制度環(huán)境變革對(duì)企業(yè)融資方式的影響

許晨曦 牛志偉 董啟琛

摘? ?要：從信息不對(duì)稱視角出發(fā)，建立理論模型刻畫自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立影響下企業(yè)融資行為決策過程，并以2009—2020年中國(guó)滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，利用多期雙重差分法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究表明，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立有利于提高企業(yè)外部融資總額，主要表現(xiàn)為權(quán)益融資，其原因是自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策帶來(lái)的制度環(huán)境變革改善了企業(yè)外部融資環(huán)境，緩解了資本市場(chǎng)的信息不對(duì)稱程度。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)企業(yè)融資方式的影響在內(nèi)部控制質(zhì)量較好及市場(chǎng)化程度較高的地區(qū)效果更為明顯，并最終使得企業(yè)間同行借貸規(guī)模有所上升，緩解了企業(yè)融資約束。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)優(yōu)化資本市場(chǎng)信息傳遞質(zhì)量具有重要作用，為進(jìn)一步推進(jìn)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)提供了依據(jù)。

關(guān)鍵詞：自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)；企業(yè)融資方式；制度環(huán)境變革；信息不對(duì)稱

中圖分類號(hào)：F275? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? ?文章編號(hào)：1003-7543（2023）02-0139-16

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金一般項(xiàng)目“國(guó)有企業(yè)協(xié)同創(chuàng)新的驅(qū)動(dòng)機(jī)制與效率提升研究”（21BJL115）。

作者簡(jiǎn)介：許晨曦，首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院副教授；牛志偉（通信作者），浙江工商大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師；董啟琛，首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院博士研究生。

自MM理論提出以來(lái)，企業(yè)財(cái)務(wù)行為以及財(cái)務(wù)資源的配置問題逐漸成為企業(yè)金融理論研究的重點(diǎn)。20世紀(jì)80年代以前，大量經(jīng)典研究認(rèn)為，公共融資方式（權(quán)益融資和債務(wù)融資）對(duì)信息不對(duì)稱具有較強(qiáng)的敏感度，主要是因?yàn)樾畔⒉粚?duì)稱是企業(yè)最佳資本戰(zhàn)略選擇的原始驅(qū)動(dòng)力。然而，縱觀這方面的理論研究可以發(fā)現(xiàn)：一方面，當(dāng)信息不對(duì)稱程度較高時(shí)，企業(yè)融資行為和融資方式選擇存在較大的爭(zhēng)議；另一方面，對(duì)于外部制度環(huán)境變化對(duì)企業(yè)融資行為和融資結(jié)構(gòu)變化的影響關(guān)注尚顯不足。尤其是目前我國(guó)資本市場(chǎng)各項(xiàng)制度還不夠完善，且主要以銀行信貸為融資渠道的情況下，上市公司普遍面臨融資問題。面對(duì)世界百年未有之大變局，“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(lái)降低企業(yè)融資成本，拓寬企業(yè)融資渠道，尋找合適的政策工具以保證企業(yè)獲得所需資金。因此，從制度環(huán)境角度探討企業(yè)財(cái)務(wù)行為及財(cái)務(wù)資源的配置問題，已然成為一個(gè)具有重要理論和現(xiàn)實(shí)意義的話題。

自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)（以下簡(jiǎn)稱自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)）是改革開放的“試驗(yàn)田”，其設(shè)立可以優(yōu)化企業(yè)貿(mào)易環(huán)境，有助于企業(yè)同時(shí)利用國(guó)內(nèi)外兩個(gè)市場(chǎng)。我國(guó)首個(gè)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)為2013年設(shè)立的上海自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)，至2021年已設(shè)立21個(gè)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)。作為一種制度創(chuàng)新，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)突出了制度環(huán)境層面的變革，在營(yíng)商環(huán)境、資本流動(dòng)、政府職能轉(zhuǎn)變等方面起到了積極的作用。制度經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，制度環(huán)境會(huì)影響企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)［1］。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立，可能會(huì)對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)行為及財(cái)務(wù)資源配置產(chǎn)生影響。作為一種制度環(huán)境變化的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的實(shí)施有助于更好地觀察制度環(huán)境的改變?nèi)绾瓮ㄟ^影響信息不對(duì)稱對(duì)企業(yè)融資及其方式產(chǎn)生影響。本文以2009—2020年中國(guó)滬深A(yù)股上市公司為基礎(chǔ)觀測(cè)樣本，研究自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對(duì)企業(yè)融資行為及融資結(jié)構(gòu)選擇的影響，并試圖探究其中的具體機(jī)制。

一、相關(guān)文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)的提出

（一）相關(guān)文獻(xiàn)綜述

1.企業(yè)融資行為的影響因素研究

企業(yè)融資行為的特征是公司金融領(lǐng)域最為熱門的問題之一。自MM理論提出以來(lái)，大量學(xué)者試圖解釋資本結(jié)構(gòu)與企業(yè)融資行為之謎，先后提出了優(yōu)序融資理論、權(quán)衡理論、代理理論、信號(hào)傳遞理論、市場(chǎng)擇時(shí)理論等經(jīng)典理論。其中，MM理論認(rèn)為，在完美的資本市場(chǎng)中，企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)和企業(yè)的價(jià)值不存在相關(guān)性，因而最優(yōu)的資本結(jié)構(gòu)是全負(fù)債，此時(shí)企業(yè)價(jià)值最大。優(yōu)序融資理論則認(rèn)為，公司由于存在信息不對(duì)稱以及破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)，在進(jìn)行融資選擇時(shí)，將以內(nèi)源融資、債務(wù)融資、權(quán)益融資的順序進(jìn)行。權(quán)衡理論在優(yōu)序融資理論的基礎(chǔ)上認(rèn)為負(fù)債越多，破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)越大，因而要考慮債務(wù)融資與權(quán)益融資的比例，即存在一個(gè)最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)點(diǎn)。代理理論基于代理成本與資本結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，認(rèn)為企業(yè)的債務(wù)能夠起到治理效應(yīng)。信號(hào)傳遞理論則認(rèn)為，企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整能夠向外界傳遞包括企業(yè)盈利、風(fēng)險(xiǎn)以及股票市價(jià)等方面的信息。市場(chǎng)擇時(shí)理論認(rèn)為，企業(yè)并不存在最優(yōu)的資本結(jié)構(gòu)，企業(yè)刻意的市場(chǎng)擇時(shí)行為的累積結(jié)果決定其資本結(jié)構(gòu)。國(guó)內(nèi)外后續(xù)的研究也大多基于以上理論觀點(diǎn)進(jìn)行擴(kuò)充。由此可以發(fā)現(xiàn)，圍繞信息不對(duì)稱理論對(duì)企業(yè)融資行為進(jìn)行解釋，已逐漸演變?yōu)橐粋€(gè)重要的理論體系。

在考慮信息不對(duì)稱的情形下，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)企業(yè)融資行為進(jìn)行了大量的研究。在具體分析時(shí)，國(guó)外學(xué)者普遍認(rèn)為，由于不同類型的企業(yè)在現(xiàn)金流方面的情況不同，因而當(dāng)面臨信息不對(duì)稱時(shí)，企業(yè)更有可能選擇債務(wù)融資［2-3］。與國(guó)外上市公司的融資特點(diǎn)存在差異，我國(guó)上市公司普遍優(yōu)先選擇權(quán)益融資方式來(lái)籌集資金。這里主要存在兩種觀點(diǎn)：一種觀點(diǎn)認(rèn)為，我國(guó)上市公司的權(quán)益融資平均成本低于債務(wù)融資成本［4］；另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，大股東通過“隧道行為”來(lái)掠奪上市公司的財(cái)富，具有強(qiáng)烈的股權(quán)再融資偏好，以實(shí)現(xiàn)對(duì)中小股東的掠奪［5］。在信息不對(duì)稱的視角下，研究制度環(huán)境變革對(duì)企業(yè)融資行為的影響具有重要的理論價(jià)值。

2.自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究

自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立，對(duì)于加快政府職能轉(zhuǎn)變、積極探索管理模式創(chuàng)新、促進(jìn)貿(mào)易和投資便利化，以及為全面深化改革和擴(kuò)大開放探索新途徑、積累新經(jīng)驗(yàn)，具有重要意義［6］。隨著2013年全國(guó)首個(gè)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)在上海設(shè)立，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)展開了相關(guān)研究。目前的研究主要集中在自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立是否有利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及其影響機(jī)制等方面。多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，我國(guó)的自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策具有正向效應(yīng)，能夠促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展［7］。在影響機(jī)制方面，現(xiàn)有國(guó)內(nèi)研究普遍認(rèn)為，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)作為一種制度創(chuàng)新，根本在于政府職能轉(zhuǎn)變［8］。這種制度環(huán)境的變化，會(huì)從促進(jìn)以對(duì)外投資為主的資本流動(dòng)［9］、固定資產(chǎn)投資與進(jìn)出口貿(mào)易［10］、金融開放［11］、外商直接投資以及企業(yè)資本流動(dòng)［12-13］等方面，推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新［14］并加快區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)［15］，從而促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。綜上，目前國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的研究主要集中于宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面，對(duì)微觀企業(yè)行為的影響研究較少。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策作為一種制度創(chuàng)新，對(duì)微觀企業(yè)行為也會(huì)產(chǎn)生影響。研究這種影響效應(yīng)，有助于更清晰地揭示微觀企業(yè)變化如何影響宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

（二）研究假設(shè)的提出

1.自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立與企業(yè)融資行為

根據(jù)融資優(yōu)序理論，企業(yè)會(huì)優(yōu)先選擇內(nèi)源融資，其次是債務(wù)融資，最后是權(quán)益融資。當(dāng)內(nèi)部資金不足而外部融資成本過高時(shí)便會(huì)受到融資約束。在沒有融資約束的情況下，企業(yè)會(huì)調(diào)整自身的負(fù)債權(quán)益比例使其達(dá)到最優(yōu)水平，從而提高企業(yè)價(jià)值，改善未來(lái)經(jīng)營(yíng)狀況［16］。但在有融資約束的情況下，企業(yè)不能自由調(diào)整資本結(jié)構(gòu)［17］，甚至出售資產(chǎn)為運(yùn)營(yíng)提供資金，放棄或延遲有價(jià)值的投資機(jī)會(huì)［18］。企業(yè)為繼續(xù)擴(kuò)張以及實(shí)現(xiàn)其他戰(zhàn)略目標(biāo)，其資金需求會(huì)持續(xù)存在，但往往受到融資環(huán)境的約束，因而對(duì)企業(yè)融資行為的分析需從自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)企業(yè)融資環(huán)境的改變著手。

制度經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，企業(yè)的組織治理結(jié)構(gòu)根植于所處的制度環(huán)境，而制度環(huán)境會(huì)影響企業(yè)的組織經(jīng)營(yíng)活動(dòng)［1］。因此，企業(yè)的財(cái)務(wù)行為以及財(cái)務(wù)資源配置問題可能會(huì)受到其他制度安排的影響，制度環(huán)境可以通過相應(yīng)機(jī)制來(lái)影響企業(yè)的融資行為和融資方式［19］。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)作為一項(xiàng)制度創(chuàng)新，其相關(guān)政策的實(shí)施能夠在融資方面為企業(yè)拓寬渠道（人民幣資本項(xiàng)目可兌換、金融市場(chǎng)利率市場(chǎng)化、外債管理方式改革等措施），促進(jìn)跨境融資便利化［20］。同時(shí)，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)能夠拓寬融資來(lái)源渠道，降低外資銀行與外資金融機(jī)構(gòu)的進(jìn)入門檻，進(jìn)而為自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)內(nèi)企業(yè)吸收外資創(chuàng)造良好條件［11］。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立帶來(lái)的制度環(huán)境變革，會(huì)對(duì)企業(yè)融資環(huán)境產(chǎn)生正向效應(yīng)，緩解企業(yè)融資約束。

自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策在為企業(yè)創(chuàng)造良好融資環(huán)境的同時(shí)，肩負(fù)著轉(zhuǎn)變政府職能、創(chuàng)新監(jiān)管服務(wù)模式等重要任務(wù)，其具體措施體現(xiàn)為：推進(jìn)政府管理由注重事先審批轉(zhuǎn)變?yōu)樽⒅厥轮?、事后監(jiān)管；提高行政透明度，完善體現(xiàn)投資者參與、符合國(guó)際規(guī)則的信息公開機(jī)制；“一線放開”“二線安全高效管住”，進(jìn)一步強(qiáng)化監(jiān)管協(xié)作；等等。在簡(jiǎn)化監(jiān)管流程、保證自由貿(mào)易便利化的基礎(chǔ)上，一方面，促進(jìn)政府的監(jiān)管評(píng)估職能市場(chǎng)化改革，實(shí)現(xiàn)權(quán)力下放，同時(shí)政府與社會(huì)機(jī)構(gòu)、其他部門的協(xié)同監(jiān)管改革能夠彌補(bǔ)其監(jiān)管權(quán)與專業(yè)能力的短板，這些針對(duì)企業(yè)監(jiān)管的制度創(chuàng)新措施能夠直接促進(jìn)企業(yè)信息披露質(zhì)量的提升；另一方面，提高行政透明度、創(chuàng)新信息公開機(jī)制等舉措使投資者能夠參與到對(duì)監(jiān)管機(jī)構(gòu)的監(jiān)督中，間接促進(jìn)企業(yè)信息披露質(zhì)量的提升，降低信息不對(duì)稱程度。因此，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立能夠緩解企業(yè)信息不對(duì)稱程度，從而有利于企業(yè)融資，表現(xiàn)為提高企業(yè)新增外部融資總額。

2.自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立與企業(yè)融資方式

理論研究表明，信息不對(duì)稱是企業(yè)最佳資本結(jié)構(gòu)選擇的主要驅(qū)動(dòng)力。企業(yè)在選擇權(quán)益融資或債務(wù)融資時(shí)，主要是權(quán)衡信息不對(duì)稱環(huán)境下企業(yè)的破產(chǎn)成本和稀釋成本。就權(quán)益融資和債務(wù)融資而言，由于權(quán)益融資不承擔(dān)破產(chǎn)成本，且企業(yè)一般不會(huì)主動(dòng)揭示自身的風(fēng)險(xiǎn)等級(jí)，因而隨著信息不對(duì)稱程度的降低，企業(yè)通常會(huì)更傾向于權(quán)益融資。為更清晰地刻畫企業(yè)在自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策影響下的融資決策，本文構(gòu)建了一個(gè)簡(jiǎn)單的理論模型來(lái)進(jìn)行分析。假設(shè)一個(gè)初始資本結(jié)構(gòu)100%由股權(quán)組成的持續(xù)經(jīng)營(yíng)企業(yè)，在獲得新項(xiàng)目投資機(jī)會(huì)時(shí)具備融資需求。企業(yè)原始資本為I，項(xiàng)目收益用D來(lái)表示。新項(xiàng)目收益分為兩種情況——高收益DH與低收益DL，高收益概率為p，此時(shí)有期望收益ED：

ED=DHp+DL（1-p）（1）

其中，ED>0。假設(shè)融資成本為權(quán)益融資成本CE和債務(wù)融資成本CD，此時(shí)兩種融資方式下的企業(yè)股東收益S分別為：

SE=I+DHp+DL（1-p）-CE（2）

SD=I+DHp+DL（1-p）-CD（3）

從優(yōu)序融資理論視角來(lái)看，外部投資者與內(nèi)部經(jīng)理人所掌握的信息數(shù)量與質(zhì)量存在差異。由于外部投資者對(duì)公司實(shí)際類型和經(jīng)營(yíng)前景的了解程度不及內(nèi)部經(jīng)理人，只能按照對(duì)公司價(jià)值的期望來(lái)支付，因而如果公司采用外部融資方式，外部投資者會(huì)認(rèn)為公司內(nèi)部盈余不足以支撐公司正常資金需求，且企業(yè)未采用債務(wù)方式進(jìn)行融資是未滿足債務(wù)融資等標(biāo)準(zhǔn)，企業(yè)進(jìn)行權(quán)益融資時(shí)會(huì)傳遞負(fù)面信號(hào)，引起公司價(jià)值的下降。因此，我們定義信息不對(duì)稱程度為γ，則企業(yè)選擇權(quán)益融資時(shí)原始股東收益為：

SE=I+DHp+DL（1-p）-CE-f（γ）（4）

其中，f（γ）=γ（I+ED）

當(dāng)公司必須依靠外部資金時(shí)，如果可以發(fā)行與非對(duì)稱信息無(wú)關(guān)的債券或從信貸機(jī)構(gòu)得到借款，那么意味著從債權(quán)人的角度來(lái)看公司的各項(xiàng)財(cái)務(wù)指標(biāo)及經(jīng)營(yíng)前景較好，債權(quán)人承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)較低，利用債務(wù)融資方式能夠向市場(chǎng)外部投資者傳達(dá)正面信號(hào)，公司的價(jià)值不會(huì)降低，因而債務(wù)融資優(yōu)先于權(quán)益融資。此時(shí)權(quán)益融資成本CE與債務(wù)融資成本CD有：

CD

其中，CE=

將式（5）代入式（3）、（4），于是有SD>SE，這也是優(yōu)序融資理論的主要觀點(diǎn)。此時(shí)考慮自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)于資本市場(chǎng)信息質(zhì)量的影響效果，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)內(nèi)企業(yè)擁有更加真實(shí)的信息質(zhì)量，即γFTZ<γ。對(duì)SE求γ的偏導(dǎo)數(shù)則有：

=-（I+ED）（6）

即SE對(duì)于γ是單調(diào)遞減函數(shù)。此時(shí)有：

SEFTZ>SEother（7）

與國(guó)外上市公司的融資特點(diǎn)不同，我國(guó)上市公司普遍優(yōu)先選擇權(quán)益融資方式籌集資金。在考慮我國(guó)資本市場(chǎng)實(shí)際情況下有：

SE>SD（8）

已有文獻(xiàn)表明，相較于權(quán)益融資，債務(wù)融資對(duì)信息的敏感性較低。這主要是因?yàn)椋阂环矫妫瑐鶛?quán)人能夠更好地獲取私人信息和預(yù)測(cè)未來(lái)借款人的前景，該能力比外部權(quán)益投資者要好［21］；另一方面，債權(quán)人擁有更多的資金債務(wù)債權(quán)的集中所有權(quán)，因而比權(quán)益融資資金持有者有更強(qiáng)烈的監(jiān)督動(dòng)機(jī)［22］。本文認(rèn)為，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)在信息不對(duì)稱程度方面的改善使企業(yè)從債務(wù)融資渠道獲得的額外收益不足以影響企業(yè)的融資方式選擇，因而定義自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)內(nèi)企業(yè)的債務(wù)收益為△μ（△μ→0），于是有：

SDFTZ=SD+△μ≥SDother（9）

將式（7）、（8）、（9）合并可得：

SEFTZ>SEother>SDFTZ≥SDother（10）

在股東權(quán)益最大化的約束下，企業(yè)會(huì)優(yōu)先選擇股東收益最高的融資方式，基于上述邏輯，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：與不在自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)范圍內(nèi)的企業(yè)相比，在自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策實(shí)施之后，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)范圍內(nèi)企業(yè)新增債務(wù)融資、權(quán)益融資以及外部融資總額均會(huì)增加。

假設(shè)2：與不在自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)范圍內(nèi)的企業(yè)相比，在自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策實(shí)施之后，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)范圍內(nèi)企業(yè)外部融資方式以權(quán)益融資為主。

二、實(shí)證設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以2009—2020年中國(guó)滬深A(yù)股上市公司為初始研究樣本。對(duì)樣本的處理按照以下步驟：剔除ST、*ST上市公司，相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的公司，以及金融行業(yè)上市公司，最終獲得313個(gè)城市2 329家企業(yè)共12 861個(gè)面板觀測(cè)值。此外，本文數(shù)據(jù)獲得主要來(lái)源于自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)試點(diǎn)信息。目前全國(guó)已設(shè)立六批共21個(gè)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)，第六批自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)總體規(guī)劃方案于2020年印發(fā)，本文使用當(dāng)前六批自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)作為樣本選取依據(jù)。國(guó)內(nèi)多數(shù)學(xué)者直接將設(shè)有自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的省、自治區(qū)、直轄市全境劃分為自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)范圍［7-9］，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策雖以省級(jí)單位命名，但主要以城市區(qū)分具體片區(qū)，因而本文將自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)范圍精確至城市①。具體地，根據(jù)《中國(guó)（上海）自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)總體方案》等21個(gè)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)總體方案，將方案中提及的自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)城市進(jìn)行手工整理，再把自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)所在城市與上市公司注冊(cè)地所在城市進(jìn)行匹配，將注冊(cè)地屬于自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)所在城市的企業(yè)確定為受自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立影響的企業(yè)。對(duì)于政策沖擊時(shí)點(diǎn)的設(shè)定，以自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)掛牌之前的年份為政策實(shí)施前，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)掛牌當(dāng)年及后續(xù)年份為政策實(shí)施后。其余相關(guān)變量均來(lái)自國(guó)泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫(kù)。最后，本文對(duì)回歸涉及的連續(xù)變量采取了前后1%分位數(shù)的縮尾處理（Winsorize）。

（二）模型構(gòu)建與變量說(shuō)明

1.模型構(gòu)建

自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策從2013年起開展試點(diǎn)，這期間（2013—2020年）各地區(qū)逐步分批實(shí)施。我國(guó)的自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策通過不同批次設(shè)立，可以將其看作一個(gè)多時(shí)點(diǎn)的外生沖擊事件，這為本文的研究創(chuàng)造了良好的實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景。參照Beck等［23］的研究，使用多期雙重差分模型進(jìn)行研究。雙重差分法是目前主流的評(píng)估政策實(shí)施效果的方法，該模型基于準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，能夠利用兩次差分很好地緩解政策之外的內(nèi)生性問題對(duì)估計(jì)結(jié)果的干擾，并能在一定程度上緩解遺漏變量的偏誤問題。為了驗(yàn)證假設(shè)1，我們?cè)O(shè)計(jì)基準(zhǔn)計(jì)量模型如下：

△Yi，t=α0+α1FTZit+α2Sizei，t+α3Levi，t+α4Agei，t+α5Roai，t+α6TobinQi，t+α7Tangi，t+α8Firsti，t+α9SOEi，t+Yeart+Firmi+εi，t（11）

其中，式（11）的左邊為被解釋變量△Y，它是衡量企業(yè)新增各類外部融資額的指標(biāo)。右邊解釋變量FTZ為自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策變量，Year和Firm分別用來(lái)控制年份和個(gè)體的固定效應(yīng)，下標(biāo)i和t表示第i企業(yè)第t年度，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。由于自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策實(shí)施變量為城市層面的外生沖擊，因而我們?cè)诨貧w模型中同時(shí)考慮了城市層面的聚類效應(yīng)（Cluster）。

為驗(yàn)證假設(shè)2，參照式（11）的設(shè)置，我們?cè)谑剑?2）中引入反映融資方式的虛擬變量Dum_equity，并定義若△E>0、△D≤0，則認(rèn)為企業(yè)為權(quán)益融資樣本，賦值為1；若△E≤0、△D>0，則認(rèn)為企業(yè)為債務(wù)融資樣本，賦值為0?？刂谱兞颗c式（11）相同。具體地，式（12）如下：

Dum_equityi，t=α0+α1FTZi，t+α2Sizei，t+α3Levi，t+α4Agei，t+α5Roai，t+α6TobinQi，t+α7Tangi，t+α8Firsti，t+α9SOEi，t+Yeart+Firmi+εi，t（12）

2.變量說(shuō)明

被解釋變量。DEF為企業(yè)年度新增外部融資總額，本文參照顧乃康和周艷利［24］的研究，采用年度新增外部權(quán)益融資額（△E）和年度新增外部債務(wù)融資額（△D）之和來(lái)衡量。

解釋變量。FTZ為自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立虛擬變量，本文將自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)范圍精確至城市，當(dāng)企業(yè)注冊(cè)地位于自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)城市內(nèi)且樣本年份在政策實(shí)施后時(shí)，F(xiàn)TZ取1，否則取0。

控制變量。參照已有的相關(guān)研究［24-25］，這里控制了影響企業(yè)新增外部融資的其他因素，包括企業(yè)規(guī)模（Size）、財(cái)務(wù)杠桿（Lev）、企業(yè)年齡（Age）、盈利能力（ROA）、成長(zhǎng)性（TobinQ）、有形資產(chǎn)比重（Tang）、第一大股東持股比重（First）、企業(yè)性質(zhì)（SOE）等因素。具體變量定義如表1（下頁(yè)）所示。

三、實(shí)證結(jié)果及檢驗(yàn)

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2（下頁(yè)）所示，年度新增外部債務(wù)融資額（△D）的均值為0.034，標(biāo)準(zhǔn)差為0.102，最小值為-0.211，表明不同企業(yè)的債務(wù)融資額差別較大，甚至?xí)霈F(xiàn)入不敷出的情況。年度新增外部權(quán)益融資額（△E）的均值為0.044，其標(biāo)準(zhǔn)差為0.142，表明不同企業(yè)因其特征不同，獲得的權(quán)益融資額也不同。年度新增外部融資總額（DEF）的均值為0.081，其標(biāo)準(zhǔn)差為0.178，表明不同企業(yè)的融資總額差別較大。

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3列示了基準(zhǔn)回歸結(jié)果。利用個(gè)體固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸，并在模型回歸估計(jì)中控制年度效應(yīng)和個(gè)體效應(yīng)，最后考慮了城市層面的聚類效應(yīng)（Cluster）。

對(duì)于假設(shè)1的驗(yàn)證，本文分三個(gè)方面同時(shí)考慮自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)實(shí)施政策對(duì)企業(yè)新增的各類外部融資額的影響。具體地，△D代表企業(yè)年度新增外部債務(wù)融資額，△E代表企業(yè)年度新增外部權(quán)益融資額，DEF代表企業(yè)年度新增外部融資總額。表3列（1）顯示，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策實(shí)施（FTZ）對(duì)企業(yè)年度新增外部債務(wù)融資額的系數(shù)在10%的水平上顯著為正；列（2）顯示，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策實(shí)施（FTZ）對(duì)企業(yè)年度新增外部權(quán)益融資額的系數(shù)在5%水平上顯著為正，表明企業(yè)在自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立之后通過外部權(quán)益融資獲得的資金明顯提升；列（3）顯示，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策實(shí)施（FTZ）對(duì)企業(yè)年度新增外部融資總額（DEF）的影響系數(shù)在1%水平上顯著為正。這與假設(shè)1的理論預(yù)期是一致的。以上結(jié)果證明了自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的實(shí)施確實(shí)有助于企業(yè)債務(wù)融資、權(quán)益融資額度的提高，并且能促進(jìn)融資總額的提高。此外，從表3列（1）和列（2）的系數(shù)結(jié)果對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)于企業(yè)外部權(quán)益融資額的提升程度要比企業(yè)外部債務(wù)融資額高，這為假設(shè)2提供了初步的證據(jù)。

假設(shè)2主要是探討自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策下企業(yè)的實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組之間是否存在融資方式的選擇性差異。由于反映融資方式的變量（Dum_equity）是一個(gè)二元變量，因而分別使用Logit、Probit兩種回歸方法進(jìn)行分析，結(jié)果如表4（下頁(yè)）所示。在兩種回歸統(tǒng)計(jì)方法下，反映自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策實(shí)施的解釋變量（FTZ）未加入控制變量時(shí)在1%的水平上顯著為正，這說(shuō)明與控制組樣本相比，實(shí)驗(yàn)組中的企業(yè)更傾向于權(quán)益融資。表4列（2）與列（4）為加入控制變量后的回歸結(jié)果，在5%水平上顯著為正，這同樣說(shuō)明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)更偏向于權(quán)益融資。上述結(jié)果表明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的實(shí)施有助于資本市場(chǎng)融資方式的規(guī)范化。這一結(jié)果與假設(shè)2的理論預(yù)期是一致的。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)與內(nèi)生性檢驗(yàn)

1.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

已有研究表明，雙重差分模型的使用需要滿足實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組在政策實(shí)施前具有平行趨勢(shì)。為此，本文參照Beck等［23］的研究，通過自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析來(lái)進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。圖1（下頁(yè)）分別表示債務(wù)融資（△D）、權(quán)益融資（△E）以及外部融資總額（DEF）的動(dòng)態(tài)效應(yīng)變化趨勢(shì)圖?？梢钥吹?，三幅圖在政策實(shí)施年份之前，其置信區(qū)間均包含0點(diǎn)，說(shuō)明滿足雙重差分法的平行趨勢(shì)先驗(yàn)條件。對(duì)于債務(wù)融資（△D），在t+1、t+2、t+6和t+7期對(duì)融資額的促進(jìn)效果顯著。對(duì)于權(quán)益融資（△E），從t+5期到t+7期均達(dá)到顯著的促進(jìn)水平。特別地，圖1（c）清晰地反映了自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)融資額度的促進(jìn)效應(yīng)，即在t+2期達(dá)到顯著的促進(jìn)效果，接著系數(shù)經(jīng)過兩年不顯著的上升，在t+5期至t+7期具備顯著的促進(jìn)效果，可能是由于企業(yè)在短期更偏向于債務(wù)融資，而長(zhǎng)期偏向于權(quán)益融資。這說(shuō)明實(shí)驗(yàn)組與控制組之間存在顯著差異，即自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)企業(yè)融資方式選擇存在顯著的促進(jìn)作用，且實(shí)驗(yàn)組中的企業(yè)長(zhǎng)期更加傾向于使用權(quán)益融資。

2.內(nèi)生性問題

本文使用的雙重差分法能夠利用兩次差分很好地緩解政策之外的內(nèi)生性問題對(duì)估計(jì)結(jié)果的干擾，并能在一定程度上緩解遺漏變量的偏誤問題，但該方法也可能存在一定的內(nèi)生性問題而導(dǎo)致回歸偏誤。其中最主要的是樣本的自選擇偏差問題以及不可觀測(cè)的因素對(duì)本文結(jié)果產(chǎn)生的影響，可能會(huì)使結(jié)果存在一定的偶然性。例如，就自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)試點(diǎn)方案來(lái)看，先由上海、廣東、天津、福建等地逐步推行，前期的自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)試點(diǎn)城市多為經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，因而可能存在一定的樣本自選擇性。為避免樣本的自選擇偏差對(duì)實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生的干擾，一方面，我們將非自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)城市樣本剔除，僅保留自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)城市樣本，通過回歸分析檢驗(yàn)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策實(shí)施前與實(shí)施后的效果差異；另一方面，通過PSM-DID的方法以解決實(shí)驗(yàn)組非完全隨機(jī)的內(nèi)生性問題。

具體地，一階差分法的回歸結(jié)果如表5（下頁(yè)）所示。表5列（2）權(quán)益融資的FTZ系數(shù)相對(duì)于列（1）債務(wù)融資的FTZ系數(shù)較大且顯著；列（3）的FTZ系數(shù)在1%水平上顯著為正，與主回歸結(jié)果類似。列（4）和列（5）的結(jié)果進(jìn)一步顯示，處于自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策實(shí)施區(qū)域的企業(yè)，更加傾向于權(quán)益融資。上述結(jié)果說(shuō)明，在排除地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異的影響之后，依然能夠證明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策能夠促進(jìn)企業(yè)的融資規(guī)模，且企業(yè)更偏向于權(quán)益融資的方式。

本文采用PSM-DID傾向匹配得分法緩解樣本選擇偏差所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。具體而言，以式（11）和式（12）中的控制變量為協(xié)變量，按照1∶1的近鄰匹配法來(lái)選取對(duì)照組，重新進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如表6（下頁(yè)）所示，列（1）至列（3）中FTZ的估計(jì)系數(shù)均顯著為正；列（4）和列（5）顯示，F(xiàn)TZ的估計(jì)系數(shù)均在5%的水平上顯著為正。這同樣能夠證明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策可提高企業(yè)的債務(wù)融資、權(quán)益融資以及外部融資總額，且處于實(shí)驗(yàn)組的企業(yè)更加傾向于權(quán)益融資。

3.安慰劑檢驗(yàn)

為避免不可觀測(cè)的因素對(duì)結(jié)果產(chǎn)生的影響，這里利用安慰劑檢驗(yàn)來(lái)判斷本文的結(jié)果是否具有偶然性。具體地，隨機(jī)抽取樣本實(shí)驗(yàn)組上市公司，作為樣本庫(kù)中的“偽處理公司”，然后將“樣本池”中的其余部分視為“偽控制公司”?；谶@些“偽”處理作為對(duì)照組，重新對(duì)基準(zhǔn)回歸進(jìn)行估計(jì)，并將這個(gè)過程重復(fù)1 000次。圖2顯示了1 000次安慰劑檢驗(yàn)的回歸結(jié)果，可以看到，密度曲線的峰值集中在0點(diǎn)附近，而距離主回歸的t值相距較遠(yuǎn)，即實(shí)際系數(shù)位于分布的最左側(cè)。這表明我們的結(jié)果不太可能被偶然因素驅(qū)動(dòng)，意味著結(jié)果具有穩(wěn)健性。

四、進(jìn)一步的分析

（一）機(jī)制檢驗(yàn)

由上文分析可知，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的實(shí)施促進(jìn)了政策執(zhí)行地區(qū)上市公司的外部融資，其中主要是促進(jìn)了上市公司的權(quán)益融資。這可能是因?yàn)?，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的實(shí)施有助于其所在城市提高市場(chǎng)信息透明度，進(jìn)而緩解企業(yè)信息不對(duì)稱。進(jìn)一步地，本文對(duì)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策提升上市公司外部融資總額的機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)信息不對(duì)稱理論，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策能夠緩解企業(yè)信息不對(duì)稱程度，一方面，是因?yàn)樽再Q(mào)試驗(yàn)區(qū)政策能夠提高市場(chǎng)信息透明度；另一方面，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)在通過提高市場(chǎng)信息透明度緩解信息不對(duì)稱的同時(shí)，也能提高企業(yè)內(nèi)部信息透明度。因此，本文基于這兩方面對(duì)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的影響機(jī)制進(jìn)行分析。

1.基于市場(chǎng)層面的外部信息透明度分析

我們使用CSMAR披露的包括上海證券交易所與深圳證券交易所評(píng)價(jià)的信息透明度指標(biāo)表征企業(yè)的外部信息透明度（OPA），具體對(duì)應(yīng)A、B、C、D四個(gè)評(píng)級(jí)，我們分別使用4、3、2、1進(jìn)行賦值①。參照式（11）的設(shè)計(jì)，通過構(gòu)建自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策（FTZ）與企業(yè)外部信息透明度（OPA）的交互項(xiàng)（FTZ×OPA）進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果如表7列（1）—（3）所示，交互項(xiàng)（FTZ×OPA）的系數(shù)在債務(wù)融資、權(quán)益融資、外部融資總額方面，分別為不顯著、在5%和10%水平上顯著為正。此外，為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，我們將信息透明度設(shè)置為啞變量（OPA_Dummy），即企業(yè)信息透明度評(píng)級(jí)大于2的定義為1，否則定義為0。回歸結(jié)果見表7列（4）—（6），我們發(fā)現(xiàn)交互項(xiàng)系數(shù)（FTZ×OPA_Dummy）依然與前述結(jié)果類似。這說(shuō)明，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的實(shí)施能夠通過改變市場(chǎng)層面外部信息透明度的方式提高企業(yè)外部信息透明度，緩解信息不對(duì)稱，進(jìn)而提高企業(yè)外部融資能力，尤其是權(quán)益融資能力。

2.基于公司層面的內(nèi)部信息透明度分析

對(duì)于公司層面的內(nèi)部信息透明度的分析，本文參照Dechow等［26］提出的修正Jones模型計(jì)算出企業(yè)可操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)（即企業(yè)盈余管理程度），以此來(lái)衡量企業(yè)內(nèi)部信息透明度。我們同樣參照式（11）的設(shè)計(jì)，構(gòu)建自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策（FTZ）與企業(yè)內(nèi)部信息透明度（DA）的交互項(xiàng)（FTZ×DA）進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果如表8列（1）—（3）所示。我們發(fā)現(xiàn)，交互項(xiàng)（FTZ×DA）對(duì)債務(wù)融資、權(quán)益融資、外部融資總額的回歸系數(shù)分別表現(xiàn)為不顯著、在1%和1%水平上顯著為負(fù)。此外，為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，我們將企業(yè)內(nèi)部信息透明度（企業(yè)盈余管理程度）以中位數(shù)為界限定義啞變量（DA_Dummy），回歸結(jié)果見表8列（4）—（6），我們發(fā)現(xiàn)交互項(xiàng)系數(shù)（FTZ×OPA_Dummy）依然與前述結(jié)果類似。這再次印證了自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策通過緩解企業(yè)信息不對(duì)稱改變了企業(yè)融資方式的作用機(jī)制。

（二）異質(zhì)性檢驗(yàn)

1.截面數(shù)據(jù)檢驗(yàn)：不同情境下對(duì)假設(shè)的拓展性研究

大量研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量有助于提升內(nèi)部信息透明度［27］。因此，我們基于企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量，進(jìn)一步研究自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)企業(yè)融資方式的影響并進(jìn)行截面序列檢驗(yàn)。具體地，根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)披露的內(nèi)部控制是否有缺陷，將內(nèi)部控制存在缺陷的企業(yè)定義為內(nèi)部控制質(zhì)量高，賦值為1，否則為0，參照式（11）的設(shè)置，對(duì)樣本進(jìn)行分組檢驗(yàn)。回歸結(jié)果如表9所示。內(nèi)部控制質(zhì)量高的企業(yè)可以獲得更多的權(quán)益融資，進(jìn)而提高自身的外部融資總額。通過對(duì)比可以看出，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的實(shí)施可以促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行權(quán)益融資與外部融資。內(nèi)部控制質(zhì)量不同，其效果也不同，相較于債務(wù)融資，權(quán)益融資的投資者更加關(guān)注企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量。

2.地區(qū)市場(chǎng)化程度的異質(zhì)性檢驗(yàn)

理論研究發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)化程度有助于提升外部市場(chǎng)信息透明度［28］。因此，我們基于市場(chǎng)化程度進(jìn)一步研究自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)企業(yè)融資方式的影響。具體地，我們根據(jù)樊綱等研制的市場(chǎng)化指數(shù)，將市場(chǎng)化進(jìn)程的非對(duì)稱經(jīng)濟(jì)效應(yīng)考慮進(jìn)來(lái)，參照式（11）的設(shè)置對(duì)樣本進(jìn)行分組檢驗(yàn)，即將市場(chǎng)化指數(shù)按照中位數(shù)進(jìn)行分組，區(qū)分市場(chǎng)化程度高的地區(qū)和市場(chǎng)化程度低的地區(qū)，并對(duì)權(quán)益融資、債務(wù)融資與全樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果如表10所示。可以發(fā)現(xiàn)，債務(wù)融資（△D）的FTZ系數(shù)在市場(chǎng)化程度低的地區(qū)較大且在10%水平上顯著，在市場(chǎng)化程度高的地區(qū)不顯著為負(fù)，說(shuō)明市場(chǎng)化程度的提高并不會(huì)促進(jìn)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的債務(wù)融資，反而在市場(chǎng)化程度較低時(shí)更利于債務(wù)融資。然而，權(quán)益融資（△E）的FTZ系數(shù)在市場(chǎng)化程度高的地區(qū)顯著為正，而市場(chǎng)化程度低的FTZ系數(shù)不顯著為負(fù)，說(shuō)明市場(chǎng)化程度能夠促進(jìn)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的企業(yè)權(quán)益融資。從整體來(lái)看，外部融資總額（DEF）在市場(chǎng)化程度高的地區(qū)FTZ的系數(shù)較大且在1%水平上顯著為正。以上結(jié)果說(shuō)明，市場(chǎng)化程度的提高有助于促進(jìn)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策提升企業(yè)外部融資能力，且更加傾向于權(quán)益融資。

（三）經(jīng)濟(jì)后果檢驗(yàn)：針對(duì)相似性經(jīng)濟(jì)后果的拓展性研究

1.對(duì)商業(yè)信用融資的影響

通過以上分析，有一個(gè)重要的現(xiàn)實(shí)問題值得探討：自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)于企業(yè)信息透明度的提升是否會(huì)增強(qiáng)企業(yè)間“信任程度”？位于自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策執(zhí)行地區(qū)的上市公司，是否會(huì)因良好的內(nèi)外部信息質(zhì)量而增加企業(yè)之間的“信任程度”，豐富企業(yè)的融資方式？具體地，本文借鑒陸正飛和楊德明［4］的衡量方法，采用企業(yè)當(dāng)年的應(yīng)付賬款、應(yīng)付票據(jù)和預(yù)收賬款之和占上年年末總資產(chǎn)的比重（TC）作為商業(yè)信用融資的衡量指標(biāo)。參照式（11）的設(shè)計(jì)，我們將被解釋變量替換為企業(yè)商業(yè)信用融資（TC），重新進(jìn)行雙重差分估計(jì)（見表11）。表11列（1）和列（2）顯示，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策（FTZ）與企業(yè)商業(yè)信用融資（TC）的回歸系數(shù)在單變量及加入控制變量后，分別在1%和10%的水平上顯著為正。這說(shuō)明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的規(guī)范性能夠增加企業(yè)間信任程度，進(jìn)而增加同業(yè)借貸融資，即自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的實(shí)施可以有效增加企業(yè)間商業(yè)信用融資。

2.對(duì)緩解融資約束的影響

由上文分析可知，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策能夠增加企業(yè)外部融資額，且主要是企業(yè)權(quán)益融資?；谶@樣的分析，一個(gè)重要的經(jīng)濟(jì)后果是：自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策是否能夠緩解企業(yè)的融資約束問題？為了論證結(jié)果的完整性，我們借鑒Kaplan & Luigi［33］的研究，通過構(gòu)建KZ指數(shù)對(duì)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)內(nèi)企業(yè)面臨的融資約束水平進(jìn)行衡量，該值越大代表面臨的融資約束程度越高。參照式（11）的設(shè)計(jì)，我們將被解釋變量替換為KZ指數(shù)，并重新進(jìn)行雙重差分估計(jì)。如表11列（3）和列（4）所示，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策（FTZ）與企業(yè)受到融資約束大?。↘Z）的回歸系數(shù)在加入控制變量后顯著為負(fù)，這說(shuō)明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的實(shí)施能夠顯著緩解自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)內(nèi)的企業(yè)融資約束。

五、研究結(jié)論與政策建議

本文以2009—2020年中國(guó)滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，以我國(guó)2013年開始實(shí)施的自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)為研究窗口，通過上市公司注冊(cè)所在地來(lái)確定自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)企業(yè)與非自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)企業(yè)，使用雙重差分法檢驗(yàn)了制度環(huán)境變革對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)行為以及財(cái)務(wù)資源配置的影響。研究發(fā)現(xiàn)：自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的實(shí)施有助于提高企業(yè)外部融資額，緩解企業(yè)融資約束，尤其是權(quán)益融資。雖然對(duì)企業(yè)的債務(wù)融資也有一定的促進(jìn)作用，但對(duì)比后發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)權(quán)益融資的提升更為顯著。以上結(jié)論在進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)、傾向得分匹配以及安慰劑檢驗(yàn)后依然成立。機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策主要通過影響市場(chǎng)的信息環(huán)境作用于融資方式，具體表現(xiàn)為自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的實(shí)施能夠使市場(chǎng)外部信息環(huán)境更加透明，降低企業(yè)的內(nèi)部盈余管理行為，進(jìn)而使企業(yè)獲得更多的權(quán)益融資。在進(jìn)一步分析中，一方面，基于截面數(shù)據(jù)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量較高，市場(chǎng)化程度較高地區(qū)的企業(yè)促進(jìn)效果更為明顯；另一方面，基于經(jīng)濟(jì)后果的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)市場(chǎng)信息環(huán)境的改善還能作用于企業(yè)之間的信任，進(jìn)而增加同業(yè)借貸融資額和外部融資總額，最終緩解企業(yè)受到的融資約束。

基于上述研究結(jié)論，提出如下政策建議：

第一，持續(xù)優(yōu)化并擴(kuò)大自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的實(shí)施范圍。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策作為一項(xiàng)優(yōu)化市場(chǎng)貿(mào)易環(huán)境的重要制度創(chuàng)新，正在成為影響企業(yè)經(jīng)營(yíng)行為的一種重要市場(chǎng)機(jī)制。因此，應(yīng)當(dāng)繼續(xù)擴(kuò)大自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的實(shí)施范圍，尤其是應(yīng)進(jìn)一步出臺(tái)有關(guān)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)的配套措施，完善自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的相關(guān)制度。

第二，在雙循環(huán)新發(fā)展格局構(gòu)建的過程中，應(yīng)進(jìn)一步重視自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的有效運(yùn)用。充分利用政策執(zhí)行的外部環(huán)境，特別是自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)先行先試的制度優(yōu)勢(shì)，重視自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)改善企業(yè)所處制度環(huán)境的作用，并按照新發(fā)展格局的要求進(jìn)一步發(fā)展和完善自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)相關(guān)政策。

第三，在推進(jìn)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)的過程中，要充分發(fā)揮區(qū)域經(jīng)濟(jì)的制度優(yōu)勢(shì)，進(jìn)一步打造市場(chǎng)化、法治化、國(guó)際化一流營(yíng)商環(huán)境。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的政策對(duì)微觀企業(yè)的影響具有區(qū)域異質(zhì)性。提高企業(yè)在雙循環(huán)中的競(jìng)合程度，應(yīng)持續(xù)完善自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的頂層設(shè)計(jì)，以此進(jìn)一步發(fā)揮自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的引導(dǎo)作用。

參考文獻(xiàn)

［1］WILLIAMSON O E. Corporate finance and corporate governance［J］. The Journal of Finance， 1988， 43（3）： 567-591.

［2］PARK C. Monitoring and structure of debt contracts［J］. The Journal of Finance， 2000， 55（5）： 2157-2195.

［3］HADLOCK C J， JAMES C M. Do banks provide financial slack？［J］. The Journal of Finance， 2002（3）： 1383-1419.

［4］陸正飛，楊德明．商業(yè)信用：替代性融資，還是買方市場(chǎng)？［J］．管理世界，2011（4）：6-14．

［5］張祥建，徐晉．股權(quán)再融資與大股東控制的“隧道效應(yīng)”——對(duì)上市公司股權(quán)再融資偏好的再解釋［J］．管理世界，2005（11）：127-136．

［6］趙晉平．自由貿(mào)易港建設(shè)的價(jià)值與趨勢(shì)［J］．改革，2018（5）：5-17．

［7］譚娜，周先波，林建浩．上海自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)研究——基于面板數(shù)據(jù)下的反事實(shí)分析方法［J］．國(guó)際貿(mào)易問題，2015（10）：14-24．

［8］王厚芹，何精華．中國(guó)政府創(chuàng)新擴(kuò)散過程中的政策變遷模式——央地互動(dòng)視角下上海自貿(mào)區(qū)的政策試驗(yàn)研究［J］．公共管理學(xué)報(bào)，2021（3）：1-11．

［9］項(xiàng)后軍，何康，于洋．自貿(mào)區(qū)設(shè)立、貿(mào)易發(fā)展與資本流動(dòng)——基于上海自貿(mào)區(qū)的研究［J］．金融研究，2016（10）：48-63．

［10］ 劉秉鐮，呂程．自貿(mào)區(qū)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)影響的差異性分析——基于合成控制法的比較研究［J］．國(guó)際貿(mào)易問題，2018（3）：51-66．

［11］ 韓鈺，蘇慶義，白潔．上海自貿(mào)區(qū)金融改革與開放的規(guī)則研究——階段性評(píng)估與政策建議［J］．國(guó)際金融研究，2020（8）：46-55．

［12］ 司春曉，孫詩(shī)怡，羅長(zhǎng)遠(yuǎn)．自貿(mào)區(qū)的外資創(chuàng)造和外資轉(zhuǎn)移效應(yīng)：基于傾向得分匹配—雙重差分法（PSM-DID）的研究［J］．世界經(jīng)濟(jì)研究，2021（5）：9-23．

［13］ 聶正彥，秦文宇，陳凱達(dá)．自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)企業(yè)資本流動(dòng)的影響——來(lái)自中國(guó)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］．改革，2022（7）：127-143．

［14］ 方云龍，劉佳鑫．自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新嗎？——來(lái)自創(chuàng)業(yè)板上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］．國(guó)際金融研究，2021（9）：25-33．

［15］ 方云龍．自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)促進(jìn)了區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)嗎？——來(lái)自滬津閩粵四大自貿(mào)區(qū)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］．經(jīng)濟(jì)體制改革，2020（5）：178-185．

［16］ L？魻？魻F H. Dynamic optimal capital structure and technical change［J］. Structural Change and Economic Dynamics， 2004， 15（4）： 449-468.

［17］ KORAJCZYK R A， LEVY A. Capital structure choice： macroeconomic conditions and financial constraints［J］. Journal of Financial Economics， 2003， 68（1）： 75-109.

［18］ CAMPELLO M， GRAHAM J R， HARVEY C R. The real effects of financial constraints： evidence from a financial crisis［J］. Journal of Financial Economics， 2010， 94（3）： 470-487.

［19］ PORTA R L， LOPEZ-DE-SILANES F， SHLEIFER A. Corporate ownership around the world［J］. The Journal of Finance， 1999， 54（2）： 471-517.

［20］ 羅素梅，周光友．上海自貿(mào)區(qū)金融開放、資本流動(dòng)與利率市場(chǎng)化［J］．上海經(jīng)濟(jì)研究，2015（1）：29-36．

［21］ DIAMOND D W. Financial intermediation and delegated monitoring［J］. The Review of Economic Studies， 1984， 51（3）： 393-414.

［22］ JAMES C， SMITH D C. Are banks still special？ New evidence on their role in the corporate capital-raising process［J］. Journal of Applied Corporate Finance， 2000， 13（1）： 52-63.

［23］ BECK T， LEVINE R， LEVKOV A. Big bad banks？ The winners and losers from bank deregulation in the United States［J］. The Journal of Finance， 2010， 65（5）： 1637-1667.

［24］ 顧乃康，周艷利．賣空的事前威懾、公司治理與企業(yè)融資行為——基于融資融券制度的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)檢驗(yàn)［J］．管理世界，2017（2）：120-134．

［25］ 劉端，陳收．上市公司權(quán)益與負(fù)債雙重融資決策實(shí)證研究［J］.管理科學(xué)學(xué)報(bào)，2009（1）：125-136．

［26］ DECHOW P M， SLOAN R G， SWEENEY A P. Detecting earnings management［J］. The Accounting Review， 1995， 70（2）： 193-225.

［27］ 劉啟亮，羅樂，張雅曼，等．高管集權(quán)、內(nèi)部控制與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量［J］．南開管理評(píng)論，2013（1）：15-23．

［28］ 張程睿，王華．公司信息透明度的市場(chǎng)效應(yīng)——來(lái)自中國(guó)A股市場(chǎng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］．中國(guó)會(huì)計(jì)評(píng)論，2007（1）：1-20．

［29］ KAPLAN S N， ZINGALES L. Do investment-cash flow sensitivities provide useful measures of financing constraints？［J］. Quarterly Journal of Economics， 1997（1）： 169-215.

Influence of Institutional Environment Change on Enterprise Financing Mode： Quasi-natural Experiment based on Pilot Free Trade Zone

XU Chen-xi? NIU Zhi-wei? DONG Qi-chen

Abstract： From the perspective of information asymmetry， this paper establishes a theoretical model to describe the decision-making process of enterprises' financing behavior under the influence of the establishment of the pilot free trade zone， and takes China's A-share listed enterprises from 2009 to 2020 as the research samples， and conducts an empirical test through the multi-period difference method. The research shows that the establishment of the pilot free trade zone is beneficial to increase the total external financing of enterprises， which is mainly manifested in equity financing. The reason is that the institutional environment change brought by the pilot free trade zone policy is conducive to the improvement of the external financing environment of enterprises and alleviates the degree of information asymmetry in the capital market. Further research shows that the effect of the pilot free trade zone policy on enterprise financing method is more obvious in the regions with better internal control quality and higher degree of marketization， which can eventually increase the scale of peer lending among enterprises and alleviate the financing constraints. The results of this study show that the establishment of pilot free trade zones plays an important role in optimizing the quality of information delivery in the capital market， and provides significance for further promoting the construction of pilot free trade zones.

Key words： pilot free trade zone; corporate financing method; institutional environment change; information asymmetry