王洪亮,顏國強(qiáng)

(南京審計(jì)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,江蘇 南京 211815)

一、 引言

當(dāng)前中國面臨嚴(yán)峻復(fù)雜的外部經(jīng)濟(jì)形勢,以美國為首的西方國家企圖重構(gòu)貿(mào)易格局,貿(mào)易保護(hù)主義不斷升級,逆全球化浪潮愈演愈烈。從國內(nèi)形勢來看,中國正處在由粗放式資源型經(jīng)濟(jì)到經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的轉(zhuǎn)型期,更需要高水平的對外開放倒逼產(chǎn)業(yè)升級。面對復(fù)雜多變的國際經(jīng)濟(jì)形勢和國內(nèi)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的挑戰(zhàn),中小企業(yè)融資難、融資貴問題突出,融資成本居高不下。除中小企業(yè)外,我國上市公司也普遍面臨融資約束困境[1]。因此,“十四五”規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要提出,通過創(chuàng)新政策工具來降低企業(yè)融資成本,拓寬企業(yè)融資渠道,以滿足企業(yè)融資需求。

自2013年上海自貿(mào)區(qū)成立以來,在梯度性批復(fù)的制度設(shè)計(jì)下,我國的自貿(mào)區(qū)快速向內(nèi)陸省份覆蓋。截至2021年末,六批中國自貿(mào)區(qū)已涉及21個省份,分布廣泛而又各具特色。自貿(mào)區(qū)經(jīng)過近十年的發(fā)展,不斷形成一系列可復(fù)制可推廣的制度創(chuàng)新成果,為改善企業(yè)融資環(huán)境、拓寬企業(yè)融資渠道提供了良好的制度條件。因此,從制度環(huán)境角度探討如何緩解企業(yè)融資約束,不僅對企業(yè)在經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”這一特殊的時代背景下站穩(wěn)腳跟具有重要意義,而且對國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有同樣重要的理論意義和現(xiàn)實(shí)價(jià)值。

自貿(mào)區(qū)設(shè)立的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)可分為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)兩個方面。就直接效應(yīng)而言,殷華和高維和通過反事實(shí)的估計(jì)方法研究發(fā)現(xiàn)上海自貿(mào)區(qū)的設(shè)立促進(jìn)了上海市的GDP增長,且這種影響具有長期性[2]。隨著福建、廣東、天津第二批自貿(mào)區(qū)的設(shè)立,部分學(xué)者進(jìn)一步展開了對四大自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)評估,得到了一致的結(jié)論[3]。自貿(mào)區(qū)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用主要源于一系列制度創(chuàng)新和政府驅(qū)動[4]。就間接效應(yīng)而言,自貿(mào)區(qū)設(shè)立對金融市場、國際貿(mào)易、環(huán)境質(zhì)量等方面均有正向的經(jīng)濟(jì)影響。項(xiàng)后軍等認(rèn)為自貿(mào)區(qū)的建立能促進(jìn)金融市場的發(fā)展、加快資本流動和要素流動[5];余壯雄等發(fā)現(xiàn)無論是綜合保稅區(qū)還是在此基礎(chǔ)上升級的自貿(mào)區(qū)的設(shè)立,都促進(jìn)了企業(yè)進(jìn)行高附加值的一般貿(mào)易出口[6];胡宗義等基于2008—2017年中國環(huán)保重點(diǎn)城市數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)的設(shè)立能夠顯著降低城市的大氣污染濃度,其環(huán)境效應(yīng)能夠有效降低城市大氣污染物濃度12%～17%[7]。

目前我國資本市場的各項(xiàng)制度還不夠完善,在主要依靠銀行信貸作為融資渠道的情況下,上市公司普遍面臨融資問題。如何緩解融資約束已成為政府、企業(yè)和學(xué)界共同關(guān)注的重要話題。從企業(yè)內(nèi)部因素來看,緩解融資約束的主要方式在于改善企業(yè)與外部資金提供者的信息不對稱。姜付秀等發(fā)現(xiàn)信息發(fā)布者擁有財(cái)務(wù)經(jīng)歷可以緩解企業(yè)的融資約束[8]。此外,環(huán)保信息披露是對財(cái)務(wù)信息披露的補(bǔ)充,也能降低公司面臨的融資約束[9]。從企業(yè)外部環(huán)境來看,資本市場的不完善是導(dǎo)致企業(yè)內(nèi)外源資本成本差異的核心問題。資本市場的發(fā)展能為企業(yè)提供多元化的融資渠道,從而提升企業(yè)融資的可獲得性,對緩解企業(yè)融資約束至關(guān)重要[10-11]。

鮮有文獻(xiàn)直接探討自貿(mào)區(qū)設(shè)立對企業(yè)融資約束的影響,但有學(xué)者間接觸及這一問題。如周澤將等基于2009—2018年A股上市公司樣本,發(fā)現(xiàn)營商環(huán)境的改善能夠顯著降低企業(yè)信貸成本,緩解融資約束[12]。卞澤陽等基于國家級開發(fā)區(qū)對主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)政策偏向的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn),發(fā)現(xiàn)開發(fā)區(qū)內(nèi)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的上下游供應(yīng)鏈企業(yè)的融資約束均得到不同程度緩解[13]。袁月等基于各地行政審批中心設(shè)立的“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”,研究發(fā)現(xiàn)行政審批中心的設(shè)立緩解了企業(yè)融資約束[14]。通過對上述文獻(xiàn)的梳理發(fā)現(xiàn),緩解企業(yè)融資約束不僅要從企業(yè)內(nèi)部加強(qiáng)信息披露,而且要從外部改善企業(yè)所處的營商環(huán)境、政務(wù)環(huán)境等制度環(huán)境。因此,本文以 2010—2019 年中國上市公司為樣本,研究自貿(mào)區(qū)設(shè)立對企業(yè)融資約束的影響,并試圖探究其中的具體機(jī)制。本文的邊際貢獻(xiàn)可能在于:第一,從研究視角來看,本文從制度環(huán)境角度探討如何緩解企業(yè)融資約束,拓展了企業(yè)融資約束研究的相關(guān)文獻(xiàn),有助于剖析自貿(mào)區(qū)設(shè)立在微觀層面的實(shí)施效果。與此同時,考慮到雙重差分法可能存在的內(nèi)生性問題,從不同角度進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),使得結(jié)果具有可信性和穩(wěn)健性。第二,從機(jī)制路徑來看,本研究還將企業(yè)創(chuàng)新、外商直接投資和金融發(fā)展水平納入自貿(mào)區(qū)設(shè)立與企業(yè)融資約束的分析框架,檢驗(yàn)企業(yè)創(chuàng)新和外商直接投資的中介效應(yīng)以及金融發(fā)展水平的調(diào)節(jié)作用,厘清了自貿(mào)區(qū)設(shè)立對緩解企業(yè)融資約束的內(nèi)在傳導(dǎo)機(jī)制,具有豐富的政策內(nèi)涵。

二、 理論分析與假設(shè)提出

本文首先對自貿(mào)區(qū)與企業(yè)融資約束的關(guān)系進(jìn)行論述,然后從企業(yè)創(chuàng)新效率、外商直接投資和金融發(fā)展水平三個方面構(gòu)建自貿(mào)區(qū)設(shè)立對企業(yè)融資約束影響的理論分析框架,并進(jìn)一步闡述自貿(mào)區(qū)設(shè)立影響企業(yè)融資約束的傳導(dǎo)機(jī)制。

(一) 自貿(mào)區(qū)與企業(yè)融資約束的關(guān)系分析

一方面,自貿(mào)區(qū)的設(shè)立能有效減少企業(yè)的貿(mào)易和經(jīng)營成本。作為制度創(chuàng)新的橋頭堡、對外開放的新高地,自貿(mào)區(qū)自設(shè)立以來就以對接高標(biāo)準(zhǔn)的國際經(jīng)貿(mào)規(guī)則為核心目標(biāo),以其負(fù)面清單管理的制度創(chuàng)新、政府職能轉(zhuǎn)變的特殊優(yōu)勢以及投資貿(mào)易的便利舉措重塑了政府和市場的關(guān)系,使政府真正成為市場的“守夜人”,為企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營帶來了便利,在紓解企業(yè)融資約束的難題上發(fā)揮著得天獨(dú)厚的優(yōu)勢。另一方面,外部融資是企業(yè)緩解融資約束的重要渠道,自貿(mào)區(qū)的設(shè)立為企業(yè)有效獲取外部融資提供了制度保障。首先,一攬子金融開放舉措使得自貿(mào)區(qū)內(nèi)的資金流動機(jī)制更加完善。自貿(mào)區(qū)設(shè)立帶來的金融開放格局沖破了傳統(tǒng)資金流動的壁壘,將傳統(tǒng)資本流動渠道與境外資本流動渠道相結(jié)合,使得自貿(mào)區(qū)成為一個調(diào)節(jié)資金流量的巨型“資金池”,為緩解企業(yè)融資約束提供充裕的外部資金來源[5]。其次,自貿(mào)區(qū)的設(shè)立允許、鼓勵民營資金和外資在自貿(mào)區(qū)內(nèi)設(shè)立金融機(jī)構(gòu),使得自貿(mào)區(qū)內(nèi)金融領(lǐng)域的市場化程度進(jìn)一步提升,降低信貸市場的信息不對稱,能有效緩解企業(yè)的融資約束和提高金融配置效率[15]。據(jù)此,本文提出如下假設(shè):

H1:自貿(mào)區(qū)的設(shè)立能夠緩解政策試點(diǎn)城市的企業(yè)融資約束。

(二) 企業(yè)創(chuàng)新的中介效應(yīng)

從企業(yè)微觀的視角來看,自貿(mào)區(qū)能夠通過促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新緩解其融資約束。首先,自貿(mào)區(qū)為企業(yè)創(chuàng)新的提升提供了良好的制度保障。專利審批速度從最初的幾年到幾個月再到幾十天,凸顯出自貿(mào)區(qū)在專利審查方面的“自貿(mào)速度”和制度優(yōu)勢。與此同時,自貿(mào)區(qū)內(nèi)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度的創(chuàng)新以及執(zhí)法效率的提升,為企業(yè)營造了創(chuàng)新所需的法治化營商環(huán)境,進(jìn)而降低了企業(yè)創(chuàng)新活動成本,提高了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的數(shù)量和質(zhì)量。其次,自貿(mào)區(qū)加快了區(qū)域內(nèi)創(chuàng)新資源的集聚。自貿(mào)區(qū)設(shè)立后,良好的制度環(huán)境使得優(yōu)質(zhì)的人力資本和物力資本實(shí)現(xiàn)了自貿(mào)區(qū)內(nèi)的聚集,資本、技術(shù)等生產(chǎn)要素實(shí)現(xiàn)了跨區(qū)域的再配置,優(yōu)化了資源配置效率。人才和企業(yè)的集聚會加劇自貿(mào)區(qū)內(nèi)創(chuàng)新的競爭效應(yīng)和溢出效應(yīng),增強(qiáng)自貿(mào)區(qū)內(nèi)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新和區(qū)域創(chuàng)新活力[16]。

自貿(mào)區(qū)各項(xiàng)制度創(chuàng)新和改革提高了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的動力和活力,專利數(shù)量與質(zhì)量隨之增加,專利作為企業(yè)創(chuàng)新的重要產(chǎn)出形式,也是企業(yè)的技術(shù)性資產(chǎn)。專利能夠作為一種向投資者傳遞企業(yè)質(zhì)量的信號,可以減輕投資者和企業(yè)之間的信息不對稱,從而能夠緩解企業(yè)的融資約束[17]。企業(yè)也能夠通過專利質(zhì)押獲得銀行貼息貸款、稅收減免以及政府資助資金和補(bǔ)貼,從而緩解融資約束[18]。據(jù)此,本文提出如下假設(shè):

H2a:自貿(mào)區(qū)設(shè)立通過促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新緩解了企業(yè)融資約束。

(三) 外商直接投資的中介效應(yīng)

自貿(mào)區(qū)設(shè)立可通過外商投資準(zhǔn)入特別管理措施(負(fù)面清單)的縮減來吸引外商直接投資,進(jìn)而緩解企業(yè)融資約束。2013年上海自貿(mào)區(qū)首份《自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)外商投資準(zhǔn)入特別管理措施(負(fù)面清單)》上共有190條,到2022年僅剩下27條。隨著自貿(mào)區(qū)政策試點(diǎn)城市進(jìn)一步擴(kuò)容,外商投資負(fù)面清單不斷縮減,極大地降低了外資準(zhǔn)入壁壘,為國際資本投資中國市場提供了更加便利的資本流動渠道。

外部投資作為企業(yè)緩解融資約束的重要資金來源之一,能夠從以下兩個方面緩解企業(yè)融資約束:一方面,外部資本能夠以直接注資的方式改善東道國企業(yè)的融資約束[19]。由于跨國企業(yè)在國際金融市場擁有良好的融資能力,因此國內(nèi)企業(yè)與外商的合作能夠有效緩解企業(yè)融資約束[20]。另一方面,外商直接投資能夠通過降低信貸市場的信息不對稱,有效緩解企業(yè)的融資約束和提高金融配置效率。在信息不對稱的金融市場中,是否擁有外資背景已經(jīng)是銀行判斷企業(yè)優(yōu)劣的信號。此外,有學(xué)者發(fā)現(xiàn)外商直接投資緩解企業(yè)融資約束主要集中在外資背景的企業(yè),國有企業(yè)的融資狀況不受外商直接投資的影響[21]。據(jù)此,本文提出如下假設(shè):

H2b:自貿(mào)區(qū)設(shè)立通過促進(jìn)外商直接投資緩解了企業(yè)融資約束。

(四) 金融發(fā)展水平的調(diào)節(jié)效應(yīng)

金融發(fā)展能夠帶動資源流動,提高金融資源的配置效率,促進(jìn)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的提升,是緩解實(shí)體企業(yè)的融資約束的重要途徑。目前我國是以銀行為主導(dǎo)的金融體系,銀行業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大意味著銀行可以為社會資金需求方提供更多的信貸支持,提高銀行儲蓄投資率,進(jìn)而能夠向企業(yè)提供龐大的金融資源[22]。此外,銀行業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大有助于銀行搜集和處理信息,緩解金融市場的信息不對稱帶來的逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)問題,進(jìn)而能提高資金的分配效率和降低企業(yè)的外部融資成本。

“深化金融領(lǐng)域的開放創(chuàng)新”是我國各個自貿(mào)區(qū)制度創(chuàng)新的內(nèi)在要求,自貿(mào)區(qū)政策推行了一攬子金融開放舉措,不僅有效吸引了國內(nèi)金融企業(yè)和非金融企業(yè)向區(qū)內(nèi)聚集,而且積極部署金融機(jī)構(gòu)為自貿(mào)區(qū)內(nèi)企業(yè)提供信貸支持,而金融資源的集聚帶來的金融資本擴(kuò)張是金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的基本保障[23]。此外,自貿(mào)區(qū)內(nèi)人民幣跨境使用、建設(shè)國際金融市場等一系列金融制度性的開放,逐漸縮小我國現(xiàn)行法律體系與國際金融規(guī)則的落差,為金融體系的發(fā)展和創(chuàng)新提供了重要動力。然而,自貿(mào)區(qū)經(jīng)過改革建立起的政府職能轉(zhuǎn)變、貿(mào)易開放、投資自由、金融創(chuàng)新等一系列制度體系,固然能為緩解企業(yè)融資約束提供良好的制度環(huán)境,但如果城市金融發(fā)展水平低下或發(fā)展不充分,則必然會導(dǎo)致自貿(mào)區(qū)設(shè)立城市的金融要素承載能力不足,使自貿(mào)區(qū)制度創(chuàng)新對緩解企業(yè)融資約束的效應(yīng)大打折扣。自貿(mào)區(qū)制度創(chuàng)新紅利的釋放,在一定程度上受制于金融發(fā)展水平,換言之,自貿(mào)區(qū)政策與金融發(fā)展水平的疊加效應(yīng),更有助于緩解企業(yè)融資約束。據(jù)此,本文提出如下假設(shè):

H2c:金融發(fā)展水平對自貿(mào)區(qū)設(shè)立緩解企業(yè)融資約束起到正向調(diào)節(jié)作用。

三、 研究設(shè)計(jì)

(一) 數(shù)據(jù)來源

考慮到2008年全球金融危機(jī)和2020年新冠疫情對企業(yè)融資的重大負(fù)面影響,數(shù)據(jù)不具有普遍代表性,因此本文以2010—2019年為樣本區(qū)間,使用企業(yè)-城市層面宏微觀匹配數(shù)據(jù)。雖然自貿(mào)區(qū)以省級行政區(qū)為單位劃分,但只有各省級行政區(qū)的部分城市設(shè)有自貿(mào)區(qū)。經(jīng)過樣本匹配后數(shù)據(jù)中設(shè)立自貿(mào)區(qū)的城市有35個,共23375個樣本。數(shù)據(jù)來自歷年的《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省份的統(tǒng)計(jì)年鑒,企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)。

(二) 變量定義

1. 被解釋變量。從現(xiàn)有研究來看,關(guān)于企業(yè)融資約束的衡量指標(biāo),部分學(xué)者采用的是內(nèi)部現(xiàn)金流和現(xiàn)金持有量[24-26]。由于實(shí)體項(xiàng)目投資普遍擁有較長的投資周期,且企業(yè)進(jìn)行實(shí)體投資時需要將大量的資源優(yōu)先配置其中,因此一旦沒有充?，F(xiàn)金流的支持和暢通的融資渠道,企業(yè)投資行為的機(jī)會成本將會被極大地抬高。企業(yè)融資約束越大,企業(yè)進(jìn)行外部融資的難度越大,企業(yè)為追求資金的安全性,其投資行為就會愈發(fā)謹(jǐn)慎。因此,本文借鑒上述文獻(xiàn)的思路,將企業(yè)投資支出率作為企業(yè)融資約束的衡量指標(biāo),以企業(yè)現(xiàn)金流除以總資產(chǎn)占比作為融資約束的代理變量進(jìn)行后續(xù)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2. 核心解釋變量。結(jié)合多期雙重差分模型,本文引入虛擬變量FTAjt作為地級(直轄)市設(shè)立自貿(mào)區(qū)的度量,當(dāng)?shù)丶壥衘在第t年設(shè)立自貿(mào)區(qū)以后,賦值為1,否則為0,該變量相當(dāng)于傳統(tǒng)雙重差分法中的交互項(xiàng)。

3. 控制變量。政府作為“最大購買者”,在參與市場經(jīng)濟(jì)活動時可以通過財(cái)政性資金的使用方向和規(guī)模調(diào)整來影響微觀的市場經(jīng)濟(jì)行為,所以出于對政府在經(jīng)濟(jì)活動中扮演特殊身份的考慮,加入了財(cái)政自主度、財(cái)政支出規(guī)?？刂谱兞?。本文還采用第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重、第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重以控制經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變動產(chǎn)生的影響。本文還控制了一些常規(guī)的城市控制變量人口自然增長率,企業(yè)層面變量還控制了上市時間、公司規(guī)模、總負(fù)債率。上述變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示,上市公司的平均投資支出率為5.0%,標(biāo)準(zhǔn)差為0.051,說明樣本企業(yè)之間的融資約束水平的差別較大。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

(三) 模型設(shè)定

由于國務(wù)院批準(zhǔn)在不同城市建立自貿(mào)區(qū)的過程采取的是逐步推進(jìn)、分期批復(fù)的方式,各個城市在設(shè)立自貿(mào)區(qū)的時間上存在明顯差異。多期DID能夠較好地衡量自貿(mào)區(qū)設(shè)立的時間變化趨勢,以此來衡量凈效應(yīng)的影響。因此,我們構(gòu)建具體模型如下:

Invtijt=α0+α1FTAjt+γXijt+δi+φj+σt+εijt

(1)

其中,i表示企業(yè)個體、j表示地級(直轄)市、t表示年份。Invtijt用于衡量企業(yè)的融資約束,FTAjt相當(dāng)于傳統(tǒng)雙重差分法中的交互項(xiàng)。Xijt為城市層面變量和企業(yè)層面變量的控制變量。為克服城市和企業(yè)中不隨時間變化的特征變量對回歸結(jié)果產(chǎn)生影響,文章控制了城市固定效應(yīng)φj和企業(yè)固定效應(yīng)δi。此外,本文還進(jìn)一步控制了時間層面的固定效應(yīng)σt,以控制時間變量因素對企業(yè)創(chuàng)新的影響,雙重差分項(xiàng)的系數(shù)α1度量了設(shè)立自貿(mào)區(qū)對企業(yè)融資約束的影響,是本文關(guān)注的核心變量。如果α1顯著為正,則說明自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對企業(yè)融資約束的緩解起到了促進(jìn)作用。

四、 實(shí)證分析

(一) 基準(zhǔn)回歸

對模型(1)進(jìn)行基準(zhǔn)估計(jì),基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表2所示。在控制時間效應(yīng)、上市公司個體固定效應(yīng)和城市固定效應(yīng)的前提下,依次在模型中加入城市和企業(yè)層面控制變量,雙重差分估計(jì)系數(shù)依舊在0.01的水平上顯著為正,支持了本文提出的第一個假設(shè)。以列(3)作為基準(zhǔn)回歸,代表該政策的虛擬變量FTAjt的系數(shù)估計(jì)值為0.0048,意味著自貿(mào)區(qū)政策對緩解企業(yè)融資約束的經(jīng)濟(jì)影響以融資約束均值來衡量提升了9.7%?；貧w系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤均在城市層面進(jìn)行了聚類。以上結(jié)果表明,自貿(mào)區(qū)的設(shè)立能夠緩解政策實(shí)施城市的企業(yè)融資約束,增加了自貿(mào)區(qū)上市公司的投資支出率,支持了假設(shè)1。

表2 自貿(mào)區(qū)設(shè)立對企業(yè)融資約束的基準(zhǔn)回歸

(二) 平行趨勢檢驗(yàn)

雙重差分模型的關(guān)鍵是要滿足平行趨勢假設(shè)。本文基于事件研究法驗(yàn)證多期DID的平行趨勢,并討論政策沖擊的動態(tài)效應(yīng)。該方法可以表示為:

(2)

其中,FTAjt是一組對地級(直轄)市設(shè)立自貿(mào)區(qū)的度量,當(dāng)?shù)丶壥衘在第t年設(shè)立自貿(mào)區(qū)以后,賦值為1,否則為0。其余變量的符號含義與式(1)的符號相同。αt反映了我國自貿(mào)區(qū)政策實(shí)施的第t年自貿(mào)區(qū)政策試點(diǎn)城市與非自貿(mào)區(qū)政策試點(diǎn)城市上市公司的融資約束差異,是式(2)中重點(diǎn)關(guān)注的系數(shù)。平行趨勢檢驗(yàn)結(jié)果如圖1所示,pre6-pre2、current、post1-post6分別為政策發(fā)生前6年到前2年、政策當(dāng)年、政策發(fā)生后1年到后6年的對應(yīng)αt估計(jì)值。如圖1所示,pre6-pre2在0值上下波動,對應(yīng)95%水平置信區(qū)間顯著穿過0,表明設(shè)立自貿(mào)區(qū)的城市和未設(shè)立自貿(mào)區(qū)的城市企業(yè)投資支出率在政策實(shí)施前并無顯著差異。此外,圖1還反映了自貿(mào)區(qū)設(shè)立對緩解企業(yè)融資約束的動態(tài)效應(yīng),DID估計(jì)量在post1,post2,post3均在95%的水平上顯著為正,其系數(shù)分別為0.005,0.007,0.004。說明自貿(mào)區(qū)設(shè)立對緩解企業(yè)融資約束存在一定的時滯效應(yīng),在政策設(shè)立后的1年到3年能夠顯著緩解企業(yè)融資約束,且自貿(mào)區(qū)設(shè)立對緩解企業(yè)融資約束存在時間異質(zhì)性,其政策效應(yīng)大致經(jīng)歷了一個先變大、后變小的過程,并在政策設(shè)立后的第二年達(dá)到最大、在設(shè)立后的第三年后消失。

圖1 平行趨勢檢驗(yàn)

(三) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步驗(yàn)證基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性,排除混淆因素對研究結(jié)論的干擾,本文從樣本數(shù)據(jù)篩選、更換被解釋變量、排除其他區(qū)位政策的影響、安慰劑檢驗(yàn)等維度進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1. 樣本數(shù)據(jù)篩選。對樣本進(jìn)行縮尾的目的是減小極端值對回歸結(jié)果的影響,本文對融資約束指標(biāo)分別進(jìn)行1%和5%的縮尾處理,重新進(jìn)行回歸。結(jié)果如表3列(1)至列(2)所示,剔除極端值后多期DID系數(shù)估計(jì)值依舊在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn),說明自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對企業(yè)融資約束的緩解起到積極的促進(jìn)作用。

表3 樣本數(shù)據(jù)篩選和更換被解釋變量回歸結(jié)果

2. 更換被解釋變量。以企業(yè)凈利潤與折舊費(fèi)用之和的企業(yè)現(xiàn)金流作為企業(yè)內(nèi)源融資渠道之一,很大程度上可以緩解企業(yè)的融資約束。本文借鑒張杰等和程玉坤等的研究[27-28],以企業(yè)現(xiàn)金流除以總資產(chǎn)占比作為融資約束的代理變量進(jìn)行后續(xù)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果如表3中列(3)所示。代表該政策的虛擬變量FTAjt的系數(shù)估計(jì)值為0.0047,DID估計(jì)量的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為正,說明自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對企業(yè)融資約束的緩解起到積極的促進(jìn)作用,增加了企業(yè)內(nèi)部的現(xiàn)金流占比。

3. 排除其他區(qū)位政策的影響。設(shè)立自貿(mào)區(qū)的省份和城市大多為沿海及東部地區(qū),往往受到多個層面國家導(dǎo)向型政策的影響進(jìn)而形成“區(qū)中區(qū)”的現(xiàn)象。為排除其他區(qū)位政策對本文實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生的影響,參考曹清峰和巴曙松等的研究方法[29,23],本文重點(diǎn)考慮以下兩個國家層面的區(qū)位政策:(1)國家綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)政策。在樣本期內(nèi)設(shè)立的35個自貿(mào)區(qū)試點(diǎn)城市中,有11個城市同時也是國家綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)政策的試點(diǎn)城市,且均成立于自貿(mào)區(qū)政策試點(diǎn)之前。因此需要排除國家綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)政策對回歸結(jié)果的影響。(2)國家級新區(qū)。本文樣本中有12個國家級新區(qū)設(shè)立城市均成立于自貿(mào)區(qū)政策試點(diǎn)之前,同樣需要排除國家級新區(qū)政策的影響。為了排除上述政策對本文回歸結(jié)果的干擾,本文在式(1)的基礎(chǔ)上估計(jì)如下模型:

Invtijt=α0+α1FTAjt+α2NCRPjt+α3NNDjt+γXijt+δi+φj+σt+εijt

(3)

式(3)中NCRPjt和NNDjt分別是國家綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)與國家級新區(qū)的DID估計(jì)量。如果其前面的回歸系數(shù)α2和α3顯著,則說明本文的被解釋變量受到上述兩個政策的影響;若不顯著,則說明上市公司融資約束的緩解是自貿(mào)區(qū)設(shè)立的政策效果?；貧w結(jié)果如表4所示,結(jié)果證明,上市公司融資約束的緩解確實(shí)是由自貿(mào)區(qū)設(shè)立導(dǎo)致的。

表4 排除其他區(qū)位政策的檢驗(yàn)結(jié)果

(4)

圖2 多期DID的安慰劑檢驗(yàn)

5. 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)。(1)上海自貿(mào)區(qū)擴(kuò)區(qū)的影響分析。本文采取如下兩種檢驗(yàn)方法:一是剔除注冊地在上海的企業(yè),用其他樣本重新進(jìn)行回歸。二是保持其他自貿(mào)區(qū)的政策沖擊時間不變,將上海自貿(mào)區(qū)的政策沖擊時間定在2015年重新進(jìn)行回歸。(2)反事實(shí)檢驗(yàn)。本文將自貿(mào)區(qū)政策試點(diǎn)時間提前2年,以進(jìn)一步排除其他政策的干擾。(3)聯(lián)合固定效應(yīng)模型。本文在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上,進(jìn)一步控制城市-年份的聯(lián)合固定效應(yīng),用以捕捉各個城市隨著時間變化的政策效應(yīng)。檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)了本文實(shí)證結(jié)論的穩(wěn)健性。限于篇幅,檢驗(yàn)結(jié)果未報(bào)告,留存?zhèn)渌鳌?/p>

五、 進(jìn)一步分析

(一) 中介效應(yīng)分析

通過前文理論分析,本文認(rèn)為,企業(yè)創(chuàng)新和外商直接投資在自貿(mào)區(qū)政策緩解企業(yè)融資約束中起到了中介作用,而金融發(fā)展水平將在緩解企業(yè)融資約束中發(fā)揮明顯的協(xié)同作用。在此基礎(chǔ)上,我們建立如下回歸模型:

lnzlsqijt=α0+α1FTAjt+γXijt+δi+φj+σt+εijt

(5)

lnzlsqsijt=α0+α1FTAjt+γXijt+δi+φj+σt+εijt

(6)

FDIjt=α0+α1FTAjt+γXijt+δi+φj+σt+εijt

(7)

其中,lnzlsqijt和lnzlsqsijt分別為專利申請和專利授權(quán)數(shù)加1取對數(shù)后得到的變量,作為企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)。同時,本文選取以外商直接投資占GDP的比重作為外商直接投資的衡量指標(biāo)。模型估計(jì)結(jié)果如表5所示。列(1)和列(2)的回歸結(jié)果表明,雙重差分估計(jì)量均在1%的水平上顯著為正,自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對于企業(yè)專利申請數(shù)和專利授權(quán)數(shù)均有顯著的促進(jìn)作用,極大地提高了企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。但從回歸系數(shù)中不難發(fā)現(xiàn),專利授權(quán)數(shù)的回歸系數(shù)小于專利申請數(shù)?？赡艿慕忉屖亲再Q(mào)區(qū)的設(shè)立調(diào)動了企業(yè)主體的創(chuàng)新活力,但是政府在專利審批過程中,仍舊存在專利預(yù)審和授權(quán)的速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)跟不上企業(yè)創(chuàng)新的速度等諸多問題,使得專利授權(quán)方面未能最大程度釋放政策產(chǎn)生的紅利。列(3)的回歸結(jié)果表明,解釋變量的系數(shù)均顯著為正,表明自貿(mào)區(qū)政策能夠通過提高外商直接投資的路徑緩解企業(yè)的融資約束,從而支持了假設(shè)2a和假設(shè)2b。

表5 機(jī)制與調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果

(二) 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

通過前文理論分析,本文認(rèn)為金融發(fā)展水平在自貿(mào)區(qū)政策對緩解企業(yè)融資約束中發(fā)揮明顯的協(xié)同作用。為檢驗(yàn)上述猜測,本文將金融發(fā)展水平作為調(diào)節(jié)變量與DID變量進(jìn)行交乘,并構(gòu)建如下模型:

Invtijt=α0+α1FTAjt×Finjt+γXijt+δi+φj+σt+εijt

(8)

Invtijt=α0+α1FTAjt×Finjt+α2FTAjt+α3Finjt+γXijt+δi+σt+εijt

(9)

其中,本文用年末金融機(jī)構(gòu)貸存比作為地區(qū)金融發(fā)展水平(Finjt)的衡量指標(biāo)?；貧w結(jié)果如表5列(4)和列(5)所示。僅加入調(diào)節(jié)效應(yīng)交互項(xiàng)時,交互項(xiàng)系數(shù)在1%的水平上顯著為正。在控制金融發(fā)展水平和DID變量基礎(chǔ)上,交互項(xiàng)系數(shù)在10%的水平上顯著為正。回歸結(jié)果表明金融發(fā)展水平作為企業(yè)緩解融資約束的重要外部環(huán)境,在自貿(mào)區(qū)政策對緩解企業(yè)融資約束中具有不容忽視的影響,假設(shè)2c得以驗(yàn)證。

(三) 異質(zhì)性分析

1. 企業(yè)所有制的異質(zhì)性檢驗(yàn)。本文按照企業(yè)所有制類型將企業(yè)劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)樣本,分組進(jìn)行回歸,回歸結(jié)果見表6。自貿(mào)區(qū)政策效應(yīng)均在10%的水平上顯著為正,表明自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對不同所有制的企業(yè)均能夠緩解融資約束。此外,相比于非國有企業(yè),國有企業(yè)的回歸系數(shù)要高0.0013,說明自貿(mào)區(qū)設(shè)立對緩解國有企業(yè)融資約束上作用更加明顯?？赡艿慕忉屖?由于銀行部門的國有屬性和進(jìn)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企業(yè)。國有企業(yè)的這種“特殊身份”能為其帶來“國有信任優(yōu)勢”,使得國有企業(yè)在緩解融資約束時,能夠與銀行聯(lián)系更加緊密,在銀行信貸評估、風(fēng)險(xiǎn)評估體系中占有天然優(yōu)勢,能更多享受到自貿(mào)區(qū)帶給國有企業(yè)的政策紅利。

表6 自貿(mào)區(qū)政策對不同企業(yè)所有制、不同行業(yè)融資約束的影響

2. 行業(yè)的異質(zhì)性檢驗(yàn)。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局2017年修訂的第四版《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》,本文將樣本中屬于醫(yī)藥制造業(yè)、通用設(shè)備制造業(yè)、鐵路等行業(yè)歸為高新行業(yè),其他樣本歸為非高新行業(yè),分組進(jìn)行回歸,回歸結(jié)果見表6中列(3)和列(4),非高新產(chǎn)業(yè)回歸系數(shù)為0.0067,在1%的水平上顯著為正,說明自貿(mào)區(qū)的設(shè)立極大地緩解了非高新產(chǎn)業(yè)的融資約束,而對于高新產(chǎn)業(yè)的影響則不顯著?？赡艿慕忉屖?相比于非高新產(chǎn)業(yè),高新產(chǎn)業(yè)在資金、人才和技術(shù)上具有較大的優(yōu)勢和體量,有著多元化的融資渠道,且在稅收政策、高新技術(shù)企業(yè)政策補(bǔ)貼等多方面享受國家的支持。而非高新技術(shù)企業(yè)對自貿(mào)區(qū)政策提供的貿(mào)易、投融資等制度創(chuàng)新會更加敏感,其政策效應(yīng)更為顯著。

六、 結(jié)論性評述

本文基于2010—2019年企業(yè)-城市層面的宏微觀匹配數(shù)據(jù),將自貿(mào)區(qū)政策的實(shí)施視作一項(xiàng)“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”,構(gòu)建多期DID模型探析自貿(mào)區(qū)政策對緩解企業(yè)融資約束的影響?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果表明,自貿(mào)區(qū)的設(shè)立能夠緩解企業(yè)的融資約束,顯著增加了企業(yè)的投資支出率和現(xiàn)金流比率。平行趨勢檢驗(yàn)證明了多期雙重差分模型設(shè)定的合理性,且自貿(mào)區(qū)設(shè)立對緩解企業(yè)融資約束存在一定的時滯效應(yīng),在政策設(shè)立后的1年到3年能夠顯著緩解企業(yè)融資約束。此外,本文從不同角度進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),自貿(mào)區(qū)的設(shè)立能夠緩解企業(yè)融資約束的結(jié)論依舊穩(wěn)健。自貿(mào)區(qū)政策能夠通過提高企業(yè)創(chuàng)新效率和外商直接投資的路徑緩解企業(yè)的融資約束,同時金融發(fā)展水平的提高在自貿(mào)區(qū)緩解企業(yè)融資約束中發(fā)揮了顯著的協(xié)同作用。異質(zhì)性分析表明:相比于非國有企業(yè),自貿(mào)區(qū)設(shè)立對緩解國有企業(yè)融資約束上作用更加明顯。自貿(mào)區(qū)成立對非高新技術(shù)企業(yè)緩解融資約束有顯著正向影響,而對高新技術(shù)企業(yè)不顯著。

基于上述研究結(jié)論,本文提出如下政策建議:第一,持續(xù)優(yōu)化并擴(kuò)大自貿(mào)區(qū)政策的試點(diǎn)范圍。自貿(mào)區(qū)是一項(xiàng)具有多種制度紅利的頂層設(shè)計(jì),應(yīng)進(jìn)一步重視自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對改善企業(yè)所處制度環(huán)境的作用。要繼續(xù)堅(jiān)持自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略,持續(xù)優(yōu)化自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的頂層設(shè)計(jì)。在總結(jié)既有自貿(mào)區(qū)試點(diǎn)經(jīng)驗(yàn)的基礎(chǔ)上,結(jié)合其他地區(qū)自身發(fā)展的特征,做好后續(xù)自貿(mào)區(qū)政策試點(diǎn)的復(fù)制推廣工作。第二,全面深化自貿(mào)區(qū)改革的制度創(chuàng)新。要進(jìn)一步加快推進(jìn)制度型開放和深層次的制度創(chuàng)新,更好地發(fā)揮自貿(mào)區(qū)在高水平對外開放中的示范引領(lǐng)作用。企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展離不開法治化、市場化、國際化的營商環(huán)境,所以要進(jìn)一步壓減自貿(mào)區(qū)外商投資準(zhǔn)入負(fù)面清單,進(jìn)一步加快專利、知識產(chǎn)權(quán)的審批速度,縮短專利授權(quán)周期,在推動規(guī)則、管理、標(biāo)準(zhǔn)等制度型開放方面加大探索。第三,進(jìn)一步加強(qiáng)非國有企業(yè)和非高新技術(shù)行業(yè)的政策支持。要破除各種自貿(mào)區(qū)政策中對非國有企業(yè)的隱性壁壘,充分利用自貿(mào)區(qū)的政策紅利,發(fā)揮國有企業(yè)在資源配置中的協(xié)調(diào)作用,助力形成國有企業(yè)與非國有企業(yè)互利共生的良好局面。