○新疆財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院 何方莉 ○新疆財經(jīng)大學(xué)信息管理學(xué)院 蘇 玲

一、引言

在利率市場化改革進(jìn)程上，美國與日本分別于1986年和1994年成功完成了改革，而阿根廷、墨西哥、智利和烏拉圭等拉美發(fā)展中國家卻由于沒有選擇正確的方式最終導(dǎo)致了利率市場化改革的失敗。我國的利率市場化改革起步于1993年，國務(wù)院頒布《國務(wù)院關(guān)于金融體制改革的決定》時才是我國利率市場化進(jìn)程的正式開始，這與國外利率市場化改革進(jìn)程相比起來開始較晚。在此后的時間內(nèi)，我國在存貸款利率市場化上進(jìn)行了改革。在貸款利率市場化方面，央行于2004年10月公布了貸款利率上限的放開；到2013年7月，除個人抵押貸款外，取消了貸款利率下限，標(biāo)志著貸款利率限制的全面放開。在存款利率市場化方面，2003年央行公布了小額外幣存款利率下限的放開，然后在2012年第一次允許金融機(jī)構(gòu)人民幣存款利率上調(diào)。我國不斷深化利率市場化改革，在黨的十九大報告中又一次肯定了“深化利率市場化改革”的重要性。利率市場化改革將通過完善金融市場來解決我國所面臨的融資問題，從而真正達(dá)到金融對實體經(jīng)濟(jì)服務(wù)的效果。

二、文獻(xiàn)綜述

利率市場化作為各國金融改革的著力點以及深化金融改革的重要政策，推行的主要目的就是使得利率的定價由市場根據(jù)資金的需求進(jìn)行自主定價，優(yōu)化金融資源配置效率，從而緩解企業(yè)融資約束。國外學(xué)者Levenson和Willard[1]以美國小企業(yè)為背景來觀察外部信貸融資約束在金融自由化前后的變化；Gelos 和Werner[2]利用墨西哥制造行業(yè)的數(shù)據(jù)研究金融自由化對企業(yè)固定投資的影響；Koo 和 Maeng[3]使用韓國引入金融自由化前后的數(shù)據(jù)來檢驗其對企業(yè)融資限制的影響，他們通過實證研究都表明了金融自由化的推進(jìn)對企業(yè)融資約束具有一定程度的緩解作用。然而Laeven[4]對非發(fā)達(dá)國家研究發(fā)現(xiàn)，利率市場化對大小公司的影響具有差異性，融資約束的緩解作用只出現(xiàn)在小企業(yè)上，對于大規(guī)模企業(yè)其融資約束卻并沒有得到緩解，總體上利率市場化對企業(yè)融資約束的影響不顯著，這可能是由于大部分發(fā)展中國家利率市場化的失敗使得金融自由化并未真正影響到各國企業(yè)，從而在整體上對緩解企業(yè)融資約束并未起到顯著作用。

在當(dāng)今中國經(jīng)濟(jì)正進(jìn)行經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和升級的重要階段，融資約束對于公司業(yè)績提升和經(jīng)濟(jì)發(fā)展而言無疑是主要制約因素[5]。由于我國中小企業(yè)存在明顯融資約束，所以基于利率市場化背景下對企業(yè)融資約束的研究，起步時主要是針對中小企業(yè)。Fazzari、Hubbard和 Peterson[6]研究表明，信息不對稱的存在是導(dǎo)致融資約束出現(xiàn)的重要因素。而我國由于“雙軌制”的特殊環(huán)境，使得金融市場出現(xiàn)不平衡現(xiàn)象，公司出于對資金的需求轉(zhuǎn)而向其他方面尋求資金，其中商業(yè)信用就是一種被普遍采用的途徑，它是企業(yè)間在買賣商品時以商品形式進(jìn)行借貸而獲得融資的方式。而且有研究也指出了在非正規(guī)融資方式上，商業(yè)信用作為一種普遍存在的形式能有效緩解企業(yè)融資約束和信息不對稱[7-8]。隨著利率市場化改革的進(jìn)一步深入，以及資金配置和融資環(huán)境的優(yōu)化，傅利福等[9]和李仲林[10]研究發(fā)現(xiàn)商業(yè)銀行貸款的改善有助于緩解中小企業(yè)融資約束。然而有些學(xué)者研究卻發(fā)現(xiàn)，利率市場化的推進(jìn)并沒有明顯改善中小企業(yè)的融資約束問題[11]，貸款利率下限的放開也不能明顯緩解小微企業(yè)、民營企業(yè)的融資約束[12]。之所以會出現(xiàn)相反結(jié)論，可能是由于貸款利率并沒有完全放開，還存在低利率的壓制，使得利率市場化改革并不能真正的解決中小企業(yè)融資約束問題；也可能是由于樣本限制的原因，蔡鍵等[12]只是以北京企業(yè)融資狀況為樣本進(jìn)行的數(shù)據(jù)調(diào)查，樣本涵蓋量較少。

隨后傾向于全體企業(yè)的研究，結(jié)論普遍都是利率市場化的推進(jìn)能降低融資約束程度。由于企業(yè)異質(zhì)性的存在，其影響效果也會不同，利率市場化改革的推進(jìn)會使得小規(guī)模企業(yè)和非國有企業(yè)融資約束緩解程度更顯著[13]，并且這種融資約束更顯著地存在于非國有企業(yè)、非持股銀行、農(nóng)業(yè)企業(yè)和非房地產(chǎn)企業(yè)[14]。企業(yè)處于不同生命周期融資約束緩解程度也將不同，這種融資約束緩解作用在成長期和成熟期中有更顯著效果[15]。然而胡麗紅[16]通過采用2007年1季度至2015年1季度數(shù)據(jù)構(gòu)建了獨特的利率市場化指數(shù)，并進(jìn)一步測度了我國利率市場化進(jìn)程深度，研究發(fā)現(xiàn)我國市場利率與利率市場化進(jìn)程成正相關(guān)關(guān)系，實體經(jīng)濟(jì)的融資成本卻出現(xiàn)較大提升。吳晗和張克菲[17]研究結(jié)果表明，取消貸款利率上下限整體對企業(yè)新增貸款并無明顯浮動，但卻可使得資金在貸款流動上由低成長型企業(yè)流向高成長型企業(yè)。另外，對于高成長型企業(yè)而言，利率市場化的深入推進(jìn)會使得其貸款成本降低更顯著。

三、理論分析與研究假設(shè)

傳統(tǒng)理論研究主要是從MM理論、權(quán)衡理論、信息不對稱理論、代理理論這四個方面來進(jìn)行理論分析以探討融資約束成因。在完美市場中傳統(tǒng)的會計理論認(rèn)為，在沒有稅收的環(huán)境下，企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)將不會影響其價值，在這種情況下企業(yè)不會面臨融資約束，進(jìn)行外源融資和內(nèi)源融資也是沒有差異的。然而現(xiàn)實情況下，市場一般都是不完美的，比如金融市場的不完善、信息不對稱以及其他企業(yè)自身存在的問題，都會導(dǎo)致企業(yè)內(nèi)外部融資程度不均衡從而形成了我國企業(yè)普遍存在融資約束的現(xiàn)象。利率市場化作為金融改革的深入實踐，我國分別從貸款利率和存款利率兩方面來進(jìn)行了有效改革，以改善金融市場的不完備現(xiàn)象。在2013年7月貸款利率下限放開后，企業(yè)對融資機(jī)構(gòu)選擇范圍擴(kuò)大，使得金融機(jī)構(gòu)的貸款銷售業(yè)務(wù)難度加大。銀行為獲得更優(yōu)質(zhì)穩(wěn)健的客戶資源，會發(fā)放長期貸款來留住客戶，企業(yè)融資選擇對象和融資規(guī)模擴(kuò)大，這在一程度上緩解了企業(yè)融資約束[18]。基于此，本文提出假設(shè)1：

H1：貸款利率下限的放開在一定程度上能緩解企業(yè)所面臨的融資約束。

在政策推行上，利率市場化改革一直是全國一盤大棋，并沒有在個別省份頒布特有改革政策，而每個省份由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不同，其所具備的金融資源也肯定是有所差距的。提升金融資源的配置效率可以直接推動經(jīng)濟(jì)高水平發(fā)展[19]，對于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量高的省份，一方面金融機(jī)構(gòu)發(fā)展較為成熟，擁有著更長遠(yuǎn)的目光，能識別出那些具有高投資回報率的先進(jìn)企業(yè)，在這些省份的企業(yè)就會擁有著更優(yōu)秀的金融資源配置；另一方面區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量高的省份金融體系更加健全，對于企業(yè)所面臨的金融摩擦和信息不對稱，可以通過更為系統(tǒng)的規(guī)模效應(yīng)、監(jiān)督管理、風(fēng)險分散來降低這些成本，并以多樣化的融資方式來提供多方面資金支持，所以處在高質(zhì)量經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域的企業(yè)在貸款下限放開后能更有效地緩解其所面臨的融資約束?；诖?，本文提出假設(shè)2：

H2：相對于處在低質(zhì)量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平區(qū)域的企業(yè)，貸款利率下限的放開能更顯著緩解處在高質(zhì)量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平區(qū)域企業(yè)的融資約束。

行業(yè)競爭程度能由市場集中度來進(jìn)行衡量，高市場集中度代表著低行業(yè)競爭程度，低市場集中度代表著高行業(yè)競爭程度。在行業(yè)競爭水平具有差異化的情況下，企業(yè)所能利用的生產(chǎn)和金融資源均不相同。對于處在行業(yè)競爭程度低的企業(yè)可以充分利用生產(chǎn)資源，提高資源配置效率，具有一定的產(chǎn)品定價權(quán)并獲得壟斷利潤，所面臨的融資約束程度也較小。從融資需求來看，企業(yè)可能會由于激烈的行業(yè)競爭所產(chǎn)生的優(yōu)勝劣汰而出現(xiàn)經(jīng)營危機(jī)，造成內(nèi)源融資不足，因此轉(zhuǎn)而追求外源融資。從資金供給方面來看，市場上的金融資源是有限的，金融機(jī)構(gòu)會出于自身利益考慮會更傾向于投資高收益率和高回報率的企業(yè)，當(dāng)企業(yè)處于高競爭行業(yè)時可能采取盈余管理來傳達(dá)利好信息，使得投資者與債權(quán)人的損失風(fēng)險增加，在這種情況下，為彌補自己為承擔(dān)風(fēng)險所可能損失的利益，擁有理性頭腦的投資者和債權(quán)人就會尋求更高的報酬率，因此企業(yè)所面臨的外源融資難度增大，融資約束加大，所以行業(yè)競爭程度高的企業(yè)往往面臨著更顯著的融資約束[20]。貸款利率下限放開后，在高競爭行業(yè)中，企業(yè)為從金融機(jī)構(gòu)獲得更多的信貸資源一方面會對管理者執(zhí)行更為有效的激勵和監(jiān)督機(jī)制，另一方面會改善企業(yè)代理問題以提高資本配置效率，因而能更顯著地緩解企業(yè)融資約束程度?；诖?，我們提出假設(shè)3：

H3：相對于行業(yè)競爭程度低的企業(yè)，貸款利率下限的放開能更顯著緩解行業(yè)競爭程度高企業(yè)的融資約束。

四、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)收集

本文主要以2006—2018年滬深 A 股上市公司為研究對象，其數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和國家統(tǒng)計局。對樣本研究數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：(1)剔除ST、ST*類的上市公司；(2)剔除金融、保險類上市公司；(3)剔除了所需數(shù)據(jù)缺失或者不完善的公司。本文主要使用Stata15.0軟件進(jìn)行實證分析，為避免極端值對本文結(jié)果的影響，對所有連續(xù)的解釋變量都在1%和99%分位數(shù)上進(jìn)行了縮尾處理(Winsorize)。

(二)模型選擇與變量定義

1.模型選擇

融資約束的測量方法主要有五類。一是Fazzari et al[6]提出的投資-現(xiàn)金流敏感度指標(biāo)；二是Almeida et al.[21]提出的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性模型；三是Kaplan和Zingales[22]構(gòu)建的KZ指數(shù)；四是White和Wu[23]基于動態(tài)結(jié)構(gòu)估計方法的融資約束WW指數(shù)；五是Hadlock和Pierce[24]構(gòu)建的SA 指數(shù)。本文基于 Almeida et al.[21]提出的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性模型，同時還參考 Khurana et al.[25]、Wan和Zhu[26]的研究設(shè)計，最后采用模型(1)來進(jìn)行假設(shè)檢驗。

Cashi，t=α0+α1CFOi，t+α2downi，t+α3downi，t×CFOi，t+α4Sizei，t+α5Chnwci，t+α6Expendi，t+α7Growthi，t+α8Qi，t+Industry+Year+ε

(1)

2.分組回歸衡量指標(biāo)選擇與主要變量定義

經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量衡量：高質(zhì)量經(jīng)濟(jì)發(fā)展評價指標(biāo)體系在國內(nèi)已經(jīng)日趨完善，在新經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式下，我國已由原來的粗放式發(fā)展轉(zhuǎn)變?yōu)榱艘云胶?、協(xié)調(diào)、可持續(xù)作為關(guān)鍵評價要素的精益式發(fā)展。自從黨的十八屆五中全會提出新的五大發(fā)展理念：創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享，學(xué)者們就開始以新發(fā)展理念來構(gòu)建更系統(tǒng)更全面化的指標(biāo)體系，認(rèn)為評價經(jīng)濟(jì)質(zhì)量的高低不能只采用經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，還要加入社會、民生、環(huán)境情況等指標(biāo)，這樣才能更全面構(gòu)建經(jīng)濟(jì)發(fā)展評價指標(biāo)體系[27]。本文基于魏蓉蓉[19]研究，選取有效性(人均GDP)、協(xié)調(diào)性(第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重)、開放性(外商投資企業(yè)進(jìn)出口總額)、創(chuàng)新性(國內(nèi)專利申請受理量)、環(huán)保性(森林覆蓋率)這五個指標(biāo)，并通過熵值法計算出綜合得分作為各地區(qū)經(jīng)濟(jì)質(zhì)量發(fā)展水平的衡量指標(biāo)，指標(biāo)數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局官網(wǎng)。

行業(yè)競爭程度衡量：赫芬達(dá)爾指數(shù)( HHI)是目前學(xué)者運用較為廣泛的衡量市場競爭程度的指標(biāo)之一，本文采用赫芬達(dá)爾指數(shù)來衡量行業(yè)的競爭程度，計算公式為：

其中：Xi表示行業(yè)內(nèi)第i家企業(yè)的營業(yè)收入，X表示行業(yè)內(nèi)所有企業(yè)的總營業(yè)收入。HHI越大表示市場集中程度越高，壟斷程度越高，即行業(yè)內(nèi)競爭程度越低。為了能夠直觀地顯示本文所采用模型的變量及其定義，相關(guān)變量定義說明見表1。

表1 變量定義表

五、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。根據(jù)表2數(shù)據(jù)分析可知，企業(yè)所擁有的現(xiàn)金持有量變動率(Cash)在總體上呈現(xiàn)增加趨勢，與上一年比較平均而言大約占其總資產(chǎn)的3%，最小值為 -0.199，最大值為0.637，標(biāo)準(zhǔn)差為0.112，表明公司之間的現(xiàn)金持有量水平差距較大。經(jīng)營活動現(xiàn)金流量(CFO)約占本年總資產(chǎn)的的5.3%，最小值為-0.167，最大值為0.263，標(biāo)準(zhǔn)差為0.073，表明各公司之間差異較大。公司規(guī)模(Size)平均值為22.17，最小值為19.140，最大值為25.797，標(biāo)準(zhǔn)差為1.321，表明我國大小公司規(guī)模差異較大。公司運營資本變動率(Chnwc)平均值為0.025，最小值為 -0.359，最大值為0.723，標(biāo)準(zhǔn)差為0.146，表明我國各公司之間長期投融資能力存在著一定差距。公司資本支出(Expend)平均值為0.060，最小值為-0.101，最大值為0.457，標(biāo)準(zhǔn)差為0.081，表明我國各公司之間對資本性的投資規(guī)劃有著較大區(qū)別。公司成長性(Growth)平均值為0.192，最小值為 -0.608，最大值為3.996，標(biāo)準(zhǔn)差為0.551，表明我國各公司之間發(fā)展速度存在一定差距，這可能是由于不同企業(yè)正處于不同的生命周期造成的。托賓Q值(Q)平均值為2.334，最小值為0.862，最大值為11.423，標(biāo)準(zhǔn)差為1.741，表明我國各公司之間所面臨的投資機(jī)會是不同的，并且存在較大差異。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

(二)相關(guān)性檢驗

為了確保多元回歸結(jié)果的可靠性，以及便于為后續(xù)的多元回歸分析和穩(wěn)健性檢驗分析提供基礎(chǔ)，本文先對主要變量進(jìn)行皮爾森相關(guān)性系數(shù)檢驗。主要的相關(guān)性系數(shù)檢驗結(jié)果如表3所示。從表3中結(jié)果可知，主要變量之間的相關(guān)系數(shù)均不超過0.6，這就說明本文主要研究變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

表3 主要變量相關(guān)系數(shù)表

(三)多重共線性檢驗

通過上文對各變量進(jìn)行的皮爾森相關(guān)性檢驗，可以看到各相關(guān)變量之間存在著一定的相互依存關(guān)系，說明各變量之間并非完全獨立。所以本文對主要變量進(jìn)行了VIF檢驗。由表4數(shù)據(jù)觀察可知，各變量之間VIF值小于3，并且平均值VIF值小于2，所以不存在多重共線性，這表明回歸數(shù)據(jù)結(jié)果是可靠的。

表4 多重共線性檢驗

(四)總樣本回歸分析及分組檢驗

按照本文所設(shè)計的模型(1)，采用多元回歸分析方法，以此來檢驗貸款利率下限放開對融資約束的影響。由表5中列(1)回歸結(jié)果數(shù)據(jù)分析可知，其中CFO的系數(shù)為0.265，并且在1%的水平上顯著，由此可知融資約束普遍存在于我國各企業(yè)中。貸款利率下限放開啞變量(down)與經(jīng)營活動現(xiàn)金流量(CFO)的交乘項系數(shù)為-0.080，并且在1%的水平上顯著，這就表明了貸款利率下限的放開有助于企業(yè)融資約束的緩解，驗證了假設(shè)1。

按照本文所設(shè)計的模型(1)，采用多元回歸分析方法，以此來檢驗貸款利率下限放開對融資約束影響的異質(zhì)性。將經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量作為分組回歸依據(jù)，用以檢驗研究假設(shè)2。其回歸結(jié)果如表5中列(2)和列(3)所示，其中高質(zhì)量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平區(qū)域組交互項down×CFO的系數(shù)為 -0.086，并且在10%的水平上顯著；低質(zhì)量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平區(qū)域組交互項down×CFO的系數(shù)為 -0.072，并且在10%的水平上顯著，由此可知融資約束對不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的地區(qū)存在著不同的影響。這就表明了相對于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量低的企業(yè)，貸款利率下限的放開能更顯著緩解區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量高企業(yè)的融資約束，驗證了假設(shè)2。

由表5中列(4)和列(5)回歸結(jié)果數(shù)據(jù)分析可知，其中高行業(yè)競爭程度組交互項down×CFO的系數(shù)為-0.099，并且在5%的水平上顯著；低行業(yè)競爭程度組交互項down×CFO的系數(shù)為 -0.081，并且在10%的水平上顯著，由此可知融資約束對處在不同行業(yè)競爭程度中的企業(yè)存在著不同的影響。這就表明了相對于行業(yè)競爭程度低的企業(yè)，貸款利率下限的放開能更顯著緩解行業(yè)競爭程度高企業(yè)的融資約束，驗證了假設(shè)3。

表5 貸款利率下限放開對企業(yè)融資約束的影響

(五)穩(wěn)健性檢驗

1.改變?nèi)谫Y約束的衡量

雖然KZ指數(shù)和WW指數(shù)是現(xiàn)在許多學(xué)者較常用于衡量企業(yè)融資約束程度的兩種方法，但由于這兩個指標(biāo)都具有內(nèi)生性問題，變量之間會互相干擾。為了處理這兩個指標(biāo)的局限性，Hadlock 和Pierce[24]在 KZ 指數(shù)構(gòu)建方法的基礎(chǔ)上加入了外生性指標(biāo)，最終構(gòu)建了SA指數(shù)。很多學(xué)者認(rèn)為SA指數(shù)能更準(zhǔn)確地衡量企業(yè)融資約束程度，所以本文在此進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗時，將融資約束的衡量指標(biāo)改為使用SA指數(shù)，具體見公式(2)：

SA=0.043Size2-0.040Age-0.737Size

(2)

其中Size是公司期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)，Age是樣本公司觀測年度減去公司成立年度差額的年數(shù)。另外由于 SA 指數(shù)計算結(jié)果均為負(fù)值，并且為了方便與計算的結(jié)果進(jìn)行比較分析，本文借鑒鞠曉生等[28]的做法，將SA指數(shù)取絕對值，絕對值越大則表明公司面臨的融資約束程度越高。

表6中列(1)的回歸結(jié)果中顯示的down×CFO系數(shù)為-0.131，且在1%的水平上顯著，表明貸款利率下限放開緩解了企業(yè)所面臨的融資約束。從表6中列(2)和列(3)所示回歸結(jié)果數(shù)據(jù)分析可知，與前面假設(shè)2預(yù)期一致。其中高質(zhì)量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平區(qū)域組交互項down×CFO的系數(shù)為 -0.149，并且在1%的水平上顯著；低質(zhì)量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平區(qū)域組交互項down×CFO的系數(shù)為 -0.115，并且在5%的水平上顯著，驗證了假設(shè)2。從表6中列(4)和列(5)所示回歸結(jié)果數(shù)據(jù)分析可知，與前面假設(shè)3預(yù)期一致。其中高行業(yè)競爭程度組交互項down×CFO的系數(shù)為-0.141，并且在1%的水平上顯著；低行業(yè)競爭程度組交互項down×CFO的系數(shù)為-0.127，并且在5%的水平上顯著，驗證了假設(shè)3。這些回歸結(jié)果都表明了與之前假設(shè)的一致性。

表6 貸款利率下限放開對企業(yè)融資約束的影響(改變?nèi)谫Y約束的衡量)

2.安慰劑檢驗

將貸款利率下限放開前四年定義為貸款利率下限放開變量的安慰劑，假設(shè)政策事件發(fā)生在2009年，并將該變量代入回歸模型進(jìn)行分析。表7中列(1)的全樣本回歸結(jié)果中顯示交乘項down×CFO的系數(shù)為-0.036且并不顯著，分組回歸結(jié)果中列(2)～(5)的交乘項結(jié)果也都并不顯著，這表明了本文結(jié)果的穩(wěn)健性。

表7 貸款利率下限放開對企業(yè)融資約束的影響(安慰劑檢驗)

六、結(jié)論與建議

本文以我國滬深兩市A股上市公司2006—2018年數(shù)據(jù)為樣本，考察貸款利率下限放開對企業(yè)融資約束的影響，研究發(fā)現(xiàn)貸款利率下限放開改革能緩解企業(yè)融資約束。同時通過進(jìn)一步研究可以發(fā)現(xiàn)這種緩解存在異質(zhì)性，相對于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量低的企業(yè)，貸款利率下限的放開能更顯著緩解區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量高企業(yè)的融資約束；相對于行業(yè)競爭程度低的企業(yè)，貸款利率下限的放開能更顯著緩解行業(yè)競爭程度高企業(yè)的融資約束。

我國所實施的利率市場化改革作為金融自由化方面推進(jìn)的一小步，雖然在逐步完全放開存貸款利率上下限后已經(jīng)基本完成，但金融自由化改革道路依舊任重道遠(yuǎn)，企業(yè)普遍存在的融資約束問題也是我們所一直要關(guān)注和解決的問題。對于我國不同地區(qū)具有差異化的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量低的地方，政府可以推行更具有針對性的金融政策或者更寬松的貸款融資政策，幫助處在這些地區(qū)的企業(yè)緩解其所面臨的融資約束，推進(jìn)這些企業(yè)的發(fā)展和創(chuàng)新，以區(qū)域金融發(fā)展推進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。處在行業(yè)競爭激烈的企業(yè)由于金融資源的有限性，出于自身發(fā)展和外源融資需求可能會出現(xiàn)操作盈余管理而向市場傳達(dá)利好信息的動機(jī)，對于處于不同行業(yè)具有不同行業(yè)性質(zhì)及特征的企業(yè)，政府可以依據(jù)每個行業(yè)的不同特質(zhì)制定差異化的科學(xué)決策，對于競爭激烈和具有優(yōu)質(zhì)發(fā)展前景的行業(yè)可以推行較為寬松的融資優(yōu)惠政策，更大程度上滿足大部分企業(yè)的融資需求，同時也要加強金融監(jiān)管以確保金融機(jī)構(gòu)的公平經(jīng)營和保護(hù)投資者權(quán)益。