設立產業轉型升級示范區對企業融資約束的影響

李慧　佟孟華　張國建

關鍵詞：產業轉型升級示范區；融資約束；處理效應異質性；交錯雙重差分法

一、引言

黨的二十大報告指出，加快產業創新升級，促進區域協調發展，是構建新發展格局的基礎，也是實現經濟高質量發展的重要支撐。區位導向型政策（Place-based Policy）作為引導區域資源高效配置、提高整體福利水平的重要政策手段，對區域經濟發展存在顯著影響。眾所周知，實體企業的可持續成長是實現區域經濟高質量發展的關鍵（韓忠雪和高心儀，2023），而企業的融資約束狀況是制約其成長的重要因素。世界銀行的一項調查顯示，75%的中國非金融類企業將融資約束列為企業發展的主要障礙，并且融資約束問題是制約中國企業研發投入的重要原因。近幾年來，降低實體經濟融資成本、緩解企業融資約束成為政府進一步深化改革的重要目標①。政府基于宏觀層面區位導向性政策設計，通過財政補貼或者稅收優惠等方式，緩解企業融資約束（盧盛峰和陳思霞，2017）。開發區政策是區位導向性政策的典型代表，部分學者研究發現不同類型的開發區政策有助于緩解企業融資約束，并且在不同企業類型中具有異質性。那么這一結論在實施的其他類型區位導向性政策中是否也成立呢？

《全國資源型城市可持續發展規劃（2013-2020 年）》和《全國老工業基地調整改造規劃（2013-2022 年）》顯示，我國資源型城市和老工業城市分別為262 個和30 個，約占我國城市總數的三分之一，促進資源型城市和老工業城市轉型發展，對實現全局經濟高質量發展具有重要戰略意義。設立產業轉型升級示范區（以下簡稱示范區）的主要目標是加快老工業城市和資源型城市轉型升級。資源型城市和老工業城市轉型具有資金需求量大、短期收益不確定性較高等特點（陳勝藍和劉曉玲，2018），而目前中國經濟正處于轉軌時期，經濟發展速度放緩，加大了資源型城市和老工業城市轉型的難度。

已有研究表明，充足的資金支持以及充沛的融資來源是企業轉型發展的關鍵（王紅建等，2016），尤其是在資源型城市和老工業城市的轉型中，中長期的金融支持不可或缺（孫焱林和覃飛，2018）。示范區政策在落地之初就獲得了國家開發銀行、金融機構以及政府財政等各方面的支持。現有研究表明，無論政策能否達到預期目標，在政策實施的過程中，享受政策優惠的企業，其更容易獲得金融機構的長期借款（Chen et al.，2017）、政府的財政補貼以及相關稅收優惠（徐思等，2019）。那么，示范區政策的實施，能否緩解企業融資約束？在示范區政策實施過程中，政府補貼以及金融機構、專項基金等多方的資金支持能否滿足示范區企業的融資需要？相關政府部門以及市場環境又是通過怎樣的方式來影響企業的融資約束？示范區政策能否在緩解企業融資約束的同時，激發區域發展活力？

鑒于此，本文利用2010-2019 年中國A 股上市公司數據，采用交錯雙重差分模型考察了示范區政策對企業融資約束的影響及作用路徑，并充分探討了交錯雙重差分模型的處理效應異質性問題。研究發現，示范區設立以后轄區內企業的融資約束程度得到顯著緩解。具體來看，與非示范區企業相比，示范區企業的融資約束減少了1.45 個百分點，并且示范區政策對企業融資約束的緩解作用具有持續性。機制分析表明，擴大企業融資來源和降低企業經營成本是示范區政策緩解企業融資約束的重要途徑；同時加強政府調節，堅持市場導向，進一步擴大開放，能夠有效吸引金融機構以及投資者參與示范區建設，助力示范區企業資金融通，對緩解示范區企業的融資約束具有積極作用。此外，示范區政策的實施，為企業發展創造了良好的營商環境，吸引大量新企業入駐，促使企業增加研發投入，提升了企業的全要素生產率，具有顯著的經濟效益。

相較于現有研究，本文的邊際貢獻主要體現在：（1）利用交錯雙重差分模型系統評估了示范區設立對企業融資約束的影響效應，并構建了示范區政策對企業融資約束影響的分析框架，為系統評估這一政策提供了科學依據，彌補了現有文獻關于示范區政策緩解企業融資約束研究的不足，為政府評估示范區政策的實施效果和引導示范區企業轉型提供了實證依據，具有重要的理論和現實意義。（2）將多期雙重差分模型的處理效應異質性問題列入穩健性檢驗的分析框架，保證了實證結果的可信性。產業轉型升級示范區具有政策試點的特征，而我國政府可以通過評估試點地區的實施效果，來實現政策的進一步完善和推廣（Wang and Yang，2021）。因此，政策效果的評估需要準確可信。當處理組樣本受到影響的政策時點發生變化時，傳統的雙重差分模型可能會因為處理效應的異質性問題，導致估計結果出現偏誤（Chaisemartin and DHaultfoeuille，2020），而多期雙重差分模型可以有效提升實證結果的穩健性。（3）從宏觀和微觀兩個層面厘清了示范區政策緩解企業融資約束的作用機理，有利于總結示范區政策助力實體經濟發展的影響路徑與成功經驗。此外，對示范區政策經濟效益的進一步探討，有助于揭示以示范區政策為代表的宏觀區位導向性政策對于激發城市發展活力、實現區域協調發展的重要意義，為示范區政策的完善推廣以及實現經濟高質量發展提供政策啟示。

二、政策背景與理論假說

（一）產業轉型升級示范區設立的政策背景

黨的十九大報告提出實施區域協調發展戰略，深化改革，加快東北等老工業基地振興，發揮優勢推動中部地區崛起，創新引領率先實現東部地區優化發展，建立更加有效的區域協調發展新機制。貫徹落實區域協調發展戰略，構建新發展格局，需要更好地運用區位導向性產業政策。2017 年，由國家發展改革委、科技部、工業和信息化部、國土資源部、國家開發銀行（以下簡稱五部門）聯合印發的《關于支持首批老工業城市和資源型城市產業轉型升級示范區建設的通知》指出，將基礎條件好、工作力度大、改革創新舉措實、示范作用明顯的12 個城市（經濟區）作為首批示范區①，會在產業、創新、投資、金融、土地政策等方面加大示范區的建設力度，旨在推進老工業城市和資源型城市產業高端化、集聚化和智能化發展。此外，為了進一步拓展示范區的引領帶動作用，2019年又接連在北京京西、大連沿海、黑龍江大慶、江蘇徐州、江西萍鄉、河南西部、廣東韶關、貴州六盤水八個地區建設第二批產業轉型升級示范區。示范區政策的實施，把產業轉型升級和城市更新有機結合起來，推進綠色制造和清潔生產，為加快實施創新驅動發展戰略和制造強國戰略提供了重要支撐。

資源型城市和老工業城市是我國區域協調發展的主要短板，隨著資源枯竭和人口的大量流失，企業發展面臨巨大挑戰。其中資金短缺是企業轉型過程中面臨的主要問題之一。示范區政策的實施，通過政府調節和政策扶持，為企業提供了更多的發展機會。具體來看：一方面，示范區政策通過充分發揮中央投資的導向作用，調動地方積極性和增強內生動力，帶動地方提升“造血”能力，為企業發展創造良好的經濟環境，以此來激發老工業城市和資源型城市的發展活力和整體競爭力。另一方面，通過支持示范區所在城市與有關金融機構合作設立產業投資基金，充分利用融資工具，進行多種渠道融資，支持創新型產業項目，緩解企業融資約束。此外，國家開發銀行也加大對示范區重點項目建設的支持力度，支持示范區內符合條件的企業利用多層次資本市場開展直接融資。示范區政府以及相關機構的政策扶持，能夠有效緩解示范區內企業的融資約束，激勵企業創新驅動發展，為資源型城市和老工業城市轉型發展奠定基礎，最終實現區域協調發展。

（二）理論分析與研究假設

在財政分權和以GDP 為考核標準的晉升錦標賽制度背景下，無論是中央政府還是地方政府都熱衷于以區位導向性政策為抓手，通過設立經濟特區等形式促進經濟增長和提高社會福利水平（李曉萍等，2023）。區位導向性政策的研究主要集中在集聚經濟方面，強調利用集聚外部性提高效率，并且通過知識溢出的政策效應吸引高技能人才集聚，從而實現資源的空間再配置（周文婷和吳一平，2023）。作為區位導向性政策的一種形式，示范區政策是中國產業轉型發展的新引擎，它的實施是為了促進資源型城市和老工業城市轉型發展，實現產業轉型升級。基于政治關聯的一篇文獻表明，在制定區位導向性政策時，政府的政策優惠會幫助企業獲得更多銀行貸款、更低的稅率，并提高企業績效（Faccio，2010）。示范區政策能為企業發展帶來轉機。

現階段，企業僅僅依靠自身很難實現轉型升級，外部融資需求日益凸顯。在眾多影響企業融資約束的因素中，市場調控和政府調節的地位舉足輕重。部分學者結合“五年規劃”（張新民等，2017）、稅收征管（孫雪嬌等，2019）、撤縣設區（盧盛峰和陳思霞，2017）以及“一帶一路”倡議（徐思等，2019）等視角，針對宏觀政策影響微觀企業融資約束的政策效果進行了相應的探討。示范區政策作為中國產業轉型升級過程中的又一舉措，它的實施必然會伴隨著一系列的政策優惠和政府補貼，受到示范區政策扶持的企業將獲得更多的融資機會，進而緩解企業融資約束。

現有文獻表明，宏觀產業政策會對企業的投融資產生巨大影響（楊興全等，2018）。示范區政策作為由政府主導的、自上而下推行的區位導向性政策，在其推行的過程中得到了政府部門的鼎力支持（陳冬華和姚振曄，2018）。一方面，受到政策扶持的企業可以獲得更多信貸資金（Chen et al.，2017），即示范區政策擴大了企業的融資來源。為推進示范區建設，銀行等金融機構加大對示范區企業的信貸支持，尤其加大對重點環保項目的支持力度。在示范區政策實施過程中，政府與有關金融機構成立產業投資基金，國家開發銀行也加大對示范區重點建設項目的支持力度，通過增加融資來源的方式緩解企業融資約束；同時政府的政策支持可以有效降低外部投資者對示范區企業的風險預期（徐思等，2019），促使外部投資者對示范區企業形成良好的市場預期，有效吸引金融機構以及投資者參與示范區建設，進而對緩解企業融資約束產生積極效用（盧盛峰和陳思霞，2017）。另一方面，受到政策扶持的企業更容易獲得信貸資金，即示范區政策降低了企業的融資成本。除了加大對示范區企業的信貸支持外，銀行等金融機構也對示范區企業實施綠色審批、融資成本優惠等措施（徐思等，2019），通過降低融資成本的方式化解企業融資約束。伴隨著示范區政策的不斷推進，為了更好促進示范區企業轉型發展，地方政府以及職能部門充分發揮稅收的作用。稅收會減少企業的留存收益和現金流，從而加劇企業的融資約束（于文超等，2018），而稅收優惠政策能夠從本質上緩解企業內源融資壓力，助力企業融通資金。

綜上所述，在區位導向性政策的指引下，信貸資源會向示范區企業傾斜，融資來源的增加以及融資成本的降低，有助于緩解企業的融資約束。此外，地區市場化水平會影響地方政府的干預程度（王克敏等，2015）。隨著中國對外開放程度的不斷加深，金融市場化水平不斷提高，競爭機制促使企業加大信息披露，降低信息不對稱程度，吸引更多金融機構以及投資者助力示范區建設。

三、研究設計

（一）模型設定

將示范區設立視為一項準自然實驗，以示范區城市所轄范圍內的企業為處理組、非示范區城市所轄范圍內的企業為控制組。在本文的樣本期內，由于示范區是分2017 年和2019 年兩個批次設立的，因此，參考王鋒和葛星（2022）、沈坤榮等（2023）的研究，采用交錯雙重差分法（StaggeredDID）來評估示范區政策對企業融資約束的影響效應。基準模型如下：

（二）變量定義

1. 被解釋變量。本文選擇SA 指數作為被解釋變量融資約束的測度指標。現有關于企業融資約束的測度分為以下四種：一是通過模型回歸系數來構建現金流敏感系數，包括投資-現金流敏感系數、現金-現金流敏感系數；二是采用公司層面單個指標測度；三是構建相關的指數，包含KZ 指數、WW 指數、SA 指數；四是通過調查數據進行判別，主要基于企業融資狀況或管理層融資約束的自我感知來衡量。相比較而言，SA 指數因為使用企業規模和企業年齡等外生性極強的變量構建，并且該指數能較為綜合全面地反映企業融資約束程度，能夠避免現金流敏感系數、KZ 指數和WW指數的測度偏誤以及基于企業融資調查數據判別存在的主觀性（孫雪嬌等，2019）。SA 指數由Hadlock and Pierce（2010）構建①，其在中國背景的研究中被廣泛使用。值得注意的是，當SA 指數為負且絕對值越大時，說明示范區企業面臨的融資約束問題越嚴重（鞠曉生等，2013），本文中將SA 指數取絕對值。此外，本文還借鑒盧盛峰和陳思霞（2017）、Whited and Wu（2006）等的研究，分別采用企業應收賬款占比、利息支出以及WW 指數等指標來測度企業融資約束，并進行穩健性檢驗，以確保本文實證結論的穩健性。

2. 解釋變量。本文的核心解釋變量為政策虛擬變量（treats_cittreat_cipost_ct）。根據企業是否位于示范區城市，以及各市示范區設立的年份，可以識別企業是否受到了政策影響：位于示范區的企業取1，即treat_ci=1，否則為0；假設示范區設立時間為T，若t ≥T，則post_ct=1，否則為0。本文中政策發生時間為2017 年和2019 年②。

3. 控制變量。由于區位導向性政策并不是隨機設立的，參考示范區的篩選標準，借鑒徐思等（2019）、孫雪嬌等（2019）以及盧盛峰和陳思霞（2017）的方法，本文選取控制變量如下：企業規模（size）、公司前10 位股東持股比例的平方和（Nh10）、有形資產比例（Tag）、總資產收益率（Roa）、長期負債率（ll）、現金持有量（cash）③金融負債比率（Finlev）、是否為國有控股（gov）。

（三）樣本與數據

本文選取2010-2019 年中國A 股上市公司數據，利用交錯雙重差分法實證檢驗了示范區設立對企業融資約束的影響機理。將示范區設立視為一項準自然實驗，把示范區城市所包含的企業視為處理組，而非示范區城市包含的企業視為控制組。為了保證實證的可靠性，本文在選取樣本時做了如下預處理：（1）以2010-2019 年上市公司為研究對象。選擇2010 年作為研究起點是因為避免2008年金融危機及其余波的影響。上市公司財務數據及其他非財務信息均來源于WIND 數據庫以及國泰安（CSMAR）數據庫。（2）剔除財務數據缺失樣本，剔除所有者權益小于0 的樣本。為防止異常值的影響，本文僅對企業層面的連續變量進行1%分位兩端縮尾處理。（3）地方政府支出規模和對外開放水平數據來自《中國統計年鑒》。為了減少極端值對研究結論可能造成的影響，本文對所有絕對值變量作對數化處理。市場化水平數據來自王小魯等（2019）的《中國分省份市場化指數報告（2018）》中測算的市場化指數，其中2017-2019 年市場化指數數據根據各省份增長率平均值計算得到。主要變量的描述性統計如表1 所示①。

四、實證結果及分析

（一）基準結果

本文從產業轉型升級示范區設立這一準自然實驗出發，采用交錯雙重差分模型探討了示范區政策對微觀企業融資約束的影響效應，基準估計結果如表2 所示。第（1）列為僅控制政策虛擬變量以及企業、時間固定效應的回歸結果，第（2）列呈現的是在第（1）列的基礎上引入控制變量的估計結果。研究發現，無論是否加入控制變量，政策虛擬變量的系數估計值均在1%水平上顯著為負，說明示范區的設立顯著緩解了企業的融資約束。同時，鑒于不同行業的融資約束可能隨時間推移呈現不同的變化趨勢，故第（3）列在第（2）列的基礎上加入行業-年份固定效應，結果發現示范區政策對企業融資約束的緩解作用依然顯著。此外，為了進一步探討異地子公司或者分公司的設立對本文估計結果的影響，構建新的變量subsidiary，并將其作為控制變量加入式（1）中，估計結果如表2 第（4）列所示。結果表明，子公司的存在確實會對上市公司的融資約束產生影響，但是影響較小，且對示范區政策效果的影響基本可以忽略②。上述結論使得模型的整體解釋力有所加強，同時示范區設立對企業融資約束的緩解作用非常穩健。因此，示范區設立對所轄企業融資約束的緩解作用具有很強的統計與經濟顯著性。具體來看，相較于非示范區企業，示范區的設立，使得轄區內企業的融資約束平均下降了1.45%，這對于企業的轉型發展具有重要意義。需要說明的是，為了處理潛在的異方差和自相關等問題，在以上回歸中，標準誤均聚類到城市層面。

（二）識別假定檢

驗前文研究發現，設立示范區能夠有效緩解企業的融資約束，但是該結論仍可能受到遺漏變量以及自選擇等問題的干擾。為了進一步檢驗DID 識別策略的可靠性，本文進行了識別假定檢驗。

1. 事件分析法。為了檢驗事前平行趨勢，借鑒Li et al.（2016）的研究，采用事件分析法，評估示范區政策緩解融資約束的逐年動態效應。詳細地，設定如下計量模型來檢驗示范區政策效應的時間異質性：

圖1 報告了示范區政策動態效應的估計結果（置信區間為95%）。可以發現，在示范區設立（2017 年）之前，示范區企業與非示范區企業的融資約束沒有差別。因此平行趨勢假設成立，即前文發現的政策效果并非由兩者間固有的融資約束變動趨勢所導致。值得關注的是，示范區設立之后，政策虛擬變量的估計值顯著為負并逐漸增大，這說明示范區緩解企業融資約束的效果隨著時間遞增，并且具有持續性。

2. 安慰劑檢驗。為了檢驗示范區設立緩解企業融資約束的政策效果是否受到遺漏變量的影響，通過隨機選擇受示范區影響的企業來進行安慰劑檢驗。基于隨機選擇的樣本，本文進行了1 000 次基準回歸，圖2 報告了系數估計值的分布情況。可以發現，基于隨機樣本得到的系數估計值分布在0 附近，并且基準模型的系數估計值位于該系數分布之外，這表明示范區緩解企業融資約束的政策效應并未受到遺漏變量的影響。

4. 多期雙重差分模型的處理效應異質性問題。現有研究表明，當政策發生的時間是變化的，傳統的雙重差分模型得到的系數估計值可以看做是處理組樣本在不同時點上政策效果的加權平均和，其中權重和為1，但是負權重的問題不可避免（Chaisemartin and DHaultfoeuille，2020；Goodman-Bacon，2021）。如果出現過多的負權重，有可能會造成估計偏誤問題，即出現系數估計值與真實政策效果相反的情形。有鑒于此，本文借鑒Chaisemartinand and DHaultfoeuille（2020）的研究，來探討負權重在樣本中的占比，結果表明負權重占比僅為5.5%，因此本文的基準估計結果是可信的。此外，本文根據Chaisemartin and DHaultfoeuille（2021）、Sun and Abraham（2021）和Gardner（2021）的做法，考察了多期雙重差分法的處理效應異質性問題，具體結果如表4 所示，發現系數仍顯著為負，因此結果具有穩健性。

（三）穩健性檢驗

為了進一步保證實證結果的穩健性，本文進行了以下檢驗。第一，為了排除預期效應的影響，假設政策實施時間提前一年（2016 年），構建新的政策虛擬變量treats?_1_cit，把treats_1_cit作為控制變量加入式（1）進行回歸，實證結果如表5 第（1）列所示。第二，為了排除其他產業政策的影響，本文重點考察“一帶一路”倡議。這一同樣旨在推動中國產業轉型的政策，自2014 年在“一帶一路”沿線的18 個省份和國內圈定的26 個節點城市試點推行，這勢必會影響所轄區域企業的融資約束。鑒于此，本文在控制“企業當年是否受到‘一帶一路倡議影響”基礎上對式（1）進行重新估計，實證結果如表5 第（2）列所示。第三，考慮到示范區緩解企業融資約束的政策效果是一種累積效應，隨著時間的推移帶來行業的發展以及市場的完善，最終緩解了企業的融資約束，此時這種差異與示范區設立沒有任何關系。因此，本文對樣本進行篩選，選取2015-2019 年數據，即示范區設立前兩年和后兩年。回歸結果如表5 第（3）列所示。第四，考慮到控制變量與示范區之間可能存在反向因果關系，為避免估計偏誤，借鑒沈坤榮和金剛（2018）的研究，將所有控制變量滯后一期，重新進行回歸，結果見表5 第（4）列所示。第五，為了排除企業異質性的影響，本文進行了以下兩種檢驗。①剔除大量聚集在特定地級市的企業樣本①。②將融資約束狀況異質性強的10%數量企業剔除，即剔除融資約束較強和較弱的兩端各5%的企業樣本點。實證結果如表5 第（5）-（6）列所示。第六，為了檢驗實證結論是否受到因變量衡量方式的影響，參考已有文獻使用不同方法來測度企業融資約束。①借鑒Whited and Wu（2006）的方法，采用WW 指數來衡量融資約束②。該指數除了考慮企業自身的財務特征外，還考慮到了外部行業特征，具有廣泛的經濟意義。②借鑒盧盛峰和陳思霞（2017）的方法，將企業應收賬款占比以及利息支出作為融資約束的代理變量，這兩項指標主要基于企業當年經營狀況和現金流動角度來刻畫融資約束。實證結果如表5第（7）（- 9）列所示。第七，為了避免政策的非隨機選擇導致的內生性問題，借鑒徐思等（2019）的研究，進一步采用PSM-DID 的方法重新對模型（1）進行回歸。具體回歸結果詳見表5 第（10）-（12）列。上述結果表明，本文的基準結論具有穩健性。

五、進一步分析

以上研究表明，示范區設立顯著緩解了企業的融資約束，為了進一步探討示范區政策影響企業融資約束的作用機制，本文從微觀層面的融資來源和經營成本兩個角度，以及宏觀層面的政府宏觀調控和市場化水平兩個視角，分析示范區政策緩解企業融資約束的作用路徑。此外，本章節還對示范區設立的經濟效益進行分析，以期能夠為準確評估示范區政策的實施效果提供實證依據。

（一）示范區設立緩解企業融資約束的微觀機制

1. 融資來源渠道。示范區作為推進供給側結構性改革、加快老工業城市和資源型城市轉型升級的重要區位導向性政策，與各大金融機構合作實施了一系列優惠政策，那么示范區企業能否通過優惠政策獲取更多信貸支持進而緩解企業融資約束？為了驗證這一渠道，借鑒徐思等（2019）的研究，以企業獲得的貸款增量和外部融資增量作為因變量，重新對式（1）進行回歸。具體地，采用企業所獲得的銀行貸款占營業總收入的增量來衡量銀行貸款增量①（黎來芳等，2018）；外部融資增量采用外部融資占營業總收入比率的增量作為衡量指標②（徐思等，2019）。回歸結果如表6 第（1）-（2）列所示。無論是銀行貸款增量還是外部融資增量，政策虛擬變量的系數估計值都顯著為正，說明相對于非示范區企業，示范區企業可以獲得更多的銀行貸款和外部融資，即示范區政策通過擴大融資來源的方式緩解了企業融資約束。

2. 經營成本渠道。前文研究發現，示范區設立能夠通過增加融資來源的方式緩解企業融資約束，這為示范區的政策效果提供了一種可能的渠道。除此之外，考慮到國家開發銀行等金融機構為示范區企業提供一系列優惠信貸服務以及政府的稅收優惠會形成信號機制，對外部投資者形成激勵效應，因此，示范區政策的實施可以通過降低企業經營成本的方式緩解企業融資約束。有鑒于此，采用銀行貸款成本和稅收優惠來衡量企業的經營成本。具體地，采用利息支出與借款總額之比來衡量企業借款成本③（李廣子和劉力，2009）；用企業收到的稅費返還金額與稅費返還金額和企業支付的稅費金額之和的比值來衡量企業的稅收優惠①（柳光強，2016）。從表6 第（3）列的估計結果可以看出，政策虛擬變量的系數估計值顯著為負，表明相對于非示范區企業，示范區企業的銀行貸款成本更少。表6 第（4）列報告了示范區政策對企業稅收優惠的影響效應，結果顯示政策虛擬變量的系數估計值顯著為正，說明示范區政策使得轄區內企業獲得了更多的稅收優惠。上述分析表明，示范區通過降低企業經營成本的方式緩解了企業的融資約束。

綜上所述，示范區政策可以通過擴大企業融資來源和降低企業經營成本兩種渠道以及市場調節和政府調控兩種手段相結合的方式緩解企業融資約束。值得注意的是，上述作用機制只是從微觀層面政策支持角度對示范區如何影響企業融資約束的一種探索，兩者之間可能存在多種路徑，其他影響渠道有待進一步挖掘。

（二）示范區設立緩解企業融資約束的宏觀環境

1. 地方政府支出規模。區位導向性政策是政府干預經濟運行的重要手段（王克敏等，2017），其通過政府補助以及稅收優惠等形式，實現資源合理配置，促進區域協調發展，調整產業布局，推動經濟提質升級。與此同時，政府向有關企業提供的政策扶持，向投資者傳遞了一種積極可靠的信號，降低了道德風險，進而有效提升了企業的信譽水平，成為銀行以及其他金融機構向企業提供貸款的重要依據。但是，部分學者指出，政府在篩選扶持對象以及評估政策效果時不存在高效易行的統一標準，這提高了政府錯誤配置資源的可能性（王克敏等，2017），不利于當地企業轉型發展。那么，政府的宏觀調控是否會對示范區的政策效果產生影響？財政支出是政府干預經濟的主要政策手段，隨著政府支出規模的變化，示范區政策對企業融資約束的緩解作用將怎樣變化？為了回答上述問題，本文基于式（2），采用地方政府財政支出占地區生產總值的比重來衡量地方政府支出規模（靳濤和陶新宇，2016），以此來表示地方政府對地區經濟活動的參與程度，該值越大，說明地方政府對區域經濟活動的干預程度越大。實證結果如表7 第（1）列所示，交互項的系數估計值顯著為負，在地方政府支出規模不同分位點水平上，隨著政府支出規模的變大，示范區政策的實施對轄區內企業融資約束的緩解作用不斷提高。因此，在政府支出規模較大的區域，示范區政策對企業融資約束的緩解作用更大，即政府的宏觀調控，實現了資源合理配置，為企業健康繁榮發展提供了堅實的基礎。

2. 對外開放程度。對外開放是促進我國產業轉型、實現經濟高質量發展的重要戰略舉措。擴大高水平開放，統籌好國內國際兩個市場、兩種資源，貫徹新發展理念，構建新發展格局，進一步激發企業創新發展的新活力。隨著我國經濟發展進入轉型期，資本市場也更加開放。進一步擴大開放，可以更好利用外資，推動產品市場以及資本市場的繁榮，緩解企業融資約束，促進產業轉型發展。設立示范區的主要目標是實現資源型城市和老工業城市轉型升級。企業作為經濟發展的主要推動力之一，能否在高水平開放的環境下實現創新發展，充足的資金是關鍵。在中國進一步擴大開放的政策背景下，示范區政策能否發揮政策效果，實現企業繁榮發展，有待驗證。有鑒于此，本文借鑒靳濤和陶新宇（2016）的研究，采用當年按美元與人民幣中間價折算的進出口總額占地區生產總值的比重作為對外開放程度的衡量方式。由表7 第（2）列可知，交乘項的系數估計值顯著為負，在對外開放程度較高地區示范區對企業融資約束的緩解作用比較低地區高0.74%。在不同分位點水平上，隨著對外開放程度的不斷加深，示范區政策對企業融資約束的緩解作用逐漸增加。因此，隨著政府進一步擴大開放，示范區的政策作用將更顯著，即對外開放程度的不斷加深，市場的擴大以及外資的引入，對緩解企業融資約束具有積極作用。

3. 市場化水平。一個政策的出臺離不開政府的籌劃干預，同樣離不開市場的調控，讓市場在資源配置中起基礎作用，是資源配置效率最大化的關鍵。推進市場化是落實供給側結構性改革的主要手段之一，市場可以通過價格機制調節供求，淘汰過剩產能，也可以通過優勝劣汰的競爭機制淘汰落后產能（臧成偉，2017）。市場化水平提高減少了行政對市場的扭曲，提高了對企業產權的保護，為企業發展提供了平等的競爭環境，進而緩解企業融資約束。為了進一步探討示范區政策的實施效果會隨著市場化水平的提升產生何種變化，本文基于式（2），采用王小魯等（2019）的《中國分省份市場化指數報告（2018）》中測算的市場化指數①來衡量市場化水平，實證結果如表7 第（3）列所示，交互項系數估計值在1%水平上顯著為負，說明市場化程度越高，示范區對企業融資約束的緩解作用越強；在不同的分位點水平上，隨著市場化水平的不斷提高，示范區緩解企業融資約束的作用更強。因此，提高市場化程度，更好發揮市場調節的作用，有利于實現資源合理配置，為企業健康發展提供良好的市場條件。

綜上所述，加強政府調節，堅持市場導向，進一步擴大開放，對緩解示范區企業的融資約束具有積極作用。政府調控以及市場調節兩種手段的結合，能夠避免用于產業發展的資金“脫實向虛”，使得企業以較低成本、較高效率獲得資金，進一步提升示范區政策的實施效果。

（三）示范區設立的經濟效益分析

前文研究發現，示范區政策的實施能夠有效緩解企業的融資約束，對促進企業創新轉型和實現區域經濟高質量發展具有重要意義。Lu et al.（2019）的研究發現，區位導向性政策的實施具有顯著的經濟效益，能夠有效促進就業、增加企業產出和提升企業生產效率。那么，示范區政策的實施在緩解企業融資約束的同時，能否帶動企業創新可持續發展？為了回答上述問題，本文以城市新增注冊企業數量、企業研發投入和企業全要素生產率作為被解釋變量，基于式（1），對示范區政策的經濟效益進行分析，實證結果如表8 所示。由表8 第（1）列可知，政策虛擬變量的系數估計值顯著為正，即示范區政策的實施為企業提供了優質的營商環境和務實的優惠舉措，吸引大量新企業入駐，從而帶動區域經濟發展。具體來看，與非示范區相比，示范區政策的實施，使得轄區內新注冊企業數量增加了9.35%。企業數量的增加能夠創造更多的就業機會，吸引人才集聚，對激發企業創新發展的內生動力具有重要意義。有鑒于此，本文以企業研發投入作為被解釋變量，來探討示范區政策在緩解企業融資約束的同時能否帶動其創新發展，估計結果如表8 第（2）列所示。結果表明，在示范區政策實施以后，企業融資約束的緩解帶動其研發投入的增加，使示范區內企業的研發投入占營業收入的比重顯著提升。充足的資金支持和政府的政策支持，為企業轉型發展創造了條件，激發了企業加大創新投入的積極性。此外，表8 列（3）報告了示范區政策實施后，對企業全要素生產率的影響。結果表明，示范區政策的實施，極大改善了示范區內的制度環境，而研發投入的增加有助于提升技術水平，為企業提高全要素生產率奠定了基礎。

根據以上分析可知，示范區政策實施的政策優惠和稅收補貼，為企業發展創造了優質的營商環境，吸引大量企業入駐；企業數量的增加能夠帶動經濟發展，創造更多的就業機會，吸引人才集聚，進而激發企業創新轉發展的內生動力，實現創新驅動發展；同時，企業創新發展引致技術進步，再加上示范區政策實施推動制度環境的改善，為企業提升全要素生產率創造了條件，而企業全要素生產率的提升，是推動我國經濟高質量發展的關鍵。因此，示范區政策的實施具有顯著的經濟效益，能夠在帶動域內企業創新轉發展的同時，助力區域經濟高質量發展。

六、結論與政策建議

（一）研究結論

本文從企業融資約束這一視角切入，基于產業轉型升級示范區的設立，較為全面地考察了市場調節和政府調控在政策實施過程中扮演的角色，并進一步分析了示范區政策的經濟效益。研究發現：（1）示范區設立以后，轄區內企業的融資約束程度得到顯著緩解。具體來看，與非示范區企業相比，示范區企業融資約束減少了1.45%，并且示范區政策對企業融資約束的緩解作用具有持續性。該結論在充分考慮交錯雙重差分法的處理效應異質性以及進行一系列識別假定檢驗和穩健性檢驗后依然成立。（2）機制分析表明，示范區政策通過擴大企業融資來源和降低企業經營成本兩種渠道相結合的方式緩解企業融資約束；同時，加強政府調節，堅持市場導向，進一步擴大開放，對緩解示范區企業的融資約束具有積極作用。本文的研究揭示了示范區政策對微觀企業的經濟后果，示范區政策能否顯著改善企業的融資環境，使得企業以較低成本、較高效率獲得資金。政府調控以及市場調節兩種手段的結合，能夠避免用于產業發展的資金“脫實向虛”，進一步提升示范區政策的實施效果。（3）進一步研究發現，示范區設立的政策優惠和稅收補貼在緩解企業融資約束的同時能夠有效改善示范區的融資環境，吸引新企業入駐；同時，融資約束的緩解能夠激發企業創新轉型的內生動力，再加上技術進步和營商環境的改善，為企業提升全要素生產率奠定了基礎，而企業全要素生產率的提升，是推動我國經濟高質量發展的關鍵。因此，示范區政策的實施具有顯著的經濟效益，能夠在帶動域內企業創新轉型發展的同時，助力區域經濟高質量發展。

（二）政策啟示

基于以上結論，本文的政策啟示如下：第一，當前應優先支持資源型城市和老工業城市申請設立新的示范區來應對經濟轉型壓力。鑒于示范區政策對區域內企業的融資約束具有緩解作用，并且該政策效果具有持續性，因此，通過設立示范區來解決企業轉型過程中的資金難題是可行的。在對外開放水平不斷提高的背景下，企業應該把握機遇，積極促進內部資源的整合與結構優化，利用好政策紅利，帶動企業轉型與地區繁榮，進而實現產業結構轉型升級的政策目標。第二，政府在示范區建設中要積極發揮政策引領、組織協調的作用，同時更好發揮市場的作用。前文研究發現，示范區可以通過增加財政補貼和稅收優惠以及提高市場化水平的方式緩解企業融資約束。示范區的政策扶持以及稅收優惠向金融機構以及投資者傳遞一種官方扶持的積極信號，降低道德風險，助力示范區企業資金融通；同時，隨著市場開放水平的提高，競爭機制促使企業加大信息披露，降低信息不對稱，有效吸引金融機構以及投資者參與示范區建設。因此，政府應依托相應的支持政策和制度規范，強調發展的整體性與協調性，同時發揮市場調節的作用，兩者合力推動示范區建設。