王 霞 朱艷芳

（蘭州財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)西北金融研究中心，甘肅 蘭州 730020；蘭州銀行宏鑫支行，甘肅 蘭州 730020）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

中小企業(yè)是我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，其生存發(fā)展?fàn)顩r對(duì)就業(yè)、GDP、技術(shù)進(jìn)步等具有重要影響。然而多年來(lái)融資成本問(wèn)題始終制約著中小企業(yè)的發(fā)展，因此，解決中小企業(yè)的融資問(wèn)題對(duì)于我國(guó)十分重要。為此，政府采取多項(xiàng)應(yīng)對(duì)措施，利率市場(chǎng)化改革是其中重要一環(huán)。2013年10月中國(guó)人民銀行推出貸款市場(chǎng)報(bào)價(jià)利率（LPR），2019 年8 月又進(jìn)行LPR 改革，旨在形成市場(chǎng)化的基準(zhǔn)利率，以此降低中小企業(yè)的融資成本。利率市場(chǎng)化改革的初衷能否實(shí)現(xiàn)、影響中小企業(yè)融資成本的效果究竟如何？基于此，本文在分析利率市場(chǎng)化改革影響中小企業(yè)融資成本機(jī)理的基礎(chǔ)上，分別檢驗(yàn)2013 年LPR 推出和2019 年LPR 改革對(duì)中小企業(yè)融資成本的影響并進(jìn)行對(duì)比分析，以期對(duì)我國(guó)進(jìn)一步深化利率市場(chǎng)化改革以及降低中小企業(yè)的融資成本提供參考借鑒。

對(duì)于利率市場(chǎng)化改革效果的研究，已有文獻(xiàn)主要從利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)融資約束、融資結(jié)構(gòu)的影響等方面進(jìn)行探究，認(rèn)為利率市場(chǎng)化不僅可以減少社會(huì)福利的無(wú)謂損失，而且可以增強(qiáng)金融機(jī)構(gòu)的定價(jià)權(quán)，有助于金融機(jī)構(gòu)參與企業(yè)項(xiàng)目風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)，增加對(duì)風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目的信貸，進(jìn)而緩解企業(yè)融資約束問(wèn)題（Gelos &Wer?ner，2002；Laeven，2003）；利率市場(chǎng)化有助于企業(yè)資本結(jié)構(gòu)趨于最優(yōu)狀態(tài)，表現(xiàn)為小型企業(yè)財(cái)務(wù)杠桿增加，而大型企業(yè)杠桿會(huì)有所降低（Ameer，2003）。對(duì)于利率市場(chǎng)化改革是否起到降低企業(yè)尤其是中小企業(yè)融資成本的效果，研究成果相對(duì)較少。大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，利率市場(chǎng)化能降低企業(yè)的融資成本，如王志鵬（2020）通過(guò)邏輯推理得出，LPR有助于降低實(shí)體經(jīng)濟(jì)融資成本；中國(guó)季度宏觀經(jīng)濟(jì)模型課題組（2020）通過(guò)CQMM模型模擬LPR改革的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)LPR改革對(duì)市場(chǎng)利率的下降具有正向效應(yīng)；張偉華等（2018）建立面板模型，研究發(fā)現(xiàn)利率市場(chǎng)化改革進(jìn)程對(duì)企業(yè)融資成本有降低作用。但對(duì)于利率市場(chǎng)化是否能夠降低中小企業(yè)的融資成本，學(xué)者們爭(zhēng)議較大。有些學(xué)者認(rèn)為利率市場(chǎng)化能夠降低中小企業(yè)融資成本（Rajan &Zingales，1999；李科和徐龍炳，2011），而楊昌輝和張可莉（2016）研究發(fā)現(xiàn)利率市場(chǎng)化會(huì)提高民營(yíng)企業(yè)的融資成本，殷秀仙等（2020）發(fā)現(xiàn)從短期來(lái)看，LPR 改革導(dǎo)致國(guó)有中小企業(yè)融資成本顯著下降，但對(duì)民營(yíng)中小企業(yè)降低融資成本影響不大。

綜上所述，學(xué)者們對(duì)于我國(guó)利率市場(chǎng)化改革的效果形成了較為豐碩的成果，但這些成果主要著眼于宏觀層面的探討，對(duì)LPR改革與中小企業(yè)融資成本的理論分析和實(shí)證研究相對(duì)較少，且沒(méi)有形成定論；現(xiàn)有研究主要集中于單獨(dú)探討2013年LPR提出的影響或2019 年LPR 改革的成效，鮮有關(guān)于兩次改革效果對(duì)比的研究。本文的創(chuàng)新點(diǎn)在于：基于2013 年10 月LPR推出和2019年8月LPR改革背景下，運(yùn)用雙重差分法，隨機(jī)選取300 家中小企業(yè)和300 家大型企業(yè)構(gòu)建準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，分別研究?jī)纱卫适袌?chǎng)化改革影響中小企業(yè)融資成本的政策效應(yīng)，并對(duì)比兩次改革的影響效果，探討我國(guó)的利率市場(chǎng)化改革是否能降低中小企業(yè)融資成本。本文在研究方法上有所突破，在研究?jī)?nèi)容上有所拓展，在研究結(jié)論上對(duì)政策制定有新的啟示。需要指出的是，本文將研究區(qū)間設(shè)置為每次改革出臺(tái)前后五個(gè)季度，屬于短期性研究，與長(zhǎng)期相比，短期內(nèi)政策實(shí)施的沖擊效果更大，短期分析更具有現(xiàn)實(shí)意義，因此不影響本文的研究?jī)r(jià)值。

二、理論假說(shuō)

融資成本一方面反映利率配置信貸資金的效率，另一方面反映企業(yè)獲得銀行貸款的難易程度，因此融資成本成為檢驗(yàn)利率市場(chǎng)化改革成效的重要手段。那么，利率市場(chǎng)化如何影響中小企業(yè)的融資成本呢？

2013 年LPR 推出時(shí)我國(guó)市場(chǎng)體制相對(duì)落后，利率市場(chǎng)化程度相對(duì)較低，利率對(duì)市場(chǎng)主體的投融資決策影響不顯著（郭豫媚等，2016），因此商業(yè)銀行依然參考基準(zhǔn)利率而不是LPR 進(jìn)行定價(jià)（徐忠，2018），利率傳導(dǎo)機(jī)制并不通暢。在這種情況下，貨幣政策無(wú)法通過(guò)利率傳導(dǎo)機(jī)制引導(dǎo)貸款利率，央行只能更多地采取信貸配給手段來(lái)影響市場(chǎng)利率（馬駿和王紅林，2014）。在企業(yè)資金需求十分旺盛的情況下，央行通過(guò)增加商業(yè)銀行的信貸供給，以期降低企業(yè)的融資成本，但是由于銀企之間的信息不對(duì)稱和商業(yè)銀行的信貸歧視現(xiàn)象，商業(yè)銀行傾向于向大型企業(yè)發(fā)放貸款。由于大型企業(yè)擠占大量的信貸資金，中小企業(yè)想要爭(zhēng)取有限的資金必須付出更高的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，從而增加中小企業(yè)的融資成本（何德旭和余晶晶，2019）。此外，從商業(yè)銀行的負(fù)債端來(lái)看，在激烈的競(jìng)爭(zhēng)下商業(yè)銀行面臨存貸利差逐步縮小的局面，為了維持利潤(rùn)空間，銀行就可能會(huì)加大對(duì)于缺少抵押物、風(fēng)險(xiǎn)較大的中小企業(yè)的融資約束，從而提高中小企業(yè)的融資成本（劉明康等，2018）。

基于此，提出本文第一個(gè)假說(shuō)H1：與大型企業(yè)相比，2013年LPR推出提高了中小企業(yè)的融資成本。

隨著利率市場(chǎng)化不斷推進(jìn)，利率管制逐漸放松，而貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制也得到改善。2019 年LPR改革后，利率形成機(jī)制發(fā)生變化，LPR 利率與中期借貸便利（MLF）利率掛鉤，企業(yè)貸款利率與LPR利率掛鉤，央行的貨幣政策按照“MLF→LPR→貸款利率”的路徑傳導(dǎo)，商業(yè)銀行在LPR基礎(chǔ)上的再次加點(diǎn)幅度會(huì)對(duì)企業(yè)的融資成本產(chǎn)生直接影響，因此央行通過(guò)調(diào)控MLF 利率下行，從而引導(dǎo)LPR 利率下行，最終引導(dǎo)企業(yè)的貸款成本降低（孫麗和朱律，2020）。在企業(yè)中，大型企業(yè)等優(yōu)質(zhì)客戶本身具有較強(qiáng)的議價(jià)能力，在LPR改革前后利率彈性提高的幅度不大，而中小企業(yè)的融資渠道相對(duì)有限，對(duì)銀行信貸資金的依賴程度更強(qiáng)，因此中小企業(yè)的利率彈性增強(qiáng)的幅度更大，利率傳導(dǎo)機(jī)制的引導(dǎo)作用使得中小企業(yè)融資成本的降低幅度大于大型企業(yè)的幅度（王志鵬，2020）。鑒于此，2019年LPR 改革時(shí)，利率傳導(dǎo)機(jī)制得到改善，利率的市場(chǎng)優(yōu)化配置作用增強(qiáng)，進(jìn)一步消除信息不對(duì)稱和信貸歧視問(wèn)題，糾正商業(yè)銀行的貸款定價(jià)機(jī)制。因此，中小企業(yè)享受的利率市場(chǎng)化紅利更大。

基于此，提出本文假說(shuō)H2：與大型企業(yè)相比，2019年LPR改革降低了中小企業(yè)的融資成本。

隨著利率市場(chǎng)化不斷推進(jìn)，2013 年LPR 推出時(shí)，由于市場(chǎng)化程度較低，利率傳導(dǎo)機(jī)制不通暢，金融體制所存在的問(wèn)題反而使中小企業(yè)的融資成本提高；2019年LPR 改革時(shí)，市場(chǎng)機(jī)制趨于成熟，利率市場(chǎng)化程度提高，利率傳導(dǎo)機(jī)制得到改善，隨著利率下行，利率傳導(dǎo)機(jī)制推動(dòng)銀行合理定價(jià)，從而降低中小企業(yè)的融資成本。

基于此，提出假說(shuō)H3：與2013 年LPR 推出相比，2019年LPR 改革發(fā)揮了降低中小企業(yè)融資成本的正向引導(dǎo)作用。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）變量選取

1.被解釋變量。被解釋變量為融資成本（cost），反映企業(yè)的融資情況，本文借鑒錢雪松等（2019）學(xué)者對(duì)融資成本的核算方法，采用“利息費(fèi)用/總負(fù)債”衡量融資成本，由于利息費(fèi)用季度數(shù)據(jù)不可得，本文最終采用“財(cái)務(wù)費(fèi)用/總負(fù)債”衡量融資成本，財(cái)務(wù)費(fèi)用相比利息費(fèi)用口徑較寬，但可以反映企業(yè)的融資成本情況，并采取“財(cái)務(wù)費(fèi)用/平均負(fù)債”進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2.政策虛擬變量。本文基于2013年10月LPR推出這一事件設(shè)置實(shí)驗(yàn)期虛擬變量為after1，基于2019年8 月LPR 改革這一事件設(shè)置實(shí)驗(yàn)期虛擬變量為after2?？紤]到大型企業(yè)議價(jià)能力較強(qiáng)，無(wú)論利率是否改革，大型企業(yè)都能以較低成本獲得貸款，而中小企業(yè)在利率市場(chǎng)化改革前后都不容易以較低成本獲得貸款，但是利率市場(chǎng)化改革使得中小企業(yè)的融資成本變動(dòng)更具有彈性（郭路等，2015；代凱和邱倩，2019），基于此，設(shè)置實(shí)驗(yàn)組虛擬變量為ms，中小企業(yè)設(shè)為1，這一分組為本文構(gòu)造準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)奠定基礎(chǔ)。本文通過(guò)實(shí)驗(yàn)組虛擬變量與實(shí)驗(yàn)期虛擬變量交乘項(xiàng)ms×after構(gòu)造政策虛擬變量，反映貸款利率市場(chǎng)化改革影響中小企業(yè)融資成本的政策效應(yīng)，交乘項(xiàng)的值為1是指中小企業(yè)在改革之后的情況。

3.控制變量。本文借鑒錢雪松等（2019）的研究，選取資產(chǎn)規(guī)模（size）、資產(chǎn)負(fù)債率（lever）、固定資產(chǎn)比率（fixed）、資產(chǎn)收益率（roa）、資金周轉(zhuǎn)率（turnover）、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率（revenuegro）、經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)（risk）、通貨膨脹率（gCPI）作為影響融資成本的控制變量，變量的核算方法及含義如表1所示。

表1 研究變量一覽表

（二）數(shù)據(jù)說(shuō)明

由于自然實(shí)驗(yàn)分組必須隨機(jī)，因此本文從中投證券客戶端選擇中小板股票排號(hào)前300 的企業(yè)為中小企業(yè)樣本，A股股票排號(hào)前300的企業(yè)為大企業(yè)樣本，優(yōu)先剔除存在退市風(fēng)險(xiǎn)（ST、ST*）的企業(yè)以及金融企業(yè)，選擇此600家企業(yè)構(gòu)造準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)。樣本區(qū)間為改革前后各5 個(gè)季度，研究2013 年LPR 推出的影響時(shí)，樣本區(qū)間為2012 Q3～2014 Q4；研究2019 年LPR改革的影響時(shí)，樣本區(qū)間為2018 Q2～2020 Q3，數(shù)據(jù)主要來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。樣本區(qū)間包括10 個(gè)季度，因此實(shí)證結(jié)果主要反映短期的政策效應(yīng)。需要說(shuō)明的是，2019 年LPR 改革的企業(yè)樣本與2013 年LPR 推出的研究樣本一致，鑒于LPR 推出六年之后再進(jìn)行LPR 改革，LPR 推出的政策效應(yīng)已趨于平穩(wěn)，本文認(rèn)為其效應(yīng)對(duì)LPR改革的影響可忽略，不做多期雙重差分法（DID）處理。

（三）模型構(gòu)建

構(gòu)建模型如公式（1）和公式（2）所示。

模型（1）檢驗(yàn)假說(shuō)H1，模型（2）檢驗(yàn)假說(shuō)H2。模型中，cost為融資成本，after1、after2為實(shí)驗(yàn)期虛擬變量，ms×after為政策虛擬變量，control為控制變量，α為截距項(xiàng)，λ、β、γ為系數(shù)，μi為個(gè)體特征，εit為擾動(dòng)項(xiàng)。其中，β為政策虛擬變量的系數(shù)，若β>0，則表示利率市場(chǎng)化改革會(huì)提高中小企業(yè)的融資成本，反之則降低。

（四）實(shí)驗(yàn)說(shuō)明

1.準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)與DID法的適用性。首先，自然實(shí)驗(yàn)和DID法是檢驗(yàn)政策效應(yīng)的最有效手段（陳林和伍海軍，2015），因此本文構(gòu)造自然實(shí)驗(yàn)并運(yùn)用DID法檢驗(yàn)利率市場(chǎng)化改革的政策效應(yīng)。其次，自然實(shí)驗(yàn)構(gòu)造的前提條件是一項(xiàng)政策在實(shí)驗(yàn)組內(nèi)部實(shí)行，而在對(duì)照組內(nèi)部不實(shí)行，才能構(gòu)成自然實(shí)驗(yàn)。然而，利率市場(chǎng)化改革的實(shí)施具有普遍性，不存在對(duì)大型企業(yè)與中小企業(yè)的差異化政策，因此，基于利率市場(chǎng)化改革無(wú)法構(gòu)建自然實(shí)驗(yàn)。但是，代凱和邱倩（2019）研究時(shí)發(fā)現(xiàn)，由于中小企業(yè)存在的固有劣勢(shì)，金融機(jī)構(gòu)總是傾向于向大型企業(yè)發(fā)放貸款，同時(shí)郭路等（2015）研究認(rèn)為中小企業(yè)不得不以較高成本獲得資金，因此相對(duì)來(lái)說(shuō)，大型企業(yè)的融資利率彈性較小，中小企業(yè)的融資利率彈性較大。大型企業(yè)與中小企業(yè)在利率彈性方面存在差異，形成準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的基礎(chǔ)，雖然不屬于嚴(yán)格意義上的自然實(shí)驗(yàn)，但是通過(guò)DID法觀察改革前后中小企業(yè)的利率彈性變化，亦能體現(xiàn)利率市場(chǎng)化改革的政策效應(yīng)，因此，準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)和DID 法對(duì)于本文的研究具有一定的適用性。

2.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。DID 法有效的一個(gè)前提假設(shè)是：利率市場(chǎng)化改革之前，中小企業(yè)與大型企業(yè)的融資利率彈性保持不變，即外生沖擊發(fā)生之前，實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的融資成本存在平行的變動(dòng)趨勢(shì)?；诖?，本文對(duì)改革前三個(gè)季度分別做平行趨勢(shì)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)改革前一個(gè)季度、改革前兩個(gè)季度、改革前三個(gè)季度實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的均值差異，由表2 可得，2013 年LPR推出與2019 年LPR 改革之前，實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的融資成本均不存在顯著的差異，這說(shuō)明實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的融資成本保持平行的變動(dòng)趨勢(shì)，滿足DID法的研究前提。

四、實(shí)證分析

（一）2013年LPR推出對(duì)中小企業(yè)融資成本的影響

本文對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾（win?sorize）處理，以此來(lái)避免異常值對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果的影響。由表3的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，樣本數(shù)據(jù)為包含5996個(gè)觀測(cè)值的面板數(shù)據(jù)，ms的均值為0.5，說(shuō)明實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的樣本量相同，after1 的均值為0.5，說(shuō)明實(shí)驗(yàn)期與對(duì)照期的期數(shù)相同，避免實(shí)驗(yàn)分組和實(shí)驗(yàn)期的設(shè)置不平衡，導(dǎo)致實(shí)驗(yàn)結(jié)果不正確；cost的均值為0.0667，標(biāo)準(zhǔn)差為0.1409，表明融資成本的波動(dòng)性較大，對(duì)于研究改革前后中小企業(yè)融資成本的差異具有一定的可行性。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)表1

1.2013年LPR 推出影響中小企業(yè)融資成本的實(shí)證結(jié)果。表4 為2013 年LPR 推出影響中小企業(yè)融資成本的實(shí)證結(jié)果，本文采用雙重差分法進(jìn)行檢驗(yàn)，并進(jìn)行固定效應(yīng)估計(jì)作為參照。由實(shí)證結(jié)果可知，固定效應(yīng)估計(jì)（FE）與雙重差分法（DID）得到的結(jié)果基本一致，存在控制變量下的雙重差分法結(jié)果顯示，ms的系數(shù)為0.18%，在5%的顯著性水平下為正，說(shuō)明在控制其他影響因素的情況下，不考慮推出LPR 這項(xiàng)改革，中小企業(yè)的融資成本比大型企業(yè)平均高0.18%，交乘項(xiàng)ms×after1的系數(shù)為0.24%，在5%的顯著性水平下為正，說(shuō)明2013 年LPR 的推出增加了中小企業(yè)的融資成本，驗(yàn)證本文假說(shuō)H1。

表4 LPR推出的實(shí)證結(jié)果

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先改變?nèi)谫Y成本的核算方法?？紤]到融資成本可以從不同角度核算，為了避免核算方法不同對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果的影響，穩(wěn)健性檢驗(yàn)時(shí)改變?nèi)谫Y成本的核算方法，即“財(cái)務(wù)費(fèi)用/平均負(fù)債”。由表5中列（1）可知，在控制其他影響因素的基礎(chǔ)上，ms×after1 的系數(shù)為0.28%，在1%的顯著性水平下為正，說(shuō)明與大型企業(yè)相比，2013 年LPR 推出使得中小企業(yè)的融資成本平均提高0.28%，進(jìn)一步驗(yàn)證H1實(shí)驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。其次，改變實(shí)驗(yàn)組構(gòu)造方式。本文準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的中小企業(yè)選擇在中小板上市的企業(yè)，考慮到在創(chuàng)業(yè)板上市的企業(yè)也屬于中小企業(yè)，為了避免資本市場(chǎng)不同對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果的影響，本文選擇在創(chuàng)業(yè)板上市的排號(hào)前300家企業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組，仍然選擇A股股票排號(hào)前300家企業(yè)作為對(duì)照組，對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由表5 中列（2）可知，在控制其他影響因素的基礎(chǔ)上，ms×after1 的系數(shù)為0.25%，在5%的顯著性水平下為正，與上文基準(zhǔn)回歸基本一致，說(shuō)明不同的資本市場(chǎng)對(duì)本文結(jié)果沒(méi)有影響，增強(qiáng)實(shí)驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。

表5 LPR推出的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（二）2019年LPR改革對(duì)中小企業(yè)融資成本的影響

研究2019年LPR改革對(duì)中小企業(yè)融資成本的影響之前，同樣對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行縮尾處理，從表6 中可以看出，樣本數(shù)據(jù)為包含6000 個(gè)觀測(cè)值的面板數(shù)據(jù)，ms、after2的均值均為0.5，說(shuō)明實(shí)驗(yàn)組和實(shí)驗(yàn)期的設(shè)置都是平衡的，cost的均值為0.0675，標(biāo)準(zhǔn)差為0.0198，最大值為0.2468，最小值為-0.4336，表明融資成本存在較大差異，對(duì)于研究改革前后融資成本的變動(dòng)具有一定的可行性。

表6 描述性統(tǒng)計(jì)表2

1.2019年LPR 改革影響中小企業(yè)融資成本的實(shí)證結(jié)果。本文主要采取雙重差分法研究2019年LPR改革對(duì)中小企業(yè)融資成本的影響，并采取固定效應(yīng)估計(jì)作為參照。由表7的實(shí)證結(jié)果可知，雙重差分法得到的實(shí)證結(jié)果與固定效應(yīng)估計(jì)基本一致，證明實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。在控制其他影響因素的情況下，雙重差分法得到的ms系數(shù)為0.21%，在1%的水平下顯著為正，說(shuō)明不考慮LPR 改革，中小企業(yè)的融資成本比大型企業(yè)平均高0.21%，ms×after2的系數(shù)為-0.13%，在5%的水平下顯著為負(fù)，說(shuō)明與大型企業(yè)相比，LPR改革降低了中小企業(yè)的融資成本，驗(yàn)證本文假說(shuō)H2。

表7 2019年LPR改革對(duì)融資成本的影響

對(duì)比ms×after1 與ms×after2 的系數(shù)符號(hào)發(fā)現(xiàn)，ms×after1為正，表明2013年LPR 推出提高了中小企業(yè)的融資成本，ms×after2 為負(fù)，表明2019 年LPR 改革降低了中小企業(yè)的融資成本，說(shuō)明2013 年LPR 推出在短期內(nèi)沒(méi)有起到正向作用，而2019 年LPR 改革發(fā)揮了降低中小企業(yè)融資成本的正向引導(dǎo)作用，從而驗(yàn)證了假說(shuō)H3。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。對(duì)LPR 改革政策效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)同樣采取改變?nèi)谫Y成本的核算方法和改變實(shí)驗(yàn)組的構(gòu)造方式兩種方法，由表8可知，列（1）為改變?nèi)谫Y成本核算方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，列（2）為改變實(shí)驗(yàn)組構(gòu)造方式的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。從列（1）可以看出，在加入控制變量的前提下，ms×after2 的系數(shù)為-0.12%，在5%的水平下顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，說(shuō)明2019 年LPR 改革降低了中小企業(yè)的融資成本，融資成本的核算方法不會(huì)影響實(shí)證結(jié)果，進(jìn)一步證明假說(shuō)H2。從列（2）可以看出，在加入控制變量后，ms×after2 的系數(shù)為-0.15%，在5%的水平下顯著為負(fù)，與前文實(shí)證結(jié)果一致，說(shuō)明資本市場(chǎng)不同不會(huì)改變利率市場(chǎng)化影響中小企業(yè)融資成本的效果。表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)中交乘項(xiàng)ms×after2 的系數(shù)為負(fù)，表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)中交乘項(xiàng)ms×after1的系數(shù)為正，穩(wěn)健性檢驗(yàn)表明，與2013 年LPR 推出相比，2019 年LPR 改革具有降低中小企業(yè)融資成本的正向作用，進(jìn)一步驗(yàn)證假說(shuō)H3的穩(wěn)健性。

表8 LPR改革的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、結(jié)論與建議

本文選取600家企業(yè)構(gòu)造準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用雙重差分法分別對(duì)2013年LPR推出和2019年LPR改革影響中小企業(yè)融資成本的政策效應(yīng)進(jìn)行研究，其中600家企業(yè)包括在A 股上市的300 家大型企業(yè)和在中小板上市的300 家中小企業(yè)，以此來(lái)保證隨機(jī)分組，樣本區(qū)間均為改革前后各5個(gè)季度，表明準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的結(jié)果反映短期的政策效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，與大型企業(yè)相比，2013 年LPR 推出提高了中小企業(yè)的融資成本，2019 年LPR 改革降低了中小企業(yè)的融資成本，對(duì)比兩次政策效應(yīng)可以看出，與2013 年LPR 推出相比，2019年LPR 改革發(fā)揮了降低中小企業(yè)融資成本的正向引導(dǎo)作用。本文通過(guò)改變?nèi)谫Y成本的核算方法和實(shí)驗(yàn)組的構(gòu)造方式對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，進(jìn)一步證明本文結(jié)論的穩(wěn)健性。本文通過(guò)研究利率市場(chǎng)化影響中小企業(yè)融資成本的政策效應(yīng)，證明利率市場(chǎng)化不一定能降低中小企業(yè)的融資成本，還取決于利率市場(chǎng)化程度、信息不對(duì)稱和信貸“歧視”程度、融資渠道的多樣性等因素。利率市場(chǎng)化程度越高，市場(chǎng)機(jī)制越完善，越有利于發(fā)揮利率傳導(dǎo)機(jī)制的作用，降低中小企業(yè)的融資成本；信息不對(duì)稱和信貸“歧視”的程度越低，越有利于中小企業(yè)公平地獲得資金，緩解中小企業(yè)的融資問(wèn)題；中小企業(yè)的融資渠道越多元，中小企業(yè)以較低成本獲得資金的可能性越大?；诖?，本文提出以下政策建議：

第一，進(jìn)一步深化利率市場(chǎng)化改革，推進(jìn)“兩軌并一軌”有序進(jìn)行。首先，進(jìn)行金融體制改革，完善市場(chǎng)機(jī)制，加強(qiáng)市場(chǎng)之間的聯(lián)動(dòng)性，利用貨幣市場(chǎng)和債券市場(chǎng)的雙重作用降低貸款市場(chǎng)利率。其次，促進(jìn)形成市場(chǎng)化利率體系，糾正利率扭曲，消除尋租空間，提高市場(chǎng)配置資金的效率。最后，加強(qiáng)法制約束，打破商業(yè)銀行利用資源和政策優(yōu)勢(shì)形成的利益壟斷格局。金融監(jiān)管機(jī)構(gòu)應(yīng)實(shí)時(shí)關(guān)注利率市場(chǎng)化下的風(fēng)險(xiǎn)情況，保證金融穩(wěn)定的前提下，繼續(xù)推進(jìn)利率市場(chǎng)化。

第二，完善信息披露制度，建立信息共享機(jī)制，緩解商業(yè)銀行的信息不對(duì)稱問(wèn)題。首先，中小企業(yè)應(yīng)建立信息披露機(jī)制，及時(shí)將企業(yè)的經(jīng)營(yíng)狀況和財(cái)務(wù)狀況進(jìn)行公布，并建立監(jiān)察機(jī)制推動(dòng)落實(shí)。其次，建立權(quán)威的第三方信用評(píng)級(jí)機(jī)構(gòu)，將中小企業(yè)的信息披露情況納入信用評(píng)級(jí)標(biāo)準(zhǔn)，以此推動(dòng)信息披露制度的實(shí)施。再次，政府應(yīng)鼓勵(lì)加強(qiáng)銀企合作，建立銀企關(guān)系機(jī)制，從而降低信息不對(duì)稱程度。促進(jìn)信息披露，打破市場(chǎng)信息壁壘，使銀行更深入地了解中小企業(yè)的實(shí)際情況，補(bǔ)充完善銀行的信息記錄，從而優(yōu)化市場(chǎng)主體的投融資環(huán)境。

第三，繼續(xù)推行普惠金融政策。一方面，加強(qiáng)普惠金融考核標(biāo)準(zhǔn)的實(shí)施，加大普惠金融的優(yōu)惠力度，使商業(yè)銀行更有動(dòng)力服務(wù)中小企業(yè)，弱化信貸“歧視”。另一方面，金融機(jī)構(gòu)內(nèi)部對(duì)普惠金融也應(yīng)建立差異化的風(fēng)險(xiǎn)容忍度政策，提高對(duì)中小企業(yè)貸款的風(fēng)險(xiǎn)容忍度，提升中小企業(yè)融資效率。

第四，加強(qiáng)資本市場(chǎng)建設(shè)，拓寬中小企業(yè)的融資渠道。首先，優(yōu)化融資結(jié)構(gòu)，提高直接融資比重，完善創(chuàng)業(yè)板和科創(chuàng)板等，擴(kuò)大金融開(kāi)放，借助國(guó)際資本搭橋鋪路。其次，加強(qiáng)地方性金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，在特定區(qū)域內(nèi)建設(shè)功能性的資本市場(chǎng)，豐富多層次資本市場(chǎng)，解決差異性的融資需求，推動(dòng)建立普惠性質(zhì)的綜合融資服務(wù)平臺(tái)。最后，推動(dòng)中小企業(yè)改制，加強(qiáng)公司治理，達(dá)到資本市場(chǎng)融資要求。