商業信用融資能否提高全要素生產率
——基于企業生命周期理論的視角

鄭明貴，尤碧瑩，鄭雯芳

（1.江西理工大學 經濟管理學院，江西 贛州 341000；2.中國科學技術大學 管理學院，合肥 230026）

一、引言

黨的十九大報告指出，我國經濟已向高質量發展階段轉變，經濟的高質量發展依賴于全要素生產率的提高。全要素生產率被視為科技進步的指標，是生產經營活動在一定時間內所達到的效率（李蕓等，2020）。作為經濟實體的主要組成部分，企業生產效率關系著國民經濟整體的發展效率。因此，如何提升企業全要素生產率成為學界和管理層共同關注的焦點。縱觀國內代表性企業的發展軌跡，絕大部分企業在成長發展階段離不開金融市場的強有力支持（王小燕等，2019），然而我國金融法律體系尚不夠健全，大多數企業在一定程度上仍然面臨較為嚴重的融資約束問題（李思飛和靳來群，2015），而解決“融資貴、融資難”問題是提升企業全要素生產率的重點之一。為解決融資渠道困境，企業自發形成一種以商品形式進行借貸而獲取資金的融資方式——商業信用融資，目前有三成企業使用商業信用融資額度占資產總額的比例高達20%以上（王鳳榮和鄭志全，2021）。因此獲得外部利益相關者的資源支持，緩解融資約束，是提升企業全要素生產率的有效途徑之一。商業信用融資作為現階段最受我國企業青睞的融資渠道，已成為嫁接財務資源的一種重要方式（李小榮和董紅曄，2015），作為一種短期融資方式，商業信用融資具有手續少、靈活度高、負擔成本低等優點，可以在短時間內解決企業融資約束問題，但過度依賴商業信用融資無疑會給企業帶來較大的經營成本和償債壓力，為長期穩定發展帶來了不利影響（胡悅和吳文鋒，2022）。那么這種外源融資方式是否有助于提高全要素生產率？是否存在融資規模問題？

融資方式按資金來源可以劃分為內源融資與外源融資。內源融資顧名思義是指由企業內部經營活動產生的資金收益，一般由留存收益和折舊構成（潘玉香等，2014）。朱宏亮（2020）認為內源融資能顯著促進企業全要素生產率；李建強和趙西亮（2021）也從固定資產折舊視角研究對全要素生產率的影響，發現固定資產加速折舊能夠通過提高人力資本水平進一步提升企業全要素生產率。而外源融資是指企業向金融市場內其他經濟主體籌集資金的一種方式，一般包括銀行貸款、企業股票債券、融資租賃和商業信用等（宋瑞和胥英偉，2021）。金友森等（2022）研究發現銀行業開放顯著促進了企業全要素生產率的提升；張建華等（2018）研究發現股權融資和債券融資增長對企業全要素生產率有顯著影響；陳熙和朱玉杰（2021）研究發現融資融券對私營、高科技和融資約束較小企業的全要素生產率促進影響更顯著；趙美濤（2021）認為租賃融資也會影響全要素生產率；張羽瑤和張冬洋（2019）基于融資約束視角研究發現商業信用是提高非國有企業全要素生產率的有效路徑之一，但吳祖光和安佩（2019）研究發現過度使用商業信用融資會帶來短期償債壓力，迫使企業減少產出不確定且周期長的投資項目，此時商業信用對企業全要素生產率將產生“擠出效應”。

梳理文獻可知，雖有相關文獻從融資視角研究對全要素生產率的影響，但研究結論大多為單一的“財務資源”對全要素生產率的影響，忽視了時間維度上潛在的差異化影響——企業生命周期。生命周期理論指出，不同發展階段的企業規模、盈利能力、成長能力、投融資策略、融資需求等均存在顯著差異。可以預期，商業信用融資對企業全要素生產率的影響會因生命周期階段的差異而存在差異。因此，本文以2011—2020 年我國上市企業為研究對象，從生命周期的動態視角分別檢驗商業信用融資對全要素生產率的異質性影響，在此基礎上結合企業截面異質性，探討商業信用融資對不同類型企業全要素生產率的差異影響，為企業合理確定商業信用融資規模提出針對性建議。

本文可能存在的研究貢獻：第一，研究發現商業信用融資與企業全要素生產率存在非線性的倒U 型關系，重新審視了商業信用融資的經濟后果。第二，在研究視角上，將生命周期理論納入商業信用融資對企業全要素生產率的討論中，拓展了微觀層面影響全要生產率因素的相關主題。第三，在時間維度上深入考察企業截面差異對商業信用融資與全要素生產率倒U 型關系的影響，探討背后可能產生的原因。

二、理論分析與研究假設

生命周期理論認為不同階段的企業融資需求、資源使用率和運營能力等存在明顯差異，所受融資程度也不同。因此如何提升全要素生產率需要企業對自身能力、資源需求和外界環境做綜合評估后制定融資戰略；同時，結合商業信用融資“雙刃劍”的特征分析，可以猜測商業信用融資對不同生命周期階段的企業可能存在差異。以下進行理論分析并提出研究假設：

（一）成長期企業生命周期特征

成長期企業具有三大明顯特點：第一，資本性支出較多，資金需求量大。成長期企業重點任務之一是在市場內快速謀取立足之地，大多數企業傾向于將資金投入到購買固定資產和無形資產中，其中一部分資金可能流向投入比例高、成功概率低但能迅速擴大產能的研發項目中，以此建立先發優勢達到搶占市場份額的目的（Jovanovic，1982），但此種舉動可能導致企業周轉資金短缺并損害全要素生產率。此外，企業在早期拓展業務時也需要支出大量的宣傳費、招待費等。第二，受融資約束程度較大。企業在市場內立足未穩，獲利較少可能會受到較大程度的融資約束，且運營能力不足導致企業面臨較高的經營風險。第三，組織結構尚不完善。成長期企業處于起步階段，內部組織結構尚不完善，規則制度尚不完整，可能出現嚴重的委托代理問題（劉詩源等，2020）。

商業信用融資是一種企業間在金融市場內自發形成的無利息、無資產抵押的信貸模式，形成于商品票據交易，通過延期付款、資金集中交易等方式降低企業交易成本（徐瑤之和華迎，2020），且作為銀行貸款的補充渠道既為成長期企業提供外部資金支持又能有效緩解融資約束（孫浦陽等，2014）；另外，供應方和需求方進行商業信用融資交易往來時，彼此之間的信息較透明，一定程度上減少了信息不對稱問題（張濤和郭瀟，2018），促使企業管理層處于供應方的嚴密監督下，激勵其提高管理效率，緩解股東與管理者的委托代理問題。因此，成長期企業通過商業信用融資能有效緩解融資約束、降低交易成本、促進投資進而顯著提高生產效率，最終對全要素生產率產生“激勵效應”。

然而，企業利用商業信用融資并非只有可觀的收益，也存在一些代價。例如財務風險成本、管理存置成本增加等（王玉澤等，2019），且一旦無法按期償還債務還需承擔賠償違約金、罰款、損害自身信譽和客戶關系等隱性或顯性成本（于波和霍永強，2021），在一定程度上擠占流動資產、降低生產效率，對全要素生產率產生“擠出效應”。理論上而言，在成長期企業中商業信用融資存在邊際報酬遞減規律，當商業信用融資成本小于收益時，規模經濟占主導地位，積極效應更顯著，全要素生產率增加；當成本大于收益時，邊際效用降低，規模不經濟加劇，消極效應更顯著，全要素生產率降低。因此，商業信用融資對成長期企業全要素生產率的影響存在“激勵效應”和“擠出效應”，且兩種效應之間可能存在閾值點。基于此，本文提出假設1：

商業信用融資對成長期企業全要素生產率的影響呈倒U 型趨勢（H1）。

（二）成熟期企業生命周期特征

當步入成熟期時，企業特征發生了明顯變化：第一，資本性支出相對減少。企業已基本完成固定資產建設，資本性支出相對減少。且由于商品逐漸被客戶熟悉和認可，業務宣傳費、招待費、籌建期間發生的開辦費等費用也顯著減少（劉詩源等，2020）。第二，組織結構較為完善，擁有更穩定和更豐富的收益。成熟期企業在市場內經過長期的“摸爬滾打”，已有了一定的立足之地，生產經營和創新效率明顯提高（童錦治等，2018），資本不斷積累、組織結構不斷完善。第三，受融資約束程度較小。一方面，成熟期企業所獲利潤能使組織內部保持更充足的自由現金流水平；另一方面，由于管理經營能力的提升和市場聲譽的建立，積極信號加速向外傳遞，商業信用融資供應方對其信任度提升，融資渠道相對暢通使得內部自由現金流更加充裕（黃宏斌等，2016）。因此，當面臨商業信用融資帶來的“擠出效應”時，成熟期企業更有能力解決財務風險成本上升、管理存置成本增加、資金短缺、研發投入活動減少、貸款增加等問題，商業信用融資收益大于成本，規模經濟占主導地位，對全要素生產率的“激勵效應”更顯著，而“擠出效應”不顯著。基于此，本文提出假設2：

商業信用融資對成熟期企業全要素生產率起“激勵效應”（H2）。

（三）衰退期企業生命周期特征

當企業進入衰退期后，銷售額逐漸下降、利潤呈現下滑趨勢，市場地位可能“岌岌可危”。由于缺乏新的利潤增長點、經濟狀況不景氣、融資相對困難，企業陷入“捉襟見肘”的困境。此外，衰退期企業往往存在人員冗余、管理層推卸責任、制度僵化、創新意識薄弱等問題（李云鶴等，2011），這可能會向外傳遞不良信號導致企業面臨更嚴重的融資約束。但一些有資歷的企業能依靠前期積累的聲譽，獲得少數長期合作企業的商業信用融資，此時注入外部資金可能會在短時期內使全要素生產率迅速提升（唐洋等，2014），但此種行為無疑是“飲鳩止渴”。長期來看，商業信用融資帶來的“擠出效應”反而加劇了融資約束，衰退期企業沒有足夠的能力保持日常經營所需的自由現金流，當償還債務時可能面臨“無能為力，束手無策”的困境，商業信用變為強制信用進而影響運營狀況，導致資金嚴重短缺、貸款增加并加重杠桿率（寧薛平和張慶君，2020）、擠占流動資產和降低生產效率，對全要素生產率產生更嚴重的“擠出效應”，“雪上加霜”的危急情況可能會加速企業破產，被市場淘汰。基于此，本文提出假設3：

商業信用融資對衰退期企業全要素生產率的影響呈倒U 型趨勢，曲線更陡峭（H3）。

（四）企業特征異質性分析

前面分析了不同生命周期階段商業信用融資對企業全要素生產率的“激勵效應”和“擠出效應”，但仍需要考慮企業截面特征的差異，實際上商業信用融資對全要素生產率的影響與企業屬性密不可分。目前我國金融市場普遍存在“所有制歧視”和“規模歧視”現象（張杰等，2012），商業信用供應方最初就將企業性質和規模作為重要的考核指標。從所有制來看，張杰等（2012）認為在不同所有制企業中，尤其是國有企業，既是商業信用的最主要供應方，也是商業信用的最主要接收方；牛培路和白俊（2013）認為不同所有制企業的商業信用配置不同，國有企業顯著高于非國有企業；張羽瑤和張冬洋（2019）認為商業信用顯著提高非國有企業全要素生產率，對國有企業的促進作用不顯著。從企業規模來看，Bougheas et al（2008）認為大規模的國有企業更容易受到供應方的青睞，獲得更多商業信用融資；Huang et al（2011）持相反態度，認為小規模的非國有企業更難以獲得銀行貸款的支持，可能面臨更高的融資約束。因此更依賴于使用商業信用融資作為替代性融資來源。唐松等（2017）也認為資產規模小、上市時間短的企業更多依賴于商業信用融資等非正式融資方式。因此，可以預期商業信用融資對不同類型企業全要素生產率產生的影響也不同。基于此，本文提出假設4：

處于不同生命周期階段的不同所有制和規模屬性的企業，商業信用融資對全要素生產率的影響存在異質性（H4）。

三、研究設計

（一）樣本和數據來源

基于2011—2020 年我國滬深兩市A 股上市企業數據，并按照以下原則進行篩選：剔除變量數據披露不詳的樣本；剔除金融行業、存在退市風險（special treatment，ST 股）及不合理、財務數據缺失的樣本。最終得到18610 個觀測值。實證部分采用STATA15.1 軟件。此外，為消除極端值對實證結果的影響，對模型中各連續變量進行1%縮尾處理。本文數據主要來源于國泰安（CSMAR）數據庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量：企業全要素生產率（TFP）

借鑒Levinsohn 和Amil（2003）、鄒建軍和劉金山（2020）等做法，用LP（Levinsohn-Petrin）半參數估計法計算全要素生產率，可以較好地解決最小二乘（ordinary least square）法回歸估算索羅余值可能存在的內生性問題。選取營業總收入作為產出變量的代理變量，員工人數作為勞動投入量的代理變量，資本投入用固定資產凈值測度，中間品則以購買商品、接受勞務支付的現金與資產總額的比值表示。

2.解釋變量：商業信用融資（TC）

借鑒陸正飛和楊德明（2011）、霍遠和陶圓（2022）做法，用（應付賬款+應付票據+預收賬款）/總資產來衡量。

3.企業生命周期

劃分企業生命周期的方法一般有三種：用企業規模、年齡及盈利指標劃分的單變量分析法、綜合指標分析法和現金流組合法。現金流組合法用經營、投資和籌資現金流凈額的正負組合客觀反映企業所面臨的經營風險、運營能力和發展能力等特征，在一定程度上避免了單變量分析法過于單一、綜合指標分析法主觀性強的弊端（黃宏斌等，2016；童錦治等，2018；蔣弘等，2022）。本文采用現金流組合法將樣本企業生命周期劃分為成長、成熟和衰退期三個階段，詳見表1。

表1 企業不同生命周期階段的現金流組合類型

4.控制變量

借鑒相關文獻（胡春陽和王展祥，2020；南星恒和孫雪霞，2020；池仁勇等，2019），控制了9 個可能影響全要素生產率的企業特征指標，此外，還控制了年份（Year）及行業（Industry）變量，按照2019 年證監會行業劃分，得到了18 個行業虛擬變量和9 個年份虛擬變量。詳見表2。

表2 變量定義

（三）實證模型

借鑒Lind 和Mehlum（2010）、朱丹和周守華（2018）檢驗方法，構建商業信用融資對全要素生產率影響的實證模型：

其中：α0為常數項；α1為解釋變量商業信用融資的系數；α2為商業信用融資二次項系數；α3為控制變量的系數；ε為誤差項；i為企業；t為年份；TFP'為曲線斜率值；TC*為曲線拐點值。兩變量之間呈倒U 型非線性關系必須滿足以下三個條件：①α1顯著為正，α2顯著為負；②當TC取最小值時曲線斜率顯著為正，當TC取最大值時曲線斜率顯著為負；③曲線的拐點在TC的取值范圍內。若α1顯著，α2不顯著，則為線性檢驗模型。

四、實證分析

（一）描述性統計

描述性統計分析見表3。從企業數量分布看，成長期和成熟期企業數量比衰退期企業多將近一倍，符合我國金融市場的準入機制和淘汰機制。從融資角度來看，商業信用融資（TC）隨著企業生命周期階段的推移逐漸增大，在衰退期達到最大，說明各階段企業均大量使用商業信用融資，且衰退期企業可能面臨更嚴重的“歧視”問題，更依賴使用商業信用融資。從企業效率上看，成長期企業全要素生產率（TFP）最高，成熟期企業全要素生產率略低于成長期，而衰退期企業全要素生產率最低，反映了企業在成長期和成熟期的效率提升能力較強。從生命周期各個階段來看，企業全要素生產率先增后減，呈倒U 型。財務指標顯示，成熟期企業凈資產收益率（Roe）最高，成長期次之，衰退期最少；成長期企業資產負債率（Lever）最高，衰退期次之，成熟期最小，側面反映出成長期企業資金需求量大，成熟期企業利潤水平高，受融資約束程度小。成熟期企業的總資產周轉率（TAT）最高，說明成熟期企業運營能力較強，側面印證了成熟期企業可能有一定能力緩解商業信用融資對全要素生產率的“擠出效應”。以上分析初步佐證了本文研究假設。

另外，企業年齡（Age）和營業總收入增長率（Growth）兩個指標雖然與企業的現金流方向不相關，但同樣能反映企業的生命周期階段，本文用這兩個指標側面驗證現金流組合法的科學性。企業年齡會隨著生命周期階段的推移而增大，而營業總收入增長率可能隨著生命周期階段的推移而減小。表3 結果正好與這一現實經驗相符，間接表明現金流組合法具有一定的科學性。其他變量數據離散程度較好，表明樣本具有較好的代表性。

表3 各生命周期階段變量描述性統計

（二）回歸分析

1.全樣本基準回歸結果

根據曲線效應檢驗步驟，回歸結果見表4 中所示。總體上看，商業信用融資（TC）對全要素生產率（TFP）的回歸系數α1為1.756，商業信用融資的平方項（TC2）對全要素生產率（TFP）的回歸系數α2為-1.961，均在1%水平上顯著，初步滿足倒U 型曲線條件①。將α1=1.756，α2=-1.961 代入式（3）中，當TC取最小值0 時，TFP'為1.756；當TC取最大值1.184 時，TFP'為-2.887，滿足曲線條件②。將α1、α2代入式（4）中可得TC*=0.446，在TC的取值范圍內（0＜TC＜1.184），滿足曲線條件③。因此，商業信用融資與企業全要素生產率之間存在倒U 型關系。

從生命周期階段看，成長期企業商業信用融資（TC）系數為1.593，平方項（TC2）系數為-1.839；衰退期企業商業信用融資（TC）系數為2.515，平方項（TC2）系數為-3.058，均在1%水平上顯著，且衰退期企業的平方項系數絕對值大于成長期企業的。同理可得，商業信用融資與成長期和衰退期企業全要素生產率之間均呈倒U 型關系，但對衰退期企業全要素生產率的影響效應更顯著，曲線更陡峭，假設H1、假設H3 均得證。成熟期企業商業信用融資（TC）系數為0.613，在1%水平上顯著為正，而平方項（TC2）系數不顯著，表明商業信用融資對成熟期企業全要素生產率起“激勵效應”，假設H2 得證。

2.分樣本異質性回歸結果

（1）所有制異質性。借鑒潘越等（2020）研究，將全部樣本分為國有與非國有企業進行回歸分析，結果見表5。從全樣本看，商業信用融資對國有企業和非國有企業全要素生產率的影響均呈倒U 型趨勢；但從生命周期視角來看，發現商業信用融資對處于成長期的國有企業全要素生產率起“激勵效應”，“擠出效應”不顯著。這一結果基本符合現實情況：由于市場中存在“所有制歧視”現象使非國有企業面臨更大的信貸配給問題和融資約束，可能更加依賴于使用商業信用融資（鮑群和趙秀云，2016），尤其在成長期資金需求量較大的階段，可能會出現過度使用商業信用融資的情況，付出的代價也更大。相比之下，首先，國有企業擁有優惠的外部融資條件，如進入特定行業的許可權、預算軟約束等，其中低息貸款、財政補貼等使企業面臨的融資約束較小，現金流較充裕，償還商業信用融資貸款時的壓力也較小（Park，2018）。其次，國有企業風險承擔能力相對較高，在融資、資金實力方面具有先天優勢，還有政府資源配置傾斜和擔保機制等（王京濱等，2022）；且管理者大多為政府委派，管理目標政治性較強，風險偏好水平更小，企業具有明顯的風險回避特征（Khaw et al，2016）。因此國有企業在成長初期就擁有得天獨厚的優勢，即使使用較大規模或較短周期的商業信用融資，也能緩解其對全要素生產率的“擠出效應”。

表5 產權異質性回歸結果

（2）規模異質性。借鑒潘越等（2020）研究，將全部樣本按總資產均值分為大企業組和小企業組進行回歸分析，結果見表6。從全樣本看，商業信用融資對大規模和小規模企業全要素生產率的影響均為倒U 型；但基于生命周期視角，發現商業信用融資對處于成長期的大規模企業全要素生產率起“激勵效應”，而“擠出效應”不顯著。這一結果基本符合預期：與成長期小規模企業相比，大規模企業初期起點高，自有資金多，貸款渠道多樣化，即使商業信用融資的“擠出效應”出現時也能利用其他渠道償還貸款，還款壓力小，在一定程度上降低了經營風險；且質押資產多，信息透明度較高，銀行也更傾向于將資金借貸給大規模企業（尹應凱和艾敏，2020），大規模企業對商業信用融資帶來的“擠出效應”更不敏感。

表6 規模異質性回歸結果

（三）穩健性檢驗

1.內生性檢驗

商業信用融資與企業全要素生產率可能存在部分內生性，從而影響研究結論。例如，自身發展水平較高或全要素生產率較好的企業既是供應方又是需求方，一方面愿意為其他企業提供商業信用融資；另一方面又通過向外界傳遞積極信號以獲取更多外部資金支持。總體來說，自身經營效率與商業信用融資的關系較為密切（王永進和盛丹，2013），可能導致反向因果。因此，本文選取了商業信用融資的工具變量處理內生性問題。借鑒權小鋒和吳世農（2012）的研究，選取企業年齡（Age）作為商業信用融資的工具變量，原因在于上市年限較長的企業擁有較好的名譽及卓越的市場地位，更有能力獲取商業信用融資，融資渠道相對較多而上市年限長短與全要素生產率之間沒有明顯的關系。同時，參照孫浦陽等（2014）的研究，采用滯后一期的商業信用融資（L.TC）作為輔助工具變量，由于企業可能根據初期制定的融資策略提前調整商業信用融資規模，當期商業信用融資可能會影響下一期商業信用融資的使用情況。使用廣義矩估計（GMM）對模型（1）～模型（5）重新進行回歸檢驗，相關結果見表7 顯著性依然保持不變。說明剔除可能存在的部分內生性后，仍不影響本文研究結論。

表7 內生性檢驗回歸結果

2.采用未來一期企業全要素生產率的檢驗

為減輕商業信用融資與全要素生產率可能存在的反向因果內生性影響，本文考察了商業信用融資對未來一期全要素生產率的影響，相關結果見表8 顯著性依然保持不變。

表8 未來一期企業全要素生產率的回歸結果

3.更換全要素生產率度量方法

借鑒Olley 和Pakes（1996）的研究，用OP（Olley-Pakes）半參數估計法測算企業全要素生產率，回歸結果見表9 顯著性依然保持不變。綜上所述，本文結果是穩健的。

表9 改變企業全要素生產率度量方法的回歸結果

五、結論與建議

本文選擇2011—2020 年中國滬深A 股上市企業數據為研究樣本，并基于企業生命周期視角，研究商業信用融資對全要素生產率的影響。研究發現：①商業信用融資對成長期企業全要素生產率的影響呈倒U 型趨勢，即存在先“激勵”后“擠出”的效應；②商業信用融資對成熟期企業全要素生產率起“激勵效應”；③商業信用融資對衰退期企業全要素生產率的影響呈倒U 型趨勢，且曲線更陡峭；④進一步研究特別發現，商業信用融資對處于成長期的國有企業和大規模企業全要素生產率的“激勵效應”更顯著，“擠出效應”不顯著。

基于上述研究結論，本文提出如下建議：

對于資金需求方，首先，企業在制定商業信用融資需求決策時應將生命周期理論結合應用，在意識到商業信用融資“水滿則溢，月滿則虧”特征的基礎上，合理地對融資需求進行差異化安排。其次，企業處于不同生命周期階段時應靈活地根據自身特征制定具有“柔性”特點的融資戰略。例如，處于成長期的國有企業和大規模企業在此階段可多利用商業信用融資這一渠道緩解融資約束、解決資金窘迫的困境，以達到飛速發展的期望效果；處于成熟期的企業可以適當調高商業信用融資配比；而處于衰退期且融資能力較弱的企業利用商業信用融資時要牢記“適可而止”，選擇可承受范圍內的融資使用額度。

對于資金供應方，首先，供應方可以利用現金流組合法劃分需求企業所處階段，根據生命周期不同階段的企業合理安排差異化投資戰略；其次，在保障自身利益的前提下，供應方可以建立投融資風險評估機制向具有發展潛力的企業提供適度的商業信用融資；最后，對于信譽較好、信息透明度較高的成熟期企業可以加大投資力度，實現合作共贏的局面。

對于政府和監管部門，首先，政府部門對于不同階段的企業應選擇差異型的扶持政策。對成長期企業或受融資約束較大的企業應適當放寬約束條件，加大扶持力度如稅收優惠、財政補貼等政策。其次，監管部門應加強對債務人的監管力度，加大對惡意拖欠行為及“躲債”“賴債”行為的懲治力度，使債權人的利益得到保障，打造一個有秩序、有信譽、“百花齊放”的發展平臺。最后，政府應健全融資市場規章制度，建立多層次多方位的資本市場，從源頭上優化商業信用的有效配置以切實緩解融資約束。