自貿區設立緩解了企業的融資約束嗎?
——基于上市公司的經驗證據

王洪亮,顏國強

(南京審計大學 經濟學院,江蘇 南京 211815)

一、 引言

當前中國面臨嚴峻復雜的外部經濟形勢,以美國為首的西方國家企圖重構貿易格局,貿易保護主義不斷升級,逆全球化浪潮愈演愈烈。從國內形勢來看,中國正處在由粗放式資源型經濟到經濟高質量發展的轉型期,更需要高水平的對外開放倒逼產業升級。面對復雜多變的國際經濟形勢和國內經濟轉型的挑戰,中小企業融資難、融資貴問題突出,融資成本居高不下。除中小企業外,我國上市公司也普遍面臨融資約束困境[1]。因此,“十四五”規劃和2035年遠景目標綱要提出,通過創新政策工具來降低企業融資成本,拓寬企業融資渠道,以滿足企業融資需求。

自2013年上海自貿區成立以來,在梯度性批復的制度設計下,我國的自貿區快速向內陸省份覆蓋。截至2021年末,六批中國自貿區已涉及21個省份,分布廣泛而又各具特色。自貿區經過近十年的發展,不斷形成一系列可復制可推廣的制度創新成果,為改善企業融資環境、拓寬企業融資渠道提供了良好的制度條件。因此,從制度環境角度探討如何緩解企業融資約束,不僅對企業在經濟“新常態”這一特殊的時代背景下站穩腳跟具有重要意義,而且對國民經濟發展具有同樣重要的理論意義和現實價值。

自貿區設立的經濟效應可分為直接效應和間接效應兩個方面。就直接效應而言,殷華和高維和通過反事實的估計方法研究發現上海自貿區的設立促進了上海市的GDP增長,且這種影響具有長期性[2]。隨著福建、廣東、天津第二批自貿區的設立,部分學者進一步展開了對四大自貿區的經濟效應評估,得到了一致的結論[3]。自貿區對經濟增長的促進作用主要源于一系列制度創新和政府驅動[4]。就間接效應而言,自貿區設立對金融市場、國際貿易、環境質量等方面均有正向的經濟影響。項后軍等認為自貿區的建立能促進金融市場的發展、加快資本流動和要素流動[5];余壯雄等發現無論是綜合保稅區還是在此基礎上升級的自貿區的設立,都促進了企業進行高附加值的一般貿易出口[6];胡宗義等基于2008—2017年中國環保重點城市數據發現自貿區的設立能夠顯著降低城市的大氣污染濃度,其環境效應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、企業和學界共同關注的重要話題。從企業內部因素來看,緩解融資約束的主要方式在于改善企業與外部資金提供者的信息不對稱。姜付秀等發現信息發布者擁有財務經歷可以緩解企業的融資約束[8]。此外,環保信息披露是對財務信息披露的補充,也能降低公司面臨的融資約束[9]。從企業外部環境來看,資本市場的不完善是導致企業內外源資本成本差異的核心問題。資本市場的發展能為企業提供多元化的融資渠道,從而提升企業融資的可獲得性,對緩解企業融資約束至關重要[10-11]。

鮮有文獻直接探討自貿區設立對企業融資約束的影響,但有學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,發現營商環境的改善能夠顯著降低企業信貸成本,緩解融資約束[12]。卞澤陽等基于國家級開發區對主導產業政策偏向的準自然實驗,發現開發區內主導產業的上下游供應鏈企業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立的“準自然實驗”,研究發現行政審批中心的設立緩解了企業融資約束[14]。通過對上述文獻的梳理發現,緩解企業融資約束不僅要從企業內部加強信息披露,而且要從外部改善企業所處的營商環境、政務環境等制度環境。因此,本文以 2010—2019 年中國上市公司為樣本,研究自貿區設立對企業融資約束的影響,并試圖探究其中的具體機制。本文的邊際貢獻可能在于:第一,從研究視角來看,本文從制度環境角度探討如何緩解企業融資約束,拓展了企業融資約束研究的相關文獻,有助于剖析自貿區設立在微觀層面的實施效果。與此同時,考慮到雙重差分法可能存在的內生性問題,從不同角度進行穩健性檢驗,使得結果具有可信性和穩健性。第二,從機制路徑來看,本研究還將企業創新、外商直接投資和金融發展水平納入自貿區設立與企業融資約束的分析框架,檢驗企業創新和外商直接投資的中介效應以及金融發展水平的調節作用,厘清了自貿區設立對緩解企業融資約束的內在傳導機制,具有豐富的政策內涵。

二、 理論分析與假設提出

本文首先對自貿區與企業融資約束的關系進行論述,然后從企業創新效率、外商直接投資和金融發展水平三個方面構建自貿區設立對企業融資約束影響的理論分析框架,并進一步闡述自貿區設立影響企業融資約束的傳導機制。

(一) 自貿區與企業融資約束的關系分析

一方面,自貿區的設立能有效減少企業的貿易和經營成本。作為制度創新的橋頭堡、對外開放的新高地,自貿區自設立以來就以對接高標準的國際經貿規則為核心目標,以其負面清單管理的制度創新、政府職能轉變的特殊優勢以及投資貿易的便利舉措重塑了政府和市場的關系,使政府真正成為市場的“守夜人”,為企業的生產經營帶來了便利,在紓解企業融資約束的難題上發揮著得天獨厚的優勢。另一方面,外部融資是企業緩解融資約束的重要渠道,自貿區的設立為企業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區內的資金流動機制更加完善。自貿區設立帶來的金融開放格局沖破了傳統資金流動的壁壘,將傳統資本流動渠道與境外資本流動渠道相結合,使得自貿區成為一個調節資金流量的巨型“資金池”,為緩解企業融資約束提供充裕的外部資金來源[5]。其次,自貿區的設立允許、鼓勵民營資金和外資在自貿區內設立金融機構,使得自貿區內金融領域的市場化程度進一步提升,降低信貸市場的信息不對稱,能有效緩解企業的融資約束和提高金融配置效率[15]。據此,本文提出如下假設:

H1:自貿區的設立能夠緩解政策試點城市的企業融資約束。

(二) 企業創新的中介效應

從企業微觀的視角來看,自貿區能夠通過促進企業創新緩解其融資約束。首先,自貿區為企業創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,凸顯出自貿區在專利審查方面的“自貿速度”和制度優勢。與此同時,自貿區內知識產權保護制度的創新以及執法效率的提升,為企業營造了創新所需的法治化營商環境,進而降低了企業創新活動成本,提高了企業技術創新的數量和質量。其次,自貿區加快了區域內創新資源的集聚。自貿區設立后,良好的制度環境使得優質的人力資本和物力資本實現了自貿區內的聚集,資本、技術等生產要素實現了跨區域的再配置,優化了資源配置效率。人才和企業的集聚會加劇自貿區內創新的競爭效應和溢出效應,增強自貿區內企業的技術創新和區域創新活力[16]。

自貿區各項制度創新和改革提高了企業技術創新的動力和活力,專利數量與質量隨之增加,專利作為企業創新的重要產出形式,也是企業的技術性資產。專利能夠作為一種向投資者傳遞企業質量的信號,可以減輕投資者和企業之間的信息不對稱,從而能夠緩解企業的融資約束[17]。企業也能夠通過專利質押獲得銀行貼息貸款、稅收減免以及政府資助資金和補貼,從而緩解融資約束[18]。據此,本文提出如下假設:

H2a:自貿區設立通過促進企業創新緩解了企業融資約束。

(三) 外商直接投資的中介效應

自貿區設立可通過外商投資準入特別管理措施(負面清單)的縮減來吸引外商直接投資,進而緩解企業融資約束。2013年上海自貿區首份《自由貿易試驗區外商投資準入特別管理措施(負面清單)》上共有190條,到2022年僅剩下27條。隨著自貿區政策試點城市進一步擴容,外商投資負面清單不斷縮減,極大地降低了外資準入壁壘,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的融資約束[19]。由于跨國企業在國際金融市場擁有良好的融資能力,因此國內企業與外商的合作能夠有效緩解企業融資約束[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是銀行判斷企業優劣的信號。此外,有學者發現外商直接投資緩解企業融資約束主要集中在外資背景的企業,國有企業的融資狀況不受外商直接投資的影響[21]。據此,本文提出如下假設:

H2b:自貿區設立通過促進外商直接投資緩解了企業融資約束。

(四) 金融發展水平的調節效應

金融發展能夠帶動資源流動,提高金融資源的配置效率,促進金融服務實體經濟效率的提升,是緩解實體企業的融資約束的重要途徑。目前我國是以銀行為主導的金融體系,銀行業規模的擴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,進而能夠向企業提供龐大的金融資源[22]。此外,銀行業規模的擴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險問題,進而能提高資金的分配效率和降低企業的外部融資成本。

“深化金融領域的開放創新”是我國各個自貿區制度創新的內在要求,自貿區政策推行了一攬子金融開放舉措,不僅有效吸引了國內金融企業和非金融企業向區內聚集,而且積極部署金融機構為自貿區內企業提供信貸支持,而金融資源的集聚帶來的金融資本擴張是金融服務實體經濟的基本保障[23]。此外,自貿區內人民幣跨境使用、建設國際金融市場等一系列金融制度性的開放,逐漸縮小我國現行法律體系與國際金融規則的落差,為金融體系的發展和創新提供了重要動力。然而,自貿區經過改革建立起的政府職能轉變、貿易開放、投資自由、金融創新等一系列制度體系,固然能為緩解企業融資約束提供良好的制度環境,但如果城市金融發展水平低下或發展不充分,則必然會導致自貿區設立城市的金融要素承載能力不足,使自貿區制度創新對緩解企業融資約束的效應大打折扣。自貿區制度創新紅利的釋放,在一定程度上受制于金融發展水平,換言之,自貿區政策與金融發展水平的疊加效應,更有助于緩解企業融資約束。據此,本文提出如下假設:

H2c:金融發展水平對自貿區設立緩解企業融資約束起到正向調節作用。

三、 研究設計

(一) 數據來源

考慮到2008年全球金融危機和2020年新冠疫情對企業融資的重大負面影響,數據不具有普遍代表性,因此本文以2010—2019年為樣本區間,使用企業-城市層面宏微觀匹配數據。雖然自貿區以省級行政區為單位劃分,但只有各省級行政區的部分城市設有自貿區。經過樣本匹配后數據中設立自貿區的城市有35個,共23375個樣本。數據來自歷年的《中國城市統計年鑒》及各省份的統計年鑒,企業財務數據來自國泰安數據庫(CSMAR)。

(二) 變量定義

1. 被解釋變量。從現有研究來看,關于企業融資約束的衡量指標,部分學者采用的是內部現金流和現金持有量[24-26]。由于實體項目投資普遍擁有較長的投資周期,且企業進行實體投資時需要將大量的資源優先配置其中,因此一旦沒有充裕現金流的支持和暢通的融資渠道,企業投資行為的機會成本將會被極大地抬高。企業融資約束越大,企業進行外部融資的難度越大,企業為追求資金的安全性,其投資行為就會愈發謹慎。因此,本文借鑒上述文獻的思路,將企業投資支出率作為企業融資約束的衡量指標,以企業現金流除以總資產占比作為融資約束的代理變量進行后續的穩健性檢驗。

2. 核心解釋變量。結合多期雙重差分模型,本文引入虛擬變量FTAjt作為地級(直轄)市設立自貿區的度量,當地級市j在第t年設立自貿區以后,賦值為1,否則為0,該變量相當于傳統雙重差分法中的交互項。

3. 控制變量。政府作為“最大購買者”,在參與市場經濟活動時可以通過財政性資金的使用方向和規模調整來影響微觀的市場經濟行為,所以出于對政府在經濟活動中扮演特殊身份的考慮,加入了財政自主度、財政支出規模控制變量。本文還采用第三產業增加值占GDP比重、第二產業增加值占GDP比重以控制經濟結構變動產生的影響。本文還控制了一些常規的城市控制變量人口自然增長率,企業層面變量還控制了上市時間、公司規模、總負債率。上述變量的描述性統計如表1所示,上市公司的平均投資支出率為5.0%,標準差為0.051,說明樣本企業之間的融資約束水平的差別較大。

表1 變量描述性統計

(三) 模型設定

由于國務院批準在不同城市建立自貿區的過程采取的是逐步推進、分期批復的方式,各個城市在設立自貿區的時間上存在明顯差異。多期DID能夠較好地衡量自貿區設立的時間變化趨勢,以此來衡量凈效應的影響。因此,我們構建具體模型如下:

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

(1)

其中,i表示企業個體、j表示地級(直轄)市、t表示年份。Invtijt用于衡量企業的融資約束,FTAjt相當于傳統雙重差分法中的交互項。Xijt為城市層面變量和企業層面變量的控制變量。為克服城市和企業中不隨時間變化的特征變量對回歸結果產生影響,文章控制了城市固定效應φj和企業固定效應δi。此外,本文還進一步控制了時間層面的固定效應σt,以控制時間變量因素對企業創新的影響,雙重差分項的系數α1度量了設立自貿區對企業融資約束的影響,是本文關注的核心變量。如果α1顯著為正,則說明自貿區的設立對企業融資約束的緩解起到了促進作用。

四、 實證分析

(一) 基準回歸

對模型(1)進行基準估計,基準回歸結果如表2所示。在控制時間效應、上市公司個體固定效應和城市固定效應的前提下,依次在模型中加入城市和企業層面控制變量,雙重差分估計系數依舊在0.01的水平上顯著為正,支持了本文提出的第一個假設。以列(3)作為基準回歸,代表該政策的虛擬變量FTAjt的系數估計值為0.0048,意味著自貿區政策對緩解企業融資約束的經濟影響以融資約束均值來衡量提升了9.7%。回歸系數的標準誤均在城市層面進行了聚類。以上結果表明,自貿區的設立能夠緩解政策實施城市的企業融資約束,增加了自貿區上市公司的投資支出率,支持了假設1。

表2 自貿區設立對企業融資約束的基準回歸

(二) 平行趨勢檢驗

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

(2)

其中,FTAjt是一組對地級(直轄)市設立自貿區的度量,當地級市j在第t年設立自貿區以后,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反映了我國自貿區政策實施的第t年自貿區政策試點城市與非自貿區政策試點城市上市公司的融資約束差異,是式(2)中重點關注的系數。平行趨勢檢驗結果如圖1所示,pre6-pre2、current、post1-post6分別為政策發生前6年到前2年、政策當年、政策發生后1年到后6年的對應αt估計值。如圖1所示,pre6-pre2在0值上下波動,對應95%水平置信區間顯著穿過0,表明設立自貿區的城市和未設立自貿區的城市企業投資支出率在政策實施前并無顯著差異。此外,圖1還反映了自貿區設立對緩解企業融資約束的動態效應,DID估計量在post1,post2,post3均在95%的水平上顯著為正,其系數分別為0.005,0.007,0.004。說明自貿區設立對緩解企業融資約束存在一定的時滯效應,在政策設立后的1年到3年能夠顯著緩解企業融資約束,且自貿區設立對緩解企業融資約束存在時間異質性,其政策效應大致經歷了一個先變大、后變小的過程,并在政策設立后的第二年達到最大、在設立后的第三年后消失。

圖1 平行趨勢檢驗

(三) 穩健性檢驗

為進一步驗證基準回歸結果的可靠性,排除混淆因素對研究結論的干擾,本文從樣本數據篩選、更換被解釋變量、排除其他區位政策的影響、安慰劑檢驗等維度進行穩健性檢驗。

1. 樣本數據篩選。對樣本進行縮尾的目的是減小極端值對回歸結果的影響,本文對融資約束指標分別進行1%和5%的縮尾處理,重新進行回歸。結果如表3列(1)至列(2)所示,剔除極端值后多期DID系數估計值依舊在1%的水平上通過顯著性檢驗,說明自貿區的設立對企業融資約束的緩解起到積極的促進作用。

表3 樣本數據篩選和更換被解釋變量回歸結果

2. 更換被解釋變量。以企業凈利潤與折舊費用之和的企業現金流作為企業內源融資渠道之一,很大程度上可以緩解企業的融資約束。本文借鑒張杰等和程玉坤等的研究[27-28],以企業現金流除以總資產占比作為融資約束的代理變量進行后續的穩健性檢驗。回歸結果如表3中列(3)所示。代表該政策的虛擬變量FTAjt的系數估計值為0.0047,DID估計量的回歸系數在10%的水平上顯著為正,說明自貿區的設立對企業融資約束的緩解起到積極的促進作用,增加了企業內部的現金流占比。

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

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區與國家級新區的DID估計量。如果其前面的回歸系數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區設立的政策效果。回歸結果如表4所示,結果證明,上市公司融資約束的緩解確實是由自貿區設立導致的。

表4 排除其他區位政策的檢驗結果

(4)

圖2 多期DID的安慰劑檢驗

5. 其他穩健性檢驗。(1)上海自貿區擴區的影響分析。本文采取如下兩種檢驗方法:一是剔除注冊地在上海的企業,用其他樣本重新進行回歸。二是保持其他自貿區的政策沖擊時間不變,將上海自貿區的政策沖擊時間定在2015年重新進行回歸。(2)反事實檢驗。本文將自貿區政策試點時間提前2年,以進一步排除其他政策的干擾。(3)聯合固定效應模型。本文在基準模型的基礎上,進一步控制城市-年份的聯合固定效應,用以捕捉各個城市隨著時間變化的政策效應。檢驗結果證實了本文實證結論的穩健性。限于篇幅,檢驗結果未報告,留存備索。

五、 進一步分析

(一) 中介效應分析

通過前文理論分析,本文認為,企業創新和外商直接投資在自貿區政策緩解企業融資約束中起到了中介作用,而金融發展水平將在緩解企業融資約束中發揮明顯的協同作用。在此基礎上,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數加1取對數后得到的變量,作為企業創新產出指標。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。模型估計結果如表5所示。列(1)和列(2)的回歸結果表明,雙重差分估計量均在1%的水平上顯著為正,自貿區的設立對于企業專利申請數和專利授權數均有顯著的促進作用,極大地提高了企業的創新產出。但從回歸系數中不難發現,專利授權數的回歸系數小于專利申請數。可能的解釋是自貿區的設立調動了企業主體的創新活力,但是政府在專利審批過程中,仍舊存在專利預審和授權的速度遠遠跟不上企業創新的速度等諸多問題,使得專利授權方面未能最大程度釋放政策產生的紅利。列(3)的回歸結果表明,解釋變量的系數均顯著為正,表明自貿區政策能夠通過提高外商直接投資的路徑緩解企業的融資約束,從而支持了假設2a和假設2b。

表5 機制與調節效應回歸結果

(二) 調節效應分析

通過前文理論分析,本文認為金融發展水平在自貿區政策對緩解企業融資約束中發揮明顯的協同作用。為檢驗上述猜測,本文將金融發展水平作為調節變量與DID變量進行交乘,并構建如下模型:

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

(8)

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

(9)

其中,本文用年末金融機構貸存比作為地區金融發展水平(Finjt)的衡量指標。回歸結果如表5列(4)和列(5)所示。僅加入調節效應交互項時,交互項系數在1%的水平上顯著為正。在控制金融發展水平和DID變量基礎上,交互項系數在10%的水平上顯著為正。回歸結果表明金融發展水平作為企業緩解融資約束的重要外部環境,在自貿區政策對緩解企業融資約束中具有不容忽視的影響,假設2c得以驗證。

(三) 異質性分析

1. 企業所有制的異質性檢驗。本文按照企業所有制類型將企業劃分為國有企業和非國有企業樣本,分組進行回歸,回歸結果見表6。自貿區政策效應均在10%的水平上顯著為正,表明自貿區的設立對不同所有制的企業均能夠緩解融資約束。此外,相比于非國有企業,國有企業的回歸系數要高0.0013,說明自貿區設立對緩解國有企業融資約束上作用更加明顯。可能的解釋是:由于銀行部門的國有屬性和進入壁壘等問題,較低的貸款利率和傳統的信貸資源過度集中于受青睞的企業。國有企業的這種“特殊身份”能為其帶來“國有信任優勢”,使得國有企業在緩解融資約束時,能夠與銀行聯系更加緊密,在銀行信貸評估、風險評估體系中占有天然優勢,能更多享受到自貿區帶給國有企業的政策紅利。

表6 自貿區政策對不同企業所有制、不同行業融資約束的影響

2. 行業的異質性檢驗。根據國家統計局2017年修訂的第四版《國民經濟行業分類》,本文將樣本中屬于醫藥制造業、通用設備制造業、鐵路等行業歸為高新行業,其他樣本歸為非高新行業,分組進行回歸,回歸結果見表6中列(3)和列(4),非高新產業回歸系數為0.0067,在1%的水平上顯著為正,說明自貿區的設立極大地緩解了非高新產業的融資約束,而對于高新產業的影響則不顯著。可能的解釋是,相比于非高新產業,高新產業在資金、人才和技術上具有較大的優勢和體量,有著多元化的融資渠道,且在稅收政策、高新技術企業政策補貼等多方面享受國家的支持。而非高新技術企業對自貿區政策提供的貿易、投融資等制度創新會更加敏感,其政策效應更為顯著。

六、 結論性評述

本文基于2010—2019年企業-城市層面的宏微觀匹配數據,將自貿區政策的實施視作一項“準自然實驗”,構建多期DID模型探析自貿區政策對緩解企業融資約束的影響。基準回歸結果表明,自貿區的設立能夠緩解企業的融資約束,顯著增加了企業的投資支出率和現金流比率。平行趨勢檢驗證明了多期雙重差分模型設定的合理性,且自貿區設立對緩解企業融資約束存在一定的時滯效應,在政策設立后的1年到3年能夠顯著緩解企業融資約束。此外,本文從不同角度進行穩健性檢驗,自貿區的設立能夠緩解企業融資約束的結論依舊穩健。自貿區政策能夠通過提高企業創新效率和外商直接投資的路徑緩解企業的融資約束,同時金融發展水平的提高在自貿區緩解企業融資約束中發揮了顯著的協同作用。異質性分析表明:相比于非國有企業,自貿區設立對緩解國有企業融資約束上作用更加明顯。自貿區成立對非高新技術企業緩解融資約束有顯著正向影響,而對高新技術企業不顯著。

基于上述研究結論,本文提出如下政策建議:第一,持續優化并擴大自貿區政策的試點范圍。自貿區是一項具有多種制度紅利的頂層設計,應進一步重視自貿試驗區設立對改善企業所處制度環境的作用。要繼續堅持自貿區戰略,持續優化自貿試驗區政策的頂層設計。在總結既有自貿區試點經驗的基礎上,結合其他地區自身發展的特征,做好后續自貿區政策試點的復制推廣工作。第二,全面深化自貿區改革的制度創新。要進一步加快推進制度型開放和深層次的制度創新,更好地發揮自貿區在高水平對外開放中的示范引領作用。企業的高質量發展離不開法治化、市場化、國際化的營商環境,所以要進一步壓減自貿區外商投資準入負面清單,進一步加快專利、知識產權的審批速度,縮短專利授權周期,在推動規則、管理、標準等制度型開放方面加大探索。第三,進一步加強非國有企業和非高新技術行業的政策支持。要破除各種自貿區政策中對非國有企業的隱性壁壘,充分利用自貿區的政策紅利,發揮國有企業在資源配置中的協調作用,助力形成國有企業與非國有企業互利共生的良好局面。