金融改革政策緩解企業(yè)融資約束了嗎？*
——基于金融綜合改革試驗區(qū)設立的準自然實驗

黃遠標，沈亦凡

（1.南開大學金融學院，天津 300350；2.中國礦業(yè)大學經濟管理學院，江蘇 徐州 221116）

一、引言

近年來，我國持續(xù)深化金融體制改革，增強金融服務實體經濟能力，各級政府相繼出臺一系列政策，部署引導金融機構向企業(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)生產中存在一些結構性問題，具體表現(xiàn)在屬性錯配、領域錯配和階段錯配等方面，這些問題制約微觀主體的內在創(chuàng)新驅動力（唐松等，2020）。與此同時，我國面積廣闊、文化差異大和經濟發(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，使金融更好地服務于實體經濟，幫助企業(yè)解決融資困境，是我國進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，我國的金融改革嚴重滯后于經濟改革的，相比于經濟特區(qū)、國家高新區(qū)和自貿區(qū)等地區(qū)性經濟改革試點，我國在金融領域的地區(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、后推廣”的模式，是實現(xiàn)改革目標的重要途徑。

2012年，國務院批復了溫州市的金融綜合改革試點。試驗區(qū)設立旨在通過規(guī)范引導民間融資發(fā)展，完善地區(qū)信用體制建設，提升金融服務實體經濟能力。隨后，國務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)的具體定位和職責略有差異，但是各試驗區(qū)設立的深層次目的都是擺脫傳統(tǒng)經濟束縛，更靈活制定相關金融支持政策，推動金融體系更好地服務于實體經濟，激發(fā)經濟持續(xù)發(fā)展的內生動力，實現(xiàn)地區(qū)經濟的高質量發(fā)展（閆永生等，2022）。

已有研究關注到了金融綜合改革試驗區(qū)設立對地方經濟增長的影響。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)提高了當地的全要素生產率，而福建和山東的金融綜合改革試驗區(qū)并未有效提高當地全要素生產率。王賢彬等（2020）發(fā)現(xiàn)金融綜合改革試驗區(qū)的設立促進了地方經濟增長、城市全要素生產率提升和產業(yè)結構升級。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，以往文獻大多聚焦于金融綜合改革試驗區(qū)的宏觀經濟效應，鮮有文獻關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)的設立能否改善當地企業(yè)的融資問題，使金融更好地服務于實體經濟？如果答案是肯定的，試驗區(qū)的設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)微觀個體層面的經驗證據，豐富了國家綜合配套改革的相關研究，有力地支持了金融改革有益論。第二，本文詳細梳理了金融改革影響企業(yè)融資約束的理論機制，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)信用期限和財務風險三個潛在的路徑，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，為有關部門進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，是中國經濟發(fā)展進入新階段之后，推動金融支持實體經濟發(fā)展而采取的重要舉措。2012年3月，國務院常務會議批準實施《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，提升地方金融服務實體經濟的能力，為全國的金融體制改革提供實踐經驗。一方面，金融綜合改革試驗區(qū)的設立可以實現(xiàn)已有金融傳導機制的創(chuàng)新，拓寬增加金融服務渠道，構建完善多維度的金融體系。另一方面，金融政策制定和監(jiān)管的權力下放，可以提升地方金融的服務和風險防控能力，推動地區(qū)金融環(huán)境的改善。同年國務院又分別批復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)，標志著中國區(qū)域金融體制改革試點開始逐步推進。隨著各區(qū)域金融體制改革試點經驗的不斷積累，國務院在2013—2016年批復了云南和廣西沿邊、山東青島和江蘇泰州等金融綜合改革試驗區(qū)。2019年，國務院批復了福建寧德、龍巖和浙江寧波設立最新一批國家金融綜合改革試驗區(qū)，標志著中國區(qū)域金融體制改革進入了一個新階段。

截至2020年底，中國已經先后設立了八個側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)的審批是由國務院決定的，因此試驗區(qū)設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，已獲批的試點區(qū)在經濟發(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，進行全國推廣。最后，金融綜合改革試驗區(qū)設立是一項漸進式政策，有良好的試點地區(qū)和非試點地區(qū)樣本，符合準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)設立這一政策具有較強的外生性，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。

（二）文獻回顧和理論分析

1.金融改革與融資約束

目前國內外關于企業(yè)融資約束的研究已經較為豐富。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，在此基礎上聚焦于融資約束對企業(yè)經營決策行為的影響，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）、經濟運行狀況（Chang等，2019）和貨幣政策（Foley-Fisher等，2015）等宏觀外部因素，以及高管政治關聯(lián)（于蔚等，2014）、股權結構（鄭江淮等，2001）和高管金融背景（鄧建平和曾勇，2011）等企業(yè)微觀結構因素。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。由于銀行部門的國有屬性、利率管制和進入壁壘等問題，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，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，這使得金融機構提供的信貸融資服務日趨市場化（解維敏和方紅星，2011）。相關研究指出，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外商業(yè)銀行的準入門檻，這將加劇銀行間的競爭，迫使銀行拓展業(yè)務范圍，進而提高企業(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等措施，發(fā)揮金融對實體經濟發(fā)展的引導和促進作用（韓瑞棟和薄凡，2020）。一方面，金融體制改革可以通過構建多元化的企業(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、金融資源控制權和收益權等金融自主權，提高地方金融機構的管理、運營和資源配置效率，進而更好地滿足企業(yè)的資金需求（Ang，2010）。與此同時，金融改革的政策突破及相關優(yōu)惠政策，能提高地方對各類金融機構的吸引力，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)的設立還可以改善當地的金融生態(tài)環(huán)境，而良好的金融生態(tài)環(huán)境被認為是緩解企業(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：

假設1：金融綜合改革試驗區(qū)的設立有助于緩解當地企業(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)設立的根本目標是使金融為實體經濟發(fā)展提供強力支持，滿足企業(yè)投資經營的資金需求，實現(xiàn)經濟高質量發(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濟和政治資源的投入，為當地企業(yè)提供良好的政策支持和制度保障，進而促進當地企業(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)設立的具體作用來看，試驗區(qū)設立有助于建立健全服務實體經濟的多元化金融組織體系，完善地方信用體系發(fā)展，進而更好地滿足企業(yè)的正式和非正式融資需求。

首先，試驗區(qū)設立一方面可以通過引導支持以商業(yè)銀行為代表的金融機構在當地設立分支機構，擴大金融機構的覆蓋深度和廣度，直接提高企業(yè)的金融資源可獲得性；另一方面，可通過引導民營資本進入金融業(yè)等措施，推進地方金融部門創(chuàng)新，完善現(xiàn)有金融業(yè)的競爭格局，促進不同類型金融機構的錯位競爭，使得當地企業(yè)更容易獲得銀行信貸資源。此外，金融改革試驗區(qū)的設立還可以發(fā)揮政策的引導作用，完善現(xiàn)有的信貸管理機制，從而激勵各類金融機構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：

假設2a：金融綜合改革試驗區(qū)設立可以通過增加銀行貸款資源，緩解當地企業(yè)融資約束。

其次，試驗區(qū)的設立有助于構建有效的激勵相容機制，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入門檻，能使金融要素價格、金融機構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，通過完善和拓寬現(xiàn)有的信用服務市場，加強信用市場的監(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。基于此，本文提出以下研究假設：

假設2b：金融綜合改革試驗區(qū)設立可以通過增加商業(yè)信用資源，緩解當地企業(yè)融資約束。

最后，試驗區(qū)的設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地企業(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)化內部財務行為，提升自身的財務穩(wěn)定性。此外，試驗區(qū)的設立有利于健全地方金融監(jiān)管體制，強有力的金融監(jiān)管能有效防范和處置金融風險，為企業(yè)發(fā)展提供良好的市場環(huán)境和制度保障。基于此，本文提出以下研究假設：

假設2c：金融綜合改革試驗區(qū)設立可以通過降低企業(yè)財務風險，緩解當地企業(yè)融資約束。

三、研究設計

（一）模型設計

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“準自然實驗”的性質。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。具體的實證模型設定如下：

其中：SA表示企業(yè)的融資約束，下標i和t分別表示企業(yè)和年份；Reform表示金融改革，當企業(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)特征變量和宏觀經濟變量。此外，本文還控制了企業(yè)固定效應Firm、年份固定效應Year和地區(qū)固定效應Province，ε為隨機誤差項。本文主要關心核心解釋變量Reform的系數β1，如果β1顯著為負，則說明試驗區(qū)設立能夠緩解企業(yè)融資約束。

（二）指標選取

1.融資約束

以往文獻中常用的企業(yè)融資約束度量指標有SA指數、KZ指數、WW指數和投資-現(xiàn)金流敏感系數等。大多融資約束指標測算涉及到許多具有內生性的金融變量，如現(xiàn)金流、杠桿等，這使得測算的企業(yè)融資約束指標存在一定偏差。而SA指標具有計算簡單和外生性強等特征，被學者廣泛地使用（鞠曉生等，2013）。因此，為了避免內生性干擾，本文參考Hadlock和Pierce（2010）做法，使用企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡兩個具有較強外生性的變量構建SA指數。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），該指標用來刻畫金融環(huán)境提升對企業(yè)融資約束的影響。根據企業(yè)的注冊地省份進行核心解釋變量Reform的賦值。當k省在第t年建設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，該指標使用企業(yè)應付賬款周轉率衡量；選取Z-Score來衡量企業(yè)財務風險（Z），Z值越大企業(yè)財務風險越小。

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)產權性質（Soe）、地區(qū)人均生產總值（Lnrgdp）和地區(qū)金融發(fā)展水平（Finance）。

（三）數據說明和描述性統(tǒng)計

本文樣本期間設定為2003—2020年，企業(yè)層面的所有財務數據都來源于國泰安CSMAR數據庫，宏觀數據來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。參考已有文獻，對數據做了如下處理：①剔除金融行業(yè)和房地產行業(yè)的樣本；②剔除關鍵指標存在數據缺失的樣本；③剔除當年上市企業(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%水平上進行了winsorize處理。經過上述處理后，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)對當地企業(yè)融資約束的影響，對式（1）進行估計，回歸結果如表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，結果顯示Reform的估計系數在1%顯著性水平下顯著為負。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果，第（5）列為進一步加入省份控制變量的回歸結果，所有結果均顯示Reform的系數仍然在1%顯著性水平下顯著為負。上述逐步回歸的結果基本證實本文的理論預期，即金融綜合改革試驗區(qū)的設立確實會緩解當地企業(yè)的融資約束。

表2 基準回歸結果

注： *、**、***表示在10%、5%、1%顯著性水平下顯著，括號內數字為異方差修正的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算硬約束部門融資難、融資貴，而預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)展動能轉換、制造業(yè)轉型升級的背景下，作為中國產業(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域錯配問題呢？本文在基準模型基礎上，進一步加入金融改革（Reform）和企業(yè)產權性質（Soe）、資產規(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權性質企業(yè)的影響，第（2）列的回歸報告了金融改革對不同資產規(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結果顯示，金融改革和產權性質交互項（Reform×Soe）系數在1%顯著性水平下顯著為正，即試驗區(qū)設立對非國有企業(yè)融資約束的緩解作用更明顯。金融改革和資產規(guī)模交互項（Reform×Lnta）的系數在5%顯著性水平下顯著為正，即試驗區(qū)設立對規(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）的系數也在1%顯著性水平下顯著為負，即試驗區(qū)設立對制造業(yè)企業(yè)融資約束的緩解作用更明顯。以上結果與預期相符，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構加大對小微企業(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，在產業(yè)升級轉型背景下，金融綜合改革試驗區(qū)的設立為制造業(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)的設立對當地的非國有、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)設立可以一定程度上改善傳統(tǒng)金融存在的屬性錯配和領域錯配問題。

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，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模型基礎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）的系數仍然顯著為負，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致；反之，則可以說明融資約束的緩解是由金融改革導致的。表4第（1）列的回歸報告了平行趨勢檢驗結果，結果顯示金融改革（Reform）在政策實施前4期均不顯著，滿足平行趨勢假設，即政策實施前，實驗組和控制組不存在顯著的差異。進一步發(fā)現(xiàn)，在政策實施次年到第5年，仍然能顯著緩解當地企業(yè)的融資約束，政策效應具有持久性。

2.替換被解釋變量

參考Kaplan和Zingales（1997）、唐松等（2020）做法，根據公司經營性凈現(xiàn)金流、股利、現(xiàn)金持有、資產負債率以及Tobin's Q等財務指標構建企業(yè)融資約束KZ指數，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年的財務數據分別計算經營活動現(xiàn)金流量/期初總資產（CFi,t/TAi,t-1）、現(xiàn)金股利/期初總資產（DIVi,t/TAi,t-1）、現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物/期初總資產（Ci,t/TAi,t-1）、資產負債率（LEVi,t）和托賓Q值（TobinQi,t）這五個指標。然后，針對各指標每年數據，若CFi,t/TAi,t-1、DIVi,t/TAi,t-1和Ci,t/TAi,t-1的值小于中位數時，則令KZ1、KZ2和KZ3等于1，否則為零。若LEVi,t和TobinQi,t的值大于中位數時，則令KZ4和KZ5等于1，否則為零。對各指標的KZ值進行加總計算, 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進行回歸，得到各變量的回歸系數，再計算衡量公司融資約束程度的KZ指數。KZ指數數值越大，代表公司受的融資約束越強。

基于KZ指數的穩(wěn)健性回歸結果見表4的第（2）（3）列，第（2）列為基準回歸結果，第（3）列為平行趨勢檢驗結果。結果顯示，金融改革（Reform）的系數仍然在5%顯著性水平下顯著為負，即金融綜合改革試驗區(qū)的設立能顯著緩解當地企業(yè)的融資約束。動態(tài)效應分析顯示，政策實施前4年，金融改革（Reform）的系數均不顯著，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，說明這種融資約束的緩釋效應具有持續(xù)性，本文結論具有穩(wěn)健性。

3.基于地級市層面數據

前文中，本文使用的金融綜合改革試驗區(qū)是省級層面數據。考慮到我國現(xiàn)階段批復的部分試驗區(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)進行企業(yè)匹配，重新進行雙重差分估計。表4中第（4）列為市級層面金融改革的估計結果，結果仍然顯示改革試驗區(qū)設立會緩解當地企業(yè)的融資約束。

表4 穩(wěn)健性檢驗結果（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，經過匹配之后，各協(xié)變量的標準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的回歸結果，結果顯示金融改革（Reform）的系數仍然在1%顯著性水平下顯著為負，結論與前文保持一致。

5.安慰劑檢驗

為了進一步排除其他未知和潛在因素的干擾，確保當地企業(yè)融資約束的緩解是由金融綜合改革試驗區(qū)設立造成的，本文進行安慰劑檢驗。具體而言，通過隨機安排試驗區(qū)設立的年份和地區(qū)，將上述過程重復1000次，進行安慰劑檢驗。結果顯示，隨機模擬得出的回歸系數分布在0附近，而基準回歸的系數估計值為-0.0150且完全獨立于該系數分布之外。與此同時，絕大多數安慰劑檢驗結果的p值均大于10%，統(tǒng)計上不顯著。這表明，前文本文關于金融綜合試驗區(qū)設立緩解了融資約束的結論并不是由隨機性和偶然性因素所得出的。

6.排除其他因素干擾

本文樣本期內包含了2008年國際金融危機，為此進一步將樣本時間調整為2009—2020年重新回歸，剔除國際金融危機的干擾。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)境和稅負壓力上得到反映，將利率市場化改革實施和企業(yè)稅負壓力加以控制能在一定程度上將其他政策的效應從中剝離。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，進而降低企業(yè)的融資約束。考慮到企業(yè)的區(qū)域差異和國家區(qū)域政策差異等，本文在基準回歸的基礎上，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)。進一步在回歸模型中引入區(qū)域和年份的交叉項（Region×Year），以更好地反映經濟、文化和政策等方面區(qū)域差異的影響，以捕捉區(qū)域性政策對結果的影響。

表5中第（2）列為縮小樣本期后的回歸結果，本文核心解釋變量（Reform）的系數仍然在1%顯著性水平下顯著為負。表5中第（3）列為排除其他因素干擾的回歸結果，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）系數仍然在1%顯著性水平下顯著為負。表5中第（4）列為高階固定效應的回歸結果，與基準結果一致，顯示本文的核心結論依然穩(wěn)健，說明并不是區(qū)域性政策變化導致了金融改革試驗區(qū)設立緩解當地企業(yè)的融資約束。

表5 穩(wěn)健性檢驗結果（二）

五、進一步分析

（一）機制路徑檢驗

前文研究發(fā)現(xiàn)，金融改革試驗區(qū)的設立可以緩解當地企業(yè)的融資約束。那么金融改革試驗區(qū)設立對當地企業(yè)的融資約束的緩解作用是通過何種路徑或機制實現(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、財務風險這三類渠道進行驗證，進一步刻畫金融環(huán)境的提升對企業(yè)融資約束的具體影響路徑。本文采用中介效應模型進行機制檢驗，具體模型如下：

模型（4）考察金融改革試驗區(qū)設立對企業(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”這一渠道的估計結果，金融綜合改革試驗區(qū)設立對當地企業(yè)貸款規(guī)模影響顯著為正，將金融綜合改革試驗區(qū)設立（Reform）和貸款期限（Lloan）同時放入回歸模型中，兩者系數在1%顯著性水平下均顯著為負。進一步，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)設立通過延長當地企業(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”這一渠道的估計結果，金融綜合改革試驗區(qū)設立延長了當地企業(yè)的商業(yè)信用期限，將金融綜合改革試驗區(qū)設立（Reform）和商業(yè)信用期限（Pto）同時放入回歸模型中，兩者系數仍然在1%顯著性水平下顯著為負。進一步，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)設立可以通過增加當地企業(yè)的商業(yè)信用期限進而緩解企業(yè)融資約束。

表6第（5）（6）列為“金融改革—財務風險—融資約束”這一渠道的估計結果，結果顯示金融綜合改革試驗區(qū)設立顯著降低了當地企業(yè)的財務風險，將金融綜合改革試驗區(qū)設立（Reform）和財務風險（Z）同時放入回歸模型中，兩者系數在1%顯著性水平下顯著為負，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)設立可以通過降低當地企業(yè)的財務風險進而緩解企業(yè)融資約束。

表6 機制路徑中介效應檢驗

（二）異質性分析

1.市場化、金融發(fā)展水平異質性

鑒于在不同市場化水平和金融發(fā)展水平下，設立金融改革實驗區(qū)的政策效應可能有所不同，本文在基準模型基礎上，進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)展水平使用各省當年金融機構貸款與當年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）系數顯著為負，即金融綜合改革試驗區(qū)設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）系數也顯著為負，即試驗區(qū)設立對金融發(fā)展水平更高地區(qū)企業(yè)融資約束的緩解作用更明顯。可能的解釋為，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)則更易占據主導地位。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)設立的正外部性，進而更好地解決企業(yè)融資難的問題。而試驗區(qū)的設立發(fā)展仍然需要依托于各類金融機構，在金融發(fā)展水平高的地區(qū)，金融機構的網點數量和服務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，進而更好地緩解企業(yè)的融資約束。

2.企業(yè)科技水平異質性

在國家大力推進創(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出時間長等特征，導致了高科技企業(yè)的技術創(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)設立能否改善當地高科技企業(yè)的融資便利性？本文在基準模型中進一步加入試驗區(qū)設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)、計算機通信和其他電子設備制造業(yè)、軟件和信息技術服務業(yè)、鐵路船舶航空航天和其他運輸設備制造業(yè)、互聯(lián)網和相關服務和專用設備制造業(yè)劃分為高新技術行業(yè)。若企業(yè)屬于高新技術行業(yè)則定義為高新技術企業(yè)，反之為非高新技術企業(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企業(yè)交互項（Reform×Hightech）系數在1%顯著性水平下顯著為負，即金融綜合改革試驗區(qū)設立對當地高新技術企業(yè)融資約束的緩解作用會更明顯。創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力，高新技術企業(yè)作為創(chuàng)新活動的重要主體，對經濟社會發(fā)展的效應愈發(fā)重要。與非高新技術企業(yè)相比，面對強勁的競爭環(huán)境，為了保持原有的市場地位，高新技術企業(yè)有更強的動機開展技術創(chuàng)新活動，因此其經營活動更易受到融資約束影響。而金融綜合改革試驗區(qū)的設立，其背后目的是為了促進地區(qū)實體經濟發(fā)展，這與地區(qū)高新技術產業(yè)的發(fā)展不謀而合。因此，試驗區(qū)設立對當地的高新技術企業(yè)的融資約束緩解作用會更加明顯。

表7 異質性檢驗結果

六、結論與建議

本文基于我國2003—2020年A股上市公司，應用多時點雙重差分模型評估金融綜合改革試驗區(qū)的設立對當地企業(yè)融資約束的影響及傳導機制，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行檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：第一，金融綜合改革試驗區(qū)的設立有效緩解了當地企業(yè)的融資約束，而且這種緩解效應具有持續(xù)性。第二，傳導機制檢驗顯示，試驗區(qū)設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)財務風險等途徑，緩解企業(yè)融資約束。第三，試驗區(qū)設立可以改善傳統(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。

上述研究結論的政策啟示：第一，進一步擴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)域金融改革的經驗和做法的復制推廣，引導其他地區(qū)結合自身發(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過程中，應該避免政策一刀切的做法，改革措施應緊密結合區(qū)域特征，并適當向市場化水平偏低、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。