陶云清，卢慧珊，曾 林

（1. 北京大学 国家发展研究院，北京 100871；2. 北京大学 数字金融研究中心，北京 100871；3. 暨南大学 经济学院，广东 广州 510632）

一、问题的提出

在经济不确定性骤升，以及中国企业在国外资本市场频频遭受各国限制性投资的态势下，金融深化改革是统筹利用好国内国际两个市场、稳定国内经济增长、构建新发展格局的重要抓手。从党的十九大报告指出“实行高水平的贸易和投资自由化便利化政策，全面实行准入前国民待遇加负面清单管理制度，大幅度放宽市场准入，扩大服务业对外开放，保护外商投资合法权益”，到党的十九届五中全会继续强调“发挥市场在资源配置中的决定性作用”“深化金融体制改革”，再到习近平主席在2021年中国国际服务贸易交易会全球服务贸易峰会上提出“深化新三板改革，设立北京证券交易所”，中国金融改革开放俨然进入了加速深化的阶段。因此，继续坚持以利率形成机制市场化为核心的金融深化改革，促使金融部门更好地服务实体经济，是实现中国经济高质量发展的必然要求。

利率管制导致的金融抑制是制约发展中国家实体企业发展的主要原因。在这一背景下，滚动短期债务以支持长期投资，即“短贷长投”成为中国实体企业应对金融抑制而被动采取的次优选择［1］。一个经济体的金融深化过程指的是从以利率管制为典型特征的金融抑制体系，过渡到一个资金供求双方以市场化利率为基准的发达金融市场的过程。早期以金融抑制理论和金融深化理论为代表的研究聚焦于宏观、中观层面，发现政府和货币当局对利率进行管制产生的金融抑制会对经济产生负的外部效应，阻碍经济发展。相反，金融深化则不仅对经济产生正的外部效应［2］，还对较为依赖外部融资的制造业企业的生存和规模扩张产生重要影响［3］。据此，1993年中国金融深化改革的序幕正式拉开。在利率形成机制改革方面，中国逐步开放货币市场、债券市场和存贷款市场的利率管制，让市场化的利率发挥价格之“价格”的作用，同时辅以供给侧结构性改革以降低实体企业的融资成本，从而提高资金的可获得性。国内外学者将利率市场化进程中的贷款利率上下限放开等关键事件视作外生于微观企业的政策冲击，深入考察金融深化改革如何影响银行和企业行为。事实上，由于中国企业增设厂房设备、进行创新研发等长周期项目的融资来源仍以间接融资为主，而银行发放的贷款却以短期贷款为主，由此形成了资金供给方“短借”而需求方“长用”的扭曲现象。随着中国金融深化进程加快，“短贷长投”现象是否随着中国金融深化改革的不断推进而得到抑制？在当前强调防范和化解系统性金融风险作为工作重心的政策背景下，厘清这一问题显得十分重要。

据此，本文选取2013年中国人民银行放开贷款利率下限这一外生事件，探究中国金融深化改革是否使市场扭曲得到有效改善，具体表现为实体企业投融资期限错配现象是否得到抑制。选取该事件的原因在于，一个经济体金融深化改革的核心在于利率形成机制的市场化过程［4］。利率是经济体系中最重要的价格杠杆，其变动对于一国的产出、需求和进出口等方面均有牵一发而动全身的影响，一个由市场决定的利率对于提升资源配置效率、降低市场扭曲大有裨益。中国的利率市场化改革在2013年之后进入了加速期，中国人民银行于这一时期打破了“贷款利率管下限，存款利率管上限”式的利率管制。对于银行、企业等经济运行的基本单位而言，贷款利率下限放开相当于一次外生冲击，基于利率市场化改革中的这一关键事件，本文通过双重差分设计检验了金融深化改革对于实体企业“短贷长投”的影响。

本文可能的学术贡献如下：第一，借助利率市场化改革这一准自然实验场景，考察了中国金融深化改革的微观经济效应，进一步拓展了已有研究。第二，从信贷市场竞争的角度切入，明确了金融深化改革对实体企业“短贷长投”的影响机制，有助于认识和理解金融深化改革如何向市场主体释放改革和传导效应。第三，本文研究对进一步推动金融深化改革以解决企业各项融资问题，实现金融体系让利于实体经济、金融深化改革对经济发展的正外部效应等方面均有借鉴意义。

二、政策背景与理论分析

（一）政策背景

利率形成机制市场化是中国金融深化改革的核心部分。中国的利率市场化改革先后在货币市场、债券市场和存贷款市场等三个市场上展开。1993年，党的十四届三中全会制定《中共中央关于建立社会主义市场经济体制若干问题的决定》以后，银行被允许在规定的幅度内自由调整存贷款利率水平，中国利率市场化改革开启。其中，银行间同业拆借市场利率于1996年先行放开，银行间市场利率、国债和政策性金融债券发行利率也随之放开。至此，货币市场和债券市场利率基本放开。自1999年至今，中国人民银行致力于在存贷款市场上形成一个能够由各银行等市场化机构决定的利率。因此，当前国内学界和业界所关注的利率市场化改革一般指的是存贷款利率的市场化。

一年期定期存贷款利率是利率体系中最为重要的基准利率。正如中国人民银行是银行之“银行”，存贷款利率则可以视作市场上各种利率之“利率”。因此，考虑到其在利率体系中的地位，在存贷款市场上展开利率市场化改革必须遵循审慎、渐进的原则。此外，中国融资结构以间接融资为主，资金主要通过银行体系进行配置［5］，这也是存贷款利率的市场化改革滞后于其他两个市场的原因。存贷款利率的管制在特定阶段下能够加速一个国家的资本积累，从而促进长期的经济增长［6］。然而，压低存贷款利率导致市场扭曲，如银行对中小微企业不贷、少贷，却向国有企业多贷，继而出现结构性的“融资难”“融资贵”问题［7］。金融抑制与利率管制也会加剧影子银行通过期限错配获取利差收益，诱导其资产负债表扩张、杠杆率上升，金融风险加速积累［8］。从2004年开始，中国人民银行主导形成了“存款利率管上限，贷款利率管下限”的利率形成机制［4］，中国的利率市场化进入稳定期，之后逐步放大利率波动幅度，直到2013年完全放开贷款利率下限，2015年完全放开存款利率上限。至此，存贷款利率市场化改革基本完成。

值得强调的是，2013年中国的利率市场化改革进入加速期［9］。一方面，中国人民银行完全放开了存贷款市场的贷款利率下限。另一方面，中国人民银行开始着手培育基于市场供求关系的基准利率，首次推出了由八家大型商业银行参与报价的贷款市场报价利率（LPR）。上述两个标志性事件极大地增强了银行的市场化主体地位，中国利率市场化进程提速。

（二）理论分析

在利率市场化改革中，贷款利率下限完全放开对银行和企业均存在影响：第一，贷款利率下限放开将信贷资金配置权交给了银行等金融机构，使得银行更可能通过对企业进行差别定价以获取更高利润。第二年，由于银行需要积极监督企业，努力降低银企间的信息不对称，这提高了金融市场的运行效率。第三，利率市场化的影响会通过银行信贷供给的变化改变企业外部融资环境，对于严重依赖外部融资的中国实体企业来讲，其日常经营中的投融资行为均会受到影响。

为了剖析实体企业“短贷长投”现象的内在机理，可以将学者们的研究视角归纳为信贷需求理论与信贷供给理论。二者的不同之处在于，前者通常认为企业投融资期限错配的本质是企业主动选择的结果［10-11］，而后者则试图论证“短贷长投”是企业的非自主选择［12］。考虑到中国金融市场发展不完备、企业内源融资能力差等多方面事实，信贷需求理论并不适合作为论述中国实体企业“短贷长投”问题的理论基础。中国实体企业普遍出现“短贷长投”现象的根源在于，以银行为主的信贷供给方对企业长期信贷资金的供给不足。一方面，利率期限结构不合理导致长期信贷资金在金融市场的流动受限，使得企业不得不采用滚动短期债务的方式来支持其长期投资［12］。另一方面，在利率管制时期，金融机构与企业之间严重的信息不对称造成银行客户选择的单一化，大量信贷资源倾向具有信息优势的上市企业，中小企业的融资困难问题因而加剧［13］。贷款利率下限放开后，银行的市场主体地位增强，其更有动力主动搜寻信息提升对企业的监督。金融机构根据市场资金供求关系和资金松紧程度自主决定贷款利率水平，并通过自身所掌握的企业信息对贷款进行自主合理定价，此时，定价信息的获取与监督效率的提升加剧了银行之间的贷款竞争［14］。银行基于单笔贷款风险相应调整利率水平，使得贷款风险逐渐与贷款利率相匹配，这不仅在一定程度上缓解了中小企业和非国有企业面临的信贷歧视问题，也有助于优化长期信贷资金的溢价空间，增加了企业长期信贷资金的可获得性。同时，更加充分的市场竞争导致银行损失利润并促使其提高自身对风险项目的容忍度［15］，由此，银行转而寻求更高边际利润的风险项目［9］，以谋求长期稳定的合作关系，从而增加对企业长期贷款的配置［16］。贷款利率下限放开意味着中国资源配置效率的扭曲被矫正，企业过往滚动短期贷款以支持长期投资的“短贷长投”现象会由于对长期贷款的可获得性而被抑制。因此，本文提出以下假设：

假设：贷款利率下限放开有助于抑制实体企业“短贷长投”。

三、研究设计

（一）模型构建

为检验研究假设，本文使用如下模型研究贷款利率下限放开对实体企业“短贷长投”的影响。具体模型如下：

其中，SFLI为实体企业“短贷长投”水平。Marketdown为贷款利率下限放开的虚拟变量，2013年之后取值为1，否则为0。Nsoe为产权性质，若企业控股股东为非国有性质，取值为1，否则为0。交互项Marketdown×Nsoe考察贷款利率下限放开对实体企业“短贷长投”的影响。X为可能影响实体企业“短贷长投”水平的控制变量，μ为个体固定效应，γ为时间固定效应，ε为随机扰动项。根据研究假设，β1为待检验系数。

（二）主要变量说明

⒈ 被解释变量

借鉴钟凯等［1］的研究，本文先分别计算长期借款本期增加额与短期借款本期增加额，并利用营业收入剔除规模效应，得到当期长期信贷增量（CLTCG）与当期短期信贷增量（CSTCG）；再利用现金流量表相关数据，计算“短贷长投”的代理变量（SFLI）。具体计算公式为SFLI=［购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金-（长期借款本期增加额+所有者权益合计-上期所有者权益合计+经营活动产生的现金流量净额+处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金净额）］/上期总资产。本文还构建了实体企业“短贷长投”的虚拟变量以直观地观察实体企业“短贷长投”水平的统计结果。具体来说，若SFLI＞0，则Dum_SFLI取值为1，否则为0。

⒉ 解释变量

贷款利率下限放开是中国人民银行分步实行且面向所有企业的措施，但考虑到利率管制时期信贷所有制歧视的特殊性，其对国有企业与非国有企业影响的显著差异应是不能忽略的，因而企业的产权性质在一定程度上外生于利率管制放松［9］。由此，设置贷款利率下限放开（Marketdown）与产权性质（Nsoe）的交互项来考察贷款利率下限放开对实体企业“短贷长投”的影响。

⒊ 机制变量

本文的机制变量包括当期长期信贷增量（CLTCG）和期限结构（Term）。其中，当期长期信贷增量=取得借款收到的现金-长期借款本期增加额；期限结构=长期借款+一年内到期的非流动负债，并利用营业收入剔除规模效应。

⒋ 控制变量

本文的控制变量主要包括企业规模（Size）、盈利能力（Roa）、企业年龄（Age）、资产负债率（Lev）、固定资产占比（Tang）、投资机会（Tobin's Q）、股权集中度（Firstshare）、企业成长性（Growth）和非债务税盾（Ndts）。其中，固定资产占比（Tang）=（固定资产净额+存货净额）/上期总资产，股权集中度（Firstshare）=第一大股东持股比例，企业成长性（Growth）=（本期营业收入-上期营业收入）/上期营业收入，非债务税盾（Ndts）=（固定资产折旧、油气资产折耗、生产性生物资产折旧+无形资产摊销+长期待摊费用摊销）/总资产。

（三）数据来源与处理

本文选择2009—2018年中国沪深A股上市企业为初始样本。其中，财务数据全部来源于国泰安（CSMAR）数据库。考虑到中国人民银行于2013年全面放开金融机构贷款利率管制，为保证政策实施前后时间区间的平衡，因而将2018年作为样本的终止期。根据研究需要，在原始数据的基础上做如下处理：（1）剔除金融、保险行业的上市企业；（2）剔除ST企业；（3）剔除产权性质不明确的样本；（4）剔除观测值缺失的样本，最终获得15 725个企业的年度观测值。另外，为避免异常值对回归结果的影响，分别对虚拟变量之外的所有连续变量采取上下1%的缩尾处理。主要变量的描述性统计结果如表1所示。

由表1 可知，企业层面“短贷长投”（SFLI）的均值为-0.0804，“短贷长投”的虚拟变量（Dum_SFLI）的均值为0.2495，说明样本期间大约25%的企业存在“短贷长投”。贷款利率下限放开（Marketdown）的均值为0.6742，说明67.42%的样本位于贷款利率下限放开管制的区间内。产权性质（Nsoe） 的均值为0.6004，说明60.04%的样本为非国有企业。当期长期信贷增量（CLTCG）的均值仅为0.0362，一定程度上说明中国上市企业获取的长期信贷资金仍处于较低水平。

四、实证分析

（一）基准回归

在模型（1）中分别引入企业（Firm）、年度（Year）、年度-行业（Year×Industry）、年度-地区（Year×Area）固定效应的目的是缓解遗漏变量偏误。基准回归结果如表2所示。

表2 基准回归结果

由表2 可知，贷款利率下限放开与产权性质的交互项（Marketdown×Nsoe）的回归系数均在1%的水平上显著为负，可知贷款利率下限放开显著抑制了实体企业“短贷长投”，缓解了资本市场扭曲的融资结构，有利于推动信贷资金供给与需求之间的平衡。因此，本文假设成立。

（二）稳健性检验

⒈ 平行趋势检验

运用双重差分模型进行估计的必要前提是处理组与控制组两组样本在政策变动前具有平行趋势，即如果没有处理效应，结果变量在处理组和控制组中的变动趋势是一致的。为考察处理组和控制组的变化趋势，本文将利率市场化改革前后年份分别设置为虚拟变量Post2009、Post2010、Post2011、Post2012、Post2014、Post2015、Post2016、Post2017 和Post2018，并将9 个虚拟变量分别与产权性质（Nsoe）进行交互，建立如下模型：

由平行趋势检验结果①平行趋势检验结果未在正文中列出，留存备索。可知，利率市场化前的交互项均不显著，意味着贷款利率下限放开前，在企业“短贷长投”水平的变动趋势上，利率市场化后的非国有企业与国有企业相比不存在显著差异；而贷款利率下限放开后，利率市场化后的非国有企业的“短贷长投”水平显著降低。这一特征说明，前文的研究结果不是由事件前趋势所导致的，这也为双重差分方法的有效性提供了经验证据。

⒉ 变更指标的度量方法

为了检验基准回归结果的稳健性，本文改变部分变量的度量方法重新对模型（1）进行回归。首先，借鉴Barclay 和Smith［17］的研究，本文采用企业长期借款占比（Lloan）衡量债务期限结构，用债务期限结构代替被解释变量重新进行回归。企业长期借款占比越高，企业的债务期限越长。贷款利率下限放开对企业债务期限结构的影响如表3 列（1）所示。由结果可知，Marketdown×Nsoe的回归系数显著为正，说明贷款利率下限放开可以显著提高非国有企业长期借款占比，改善非国有企业债务期限结构。其次，更换控制变量的度量方法。借鉴Datta等［18］的研究，本文采用息税前利润（EBIT）衡量企业盈利能力，采用市账比（BookRatio）衡量企业成长性，再次回归。更换控制变量后的回归结果如表3列（2）所示。由结果可知，Marketdown×Nsoe的回归系数显著为负，与前文研究结论一致，说明基准回归结果的稳健性。

表3 稳健性检验结果

⒊ 剔除应付债券余额大于零的样本

随着中国资本市场和信贷市场的加速发展，获取债券融资资格并将发行债券作为融资来源的企业数量不断增加。考虑债券融资对前文研究结论可能产生影响，剔除应付债券余额大于零的企业［1］，对余下样本重新进行回归，结果如表3列（3）所示。由结果可知，Marketdown×Nsoe的回归系数显著为负，在排除债券融资可能造成影响的前提下，前文研究结论不受影响。

综合以上分析，稳健性检验结果与基准回归结果一致，证实贷款利率下限放开对实体企业“短贷长投”的抑制作用是稳健的。

（三）机制检验

与发达国家的金融体系不同，中国金融抑制程度较高、融资渠道更为单一，企业通常不能从债券市场获得直接融资，因而银行成为外部融资的主要供给方。中国的市场化程度较低不利于发挥利率的调节功能，且助长信贷市场的价格竞争不充分，打破金融市场的资源供需平衡，导致企业投融资期限结构不匹配。原因在于，一方面，国内企业面临的融资环境导致银行提供金融资源的竞争压力相对较低，利率市场化进程缓慢削弱了银行筛选客户与信息的动力［19］，银行使用贷款期限替代价格手段参与竞争；同时，由于贷款期限溢价，企业被迫将长期融资短期化来节约融资成本。另一方面，短期融资有助于银行收回资金，为控制信贷风险，银行也更愿意提供短期信贷［1］。已有研究证实，贷款利率下限放开后，企业对金融机构选择范围的扩大增加了银行贷款营销的难度，银行间的竞争加剧［20］，企业的融资成本也随之下降［4］。在贷款利率下限放开影响企业“短贷长投”的机制检验中，本文选取当期长期信贷增量（CLTCG）和期限结构（Term）作为被解释变量，机制检验结果如表4所示。

表4 机制检验结果

由表4 可知，贷款利率下限放开使得当期长期信贷增量显著增加、期限结构显著延长，意味着贷款利率下限放开可以显著延长非国有企业的借款期限。上述结果可以解释为，贷款利率下限放开降低了非国有企业获得银行贷款的难度。第一，在利率市场化的推进下，利率对投资机会的反应更加准确，当利率充分发挥其市场调节机制时，非国有企业贷款选择来源扩大。低风险企业可以根据银行提出的贷款价格进行议价，银行通常采取降低贷款利率的手段来抢夺低风险客户，银行间的竞争由以机构扩张为主转向价格竞争为主［21］。企业融资成本的降低增加了其收益和可支配现金流，但银行存贷利差缩小的同时也提高了银行代理成本，此时，银行倾向于发放长期贷款。第二，出于风险控制，银行通常向高风险企业发放贷款的意愿较低，但发放长期贷款有助于提高企业的财务稳健性从而降低贷款的违约概率［16］。因此，贷款利率下限放开依靠银行竞争这一途径来改善银行对企业长期贷款的信贷资源配置并提高企业长期贷款的可获得性。

五、进一步分析

（一）异质性分析① 异质性分析结果未在正文中列出，留存备索。

⒈ 企业借款的期限结构

为进一步确认贷款利率下限放开可以抑制实体企业“短贷长投”，本文根据长期借款占比的中位数将样本划分为长期借款占比较高和长期借款占比较低两组，分别回归；同理，根据短期借款占比的中位数将样本划分为短期借款占比较高和短期借款占比较低两组，分别回归。由结果可知，在长期借款占比较低的企业中，Marketdown×Nsoe的回归系数绝对值更大，在短期借款占比较高的企业中，Marketdown×Nsoe的回归系数绝对值更大。这说明贷款利率下限放开对“短贷长投”的抑制作用在投融资期限结构失衡的企业中更为突出，更加有利于短期借款占比较高的企业调整其融资结构。

⒉ 银行竞争程度

为检验银行竞争对利率市场化政策效应的异质性影响，借鉴姜付秀等［22］的研究，本文采用各年度省级银行分支机构数量构造赫芬达尔-赫希曼指数（HHI）以衡量银行竞争程度。该指标取值范围为0—1，HHI数值越大，说明市场垄断程度越高，银行竞争程度越低。本文根据HHI的中位数将样本划分为银行竞争程度较高和银行竞争程度较低两组，分别回归。由结果可知，在银行竞争程度较高的企业中，Marketdown×Nsoe的回归系数显著为负，而在银行竞争程度较低的企业中，回归系数则不显著。这说明当银行业竞争程度较高时，利率市场化改革对实体企业“短贷长投”的抑制作用更为明显，再次证实利率市场化通过信贷市场竞争促使银行贷款向企业长期贷款转移。

⒊ 融资约束程度

在利率管制时期，受企业规模和产权性质的影响，高风险的中小企业易受到银行的信贷歧视，金融机构通过考察贷款的收益、风险损失和责任认定等对中小企业的贷款资格进行认定，但结果往往是金融机构宁愿以低价向大型优质企业提供贷款［23］，也极少向非国有企业放贷。而取消利率管制后，银行基于市场状况对不同客群制定差异化贷款利率，因而银行发放贷款的基准拓宽，融资约束较大的中小企业获取长期贷款的可能性也相应增大；由于还款能力较强，大型企业所承受的融资约束也较小，所以利率市场化政策效应在大型企业的反应上则相对较小。借鉴Hadlock 和Pierce［24］的研究，本文构建SA指数衡量企业的融资约束程度，SA指数绝对值越大，企业的融资约束越大。根据融资约束程度的中位数将样本划分为融资约束程度较高和融资约束程度较低两组，分别回归。由结果可知，在融资约束程度较高的企业中，Marketdown×Nsoe的回归系数显著为负，而在融资约束程度低的企业中，回归系数则不显著。这说明贷款利率下限放开在抑制实体企业“短贷长投”的同时，也在一定程度上缓解非国有企业的融资约束。

⒋ 企业成长性

贷款可获得性的差异受企业成长性的影响，高成长性企业更容易获得信贷融资。考虑到高成长性企业具备经营绩效较好、投资机会和项目质量较高的优势，银行向其提供贷款的回收风险损失较低，因而银行与高成长性企业建立长期稳定合作关系的倾向更大。根据企业成长性的中位数将样本划分为高成长性企业和低成长性企业两组，分别回归。由结果可知，在高成长性企业中，Marketdown×Nsoe的回归系数显著为负，而在低成长性企业中，回归系数则不显著。这说明贷款利率下限放开对企业“短贷长投”的抑制作用在高成长性企业中更加显著。

⒌ 固定资产占比

固定资产占比作为影响企业目标负债率的重要因素之一，在利率管制时期，金融机构偏好于通过考察固定资产等指标来选择贷款客户和期限。按照固定资产占比的高低，考察利率市场化政策效果是否受抵押能力的异质性影响。根据固定资产占比的中位数将样本划分为固定资产占比较高和固定资产占比较低两组，分别回归。由结果可知，在两组样本中，Marketdown×Nsoe的回归系数均显著为负，但固定资产占比较高的企业回归系数绝对值更大。这说明贷款利率下限放开对抵押能力较强的实体企业“短贷长投”的抑制作用更为明显。

（二）经济后果

⒈ 股价崩盘风险

股价崩盘破坏金融市场平稳健康运行，可能导致资源错配，进一步损害实体经济发展［25］。已有研究认为，管理层出于维护自身职位、保护薪酬、提高短期内期权价值等目的［26］，通常存在暂时隐瞒企业负面消息的动机，当不断积累的坏消息达到难以负荷的阈值时，隐藏负面消息的成本将可能超过收益，此时负面消息释放所带来的冲击会严重打击股价而造成崩盘。但是，由于利率管制的放松能够发挥会计信息治理效应、资本配置效应等，因而贷款利率下限放开可以有效降低企业未来的股价崩盘风险［27］。借鉴王化成等［25］的研究，本文采用负收益偏态系数（Ncskew）衡量上市企业的股价崩盘风险，贷款利率下限放开对股价崩盘风险影响的回归结果如表5列（1）所示。由结果可知，Marketdown×Nsoe的回归系数显著为负，说明中国人民银行的贷款利率下限放开政策显著降低了非国有企业的股价崩盘风险。

表5 经济后果的回归结果

⒉ 企业价值

在资本结构与企业价值的关系上，上市企业增加长期负债能够提高企业价值，但企业错误的投资决策、过度偏离目标值的资本结构最终也会损害企业价值［28］。因此，利率市场化可以通过抑制企业低效率的投资行为来提升企业投资的价值效应［5］。本文采用下一期Tobin's Q的自然对数衡量企业价值，贷款利率下限放开对企业价值的回归结果如表5 列（2）所示。由结果可知，Marketdown×Nsoe的回归系数显著为正，说明贷款利率下限放开对企业价值存在积极影响。

⒊ 非效率投资

具有“短贷长投”的企业存在较高的非效率投资［1］，而利率市场化的推进使得企业非效率投资减少，这一效应在非国有企业中更为突出。已有研究证实，由于信贷歧视的存在，国有企业存在严重的过度投资现象，非国有企业则表现为明显的投资不足［7］。因此，借鉴Richardson［29］研究，本文将非效率投资（Underinv）衡量投资不足并作为被解释变量，进一步考察贷款利率下限放开对企业投资不足的影响，贷款利率下限放开对非效率投资的回归结果如表5列（3）所示。由结果可知，Marketdown×Nsoe的回归系数显著为负，说明贷款利率下限放开能够显著减弱非国有企业的融资约束，改善企业投资不足的状况。

⒋ 风险承担水平

在利率市场化的推进下，银行对非国有企业的授信额度不断提高，银行与企业共同分担风险。借鉴John 等［30］的研究，本文采用以ROA所计算的盈利波动性衡量企业的风险承担水平（SROA）。该指标越大，说明企业的盈利波动性越大，企业风险承担水平越高。贷款利率下限放开对风险承担水平的回归结果如表5列（4）所示。由结果可知，Marketdown×Nsoe的回归系数显著为正，说明贷款利率下限放开能够显著提升非国有企业的风险承担水平。这也进一步证实，贷款利率下限放开能够通过弱化融资约束来影响企业的投资行为，促使企业选择高风险但预期净现值为正的投资项目，从而提高企业风险承担水平。

六、结论与政策建议

本文以2009—2018年中国沪深A股非金融类上市企业为研究样本，采用双重差分设计对金融深化改革与实体企业“短贷长投”的关系进行研究，主要研究结论如下：目前来看，以利率市场化为代表的金融深化改革降低了市场扭曲，贷款利率下限放开显著抑制了实体企业“短贷长投”。机制分析说明，贷款利率下限放开促使银行间竞争加剧，扩大可供企业选择的资源范围，增大企业长期贷款的可获得性，最终改善“短贷长投”的投融资期限错配现象。在此基础上，通过进行一系列稳健性检验证实了本文的主要结论是稳健的。此外，从多角度进行异质性分析，发现贷款利率下限放开的政策效应在投融资期限结构失衡、银行竞争程度较高、融资约束程度较高、高企业成长性和固定资产占比较高的企业中更为显著。最后本文发现，利率市场化改革还有利于降低企业的股价崩盘风险、改善企业投资不足的状况、提升企业价值和提高风险承担水平。

当前，需要准确理解利率市场化改革的政策意义，正确评估信贷市场利率上下限放开的政策效果，才能为推动金融深化改革提供有效参考。本文提出以下政策建议：第一，实体企业“短贷长投”的投融资期限错配问题存在不可忽视的脆弱性、不稳定性，国家和政府需要引导信贷资金精准流向企业重点投资领域。由于长期信贷增长速度缓慢不利于实体经济发展，因而相关部门既要稳定企业杠杆率，也应密切关注企业真实风险水平，淘汰信用资质低的企业，提高信贷资金有效利用率，防止出现资本市场流动性充足与企业融资需求偏弱的供给关系失衡。第二，为克服企业融资需求下滑，需要调动作为供给方的银行的信贷投放积极性。在保证融资成本降低的前提下，应当依托利率市场化调整机制，尽量满足银行应有的净利差水平，从而减轻银行的信贷考核压力，维持信贷投放的持续性；同时，加强企业贷款的风险管理与处置，降低银行不良贷款压力。第三，企业投融资结构改善的动力之一来源于政策推动。为有效提高资本市场融资效率、向非国有企业融资提供支持，在持续推动实际贷款利率稳中有降的进程中，应坚持市场利率定价自律机制的准则，充分发挥贷款市场报价利率（LPR）的指导性作用，加大金融支持实体经济发展力度，切实缓解非国有企业的融资问题，稳定金融深化改革政策中关键的一棒。