金融市场化与企业融资约束——国企属性和企业规模真的重要吗？

徐保昌，李思慧

(1.青岛大学 经济学院，山东 青岛 266061；2.江苏省社会科学院 世界经济研究所，南京 210004)

一、引言

融资约束是阻碍企业发展的关键(盛丹和王永进， 2014)[1]，大量研究表明，融资约束对企业发展的负面影响在金融市场不完善的发展中国家愈发明显(Rajan and Zingales， 1998)[2]，而中国也难以独善其身。现阶段，中国金融市场领域的改革相对滞后(林毅夫和孙希芳， 2008； 张杰等， 2013)[3～4]，使得融资难成为中国多数企业的共性特征(李宏兵等， 2016)[5]。世界银行发布的《2016年营商环境报告》显示，中国信贷环境指标在189个经济体中仅排名第79位，如何缓解企业融资约束无疑是当务之急，进一步推进金融市场化更是重中之重。国际经验也表明，金融市场化是20世纪70年代以来多数发展中国家金融改革的主要方向(汪昌云等， 2014)[6]。大量研究也表明，金融发展水平(如金融业、信贷资源分配的市场化程度)是影响企业融资约束程度的重要因素(Demirgüç-Kunt and Maksimovic， 2002； Love， 2003； 饶华春， 2009)[7～9]，而现阶段政策制定者和学术界均寄希望通过推进金融市场化来缓解企业融资难的困境，那么，中国情景下，金融市场化能否有效缓解企业融资约束呢？

大量研究表明，现阶段中国国内金融资源的分配过程中更青睐国有企业和大规模企业，究其原因，中国银行体系中普遍存在“所有制歧视”和“规模歧视”现象(张捷和王霄， 2002； 张杰等， 2013；李宏兵等， 2016)[10][4～5]，并且国企属性和企业规模的偏好同样多存在以政治晋升为目的的地方政府和官员之中。就中国实际而言，作为政府的“宠儿”，国有企业得天独厚的所有制优势使其更容易获取政府和金融机构的各种政策扶持，那么，这一情形下，推进金融市场化是否会使得原本流向国有企业的金融资源转而流向非国有企业呢？相较于其他所有制企业，金融市场化对国有企业融资约束的影响是否存在差异？同时，地方政府在进行政策扶持时更倾向于“锦上添花”而不是“雪中送炭”，企业规模作为影响地方政府和金融机构政策扶持的关键，中国金融市场制度缺损使中小企业融资问题往往难以获得相应的解决机制(唐建新和陈冬， 2009)[11]。现阶段，不论是地方政府和官员基于政治晋升而展开的经济指标追逐，还是大企业可能拥有的政府资源和金融机构关联(Gelos and Werner， 2002)[12]，都使得大企业更容易获取政府和金融机构的政策帮扶，进而有助于降低融资约束。那么，金融市场化的推进能否促进普惠金融实现进而扭转当前中小企业融资难的困境呢？企业规模异质性的情形下，金融市场化对企业融资约束的影响是否存在差异呢？

本文深入考察了金融市场化对企业融资约束的影响，分析和检验了国企属性和企业规模在金融市场化对企业融资约束的影响过程中所发挥的作用，从而尝试为现阶段中国企业融资难的解决提供启示。本研究对该领域可能存在以下方面的拓展和深化：一是从研究视角来看，本文从国企属性和企业规模差异的视角研究金融市场化对企业融资约束的影响，既是对既有理论和文献的良好补充，同时又为金融市场化改革背景下企业融资难问题的解决提供了经验证据，兼具一定政策含义。二是研究发现的独特性，相较于国有企业，金融市场化更有助于缓解非国有企业的融资约束，同时，相较于规模较大的企业，金融市场化更有助于规模较小企业融资约束的缓解。研究表明，推进金融市场化可以更有效缓解本地非国有企业和规模较小企业的融资约束，有助于普惠金融的实现。

二、文献综述与研究假设

(一)文献综述

与本文研究主题相关的研究中，以Rajan and Zingales(1998)[2]、Claessens and Laeven(2003)[13]等为代表的学者们分析了金融市场化对企业融资约束的整体影响，发现推进金融市场化可以有效降低企业融资约束。Rajan and Zingales(1998)[2]认为金融市场化可以有效改善企业融资渠道，而Demirgüç-Kunt and Maksimovic(2002)[7]发现金融发展从企业外部资金的提供和投融资决策信息的获取两方面来提升企业获取外部资金的便利性。Claessens and Laeven(2003)[13]进一步发现金融发展在影响企业融资渠道的同时，可以有效促进企业的发展。解维敏和方红星(2011)[14]的研究也表明，金融市场化对于金融制度的改善具有良好的推动作用，而金融制度的改善使得市场可以迅速发现优质投资项目并为之提供资金，从而可以有效缓解企业投资过程中的融资约束难题。与此同时，谢军和黄志忠(2014)[15]的研究也表明，区域金融市场的发展通过营造良好的企业金融生态环境可以有效缓解企业的融资约束压力。现有研究也都表明，金融市场化可通过改善企业融资渠道等途径缓解企业融资约束。

另有部分学者在考虑企业所有制属性差异的前提下，研究了金融发展对企业融资约束的影响。较为有代表性的，饶华春(2009)[9]以2003—2007年中国上市公司数据为样本的研究表明，金融发展有助于降低企业的融资约束水平，相较于国有上市公司，民营上市公司的融资约束得到更加明显的缓解。沈红波等(2010)[16]基于2001—2006年中国制造业上市企业样本，研究发现金融发展显著缓解了企业的融资约束，金融发展程度比较高的地区上市公司的融资约束显著低于金融发展较弱的地区，国有上市公司受到的融资约束比民营上市公司小，但随着金融发展水平的提高，相较于国有上市公司，民营上市公司的融资约束得到更加明显的缓解。显然，上述两者研究倾向于认为金融发展更有利于民营企业融资约束的缓解。

此外，以Gelos and Werner(2002)[12]、Laeven(2003)[17]、Koo and Maeng(2005)[18]等为代表的学者们在考虑企业规模异质性的前提下，研究了金融市场化对不同规模企业融资约束的影响。具体来说，Gelos and Werner(2002)[12]基于墨西哥制造业企业样本的研究表明，金融市场化有助于小企业融资约束的降低，与之形成对比，金融市场化未能降低大企业的融资约束，究其原因，他们认为考虑到政治经济等因素的影响，金融制度较差的情形下大企业更有能力获取外部信贷。与Gelos and Werner(2002)[12]的研究结果相一致，Laeven(2003)[17]以13个发展中国家的企业层面数据为样本，实证研究了企业规模不同时，金融市场化对企业融资约束影响的差异性，研究结果表明，小规模企业更容易在金融市场化过程中降低融资约束程度，与之相反，金融市场化将导致大规模企业融资约束加剧，原因在于大规模企业在金融市场化之前具有更好的获取信贷的途径，金融市场化有助于打破大规模企业的信贷优势。巧合的是，Love(2003)[8]的研究部分证明了Laeven(2003)[17]的研究结论，Love(2003)[8]基于40个国家样本的研究发现，金融发展水平越高，规模较小企业的融资约束越低。Koo and Maeng(2005)[18]以韩国企业为样本的研究同样表明，金融市场化过程中小企业获得了收益，而大企业在金融市场化过程中逐渐丧失了信贷方面的比较优势。虽然研究样本存在差异，但是与上述研究结论保持一致的是，Ghosh(2006)[19]以1995—2004年印度制造业企业为样本的研究再次表明，金融市场化对企业融资约束的缓解作用在小企业中的影响更为显著。可以发现，上述基于不同国家样本的研究均表明，金融市场化更有助于缓解规模相对较小企业的融资约束。

梳理和归纳上述文献可以发现，基于不同样本的经验研究多认为在整体层面上金融市场化有助于企业融资约束的缓解，但较为遗憾的是现有相关文献更多的是基于非中国样本展开的研究，涉及中国样本的研究也多从金融发展对企业融资约束影响的视角进行探讨，显然这一问题需要基于中国样本的直接研究方能予以厘清。与此同时，在考虑企业所有制属性差异的相关研究，现有文献均是从金融发展如何影响企业融资约束的视角展开分析，这些文献尚未研究金融市场化对不同所有制类型企业融资约束的影响，而考虑企业规模异质性的现有研究，则更多是基于非中国数据展开的经验分析，基于中国样本进行的经验研究依然较为欠缺。本文基于中国样本展开研究尝试对现有文献的上述缺憾进行弥补。

(二)研究假设

大量研究表明，金融市场化程度较低时，金融资源的分配更多的是依靠政府和国有金融机构发挥作用，此时金融资源的配置效率更依赖于政府、银行等相关机构的质量与效率。现有研究已经显示，一旦金融市场遭受政府等部门的不适当干预，市场内各种类型的资金价格就会被扭曲，企业融资渠道将遭遇阻滞，企业融资能力将受到损害(周业安， 1999)[20]。同时，政府等部门对金融资源的干预还可能增加企业融资成本，进一步加剧金融资源的配置扭曲，从而导致总体层面上企业融资约束将难以有效缓解。随着金融市场化的推进，金融资源将更多依靠市场这一“看不见的手”进行有效配置。已有研究表明，推进市场化进程有助于改善资本配置效率(方军雄， 2007)[21]。金融市场化通过改善企业融资渠道(Rajan and Zingales， 1998； Claessens and Laeven， 2003)[2][13]，降低金融投资的交易成本(张军和金煜， 2005)[22]，使得市场中的金融资源得到有效配置，因而，整体层面上，推进金融市场化将有助于企业融资约束的缓解。据此，提出研究假设1。

研究假设1：整体层面上，金融市场化有助于企业融资约束的缓解。

国有企业作为地方政府和金融机构的宠儿，不管出于“父爱主义”、政治庇护，还是拉升地方经济指标的考虑，国有企业更容易获取政府和银行的政策扶持，金融市场化程度较低的情形下这一现象更为严重，而现有研究也表明，中国银行体系中普遍存在的“所有制歧视”(张捷和王霄，2002； 张杰等， 2013； 李宏兵等， 2016)[10][4～5]，归根结底是中国金融抑制政策的产物(周业安， 1999)[20]。也就是说，政府作为国有银行的最终所有者，其在一定程度上主导着银行信贷资源的配置，这使得银行信贷资源更多地配置给国有企业(张杰等， 2012)[23]，与此同时，政府作为国有企业的最终所有者，其他金融和政策支持也更可能流向国有企业，这进一步缓解了国有企业的融资约束。而非国有企业从以国有银行为主体的中国银行业获取资金支持的难度相对较大，面临更为严峻的融资约束问题。然而，随着金融市场化的提升，金融资源配置的扭曲将逐步得到缓解，银行等金融机构将更多地依据市场规律来进行金融资源的配置，部分盈利水平等信贷衡量指标更突出的非国有企业将逐步获得更多的信贷资源，进而形成对国有企业信贷资源的挤出效应。可以预期，虽然国有企业仍将在一定时期内占据更多的银行信贷等金融资源，但这一份额势必将逐步降低。因而，相较于国有企业，金融市场化更有助于非国有企业融资约束的缓解。据此，提出研究假设2。

研究假设2：相较于国有企业，金融市场化更有助于非国有企业融资约束的缓解。

企业规模是政府政策扶持的重要因素，出于财政税收等政治晋升指标的考量，企业规模越大政府越倾向给予其资金等政策帮扶。与此同时，中国银行体系中同样存在“规模歧视”现象(张捷和王霄， 2002； 张杰等， 2013；李宏兵等， 2016)[10][4～5]。当金融市场化程度较低时，由于信息的不对称性，企业规模无疑成为银行是否给予信贷支持的重要衡量指标，企业规模越大其获取信贷资源越丰富，大量研究也已经证明，考虑政治经济等因素，金融制度较差的情形下大企业更有能力获取外部信贷(Gelos and Werner， 2002)[12]。然而，随着金融市场化程度的提升，金融机构势必将采用更多指标来衡量企业贷款的可行性，企业规模的融资优势由此降低，转而更加注重企业的财务指标、技术水平等其他客观条件，此时区域内金融资源配置效率将得到改善，客观信贷指标更为优质的中小企业将有更大机会获取信贷资源，确保了规模相对较小企业融资环境的改善，实现了对大企业金融资源的争夺，甚至打破大规模企业的信贷垄断。此外，基于其他国家样本的部分研究(Gelos and Werner， 2002； Laeven， 2003； Ghosh， 2006)[12] [17] [19]也表明，金融市场化更有助于降低中小企业的融资约束。据此，提出研究假设3。

研究假设3：金融市场化更有助于缓解中小企业的融资约束。

三、计量模型与数据

(一)计量模型设定与变量定义

本文计量模型设定和变量定义依据以下三个阶段依次展开。

第一，检验金融市场化对融资约束的影响，基本计量模型及变量设定如下：

finconijkt=α0+α1finconijkt-1+α2fmarketjt+α3Xijkt+λj+λk+λt+εijkt

(1)

(1)式中下标i、j、k、t分别表示企业、省份、行业和年份；fincon为企业融资约束，借鉴Hovakimian(2009)[24]、Guariglia et al.(2011)[25]、张杰等(2012)[23]、张杰(2015)[26]等采用的资产增长率相对现金流的敏感性来衡量企业融资约束，考虑企业融资约束的延续性特征，在计量模型中控制了企业融资约束的滞后1期；fmarket为金融市场化，采用与汪昌云等(2014)[6]相一致的做法，以樊纲等(2011)[27]测算的金融业的市场化指标对其进行衡量。

X为企业的自身特征和行业特征的控制变量集合，包括：企业生产率(TFP)，采用与徐保昌等(2016)[28]相一致的设定方法，采用LP法(Levinsohn and Petrin， 2003)[29]测算的企业全要素生产率进行表示；企业利润水平(profit)，采用企业利润与生产销售收入之比对其进行表示；企业补贴收入(subsidy)，为消除企业规模效应，采用企业补贴收入与其产品销售收入之比对其进行表示；企业年龄(age)，采用年份与企业设立年份之差加1进行表示；行业竞争程度(HHI)，采用与魏浩(2016)[30]等类似的做法以赫芬达尔指数来衡量行业竞争强度，具体来说，采用以四位数行业代码下企业产品销售收入为基础数据测算的赫芬达尔指数对行业竞争程度进行衡量。赫芬达尔指数越大，行业竞争程度越低。同时，为降低各控制变量可能存在的内生性问题对回归结果的影响，采用各控制变量的滞后1期进行回归；λj、λi、λt分别表示省份、行业和年份控制因素；ε为随机扰动项。为了控制异常值对回归结果的影响，对被解释变量进行截尾处理，对金融市场化以外的其余控制变量进行了缩尾处理。

第二，检验国企属性如何影响金融市场化对企业融资约束的影响，验证金融市场化对国有企业以及非国有企业融资约束构成的影响是否存在差异。基本计量模型设定如下：

finconijkt=α0+α1finconijkt-1+α2fmarketjt+α3fmarketjt×domesticijkt+α4domesticijkt+α5Xijkt+λj+λk+λt+εijkt

(2)

(2)式中，domestic为国有企业虚拟变量，具体指标的设定参照徐保昌和谢建国(2016)[31]对企业所有制的划分方法，根据企业登记注册类型设定国有企业虚拟变量为1，否则为0。当金融市场化与国有企业虚拟变量的交互项回归系数为正时，说明国企属性不利于金融市场化对企业融资约束的缓解，反之，国企属性有助于金融市场化对企业融资约束的缓解。(2)式中其他变量的定义及设定方法与(1)式中相同，不再赘述。

第三，检验企业规模如何影响金融市场化对企业融资约束的影响，进而分析较大的企业规模是否有助于金融市场化对企业融资约束的缓解。基本计量模型设定如下：

finconijkt=α0+α1finconijkt-1+α2fmarketjt+α3fmarketjt×scaleijkt+α4scaleijkt+α5Xijkt+λj+λk+λt+εijkt

(3)

(3)式中，scale为企业规模，考虑政府以及银行等机构给予企业融资政策优惠时更多考虑的是企业资产总值，因此，采用企业年度资产总计对企业规模进行衡量。当金融市场化与企业规模的交互项回归系数为正时，表明企业规模较大，不利于金融市场化对其融资约束的缓解，否则，企业规模提升有助于金融市场化对企业融资约束的缓解。(3)式中其余变量的定义及设定方法与(1)式和(2)式保持一致。

(二)企业融资约束测算

企业融资约束的测算采用与Hovakimian(2009)[24]、Guariglia et al.(2011)[25]、张杰等(2012)[23]、张杰(2015)[26]相一致的指标构建思路和设定方法，将企业融资约束fincon的测算过程分为两个阶段，第一阶段，估算不包括现金流的企业资产增长模型，具体企业资产增长方程设定如下：

assetrateijkt=α0assetrateijkt-1+α1debtassetijkt+α2tangibleijkt+α3exportijkt+α4laborijkt+α5laborpijkt+λj+λk+λt+μijkt

(4)

(4)式中，下标i、j、k、t分别表示企业、地区、行业和年份；assetrate为企业资产增长率，采用本年度相对上一年度的资产增值与上一年度资产之比表示；debtasset为企业负债率，采用企业负债与总资产之比表示；tangible为有形资产比重，采用企业有形资产与总资产之比表示；export为企业出口比重，采用企业出口额与产品销售总额之比表示；labor为企业劳动力总量，采用企业年度平均员工人数进行表示；laborp为劳动生产率，采用工业增加值与企业员工人数之比进行表示(范剑勇， 2006)[32]；λj、λk、λt分别表示地区、行业和年份控制因素；μ为随机扰动项。

第二阶段，将第一阶段资产增长模型得到的残差项μ用于资产增长对现金流敏感性指标的构建，具体资产增长对现金流的敏感性指标，即融资约束指标fincon的构建方法如下：

(5)

(5)式中cash为企业现金流，采用企业年终净利润与本年折旧之和表示；asset为企业资产总值，表示企业的可观测数量。考虑企业所有制类型差异对指标构建的影响，指标构建过程中，将样本企业划分国有企业、民营企业、港澳台企业以及外资企业四个所有制分别进行回归，确保所构建指标的可靠性，fincon数值越大表示企业面临的融资约束越严重。

(三)数据来源与主要变量描述性统计

本文主要样本数据来自国家统计局《中国工业企业数据库》，数据库具有样本量较大，指标丰富等诸多优点，近些年为学术界广泛使用。原始样本选择方面，受关键指标缺失等客观条件所限，最终选取了中国工业企业数据中2001—2007年所有制造业企业为研究样本。由于中国工业企业库的原始数据存在部分变量数值异常等问题(聂辉华等， 2012)[33]，本文在采用与Brandt et al.(2012)[34]一致样本匹配方法对原始样本数据进行精确匹配的基础上，进一步采用Cai and Liu(2009)[35]、聂辉华等(2012)[33]等研究者所认可和采用的中国工业企业数据的规范处理程序和步骤对这一数据中的异常样本进行逐步剔除处理。

表1显示了主要变量的描述性统计值。

表1主要变量的描述性统计值

四、实证结果与分析

(一)金融市场化对企业融资约束的影响

为排除多重共线性对回归结果的影响，估算了回归变量的方差膨胀因子，估算结果显示计量模型中各变量方差膨胀因子的均值为1.04，最大值为1.1，均小于经验法则要求的最低数值10，计量模型存在多重共线性的可能性被排除。此外，为控制可能存在的异方差问题对回归结果的影响，在回归过程中均采用聚类到省份层面的标准误进行回归。为控制企业个体效应对回归结果的影响，基准回归结果中采用固定效应模型进行回归，回归过程中，将采用逐步添加控制变量回归来验证计量模型设定的可靠性。表2显示了基准回归结果。

由表2中回归结果可以发现：表2中模型(1)～(6)中金融市场化的回归系数均在1%的统计水平上显著为负，这一结果表明，整体层面上，金融市场化有助于企业融资约束的缓解，显然，中国情景下，金融市场化的持续推进是有助于中国企业融资难问题解决的，并且不论是主要变量回归还是逐步添加其他控制变量进行的回归分析均表明研究假设1是可靠的，这一结果也证明模型1设定是可靠的。其他控制变量方面，由表2中模型(2)～(6)可以发现：企业融资约束的回归系数在1%统计水平上显著为正，这表明企业融资约束具有较为明显的延续性特征。企业生产率提升有助于企业融资约束的缓解，表明随着企业生产效率的提升企业获取资金的能力将得到提升，其融资约束程度也随之降低。企业利润水平的回归系数均为负，这一结果是符合一般经济学逻辑的，企业利润水平越好越有助于企业融资约束的降低。企业补贴收入加剧了企业融资约束，究其原因，企业获取政府补贴越多，越可能增加企业经营的惰性进而对企业运营造成一些负面影响，进一步加剧了企业融资约束。企业年龄总体上降低了企业融资约束，整体层面上企业年龄越大，企业经营经验越丰富，越有助于企业融资约束的降低。行业竞争程度降低有助于企业融资约束的缓解，这表明有效市场竞争的重要性，行业竞争强度越低越有助于企业融资约束的缓解，进而最终降低了企业的融资约束。

表2金融市场化对企业融资约束影响的基准回归结果

注：括号内为t统计值:*、**、***分别表示在10%、5%和1%统计水平上显著；各模型均采用聚类到省份层面的标准误进行回归

考虑到计量模型中金融市场化与企业融资约束之间可能存在的内生性问题对回归结果造成的影响，本文回归过程中均采用为学者们广泛认可和应用的工具变量法进行回归来处理其中可能存在的内生性问题，回归过程中采用2SLS(两阶段最小二乘法)进行回归。工具变量的选择方面，考虑工具变量要求的严苛，采用与金融市场化密切相关但又独立于或弱相关于企业融资约束的变量作为工具变量，工具变量的选择过程中，采用本省份以外其他省份金融市场化程度的均值作为金融市场化的工具变量，后续工具变量法回归分析中各种工具变量有效性检验的结果证明本文工具变量的选择是有效的。回归过程中，仍然采用逐步添加控制变量回归来验证计量模型设定的可靠性。

表3报告了工具变量法回归结果。由表3模型(1)～(6)中回归结果可以发现，Kleibergen-Paap rk LM检验拒绝了工具变量识别不足的原假设，同时，Kleibergen-Paap rk Wald F检验也均拒绝了其工具变量弱识别的原假设，本文工具变量的有效性得到验证。在有效控制可能存在内生性问题的情形下，表3中模型(1)～(6)中金融市场化的回归系数均显著为负，显然，整体层面上，金融市场化有助于企业融资约束的缓解，这一结果再次表明，金融市场化的持续推进是有助于中国企业融资难问题的解决的，并且不论是主要变量回归还是逐步添加其他控制变量进行的回归分析这一结果均保持稳定，研究假设1的可靠性得到验证，同时，这与表2中回归结果也是相一致的。其他控制变量回归结果与表2基本保持一致。

表3工具变量法回归结果

注：括号内为Z(t)统计值； Kleibergen-Paap rk LM检验的原假设“H0：工具变量识别不足”，相应括号中数值为相应检验统计值的P值；Kleibergen-Paap rk Wald F检验原假设“H0：工具变量弱识别”，相应括号中数值为Stock-Yogo检验10%统计水平的临界值；***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。为了排除可能存在的异方差对回归结果的影响，均采用聚类到省份层面的标准误进行回归。下表同

(二)金融市场化对企业融资约束的影响：国企属性的影响

为检验国企属性在金融市场化对企业融资约束的影响中发挥的作用，采用公式(2)进行回归分析，具体回归过程中继续采用与表3相一致的工具变量法进行回归，同时，仍然采用逐步添加控制变量回归来验证计量模型设定的可靠性。表4显示了国企属性在金融市场化对企业融资约束影响中的作用。由表4模型(1)～(6)中回归结果可以发现，在有效控制计量模型中可能存在的内生性问题的情形下，金融市场化的回归系数均显著为负，而金融市场化与国有企业虚拟变量的回归系数则均显著为正，这一结果表明，国企属性抑制了金融市场化对其企业融资约束的缓解作用，也就是说，相较于非国有企业，金融市场化更有助于非国有企业融资约束的缓解，研究假设2得到验证。同时值得注意的是，随着控制变量的逐步添加，这一结果依然保持稳健，进一步说明研究假设2是十分可靠的。其他控制变量回归结果与表2和表3基本保持一致。

表4金融市场化对企业融资约束的影响：国企属性的影响

(三)金融市场化对企业融资约束的影响：企业规模的影响

为检验企业规模在金融市场化对企业融资约束的影响中发挥的作用，采用公式(3)进行回归分析，继续采用与表3和表4中相一致的工具变量法进行回归，同时仍然采用逐步添加控制变量回归来验证计量模型设定的可靠性。表5显示了企业规模在金融市场化对企业融资约束影响中的作用。由表5模型(1)～(6)中回归结果可以发现，在有效控制计量模型中可能存在的内生性问题的情形下，金融市场化的回归系数均显著为负，而金融市场化与企业规模的交互项回归系数均显著为正，这一结果表明，企业规模抑制了金融市场化对其企业融资约束的缓解作用，也就是说，金融市场化更有助于缓解中小企业的融资约束，研究假设3的可靠性得到验证。随着控制变量的逐步添加，这一结果依然保持稳健，进一步说明研究假设3是可靠的。其他控制变量的回归结果与表2～4基本保持一致。

表5金融市场化对企业融资约束的影响：企业规模的影响

五、结论与启示

本文深入考察了金融市场化对企业融资约束的影响，并检验了是否国企属性和不同企业规模情形下金融市场化如何影响企业融资约束。研究显示：第一，整体层面上，金融市场化缓解了企业融资约束；第二，区分国企属性的研究表明，相较于国有企业，金融市场化更有助于非国有企业融资约束的缓解；第三，区分企业规模的研究表明，企业规模越小，金融市场化对企业融资约束的缓解作用越显著。研究表明国企属性和企业规模不能为金融市场化对企业融资约束的缓解带来额外帮扶，反而更有助于非国有企业和中小企业融资难的解决，推进金融市场化可以缓解以往金融资源配置过程中额外青睐国有企业和大企业所导致的金融资源配置扭曲，这为现阶段中国企业融资难问题的解决提供了启示。

现阶段中国经济处于转型升级和结构性调整的关键时期，其中企业融资约束问题成为阻碍企业产业升级的关键问题，如何实现普惠金融不仅着眼于帮扶国有企业和大规模企业而且着眼于更为广泛地缓解企业的融资约束已然成为当务之急。研究结果为当前企业融资难和普惠金融发展等问题解决提供了一个思路，具有较好的理论和实践价值：第一，继续推进金融市场化，促进各地方金融市场化程度的提升，从总体层面降低各类企业的融资约束，有效推进普惠金融的实现，从而更为有效和全面缓解现阶段中国企业融资难的困境。第二，推进金融市场化，缓解以往国有企业占据金融资源而导致的非国有企业融资难的问题，逐步降低企业融资和吸引政策帮扶过程中的“非国有企业歧视”，促使政府和金融机构等部门更好地服务非国有企业，消除当前金融市场中不合理的制度框架。第三，推进金融市场化，缓解以往大规模企业占据金融资源而导致的非国有企业融资难以及金融资源配置效率低下等问题，打破规模较大企业垄断金融资源的不良局面，从而有效降低企业融资等过程中存在的“企业歧视”，促进规模较小企业的快速发展，尽快实现中国经济的转型升级和产业结构优化。