與前文保持一致。

5.安慰劑檢驗

為了進(jìn)一步排除其他未知和潛在因素的干擾，確保當(dāng)?shù)仄髽I(yè)融資約束的緩解是由金融綜合改革試驗區(qū)設(shè)立造成的，本文進(jìn)行安慰劑檢驗。具體而言，通過隨機(jī)安排試驗區(qū)設(shè)立的年份和地區(qū)，將上述過程重復(fù)1000次，進(jìn)行安慰劑檢驗。結(jié)果顯示，隨機(jī)模擬得出的回歸系數(shù)分布在0附近，而基準(zhǔn)回歸的系數(shù)估計值為-0.0150且完全獨立于該系數(shù)分布之外。與此同時，絕大多數(shù)安慰劑檢驗結(jié)果的p值均大于10%，統(tǒng)計上不顯著。這表明，前文本文關(guān)于金融綜合試驗區(qū)設(shè)立緩解了融資約束的結(jié)論并不是由隨機(jī)性和偶然性因素所得出的。

6.排除其他因素干擾

本文樣本期內(nèi)包含了2008年國際金融危機(jī)，為此進(jìn)一步將樣本時間調(diào)整為2009—2020年重新回歸，剔除國際金融危機(jī)的干擾。同時，考慮到利率市場化改革和企業(yè)稅收優(yōu)惠政策等，也能在一定程度上緩解企業(yè)的融資問題，在國家大力改善企業(yè)融資難問題的背景下，有理由懷疑金融改革試驗區(qū)的融資約束緩解作用可能存在被高估的情況。為了緩解這一問題，本文將利率市場化改革和企業(yè)面臨的稅負(fù)壓力加以控制，以反映這類因素企業(yè)融資約束的影響。其邏輯在于，利率市場化改革和稅收優(yōu)惠等政策的效果將在企業(yè)面臨的信貸利率環(huán)境和稅負(fù)壓力上得到反映，將利率市場化改革實施和企業(yè)稅負(fù)壓力加以控制能在一定程度上將其他政策的效應(yīng)從中剝離。其中，利率市場化改革（Interest）使用虛擬變量表示，2016年及以后年份賦值1。企業(yè)稅負(fù)壓力（Tax）使用現(xiàn)金流量表中企業(yè)支付的各項稅費與收到的稅費返還之差除以營業(yè)收入反映。

此外，近年來除了金融綜合改革試驗區(qū)政策，各地區(qū)同期對企業(yè)融資問題也進(jìn)行了許多有益的探索。例如，各地區(qū)政府在優(yōu)化信貸環(huán)境、資金支持等方面，結(jié)合各自實際情況做了諸多努力。這些措施和政策在一定程度上也能改善企業(yè)面臨的融資環(huán)境，進(jìn)而降低企業(yè)的融資約束?？紤]到企業(yè)的區(qū)域差異和國家區(qū)域政策差異等，本文在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上，將全國各省份區(qū)分為東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)和東北地區(qū)。進(jìn)一步在回歸模型中引入?yún)^(qū)域和年份的交叉項（Region×Year），以更好地反映經(jīng)濟(jì)、文化和政策等方面區(qū)域差異的影響，以捕捉區(qū)域性政策對結(jié)果的影響。

表5中第（2）列為縮小樣本期后的回歸結(jié)果，本文核心解釋變量（Reform）的系數(shù)仍然在1%顯著性水平下顯著為負(fù)。表5中第（3）列為排除其他因素干擾的回歸結(jié)果，在控制利率市場化改革和稅收優(yōu)惠政策對企業(yè)融資約束的影響后，本文核心解釋變量（Reform）系數(shù)仍然在1%顯著性水平下顯著為負(fù)。表5中第（4）列為高階固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，與基準(zhǔn)結(jié)果一致，顯示本文的核心結(jié)論依然穩(wěn)健，說明并不是區(qū)域性政策變化導(dǎo)致了金融改革試驗區(qū)設(shè)立緩解當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的融資約束。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果（二）

五、進(jìn)一步分析

（一）機(jī)制路徑檢驗

前文研究發(fā)現(xiàn)，金融改革試驗區(qū)的設(shè)立可以緩解當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的融資約束。那么金融改革試驗區(qū)設(shè)立對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的融資約束的緩解作用是通過何種路徑或機(jī)制實現(xiàn)的呢？為了解決該疑惑，本文嘗試從貸款規(guī)模、商業(yè)信用、財務(wù)風(fēng)險這三類渠道進(jìn)行驗證，進(jìn)一步刻畫金融環(huán)境的提升對企業(yè)融資約束的具體影響路徑。本文采用中介效應(yīng)模型進(jìn)行機(jī)制檢驗，具體模型如下：

模型（4）考察金融改革試驗區(qū)設(shè)立對企業(yè)融資約束的直接影響，模型（5）考察金融改革試驗區(qū)設(shè)立對中介變量的直接影響，模型（6）考察金融改革試驗區(qū)設(shè)立和中介變量對企業(yè)融資約束的共同影響。MV為中介變量。

表6第（1）（2）列為“金融改革—貸款期限—融資約束”這一渠道的估計結(jié)果，金融綜合改革試驗區(qū)設(shè)立對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)貸款規(guī)模影響顯著為正，將金融綜合改革試驗區(qū)設(shè)立（Reform）和貸款期限（Lloan）同時放入回歸模型中，兩者系數(shù)在1%顯著性水平下均顯著為負(fù)。進(jìn)一步，Sobel檢驗在10%顯著性水平下顯著，這說明金融綜合改革試驗區(qū)設(shè)立通過延長當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的銀行貸款期限，緩解企業(yè)融資約束。

表6第（3）（4）列為“金融改革—商業(yè)信用期限—融資約束”這一渠道的估計結(jié)果，金融綜合改革試驗區(qū)設(shè)立延長了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的商業(yè)信用期限，將金融綜合改革試驗區(qū)設(shè)立（Reform）和商業(yè)信用期限（Pto）同時放入回歸模型中，兩者系數(shù)仍然在1%顯著性水平下顯著為負(fù)。進(jìn)一步，Sobel檢驗也在5%顯著性水平下顯著，說明金融綜合改革試驗區(qū)設(shè)立可以通過增加當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的商業(yè)信用期限進(jìn)而緩解企業(yè)融資約束。

表6第（5）（6）列為“金融改革—財務(wù)風(fēng)險—融資約束”這一渠道的估計結(jié)果，結(jié)果顯示金融綜合改革試驗區(qū)設(shè)立顯著降低了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的財務(wù)風(fēng)險，將金融綜合改革試驗區(qū)設(shè)立（Reform）和財務(wù)風(fēng)險（Z）同時放入回歸模型中，兩者系數(shù)在1%顯著性水平下顯著為負(fù)，Sobel檢驗也在1%顯著性水平下顯著，說明金融綜合改革試驗區(qū)設(shè)立可以通過降低當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的財務(wù)風(fēng)險進(jìn)而緩解企業(yè)融資約束。

表6 機(jī)制路徑中介效應(yīng)檢驗

（二）異質(zhì)性分析

1.市場化、金融發(fā)展水平異質(zhì)性

鑒于在不同市場化水平和金融發(fā)展水平下，設(shè)立金融改革實驗區(qū)的政策效應(yīng)可能有所不同，本文在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上，進(jìn)一步加入金融改革試驗區(qū)和市場化水平（Market）和金融發(fā)展（Finance）的交互項。其中，市場化水平使用樊綱等（2011）編制的分省市場化水平表征，金融發(fā)展水平使用各省當(dāng)年金融機(jī)構(gòu)貸款與當(dāng)年GDP比值表征。表7第（1）列為金融改革對不同市場化水平企業(yè)的影響，第（2）列為金融改革對不同金融發(fā)展水平企業(yè)的影響。

金融改革和市場化水平交互項（Reform×Market）系數(shù)顯著為負(fù)，即金融綜合改革試驗區(qū)設(shè)立對市場化水平更高地區(qū)企業(yè)融資約束的緩解作用更明顯。金融改革試驗區(qū)和金融發(fā)展水平交互項（Reform×Finance）系數(shù)也顯著為負(fù)，即試驗區(qū)設(shè)立對金融發(fā)展水平更高地區(qū)企業(yè)融資約束的緩解作用更明顯?？赡艿慕忉尀?，在市場化水平低的地區(qū)，政府對市場的替代更顯著（Julio和Yook，2012）；而在市場化水平高的地區(qū)，市場規(guī)則更易占據(jù)主導(dǎo)地位。因此，市場化水平越高的地區(qū)，可以更好地發(fā)揮試驗區(qū)設(shè)立的正外部性，進(jìn)而更好地解決企業(yè)融資難的問題。而試驗區(qū)的設(shè)立發(fā)展仍然需要依托于各類金融機(jī)構(gòu)，在金融發(fā)展水平高的地區(qū)，金融機(jī)構(gòu)的網(wǎng)點數(shù)量和服務(wù)提供等方面具有更為明顯的優(yōu)勢，這提高了企業(yè)資金獲得的便利性，可以為實體企業(yè)提供更好的融資服務(wù)，進(jìn)而更好地緩解企業(yè)的融資約束。

2.企業(yè)科技水平異質(zhì)性

在國家大力推進(jìn)創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略背景下，高科技企業(yè)可以獲得更多的政策紅利。但是，高科技企業(yè)的創(chuàng)新活動具有不確定性高和產(chǎn)出時間長等特征，導(dǎo)致了高科技企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動更容易受到資金短缺問題。那么金融改革試驗區(qū)設(shè)立能否改善當(dāng)?shù)馗呖萍计髽I(yè)的融資便利性？本文在基準(zhǔn)模型中進(jìn)一步加入試驗區(qū)設(shè)立和是否屬于高科技企業(yè)①將儀器儀表制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、計算機(jī)通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)、鐵路船舶航空航天和其他運輸設(shè)備制造業(yè)、互聯(lián)網(wǎng)和相關(guān)服務(wù)和專用設(shè)備制造業(yè)劃分為高新技術(shù)行業(yè)。若企業(yè)屬于高新技術(shù)行業(yè)則定義為高新技術(shù)企業(yè)，反之為非高新技術(shù)企業(yè)。虛擬變量（Hightech，高科技企業(yè)賦值為1）的交互項。

表7第（3）列為金融綜合改革試驗區(qū)試點對不同科技水平企業(yè)的影響。其中，金融改革和高新技術(shù)企業(yè)交互項（Reform×Hightech）系數(shù)在1%顯著性水平下顯著為負(fù)，即金融綜合改革試驗區(qū)設(shè)立對當(dāng)?shù)馗咝录夹g(shù)企業(yè)融資約束的緩解作用會更明顯。創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，高新技術(shù)企業(yè)作為創(chuàng)新活動的重要主體，對經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的效應(yīng)愈發(fā)重要。與非高新技術(shù)企業(yè)相比，面對強(qiáng)勁的競爭環(huán)境，為了保持原有的市場地位，高新技術(shù)企業(yè)有更強(qiáng)的動機(jī)開展技術(shù)創(chuàng)新活動，因此其經(jīng)營活動更易受到融資約束影響。而金融綜合改革試驗區(qū)的設(shè)立，其背后目的是為了促進(jìn)地區(qū)實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展，這與地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展不謀而合。因此，試驗區(qū)設(shè)立對當(dāng)?shù)氐母咝录夹g(shù)企業(yè)的融資約束緩解作用會更加明顯。

表7 異質(zhì)性檢驗結(jié)果

六、結(jié)論與建議

本文基于我國2003—2020年A股上市公司，應(yīng)用多時點雙重差分模型評估金融綜合改革試驗區(qū)的設(shè)立對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)融資約束的影響及傳導(dǎo)機(jī)制，并就金融改革是否糾正傳統(tǒng)金融存在的金融資源錯配問題進(jìn)行檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：第一，金融綜合改革試驗區(qū)的設(shè)立有效緩解了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的融資約束，而且這種緩解效應(yīng)具有持續(xù)性。第二，傳導(dǎo)機(jī)制檢驗顯示，試驗區(qū)設(shè)立可以通過增加企業(yè)的銀行貸款期限、延長企業(yè)商業(yè)信用期限和降低企業(yè)財務(wù)風(fēng)險等途徑，緩解企業(yè)融資約束。第三，試驗區(qū)設(shè)立可以改善傳統(tǒng)金融存在的屬性錯配和階段錯配的問題。第四，試驗區(qū)設(shè)立對高市場化、高金融發(fā)展水平地區(qū)企業(yè)以及高科技企業(yè)融資約束的緩解作用更加明顯。

上述研究結(jié)論的政策啟示：第一，進(jìn)一步擴(kuò)大金融綜合改革試點范圍，逐步深化中國金融體制改革。逐步有序地推進(jìn)金融綜合改革試驗區(qū)政策實施的深度和寬度，將其上升為國家金融體制改革的戰(zhàn)略位置。做好試點區(qū)域金融改革的經(jīng)驗和做法的復(fù)制推廣，引導(dǎo)其他地區(qū)結(jié)合自身發(fā)展特征，逐步完善城市金融體系。第二，推動國家金融綜合改革試驗區(qū)建設(shè)需要因地制宜，提高試點政策的兼容性。本文研究發(fā)現(xiàn)，金融改革對高市場化水平和金融發(fā)展地區(qū)企業(yè)的融資約束緩解作用更為明顯。因此，在試點政策逐步推進(jìn)過程中，應(yīng)該避免政策一刀切的做法，改革措施應(yīng)緊密結(jié)合區(qū)域特征，并適當(dāng)向市場化水平偏低、金融發(fā)展不完善的區(qū)域傾斜，提高金融改革試點政策的兼容性。