金融深化改革與實體企業“短貸長投”

陶云清，盧慧珊，曾 林

（1. 北京大學 國家發展研究院，北京 100871；2. 北京大學 數字金融研究中心，北京 100871；3. 暨南大學 經濟學院，廣東 廣州 510632）

一、問題的提出

在經濟不確定性驟升，以及中國企業在國外資本市場頻頻遭受各國限制性投資的態勢下，金融深化改革是統籌利用好國內國際兩個市場、穩定國內經濟增長、構建新發展格局的重要抓手。從黨的十九大報告指出“實行高水平的貿易和投資自由化便利化政策，全面實行準入前國民待遇加負面清單管理制度，大幅度放寬市場準入，擴大服務業對外開放，保護外商投資合法權益”，到黨的十九屆五中全會繼續強調“發揮市場在資源配置中的決定性作用”“深化金融體制改革”，再到習近平主席在2021年中國國際服務貿易交易會全球服務貿易峰會上提出“深化新三板改革，設立北京證券交易所”，中國金融改革開放儼然進入了加速深化的階段。因此，繼續堅持以利率形成機制市場化為核心的金融深化改革，促使金融部門更好地服務實體經濟，是實現中國經濟高質量發展的必然要求。

利率管制導致的金融抑制是制約發展中國家實體企業發展的主要原因。在這一背景下，滾動短期債務以支持長期投資，即“短貸長投”成為中國實體企業應對金融抑制而被動采取的次優選擇［1］。一個經濟體的金融深化過程指的是從以利率管制為典型特征的金融抑制體系，過渡到一個資金供求雙方以市場化利率為基準的發達金融市場的過程。早期以金融抑制理論和金融深化理論為代表的研究聚焦于宏觀、中觀層面，發現政府和貨幣當局對利率進行管制產生的金融抑制會對經濟產生負的外部效應，阻礙經濟發展。相反，金融深化則不僅對經濟產生正的外部效應［2］，還對較為依賴外部融資的制造業企業的生存和規模擴張產生重要影響［3］。據此，1993年中國金融深化改革的序幕正式拉開。在利率形成機制改革方面，中國逐步開放貨幣市場、債券市場和存貸款市場的利率管制，讓市場化的利率發揮價格之“價格”的作用，同時輔以供給側結構性改革以降低實體企業的融資成本，從而提高資金的可獲得性。國內外學者將利率市場化進程中的貸款利率上下限放開等關鍵事件視作外生于微觀企業的政策沖擊，深入考察金融深化改革如何影響銀行和企業行為。事實上，由于中國企業增設廠房設備、進行創新研發等長周期項目的融資來源仍以間接融資為主，而銀行發放的貸款卻以短期貸款為主，由此形成了資金供給方“短借”而需求方“長用”的扭曲現象。隨著中國金融深化進程加快，“短貸長投”現象是否隨著中國金融深化改革的不斷推進而得到抑制？在當前強調防范和化解系統性金融風險作為工作重心的政策背景下，厘清這一問題顯得十分重要。

據此，本文選取2013年中國人民銀行放開貸款利率下限這一外生事件，探究中國金融深化改革是否使市場扭曲得到有效改善，具體表現為實體企業投融資期限錯配現象是否得到抑制。選取該事件的原因在于，一個經濟體金融深化改革的核心在于利率形成機制的市場化過程［4］。利率是經濟體系中最重要的價格杠桿，其變動對于一國的產出、需求和進出口等方面均有牽一發而動全身的影響，一個由市場決定的利率對于提升資源配置效率、降低市場扭曲大有裨益。中國的利率市場化改革在2013年之后進入了加速期，中國人民銀行于這一時期打破了“貸款利率管下限，存款利率管上限”式的利率管制。對于銀行、企業等經濟運行的基本單位而言，貸款利率下限放開相當于一次外生沖擊，基于利率市場化改革中的這一關鍵事件，本文通過雙重差分設計檢驗了金融深化改革對于實體企業“短貸長投”的影響。

本文可能的學術貢獻如下：第一，借助利率市場化改革這一準自然實驗場景，考察了中國金融深化改革的微觀經濟效應，進一步拓展了已有研究。第二，從信貸市場競爭的角度切入，明確了金融深化改革對實體企業“短貸長投”的影響機制，有助于認識和理解金融深化改革如何向市場主體釋放改革和傳導效應。第三，本文研究對進一步推動金融深化改革以解決企業各項融資問題，實現金融體系讓利于實體經濟、金融深化改革對經濟發展的正外部效應等方面均有借鑒意義。

二、政策背景與理論分析

（一）政策背景

利率形成機制市場化是中國金融深化改革的核心部分。中國的利率市場化改革先后在貨幣市場、債券市場和存貸款市場等三個市場上展開。1993年，黨的十四屆三中全會制定《中共中央關于建立社會主義市場經濟體制若干問題的決定》以后，銀行被允許在規定的幅度內自由調整存貸款利率水平，中國利率市場化改革開啟。其中，銀行間同業拆借市場利率于1996年先行放開，銀行間市場利率、國債和政策性金融債券發行利率也隨之放開。至此，貨幣市場和債券市場利率基本放開。自1999年至今，中國人民銀行致力于在存貸款市場上形成一個能夠由各銀行等市場化機構決定的利率。因此，當前國內學界和業界所關注的利率市場化改革一般指的是存貸款利率的市場化。

一年期定期存貸款利率是利率體系中最為重要的基準利率。正如中國人民銀行是銀行之“銀行”，存貸款利率則可以視作市場上各種利率之“利率”。因此，考慮到其在利率體系中的地位，在存貸款市場上展開利率市場化改革必須遵循審慎、漸進的原則。此外，中國融資結構以間接融資為主，資金主要通過銀行體系進行配置［5］，這也是存貸款利率的市場化改革滯后于其他兩個市場的原因。存貸款利率的管制在特定階段下能夠加速一個國家的資本積累，從而促進長期的經濟增長［6］。然而，壓低存貸款利率導致市場扭曲，如銀行對中小微企業不貸、少貸，卻向國有企業多貸，繼而出現結構性的“融資難”“融資貴”問題［7］。金融抑制與利率管制也會加劇影子銀行通過期限錯配獲取利差收益，誘導其資產負債表擴張、杠桿率上升，金融風險加速積累［8］。從2004年開始，中國人民銀行主導形成了“存款利率管上限，貸款利率管下限”的利率形成機制［4］，中國的利率市場化進入穩定期，之后逐步放大利率波動幅度，直到2013年完全放開貸款利率下限，2015年完全放開存款利率上限。至此，存貸款利率市場化改革基本完成。

值得強調的是，2013年中國的利率市場化改革進入加速期［9］。一方面，中國人民銀行完全放開了存貸款市場的貸款利率下限。另一方面，中國人民銀行開始著手培育基于市場供求關系的基準利率，首次推出了由八家大型商業銀行參與報價的貸款市場報價利率（LPR）。上述兩個標志性事件極大地增強了銀行的市場化主體地位，中國利率市場化進程提速。

（二）理論分析

在利率市場化改革中，貸款利率下限完全放開對銀行和企業均存在影響：第一，貸款利率下限放開將信貸資金配置權交給了銀行等金融機構，使得銀行更可能通過對企業進行差別定價以獲取更高利潤。第二年，由于銀行需要積極監督企業，努力降低銀企間的信息不對稱，這提高了金融市場的運行效率。第三，利率市場化的影響會通過銀行信貸供給的變化改變企業外部融資環境，對于嚴重依賴外部融資的中國實體企業來講，其日常經營中的投融資行為均會受到影響。

為了剖析實體企業“短貸長投”現象的內在機理，可以將學者們的研究視角歸納為信貸需求理論與信貸供給理論。二者的不同之處在于，前者通常認為企業投融資期限錯配的本質是企業主動選擇的結果［10-11］，而后者則試圖論證“短貸長投”是企業的非自主選擇［12］。考慮到中國金融市場發展不完備、企業內源融資能力差等多方面事實，信貸需求理論并不適合作為論述中國實體企業“短貸長投”問題的理論基礎。中國實體企業普遍出現“短貸長投”現象的根源在于，以銀行為主的信貸供給方對企業長期信貸資金的供給不足。一方面，利率期限結構不合理導致長期信貸資金在金融市場的流動受限，使得企業不得不采用滾動短期債務的方式來支持其長期投資［12］。另一方面，在利率管制時期，金融機構與企業之間嚴重的信息不對稱造成銀行客戶選擇的單一化，大量信貸資源傾向具有信息優勢的上市企業，中小企業的融資困難問題因而加劇［13］。貸款利率下限放開后，銀行的市場主體地位增強，其更有動力主動搜尋信息提升對企業的監督。金融機構根據市場資金供求關系和資金松緊程度自主決定貸款利率水平，并通過自身所掌握的企業信息對貸款進行自主合理定價，此時，定價信息的獲取與監督效率的提升加劇了銀行之間的貸款競爭［14］。銀行基于單筆貸款風險相應調整利率水平，使得貸款風險逐漸與貸款利率相匹配，這不僅在一定程度上緩解了中小企業和非國有企業面臨的信貸歧視問題，也有助于優化長期信貸資金的溢價空間，增加了企業長期信貸資金的可獲得性。同時，更加充分的市場競爭導致銀行損失利潤并促使其提高自身對風險項目的容忍度［15］，由此，銀行轉而尋求更高邊際利潤的風險項目［9］，以謀求長期穩定的合作關系，從而增加對企業長期貸款的配置［16］。貸款利率下限放開意味著中國資源配置效率的扭曲被矯正，企業過往滾動短期貸款以支持長期投資的“短貸長投”現象會由于對長期貸款的可獲得性而被抑制。因此，本文提出以下假設：

假設：貸款利率下限放開有助于抑制實體企業“短貸長投”。

三、研究設計

（一）模型構建

為檢驗研究假設，本文使用如下模型研究貸款利率下限放開對實體企業“短貸長投”的影響。具體模型如下：

其中，SFLI為實體企業“短貸長投”水平。Marketdown為貸款利率下限放開的虛擬變量，2013年之后取值為1，否則為0。Nsoe為產權性質，若企業控股股東為非國有性質，取值為1，否則為0。交互項Marketdown×Nsoe考察貸款利率下限放開對實體企業“短貸長投”的影響。X為可能影響實體企業“短貸長投”水平的控制變量，μ為個體固定效應，γ為時間固定效應，ε為隨機擾動項。根據研究假設，β1為待檢驗系數。

（二）主要變量說明

⒈ 被解釋變量

借鑒鐘凱等［1］的研究，本文先分別計算長期借款本期增加額與短期借款本期增加額，并利用營業收入剔除規模效應，得到當期長期信貸增量（CLTCG）與當期短期信貸增量（CSTCG）；再利用現金流量表相關數據，計算“短貸長投”的代理變量（SFLI）。具體計算公式為SFLI=［購建固定資產、無形資產和其他長期資產支付的現金-（長期借款本期增加額+所有者權益合計-上期所有者權益合計+經營活動產生的現金流量凈額+處置固定資產、無形資產和其他長期資產收回的現金凈額）］/上期總資產。本文還構建了實體企業“短貸長投”的虛擬變量以直觀地觀察實體企業“短貸長投”水平的統計結果。具體來說，若SFLI＞0，則Dum_SFLI取值為1，否則為0。

⒉ 解釋變量

貸款利率下限放開是中國人民銀行分步實行且面向所有企業的措施，但考慮到利率管制時期信貸所有制歧視的特殊性，其對國有企業與非國有企業影響的顯著差異應是不能忽略的，因而企業的產權性質在一定程度上外生于利率管制放松［9］。由此，設置貸款利率下限放開（Marketdown）與產權性質（Nsoe）的交互項來考察貸款利率下限放開對實體企業“短貸長投”的影響。

⒊ 機制變量

本文的機制變量包括當期長期信貸增量（CLTCG）和期限結構（Term）。其中，當期長期信貸增量=取得借款收到的現金-長期借款本期增加額；期限結構=長期借款+一年內到期的非流動負債，并利用營業收入剔除規模效應。

⒋ 控制變量

本文的控制變量主要包括企業規模（Size）、盈利能力（Roa）、企業年齡（Age）、資產負債率（Lev）、固定資產占比（Tang）、投資機會（Tobin's Q）、股權集中度（Firstshare）、企業成長性（Growth）和非債務稅盾（Ndts）。其中，固定資產占比（Tang）=（固定資產凈額+存貨凈額）/上期總資產，股權集中度（Firstshare）=第一大股東持股比例，企業成長性（Growth）=（本期營業收入-上期營業收入）/上期營業收入，非債務稅盾（Ndts）=（固定資產折舊、油氣資產折耗、生產性生物資產折舊+無形資產攤銷+長期待攤費用攤銷）/總資產。

（三）數據來源與處理

本文選擇2009—2018年中國滬深A股上市企業為初始樣本。其中，財務數據全部來源于國泰安（CSMAR）數據庫。考慮到中國人民銀行于2013年全面放開金融機構貸款利率管制，為保證政策實施前后時間區間的平衡，因而將2018年作為樣本的終止期。根據研究需要，在原始數據的基礎上做如下處理：（1）剔除金融、保險行業的上市企業；（2）剔除ST企業；（3）剔除產權性質不明確的樣本；（4）剔除觀測值缺失的樣本，最終獲得15 725個企業的年度觀測值。另外，為避免異常值對回歸結果的影響，分別對虛擬變量之外的所有連續變量采取上下1%的縮尾處理。主要變量的描述性統計結果如表1所示。

由表1 可知，企業層面“短貸長投”（SFLI）的均值為-0.0804，“短貸長投”的虛擬變量（Dum_SFLI）的均值為0.2495，說明樣本期間大約25%的企業存在“短貸長投”。貸款利率下限放開（Marketdown）的均值為0.6742，說明67.42%的樣本位于貸款利率下限放開管制的區間內。產權性質（Nsoe） 的均值為0.6004，說明60.04%的樣本為非國有企業。當期長期信貸增量（CLTCG）的均值僅為0.0362，一定程度上說明中國上市企業獲取的長期信貸資金仍處于較低水平。

四、實證分析

（一）基準回歸

在模型（1）中分別引入企業（Firm）、年度（Year）、年度-行業（Year×Industry）、年度-地區（Year×Area）固定效應的目的是緩解遺漏變量偏誤。基準回歸結果如表2所示。

表2 基準回歸結果

由表2 可知，貸款利率下限放開與產權性質的交互項（Marketdown×Nsoe）的回歸系數均在1%的水平上顯著為負，可知貸款利率下限放開顯著抑制了實體企業“短貸長投”，緩解了資本市場扭曲的融資結構，有利于推動信貸資金供給與需求之間的平衡。因此，本文假設成立。

（二）穩健性檢驗

⒈ 平行趨勢檢驗

運用雙重差分模型進行估計的必要前提是處理組與控制組兩組樣本在政策變動前具有平行趨勢，即如果沒有處理效應，結果變量在處理組和控制組中的變動趨勢是一致的。為考察處理組和控制組的變化趨勢，本文將利率市場化改革前后年份分別設置為虛擬變量Post2009、Post2010、Post2011、Post2012、Post2014、Post2015、Post2016、Post2017 和Post2018，并將9 個虛擬變量分別與產權性質（Nsoe）進行交互，建立如下模型：

由平行趨勢檢驗結果①平行趨勢檢驗結果未在正文中列出，留存備索。可知，利率市場化前的交互項均不顯著，意味著貸款利率下限放開前，在企業“短貸長投”水平的變動趨勢上，利率市場化后的非國有企業與國有企業相比不存在顯著差異；而貸款利率下限放開后，利率市場化后的非國有企業的“短貸長投”水平顯著降低。這一特征說明，前文的研究結果不是由事件前趨勢所導致的，這也為雙重差分方法的有效性提供了經驗證據。

⒉ 變更指標的度量方法

為了檢驗基準回歸結果的穩健性，本文改變部分變量的度量方法重新對模型（1）進行回歸。首先，借鑒Barclay 和Smith［17］的研究，本文采用企業長期借款占比（Lloan）衡量債務期限結構，用債務期限結構代替被解釋變量重新進行回歸。企業長期借款占比越高，企業的債務期限越長。貸款利率下限放開對企業債務期限結構的影響如表3 列（1）所示。由結果可知，Marketdown×Nsoe的回歸系數顯著為正，說明貸款利率下限放開可以顯著提高非國有企業長期借款占比，改善非國有企業債務期限結構。其次，更換控制變量的度量方法。借鑒Datta等［18］的研究，本文采用息稅前利潤（EBIT）衡量企業盈利能力，采用市賬比（BookRatio）衡量企業成長性，再次回歸。更換控制變量后的回歸結果如表3列（2）所示。由結果可知，Marketdown×Nsoe的回歸系數顯著為負，與前文研究結論一致，說明基準回歸結果的穩健性。

表3 穩健性檢驗結果

⒊ 剔除應付債券余額大于零的樣本

隨著中國資本市場和信貸市場的加速發展，獲取債券融資資格并將發行債券作為融資來源的企業數量不斷增加。考慮債券融資對前文研究結論可能產生影響，剔除應付債券余額大于零的企業［1］，對余下樣本重新進行回歸，結果如表3列（3）所示。由結果可知，Marketdown×Nsoe的回歸系數顯著為負，在排除債券融資可能造成影響的前提下，前文研究結論不受影響。

綜合以上分析，穩健性檢驗結果與基準回歸結果一致，證實貸款利率下限放開對實體企業“短貸長投”的抑制作用是穩健的。

（三）機制檢驗

與發達國家的金融體系不同，中國金融抑制程度較高、融資渠道更為單一，企業通常不能從債券市場獲得直接融資，因而銀行成為外部融資的主要供給方。中國的市場化程度較低不利于發揮利率的調節功能，且助長信貸市場的價格競爭不充分，打破金融市場的資源供需平衡，導致企業投融資期限結構不匹配。原因在于，一方面，國內企業面臨的融資環境導致銀行提供金融資源的競爭壓力相對較低，利率市場化進程緩慢削弱了銀行篩選客戶與信息的動力［19］，銀行使用貸款期限替代價格手段參與競爭；同時，由于貸款期限溢價，企業被迫將長期融資短期化來節約融資成本。另一方面，短期融資有助于銀行收回資金，為控制信貸風險，銀行也更愿意提供短期信貸［1］。已有研究證實，貸款利率下限放開后，企業對金融機構選擇范圍的擴大增加了銀行貸款營銷的難度，銀行間的競爭加劇［20］，企業的融資成本也隨之下降［4］。在貸款利率下限放開影響企業“短貸長投”的機制檢驗中，本文選取當期長期信貸增量（CLTCG）和期限結構（Term）作為被解釋變量，機制檢驗結果如表4所示。

表4 機制檢驗結果

由表4 可知，貸款利率下限放開使得當期長期信貸增量顯著增加、期限結構顯著延長，意味著貸款利率下限放開可以顯著延長非國有企業的借款期限。上述結果可以解釋為，貸款利率下限放開降低了非國有企業獲得銀行貸款的難度。第一，在利率市場化的推進下，利率對投資機會的反應更加準確，當利率充分發揮其市場調節機制時，非國有企業貸款選擇來源擴大。低風險企業可以根據銀行提出的貸款價格進行議價，銀行通常采取降低貸款利率的手段來搶奪低風險客戶，銀行間的競爭由以機構擴張為主轉向價格競爭為主［21］。企業融資成本的降低增加了其收益和可支配現金流，但銀行存貸利差縮小的同時也提高了銀行代理成本，此時，銀行傾向于發放長期貸款。第二，出于風險控制，銀行通常向高風險企業發放貸款的意愿較低，但發放長期貸款有助于提高企業的財務穩健性從而降低貸款的違約概率［16］。因此，貸款利率下限放開依靠銀行競爭這一途徑來改善銀行對企業長期貸款的信貸資源配置并提高企業長期貸款的可獲得性。

五、進一步分析

（一）異質性分析① 異質性分析結果未在正文中列出，留存備索。

⒈ 企業借款的期限結構

為進一步確認貸款利率下限放開可以抑制實體企業“短貸長投”，本文根據長期借款占比的中位數將樣本劃分為長期借款占比較高和長期借款占比較低兩組，分別回歸；同理，根據短期借款占比的中位數將樣本劃分為短期借款占比較高和短期借款占比較低兩組，分別回歸。由結果可知，在長期借款占比較低的企業中，Marketdown×Nsoe的回歸系數絕對值更大，在短期借款占比較高的企業中，Marketdown×Nsoe的回歸系數絕對值更大。這說明貸款利率下限放開對“短貸長投”的抑制作用在投融資期限結構失衡的企業中更為突出，更加有利于短期借款占比較高的企業調整其融資結構。

⒉ 銀行競爭程度

為檢驗銀行競爭對利率市場化政策效應的異質性影響，借鑒姜付秀等［22］的研究，本文采用各年度省級銀行分支機構數量構造赫芬達爾-赫希曼指數（HHI）以衡量銀行競爭程度。該指標取值范圍為0—1，HHI數值越大，說明市場壟斷程度越高，銀行競爭程度越低。本文根據HHI的中位數將樣本劃分為銀行競爭程度較高和銀行競爭程度較低兩組，分別回歸。由結果可知，在銀行競爭程度較高的企業中，Marketdown×Nsoe的回歸系數顯著為負，而在銀行競爭程度較低的企業中，回歸系數則不顯著。這說明當銀行業競爭程度較高時，利率市場化改革對實體企業“短貸長投”的抑制作用更為明顯，再次證實利率市場化通過信貸市場競爭促使銀行貸款向企業長期貸款轉移。

⒊ 融資約束程度

在利率管制時期，受企業規模和產權性質的影響，高風險的中小企業易受到銀行的信貸歧視，金融機構通過考察貸款的收益、風險損失和責任認定等對中小企業的貸款資格進行認定，但結果往往是金融機構寧愿以低價向大型優質企業提供貸款［23］，也極少向非國有企業放貸。而取消利率管制后，銀行基于市場狀況對不同客群制定差異化貸款利率，因而銀行發放貸款的基準拓寬，融資約束較大的中小企業獲取長期貸款的可能性也相應增大；由于還款能力較強，大型企業所承受的融資約束也較小，所以利率市場化政策效應在大型企業的反應上則相對較小。借鑒Hadlock 和Pierce［24］的研究，本文構建SA指數衡量企業的融資約束程度，SA指數絕對值越大，企業的融資約束越大。根據融資約束程度的中位數將樣本劃分為融資約束程度較高和融資約束程度較低兩組，分別回歸。由結果可知，在融資約束程度較高的企業中，Marketdown×Nsoe的回歸系數顯著為負，而在融資約束程度低的企業中，回歸系數則不顯著。這說明貸款利率下限放開在抑制實體企業“短貸長投”的同時，也在一定程度上緩解非國有企業的融資約束。

⒋ 企業成長性

貸款可獲得性的差異受企業成長性的影響，高成長性企業更容易獲得信貸融資。考慮到高成長性企業具備經營績效較好、投資機會和項目質量較高的優勢，銀行向其提供貸款的回收風險損失較低，因而銀行與高成長性企業建立長期穩定合作關系的傾向更大。根據企業成長性的中位數將樣本劃分為高成長性企業和低成長性企業兩組，分別回歸。由結果可知，在高成長性企業中，Marketdown×Nsoe的回歸系數顯著為負，而在低成長性企業中，回歸系數則不顯著。這說明貸款利率下限放開對企業“短貸長投”的抑制作用在高成長性企業中更加顯著。

⒌ 固定資產占比

固定資產占比作為影響企業目標負債率的重要因素之一，在利率管制時期，金融機構偏好于通過考察固定資產等指標來選擇貸款客戶和期限。按照固定資產占比的高低，考察利率市場化政策效果是否受抵押能力的異質性影響。根據固定資產占比的中位數將樣本劃分為固定資產占比較高和固定資產占比較低兩組，分別回歸。由結果可知，在兩組樣本中，Marketdown×Nsoe的回歸系數均顯著為負，但固定資產占比較高的企業回歸系數絕對值更大。這說明貸款利率下限放開對抵押能力較強的實體企業“短貸長投”的抑制作用更為明顯。

（二）經濟后果

⒈ 股價崩盤風險

股價崩盤破壞金融市場平穩健康運行，可能導致資源錯配，進一步損害實體經濟發展［25］。已有研究認為，管理層出于維護自身職位、保護薪酬、提高短期內期權價值等目的［26］，通常存在暫時隱瞞企業負面消息的動機，當不斷積累的壞消息達到難以負荷的閾值時，隱藏負面消息的成本將可能超過收益，此時負面消息釋放所帶來的沖擊會嚴重打擊股價而造成崩盤。但是，由于利率管制的放松能夠發揮會計信息治理效應、資本配置效應等，因而貸款利率下限放開可以有效降低企業未來的股價崩盤風險［27］。借鑒王化成等［25］的研究，本文采用負收益偏態系數（Ncskew）衡量上市企業的股價崩盤風險，貸款利率下限放開對股價崩盤風險影響的回歸結果如表5列（1）所示。由結果可知，Marketdown×Nsoe的回歸系數顯著為負，說明中國人民銀行的貸款利率下限放開政策顯著降低了非國有企業的股價崩盤風險。

表5 經濟后果的回歸結果

⒉ 企業價值

在資本結構與企業價值的關系上，上市企業增加長期負債能夠提高企業價值，但企業錯誤的投資決策、過度偏離目標值的資本結構最終也會損害企業價值［28］。因此，利率市場化可以通過抑制企業低效率的投資行為來提升企業投資的價值效應［5］。本文采用下一期Tobin's Q的自然對數衡量企業價值，貸款利率下限放開對企業價值的回歸結果如表5 列（2）所示。由結果可知，Marketdown×Nsoe的回歸系數顯著為正，說明貸款利率下限放開對企業價值存在積極影響。

⒊ 非效率投資

具有“短貸長投”的企業存在較高的非效率投資［1］，而利率市場化的推進使得企業非效率投資減少，這一效應在非國有企業中更為突出。已有研究證實，由于信貸歧視的存在，國有企業存在嚴重的過度投資現象，非國有企業則表現為明顯的投資不足［7］。因此，借鑒Richardson［29］研究，本文將非效率投資（Underinv）衡量投資不足并作為被解釋變量，進一步考察貸款利率下限放開對企業投資不足的影響，貸款利率下限放開對非效率投資的回歸結果如表5列（3）所示。由結果可知，Marketdown×Nsoe的回歸系數顯著為負，說明貸款利率下限放開能夠顯著減弱非國有企業的融資約束，改善企業投資不足的狀況。

⒋ 風險承擔水平

在利率市場化的推進下，銀行對非國有企業的授信額度不斷提高，銀行與企業共同分擔風險。借鑒John 等［30］的研究，本文采用以ROA所計算的盈利波動性衡量企業的風險承擔水平（SROA）。該指標越大，說明企業的盈利波動性越大，企業風險承擔水平越高。貸款利率下限放開對風險承擔水平的回歸結果如表5列（4）所示。由結果可知，Marketdown×Nsoe的回歸系數顯著為正，說明貸款利率下限放開能夠顯著提升非國有企業的風險承擔水平。這也進一步證實，貸款利率下限放開能夠通過弱化融資約束來影響企業的投資行為，促使企業選擇高風險但預期凈現值為正的投資項目，從而提高企業風險承擔水平。

六、結論與政策建議

本文以2009—2018年中國滬深A股非金融類上市企業為研究樣本，采用雙重差分設計對金融深化改革與實體企業“短貸長投”的關系進行研究，主要研究結論如下：目前來看，以利率市場化為代表的金融深化改革降低了市場扭曲，貸款利率下限放開顯著抑制了實體企業“短貸長投”。機制分析說明，貸款利率下限放開促使銀行間競爭加劇，擴大可供企業選擇的資源范圍，增大企業長期貸款的可獲得性，最終改善“短貸長投”的投融資期限錯配現象。在此基礎上，通過進行一系列穩健性檢驗證實了本文的主要結論是穩健的。此外，從多角度進行異質性分析，發現貸款利率下限放開的政策效應在投融資期限結構失衡、銀行競爭程度較高、融資約束程度較高、高企業成長性和固定資產占比較高的企業中更為顯著。最后本文發現，利率市場化改革還有利于降低企業的股價崩盤風險、改善企業投資不足的狀況、提升企業價值和提高風險承擔水平。

當前，需要準確理解利率市場化改革的政策意義，正確評估信貸市場利率上下限放開的政策效果，才能為推動金融深化改革提供有效參考。本文提出以下政策建議：第一，實體企業“短貸長投”的投融資期限錯配問題存在不可忽視的脆弱性、不穩定性，國家和政府需要引導信貸資金精準流向企業重點投資領域。由于長期信貸增長速度緩慢不利于實體經濟發展，因而相關部門既要穩定企業杠桿率，也應密切關注企業真實風險水平，淘汰信用資質低的企業，提高信貸資金有效利用率，防止出現資本市場流動性充足與企業融資需求偏弱的供給關系失衡。第二，為克服企業融資需求下滑，需要調動作為供給方的銀行的信貸投放積極性。在保證融資成本降低的前提下，應當依托利率市場化調整機制，盡量滿足銀行應有的凈利差水平，從而減輕銀行的信貸考核壓力，維持信貸投放的持續性；同時，加強企業貸款的風險管理與處置，降低銀行不良貸款壓力。第三，企業投融資結構改善的動力之一來源于政策推動。為有效提高資本市場融資效率、向非國有企業融資提供支持，在持續推動實際貸款利率穩中有降的進程中，應堅持市場利率定價自律機制的準則，充分發揮貸款市場報價利率（LPR）的指導性作用，加大金融支持實體經濟發展力度，切實緩解非國有企業的融資問題，穩定金融深化改革政策中關鍵的一棒。