常曦 王龍梅 孫璐

【摘 要】 文章旨在探究經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展下利率市場(chǎng)化改革對(duì)微觀企業(yè)短貸長(zhǎng)投現(xiàn)象的影響。借助2008—2020年滬深兩市A股上市企業(yè)數(shù)據(jù)與宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)集，實(shí)證檢驗(yàn)利率市場(chǎng)化改革與企業(yè)短貸長(zhǎng)投間的內(nèi)生關(guān)聯(lián)機(jī)制及異質(zhì)性影響。研究發(fā)現(xiàn)，利率市場(chǎng)化改革能夠顯著抑制企業(yè)短貸長(zhǎng)投行為，這一結(jié)論也通過(guò)了多重穩(wěn)健性檢驗(yàn)。基于企業(yè)產(chǎn)權(quán)與創(chuàng)新特征等多視角進(jìn)行分組與交乘項(xiàng)回歸，結(jié)果表明這種驅(qū)動(dòng)作用展現(xiàn)了較強(qiáng)的異質(zhì)性特征，特別是對(duì)非國(guó)有企業(yè)與高科技企業(yè)的短貸長(zhǎng)投行為具有更有效的抑制作用。進(jìn)一步地，深入研究傳導(dǎo)路徑發(fā)現(xiàn)，利率市場(chǎng)化能夠降低企業(yè)融資約束水平，提升其財(cái)務(wù)穩(wěn)定性以及約束其金融化行為，因而對(duì)企業(yè)短貸長(zhǎng)投行為起到明顯的抑制作用。

【關(guān)鍵詞】 利率市場(chǎng)化； 短貸長(zhǎng)投； 機(jī)制檢驗(yàn)； 金融監(jiān)管

【中圖分類號(hào)】 F832.1? 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】 A? 【文章編號(hào)】 1004-5937（2022）23-0037-09

一、引言

在我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)過(guò)程中，固定投資規(guī)模的快速擴(kuò)張與金融體系的長(zhǎng)期抑制具有典型特征。間接融資為主的信貸機(jī)制固然是我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)與金融體系平穩(wěn)的制度保障，但同時(shí)也成為引發(fā)諸多實(shí)體企業(yè)，尤其是非國(guó)有和中小企業(yè)投融資亂象的重要方面。其中，中長(zhǎng)期投資比例與長(zhǎng)期債務(wù)比例出現(xiàn)巨大鴻溝成為一個(gè)突出現(xiàn)象，因而引起了學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注，并將其稱為短貸長(zhǎng)投問(wèn)題[ 1 ]。針對(duì)此問(wèn)題，大量研究一方面從實(shí)證角度確證了我國(guó)企業(yè)短貸長(zhǎng)投的存在及其對(duì)企業(yè)效益、金融體系風(fēng)險(xiǎn)等方面的影響[ 2 ]，另一方面分別從金融市場(chǎng)不完備[ 3 ]、經(jīng)濟(jì)政策不確定性[ 4 ]、銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)[ 5 ]等視角探索了企業(yè)短貸長(zhǎng)投的誘因。換言之，導(dǎo)致我國(guó)金融市場(chǎng)長(zhǎng)期借貸規(guī)模不足，難以滿足企業(yè)長(zhǎng)期融資需求的結(jié)構(gòu)性缺陷主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：一是金融市場(chǎng)發(fā)育不完善導(dǎo)致融資資源種類匱乏；二是利率水平難以完全體現(xiàn)收益和風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)致長(zhǎng)期貸款定價(jià)偏誤[ 6 ]；三是經(jīng)濟(jì)政策波動(dòng)幅度較大導(dǎo)致金融市場(chǎng)中難以產(chǎn)生穩(wěn)定一致的預(yù)期[ 7 ]?？偫ǘ?，上述研究為充分解讀企業(yè)短貸長(zhǎng)投行為提供了豐富的理論和實(shí)證素材，同時(shí)也較為一致地指出，只有進(jìn)一步貫徹我國(guó)金融體制改革，特別是持續(xù)推進(jìn)利率市場(chǎng)化，才能有效糾正企業(yè)投融資期限錯(cuò)配，改善企業(yè)短貸長(zhǎng)投問(wèn)題。

從本質(zhì)上而言，利率市場(chǎng)化作為一種通過(guò)市場(chǎng)價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)來(lái)影響社會(huì)金融資源配置的調(diào)控機(jī)制，對(duì)改善企業(yè)融資約束、外部經(jīng)營(yíng)環(huán)境有重要的作用。就我國(guó)金融體系發(fā)展現(xiàn)狀而言，盡管1996年先行放開同業(yè)拆借利率的利率市場(chǎng)化改革至今已逾20年，存貸款利率市場(chǎng)化改革也于2015年實(shí)施，但我國(guó)金融體系能否就此釋緩利率管制導(dǎo)致的信貸配給與信貸歧視，從而改善企業(yè)尤其是中小企業(yè)的融資約束并抑制短貸長(zhǎng)投等非理性投融資行為則尚未得到一致的研究結(jié)論。部分研究提出信貸資源轉(zhuǎn)移假說(shuō)[ 8 ]，認(rèn)為利率市場(chǎng)化能夠促進(jìn)金融市場(chǎng)供需主體的充分競(jìng)爭(zhēng)，發(fā)揮金融市場(chǎng)定價(jià)機(jī)制功能[ 9 ]，從而增強(qiáng)供需間投融資匹配程度，當(dāng)然也有益于改善企業(yè)的信貸可獲得性[ 10 ]。但同時(shí)也有部分研究認(rèn)為，利率市場(chǎng)化本身具有豐富內(nèi)涵，其作用于實(shí)體企業(yè)投融資行為的機(jī)制更為復(fù)雜：一方面市場(chǎng)化過(guò)程中對(duì)實(shí)際利率往往具有抬升作用，可能惡化企業(yè)融資境遇，導(dǎo)致投融資行為進(jìn)一步扭曲；另一方面當(dāng)前市場(chǎng)化進(jìn)程更偏重于利率“放得開”，而對(duì)于其“形得成”則缺乏細(xì)致關(guān)注和深入探討[ 11 ]，因此無(wú)法綜合考量其對(duì)企業(yè)短貸長(zhǎng)投的準(zhǔn)確影響。綜合上述分析，本文擬以企業(yè)短貸長(zhǎng)投這一現(xiàn)象為切入點(diǎn)，深入考察利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)投融資行為的影響機(jī)制和路徑。

基于此，本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，為“利率市場(chǎng)化—企業(yè)投融資行為”提供新的研究視角，特別是基于企業(yè)短貸長(zhǎng)投這一研究視角，動(dòng)態(tài)考察利率市場(chǎng)化的綜合效應(yīng)及對(duì)我國(guó)實(shí)體企業(yè)的影響。第二，在新的考察視角下，探索了利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)投融資行為影響中可能存在的異質(zhì)性特征，特別聚焦于不同企業(yè)產(chǎn)權(quán)屬性和創(chuàng)新屬性進(jìn)行了探究。第三，從利率市場(chǎng)化多個(gè)視角出發(fā)，探究利率市場(chǎng)化不同方面對(duì)抑制企業(yè)短貸長(zhǎng)投發(fā)揮作用的機(jī)制路徑，具體探究了融資費(fèi)用、財(cái)務(wù)穩(wěn)定和金融化行為三個(gè)路徑的傳導(dǎo)機(jī)制。

二、文獻(xiàn)回顧及假說(shuō)提出

一般而言，國(guó)際學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為放松利率管控往往能緩解企業(yè)尤其是中小型和民營(yíng)企業(yè)的融資約束。但鑒于我國(guó)利率市場(chǎng)化改革的復(fù)雜性、長(zhǎng)期化和體系化，國(guó)內(nèi)相關(guān)研究并未得到一致結(jié)論。本文擬從“融資約束”“財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)”和“金融化”三個(gè)視角考察利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)短貸長(zhǎng)投的影響。

其一，利率市場(chǎng)化可以有效改善制度環(huán)境，緩解融資約束，進(jìn)而抑制企業(yè)短貸長(zhǎng)投。在我國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)踐中，利率市場(chǎng)化改革固然存在一定的局限，但就其演進(jìn)方向與改革成效而言，相繼實(shí)現(xiàn)了放開名義利率管制、構(gòu)建多層次利率體系以及提升利率傳導(dǎo)效率等政策目標(biāo)。這一方面提升了我國(guó)金融市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)程度，收窄了銀行業(yè)存貸款利差收入，從而倒逼銀行部門逐步提升其風(fēng)險(xiǎn)偏好，信貸業(yè)務(wù)逐步向受限于規(guī)模和所有制“雙重歧視”的民營(yíng)中小企業(yè)傾斜[ 12 ]；另一方面通過(guò)提升我國(guó)直接融資市場(chǎng)的規(guī)模與融資效率，某種程度上對(duì)我國(guó)間接融資為主的金融體系形成有益補(bǔ)充，從而拓寬了企業(yè)融資的渠道和種類。由此不難發(fā)現(xiàn)，利率市場(chǎng)化改革總體而言有助于緩解非均衡信貸問(wèn)題，構(gòu)建相對(duì)公平的融資環(huán)境，一定程度上緩解了企業(yè)特別是中小民營(yíng)企業(yè)的融資約束水平，使企業(yè)在進(jìn)行投融資時(shí)有了更為寬裕的決策條件，能根據(jù)自身業(yè)務(wù)流量、戰(zhàn)略目標(biāo)等更好地實(shí)現(xiàn)投融資期限匹配。這對(duì)抑制企業(yè)短貸長(zhǎng)投意愿具有重要作用。

其二，利率市場(chǎng)化可以有效改善信息傳導(dǎo)效率，降低市場(chǎng)主體的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而抑制企業(yè)短貸長(zhǎng)投。企業(yè)投融資期限錯(cuò)配行為，既是自身試圖減輕制度性融資約束的替代策略，同時(shí)也源自銀行業(yè)在信息不對(duì)稱市場(chǎng)條件下不得不實(shí)施的“理性選擇”[ 13 ]。然而回歸我國(guó)現(xiàn)實(shí)，多年的利率市場(chǎng)化改革并不是單純放松利率管制，更重要的是能從供給和需求兩個(gè)方面分別有效改善金融市場(chǎng)中信息不對(duì)稱水平。從需求端來(lái)看，利率市場(chǎng)化激勵(lì)融資主體如實(shí)披露自身信息以獲得更多的信貸資源，同時(shí)通過(guò)多期博弈，有利于幫助其克服逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題；從供給端看，利率市場(chǎng)化改革能倒逼銀行部門提升信貸風(fēng)險(xiǎn)定價(jià)能力，使得長(zhǎng)期貸款的收益得以逐步覆蓋其風(fēng)險(xiǎn)，從而改善企業(yè)獲得長(zhǎng)期信貸資源的機(jī)會(huì)。隨著信息不對(duì)稱問(wèn)題在“銀行—企業(yè)”關(guān)系中的緩解，企業(yè)的投融資行為將獲得更為穩(wěn)定的資金來(lái)源，并由此提升企業(yè)資本運(yùn)營(yíng)能力、債務(wù)償付能力和投資者回報(bào)能力，進(jìn)而增強(qiáng)其抵御財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的能力[ 14 ]。這也就抑制了企業(yè)管理層出于不同壓力采用激進(jìn)型投融資策略的意愿，從根本上降低了企業(yè)短貸長(zhǎng)投的內(nèi)源性動(dòng)力。

其三，利率市場(chǎng)化有助于“糾正”企業(yè)資本逐利，驅(qū)動(dòng)其提升生產(chǎn)效率，從而抑制短貸長(zhǎng)投行為。在國(guó)際政治形勢(shì)與國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)下行的雙重沖擊下，我國(guó)實(shí)體部門企業(yè)金融化趨勢(shì)愈發(fā)明顯，從而對(duì)資金運(yùn)用產(chǎn)生“擠出”效應(yīng)[ 15 ]，加劇了企業(yè)短貸長(zhǎng)投。因此利率市場(chǎng)化進(jìn)程也對(duì)實(shí)體企業(yè)的金融化行為產(chǎn)生重要影響：一方面利率市場(chǎng)化通過(guò)形成反映市場(chǎng)真實(shí)資金供求狀況、促進(jìn)風(fēng)險(xiǎn)與利率相匹配的貸款定價(jià)，有助于消除企業(yè)面臨的信貸歧視，降低融資端“壁壘”，進(jìn)而降低因流動(dòng)性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)導(dǎo)致的金融化現(xiàn)象[ 16 ]；另一方面放松利率管制增強(qiáng)了銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)，抑制了金融行業(yè)超額利潤(rùn)，有助于降低對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的吸引力。因此，利率市場(chǎng)化疏通了金融資源流動(dòng)的障礙，助力更多金融資源以邊際產(chǎn)出為導(dǎo)向進(jìn)而擇優(yōu)配置于需求方，將在很大程度上拉動(dòng)企業(yè)關(guān)注自身創(chuàng)新和主業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展，使其更多地通過(guò)自身發(fā)展及在市場(chǎng)化程度較高的金融市場(chǎng)獲取信貸資源而降低了對(duì)單純?cè)黾佣唐谫J款來(lái)擴(kuò)張融資規(guī)模的依賴。順著這一發(fā)展思路可得到一個(gè)合乎邏輯的結(jié)果——利率市場(chǎng)化改革正驅(qū)動(dòng)實(shí)體企業(yè)弱化其“脫實(shí)向虛”金融化決策的意愿，使其更專注于提升自身生產(chǎn)效率，由此為抑制短貸長(zhǎng)投提供了良好基礎(chǔ)。基于上述討論，本文提出了核心假說(shuō)。

H：在其他條件不變的情況下，利率市場(chǎng)化對(duì)短貸長(zhǎng)投具有抑制作用。

三、研究設(shè)計(jì)與變量說(shuō)明

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

根據(jù)本文的研究對(duì)象，在實(shí)證分析中從Wind、CSMAR等平臺(tái)選取A股全部上市公司形成實(shí)證樣本集，同時(shí)將樣本所處區(qū)間設(shè)定為2008—2020年，以保障樣本集的統(tǒng)計(jì)口徑一致。此外，依循實(shí)證研究慣例，本文對(duì)選定樣本進(jìn)行了如下數(shù)據(jù)篩選：一是剔除非實(shí)體企業(yè)樣本（如金融企業(yè)、房地產(chǎn)企業(yè)等）；二是剔除股市特殊狀態(tài)樣本（如IPO、ST、PT等年份樣本）；三是剔除主要指標(biāo)缺失過(guò)多及某年度交易日少于30日的企業(yè)樣本；四是進(jìn)行縮尾處理（左右1%）與必要的對(duì)數(shù)化處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量

短貸長(zhǎng)投（SFLI）。本文將企業(yè)的短貸長(zhǎng)投定義為從外部金融機(jī)構(gòu)獲取的短期借款用于長(zhǎng)期生產(chǎn)、經(jīng)營(yíng)項(xiàng)目中的行為。借鑒鐘凱等[ 1 ]的研究，計(jì)算出企業(yè)的長(zhǎng)期借款本期增加額與當(dāng)期短期信貸增量，詳見(jiàn)式（1）與式（2），并核算其與購(gòu)建固定資產(chǎn)等長(zhǎng)期活動(dòng)的現(xiàn)金支出的差額，該差額即企業(yè)當(dāng)年的短貸長(zhǎng)投額度。鑒于數(shù)據(jù)規(guī)模較大，本文對(duì)其進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，如式（3）所示。

長(zhǎng)期借款本期增加額=本期長(zhǎng)期借款+一年內(nèi)到期非流動(dòng)負(fù)債-前期長(zhǎng)期借款

當(dāng)期短期信貸增量=取得借款收到的現(xiàn)金-長(zhǎng)期借款本期增加額

SFLI=［購(gòu)建固定資產(chǎn)等投資活動(dòng)現(xiàn)金支出-（長(zhǎng)期借款本期增加額+本期權(quán)益增加額+經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金凈流量+出售固定資產(chǎn)現(xiàn)金流入）］/總資產(chǎn)

2.解釋變量

利率市場(chǎng)化（LIR）。依循研究慣例，本文采用王舒軍、彭建剛[ 17 ]及蔣海等[ 18 ]的方法來(lái)構(gòu)建測(cè)度利率市場(chǎng)化指標(biāo)。即先選取四類利率（存貸、貨幣市場(chǎng)、債券市場(chǎng)和理財(cái)產(chǎn)品）的12個(gè)指標(biāo)構(gòu)成指標(biāo)體系，再為各指標(biāo)賦權(quán)后采用平均的方法得到單一指數(shù)，見(jiàn)圖1。圖中指標(biāo)體系的構(gòu)建方法完善，特別是賦權(quán)標(biāo)準(zhǔn)可操作性強(qiáng)，能夠充分刻畫我國(guó)利率體系市場(chǎng)化水平，結(jié)果合理可信。

3.控制變量

本文加入了企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模（Asset）、企業(yè)年齡（Age）、企業(yè)杠桿率（Lev）、股權(quán)集中度（Concen）、兩職合一（Mega）、企業(yè)盈利能力（CR）、股票換手率（Hsl）、機(jī)構(gòu)投資者占比（Qfd）、審計(jì)意見(jiàn)（Audit）共9個(gè)微觀控制變量，以提高研究精度。

具體變量定義見(jiàn)表1。

（三）模型設(shè)定

為驗(yàn)證利率市場(chǎng)化與企業(yè)短貸長(zhǎng)投的關(guān)系，本文設(shè)定基準(zhǔn)回歸模型（4）。其中被解釋變量為企業(yè)短貸長(zhǎng)投指標(biāo)（SFLI），核心解釋變量為利率市場(chǎng)化指數(shù)LIR，控制變量組CVs中共設(shè)有前文所述9個(gè)微觀控制變量。同時(shí)，為克服可能存在的遺漏變量以及捕捉個(gè)體企業(yè)間的差異，本文采用個(gè)體固定效應(yīng)進(jìn)行回歸。

四、基準(zhǔn)回歸結(jié)果與經(jīng)濟(jì)解釋

（一）基準(zhǔn)回歸

表2主要基于“利率市場(chǎng)化改革—企業(yè)短貸長(zhǎng)投”的核心關(guān)系展開實(shí)證檢驗(yàn)。列（1）沒(méi)有將控制變量集考慮在內(nèi)，列（2）進(jìn)一步引入前文所述的控制變量集。實(shí)證結(jié)果表明，無(wú)論是否將控制變量納入考量，利率市場(chǎng)化改革（LIR）的回歸系數(shù)均為負(fù)值且通過(guò)了1%置信水平的顯著性檢驗(yàn)，這意味著利率市場(chǎng)化改革將顯著抑制企業(yè)短貸長(zhǎng)投。簡(jiǎn)言之，利率市場(chǎng)化改革的深化，將有助于降低企業(yè)短貸長(zhǎng)投的傾向，這也為本文的核心假說(shuō)提供了實(shí)證經(jīng)驗(yàn)支持。進(jìn)一步地，為檢驗(yàn)利率市場(chǎng)化改革與企業(yè)短貸長(zhǎng)投之間是否存在非線性關(guān)系，列（3）中加入了利率市場(chǎng)化改革的平方項(xiàng)，發(fā)現(xiàn)平方項(xiàng)回歸系數(shù)雖然為正，但t值較小，沒(méi)有通過(guò)具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的顯著性檢驗(yàn)。這表明利率市場(chǎng)化改革與企業(yè)短貸長(zhǎng)投之間存在單純的線性關(guān)系，利率市場(chǎng)化顯著抑制企業(yè)短貸長(zhǎng)投，因此為本文的核心假說(shuō)提供了實(shí)證經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.結(jié)構(gòu)化指標(biāo)降維

鑒于本文利率市場(chǎng)化指標(biāo)實(shí)際上是一個(gè)譜系的概念，其內(nèi)涵較為豐富，描述了存貸款市場(chǎng)、貨幣市場(chǎng)、理財(cái)產(chǎn)品市場(chǎng)等多個(gè)金融子市場(chǎng)的市場(chǎng)化進(jìn)程及水平，因此本部分將核心解釋變量替換為上述三個(gè)子市場(chǎng)的市場(chǎng)化指標(biāo)分別進(jìn)行回歸，結(jié)果詳列于表3。從列（1）、列（2）發(fā)現(xiàn)，存貸款和貨幣市場(chǎng)化水平的變動(dòng)，同樣會(huì)對(duì)企業(yè)短貸長(zhǎng)投現(xiàn)象產(chǎn)生顯著的抑制作用（其回歸系數(shù)皆顯著為負(fù)），這與本文的基準(zhǔn)結(jié)論保持一致。由列（3）可見(jiàn)，理財(cái)產(chǎn)品市場(chǎng)化的回歸結(jié)果并未呈現(xiàn)出相同特點(diǎn)（其回歸系數(shù)無(wú)法通過(guò)慣常的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)），可能是由于其規(guī)模占比較?。ń刂?021年底存量?jī)H為29萬(wàn)億元），通常并非企業(yè)投融資的主要渠道，因而對(duì)上述基準(zhǔn)結(jié)論無(wú)法產(chǎn)生明顯干擾。因此細(xì)分市場(chǎng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)總體而言增強(qiáng)了本文核心結(jié)論的確當(dāng)性。

2.剔除部分樣本

前述核心結(jié)論的基準(zhǔn)檢驗(yàn)中，本文采用的是全樣本檢驗(yàn)，這顯然與可能存在特殊樣本并不完全相符，為了進(jìn)一步剔除特殊樣本帶來(lái)的無(wú)法觀測(cè)因素的影響，所以將其刪減后再進(jìn)行回歸，其結(jié)果詳列于表4。具體而言，主要從“時(shí)間—空間”兩個(gè)方面進(jìn)行刪減。時(shí)間層面上，考慮到研究區(qū)間包含了兩次重大金融事件沖擊（分別是2008年的國(guó)際金融危機(jī)和2015年的中國(guó)股市下跌），顯然會(huì)對(duì)企業(yè)的投融資策略產(chǎn)生重大干擾，因此在列（1）、列（2）中分別剔除2008—2010年以及2015年后的樣本集。在空間層面，一方面考慮到直轄市的政策制定與經(jīng)濟(jì)發(fā)展態(tài)勢(shì)往往有別于普通省份，另一方面考慮到東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快、市場(chǎng)化程度相對(duì)較高，這兩個(gè)特征導(dǎo)致基準(zhǔn)關(guān)系的確證過(guò)程中可能存在較高的內(nèi)生性問(wèn)題，因此在列（3）、列（4）中將這兩類空間區(qū)域特征的樣本都予以剔除。從表中系數(shù)結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)，無(wú)論對(duì)樣本做何種處理，回歸系數(shù)皆顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)結(jié)論保持一致。這說(shuō)明利率市場(chǎng)化水平提升將有效扼制企業(yè)短貸長(zhǎng)投這一核心結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性和普適性。

3.排除其他競(jìng)爭(zhēng)性解釋

鑒于本文的核心變量具有豐富的內(nèi)涵，其與多種宏微觀因素間都可能存在潛在影響，因此為了緩解遺漏變量導(dǎo)致的回歸偏誤，本文納入各類關(guān)鍵因素指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體而言，在宏觀層面考慮的變量包括：一是表征地區(qū)政策環(huán)境的“是否金融科技試點(diǎn)（TF）”以及“是否納入金改區(qū)試點(diǎn)（FR）”；二是體現(xiàn)本區(qū)域金融市場(chǎng)發(fā)展質(zhì)量與規(guī)模的，如本地區(qū)“金融科技企業(yè)數(shù)量（FT）”“銀行數(shù)量（BS）”和“資本市場(chǎng)規(guī)模（CM）”。在微觀層面納入的變量包括：一是表征企業(yè)內(nèi)部管理水平的“內(nèi)部控制指數(shù)（ICI）”；二是表征企業(yè)現(xiàn)金流規(guī)模的“凈現(xiàn)金平均值（FNM）”；三是表征企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)水平高低的“Z值（Z）”和“披露的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)事件數(shù)量（FR）”。上述宏微觀變量分別從外部環(huán)境和企業(yè)內(nèi)部治理影響核心變量，將其分別納入回歸模型后能夠有效緩釋可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，結(jié)果詳列于表5。從表5不難發(fā)現(xiàn)，無(wú)論控制了哪一類變量，都不會(huì)產(chǎn)生與基準(zhǔn)結(jié)論相沖突的結(jié)果，各個(gè)模型中利率市場(chǎng)化水平對(duì)企業(yè)短貸長(zhǎng)投的抑制作用仍十分顯著（系數(shù)皆通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)）。排除了大量競(jìng)爭(zhēng)性解釋后得到的結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了本文基準(zhǔn)結(jié)論的穩(wěn)健性。

（三）異質(zhì)性檢驗(yàn)

上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)對(duì)利率市場(chǎng)化改革抑制企業(yè)短貸長(zhǎng)投這一核心結(jié)論進(jìn)行了全景式確證，但難以分辨其中是由于企業(yè)特質(zhì)而對(duì)政策治理效應(yīng)產(chǎn)生的影響。有鑒于此，本文以企業(yè)的產(chǎn)權(quán)和創(chuàng)新特征為切入點(diǎn)，對(duì)利率市場(chǎng)化的影響做更深入的研討。其中產(chǎn)權(quán)特征主要是依據(jù)企業(yè)產(chǎn)權(quán)歸屬將其分為國(guó)企和非國(guó)企兩個(gè)樣本組，而創(chuàng)新特征主要是依據(jù)企業(yè)的主營(yíng)業(yè)務(wù)將其分為高科技和非高科技兩個(gè)組。具體實(shí)證結(jié)果詳列于表6。

為保證結(jié)論確當(dāng)，本文采用了雙重檢驗(yàn)的方式進(jìn)行。一是采用分組檢驗(yàn)的方式分別考察國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)樣本中，利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)短貸長(zhǎng)投的抑制效果，其結(jié)果見(jiàn)表6列（1）和列（2）；二是采用虛擬變量交乘的方式構(gòu)造新變量以定量考察抑制作用的相對(duì)差異，同時(shí)也對(duì)方式一的結(jié)論進(jìn)行相互印證，其結(jié)果見(jiàn)列（3）。由列（1）、列（2）的實(shí)證結(jié)果可知，利率市場(chǎng)化對(duì)短貸長(zhǎng)投的治理效應(yīng)在兩類企業(yè)中均十分顯著（LIR系數(shù)都通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)），但比較而言，其治理效應(yīng)在非國(guó)有企業(yè)樣本組中更為明顯（系數(shù)絕對(duì)值更高0.580>0.131，且通過(guò)了1%的組間差異系數(shù)檢驗(yàn)）。而從列（3）的結(jié)果來(lái)看，盡管國(guó)有企業(yè)中短貸長(zhǎng)投程度相對(duì)較低（其虛擬變量系數(shù)為-0.168），但從交乘項(xiàng)系數(shù)顯著為正可知，在國(guó)有企業(yè)中利率市場(chǎng)化改革對(duì)短貸長(zhǎng)投的抑制作用相對(duì)弱于在非國(guó)有企業(yè)中的效果，表明在其他條件一致的情況下，利率市場(chǎng)化水平每提高一個(gè)單位，其對(duì)國(guó)有企業(yè)的抑制作用比非國(guó)有企業(yè)要小0.2個(gè)百分點(diǎn)。這也相對(duì)印證了列（1）、列（2）的實(shí)證結(jié)果。

依循上述檢驗(yàn)邏輯，分組檢驗(yàn)的列（4）、列（5）實(shí)證結(jié)果同樣表明，兩類企業(yè)（高科技與非高科技）的短貸長(zhǎng)投行為都受到利率市場(chǎng)化改革的約束（LIR系數(shù)皆顯著為負(fù)），但對(duì)高科技企業(yè)的抑制作用顯然更為有力（系數(shù)絕對(duì)值0.459>0.256，且通過(guò)了1%的組間差異系數(shù)檢驗(yàn)）。而列（6）的結(jié)果同樣印證了這一結(jié)論，即高科技企業(yè)的平均短貸長(zhǎng)投水平更高（HTE顯著為正），但利率市場(chǎng)化改革對(duì)其的抑制作用也更為顯著（交乘項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)）。具體來(lái)看，在其他條件一致的情況下，利率市場(chǎng)化水平每提高一個(gè)單位，其對(duì)高科技企業(yè)短貸長(zhǎng)投的抑制作用比非高科技企業(yè)要高0.09個(gè)百分點(diǎn)。

五、機(jī)制識(shí)別檢驗(yàn)

前述檢驗(yàn)分別從整體以及不同企業(yè)類型的角度，確證了利率市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)企業(yè)短貸長(zhǎng)投的抑制效應(yīng)。然而，這一效應(yīng)是如何發(fā)揮治理作用的，或者說(shuō)在何種機(jī)制下可以更好地發(fā)揮其對(duì)企業(yè)投融資決策的影響，本文在理論分析部分總結(jié)歸納了三類機(jī)制因素，具體包括融資約束機(jī)制、財(cái)務(wù)費(fèi)用機(jī)制以及金融行為機(jī)制?，F(xiàn)逐一對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)，具體分為兩步：一是先確證利率市場(chǎng)化對(duì)機(jī)制變量的影響；二是通過(guò)分組檢驗(yàn)識(shí)別機(jī)制變量對(duì)抑制效應(yīng)的影響效果。結(jié)果詳列于表7。

首先，檢驗(yàn)利率市場(chǎng)化是否能通過(guò)改善企業(yè)融資約束條件來(lái)抑制企業(yè)短貸長(zhǎng)投水平。在這一檢驗(yàn)中，機(jī)制變量融資約束的代理指標(biāo)主要參考Hadlock等[ 19 ]的方法，計(jì)算了特定企業(yè)特定年份的融資約束指數(shù)（SA），并按照其中位數(shù)水平將全樣本分為融資約束程度較高組（SA>3.46）以及較低組（SA<3.46）。列（1）考察了利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)融資約束程度的影響，回歸結(jié)果表明，核心變量的回歸系數(shù)顯著為負(fù)（通過(guò)了1%的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)），意味著利率市場(chǎng)化確實(shí)能有效降低大部分企業(yè)的融資約束程度。進(jìn)一步地，觀察分組檢驗(yàn)的回歸結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)，盡管兩組樣本中利率市場(chǎng)化（LIR）的系數(shù)都顯著為負(fù)，但其絕對(duì)值差距明顯：融資約束程度較低組別的抑制作用明顯大于較高組別（0.788>0.234）且通過(guò)了1%的組間差異系數(shù)檢驗(yàn)。這意味著面臨較小的融資約束時(shí)，利率市場(chǎng)化進(jìn)程更能發(fā)揮對(duì)企業(yè)短貸長(zhǎng)投的抑制效應(yīng)。

其次，檢驗(yàn)利率市場(chǎng)化是否能通過(guò)降低企業(yè)財(cái)務(wù)費(fèi)用來(lái)抑制其短貸長(zhǎng)投水平。在這一檢驗(yàn)中，機(jī)制變量財(cái)務(wù)費(fèi)用的代理指標(biāo)主要參考車德欣等[ 20 ]的方法，采用凈財(cái)務(wù)費(fèi)用與企業(yè)總負(fù)債比例（NFC）來(lái)表征。同樣地，按照這一指標(biāo)的中位數(shù)水平（NFC=0.02）將全體企業(yè)分為兩組。按照上述邏輯，檢驗(yàn)了利率市場(chǎng)化水平對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)費(fèi)用的影響，由列（4）結(jié)果可知，利率市場(chǎng)化改革的推進(jìn)能有效降低企業(yè)財(cái)務(wù)費(fèi)用（系數(shù)為負(fù)且通過(guò)1%的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)）。進(jìn)一步地，在列（5）和列（6）中按分組樣本分別進(jìn)行回歸，其系數(shù)結(jié)果表明，當(dāng)財(cái)務(wù)費(fèi)用水平更低時(shí)利率市場(chǎng)化更能抑制企業(yè)的短貸長(zhǎng)投（財(cái)務(wù)費(fèi)用低樣本組系數(shù)為-0.483，而費(fèi)用高組為-0.205，且通過(guò)了1%的組間差異系數(shù)檢驗(yàn)）。

最后，驗(yàn)證利率市場(chǎng)化能否通過(guò)約束企業(yè)金融化行為達(dá)到降低其短貸長(zhǎng)投水平。參考大量前期文獻(xiàn)，企業(yè)金融化水平采用王紅建等[ 21 ]的方法，以企業(yè)持有金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比這一指標(biāo)表征其金融化程度。同時(shí)，以金融化指標(biāo)的中位數(shù)（0.15）作為分組標(biāo)志值將全體樣本分為金融化水平較高組和較低組。列（7）考察了利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)金融化行為的約束作用，顯然，隨著利率市場(chǎng)化進(jìn)程的推進(jìn)，企業(yè)的金融化水平不斷下降（其系數(shù)顯著為負(fù)）。進(jìn)一步地，列（8）、列（9）分別考察了不同金融化水平下利率市場(chǎng)化的治理效應(yīng)。從回歸結(jié)果來(lái)看，盡管在不同金融化水平下利率市場(chǎng)化都能有效抑制企業(yè)的短貸長(zhǎng)投（回歸系數(shù)皆顯著為負(fù)），但其絕對(duì)值差距明顯，說(shuō)明金融化水平較低組的抑制作用明顯大于較高組（0.452>0.209，且通過(guò)了1%的組間差異系數(shù)檢驗(yàn)）。

六、研究結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

本文借助2008—2020年滬深A(yù)股上市公司的財(cái)務(wù)指標(biāo)及利率市場(chǎng)化水平指標(biāo)體系，考察了利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)短貸長(zhǎng)投行為的影響，研究結(jié)論如下：第一，利率市場(chǎng)化改革是抑制企業(yè)短貸長(zhǎng)投行為的重要約束力量，隨著利率市場(chǎng)化程度的提高，其抑制作用和治理效應(yīng)越強(qiáng)，且這一效應(yīng)具有明顯的長(zhǎng)期性、普遍性和穩(wěn)健性。第二，利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)短貸長(zhǎng)投的抑制效果具有顯著的異質(zhì)性。具體而言，對(duì)于非國(guó)有企業(yè)和高科技型企業(yè)，利率市場(chǎng)化的抑制效果更為明顯。第三，從作用機(jī)制來(lái)看，在融資約束更少、財(cái)務(wù)狀況更穩(wěn)定和金融化水平更低的企業(yè)中，利率市場(chǎng)化的推進(jìn)能夠更好地對(duì)短貸長(zhǎng)投行為進(jìn)行矯正。

（二）政策建議

綜合上述結(jié)論，本文提出如下政策建議：第一，應(yīng)繼續(xù)深入推進(jìn)利率市場(chǎng)化改革，使金融市場(chǎng)利率與風(fēng)險(xiǎn)的匹配程度回歸合理水平，進(jìn)而有效抑制企業(yè)短貸長(zhǎng)投，優(yōu)化實(shí)體企業(yè)尤其是中小企業(yè)的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)。第二，堅(jiān)持實(shí)施更靈活的政策制定策略，避免由于政策效應(yīng)邊際彈性不同導(dǎo)致差異化效果，在治理效果上應(yīng)更關(guān)注非國(guó)有企業(yè)和高科技型企業(yè)，督促銀行業(yè)進(jìn)一步克服自身存在的特征偏好問(wèn)題，消除信貸歧視。第三，應(yīng)更注重構(gòu)建良好的宏微觀條件以強(qiáng)化利率市場(chǎng)化的治理效應(yīng)，在政策傳導(dǎo)機(jī)制中，以緩解企業(yè)融資約束困境為主要抓手，同時(shí)注重穩(wěn)定企業(yè)自身財(cái)務(wù)狀況，防止由于過(guò)度參與金融化等虛擬經(jīng)濟(jì)經(jīng)營(yíng)而不利于利率市場(chǎng)化改革治理效應(yīng)的傳導(dǎo)和發(fā)揮。

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