LPR改革对企业融资效率的影响研究

吴文阳 孙英隽

摘   要：以2015—2021年沪深两市A股非金融类上市公司为研究样本，基于固定效应模型，实证检验我国LPR改革对企业融资效率的异质性影响。研究结果表明，LPR改革显著提高了企业尤其是国有企业的融资效率。同时，相较于对企业融资不足的影响，LPR改革更能显著抑制企业融资过度，这不仅在微观层面实证检验了LPR改革的积极意义，而且还为我国进一步推进市场化改革提供了一定的方向指导。

关键词：LPR改革；企业融资效率；利率市场化

中图分类号：F830      文献标志码：A      文章编号：1673-291X（2023）21-0087-03

一、研究背景

LPR改革标志着中国利率市场化迈出了关键一步。目前关于LPR改革对企业融资效率的实际影响仍有待检验。鉴于此，本文基于微观层面选取了2015—2021年沪深两市A股非金融类上市公司作为研究样本，实证检验了LPR改革对企业融资效率产生的影响，对我国进一步推进利率市场化改革具有一定的指导意义。

二、文獻综述及研究假设

近年来随着我国利率市场化改革的推进，国内关于利率市场化改革对企业融资效率的影响研究也逐渐增多。杨筝等以中国人民银行取消贷款利率上下限作为自然实验，实证检验了利率市场化对企业资本配置和投融资效率的促进影响[1]。张伟华等人[2]祝佳等人[3]发现随着利率市场化改革的推进，只有外部资本市场的上市公司融资成本会逐渐下降。本次LPR改革通过“两轨合一轨”使资本市场直接决定实际贷款利率，由此提高了利率的传导效率，从而改变现阶段企业投资对利率变动不敏感的现状，有助于提高企业投融资效率。据此，本文提出研究假设H1：

研究假设H1：LPR改革会显著提高企业融资效率。

陈耿等人认为，由于信贷歧视的存在，我国非国有企业相比国有企业面临着更为严重的融资约束问题[4]。对此，本文提出研究假设H2和H3：

研究假设H2：LPR改革对不同产权性质企业的融资效率有异质性影响，对国有企业融资效率具有更大的促进作用。

研究假设H3：相较于企业融资不足，LPR改革更能显著抑制企业的融资过度问题。

三、研究设计

（一）数据来源

考虑到2019年第三季度中央银行正式改革完善LPR报价制度，本文选取了2015—2021年沪深两市A股上市公司的季度数据作为样本数据。为了研究结果的准确性及有效性，本文对数据进行了筛选：第一，剔除ST、*ST类企业样本；第二，剔除金融类上市公司；第三，剔除观测值缺失的样本；第四，剔除产权性质模糊不清的样本。最终本文得到了71 035个观测样本。同时，为减少异常值对回归结果的影响，本文对除虚拟变量外的连续型变量进行上下1%的Winsorize处理。本文数据均来源于国泰安数据库。

（二）变量选取

1.被解释变量。在检验LPR改革对企业融资效率的影响之前，首先需要对企业融资效率指标进行测度。本文借鉴Harford et al.[5]对企业融资效率的计算方法作为测度模型，使用模型（1）和模型（2）估算企业非效率融资：

Levit=β0β1Levit-1+β2Sizeit-1+β3BOAit-1+β4Growthit-1+β5Dividendsit-1+β6Executiveit-1+ΣβiIndustry+ΣβjQuarter+εit

（1）

Ablevit=|Levit-Levit|（2）

模型（1）中，Lev为资产负债率，Sizeit-1为上一期公司规模，ROAit-1为上一期总资产净利润率，为上一期营业收入增长率，Dividendsit-1和Executiveit-1分别为上一期股利分配率和监管层持股比例，同时控制行业效应与时间效应。①首先通过模型（1）估算企业当期最佳投资规模（Levit）及残差项，对得到的残差项取绝对值得到，以此表示企业融资效率水平。Ablevit越大，说明企业非效率融资越多，企业融资效率越低。其中残差项小于0表示企业融资不足，残差项大于0则表示企业融资过度。

2.核心解释变量。利率市场化指标（Interest）为本文的核心解释变量，该虚拟变量表示LPR改革的实行，LPR改革（即2019年第三季度）后取值为1，否则取值为0。产权性质（Nsoe）也是本文关注的自变量，国有企业②取值为1，非国有企业取值为0。

3.控制变量。综合现有文献的研究设计，本文进行回归时考虑了以下控制变量：总资产净利润率、营业收入增长率、股利分配率、监管层持股比例、公司规模和企业自由现金流。主要变量的具体定义及说明见表1。

（三）模型构建

为验证假设H1，即LPR改革对企业融资效率的影响，本文构造了模型（3）：

AbLevit=a0+a1Interestit+ΣβmIndustry+ΣβiIndustry+ΣβjQuarter+εit（3）

模型（3）中各变量含义如表1所示，如果模型（3）中系数a1<0，则说明LPR改革对企业融资效率有促进作用。

为了进一步验证假设H2，本文对全样本按产权性质（Nsoe）进行划分，以此验证LPR改革对不同产权性质企业融资效率的差异化影响。

为了更进一步验证假设H3，本文对全样本按残差项进行划分，并构造了模型（4）：

AbLevit=a0+a1Interestit+a2Nsoeit+a3Interestit×Nsoeit+ΣβmIndustry+ΣβiIndustry+ΣβjQuarter+εit（4）

可以根据模型（4）在不同样本区间的检验结果，验证LPR改革对于融资不足和融资过度两种现象的差异化影响。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

表2为本文主要变量的描述性统计，根据表2数据可以发现：基于模型（1）（2）的回归结果，本文估算得到的回归样本观测值为71 035个，其中企业融资效率水平的均值为4.0%，产权性质均值为33.2%，LPR改革指标样本均值为0.418。

（二）实证结果分析

经Hausman检验的结果验证，本文选择固定效应模型，同时控制时间效应和行业效应。表3中（1）—（5）列是LPR改革对企业融资效率影响的实证检验结果。

表3第（1）列为研究LPR改革对企业融资效率影响关系的基础回归检验结果。检验结果显示：LPR改革单项系数在1%的水平上显著为-0.002，即LPR改革显著提高了企业融资效率。假设H1得到了初步验证。

表3第（2）（3）列所示的是LPR改革对不同产权性质的企业融资效率影响的回归结果。从表3第（2）（3）列可以发现：在非国有企业样本组中，LPR改革单项系数在1%的水平上显著为-0.001，即显著提高了非国有企业融资效率；在国有企业样本组中，LPR改革单项系数在1%的水平上显著为-0.003，这表明LPR改革显著促进了国有企业的融资效率，且比非国有企业更加具有促进作用。因此假設H2得到了验证。

表3第（4）（5）列所示的是LPR改革分别对融资过度和融资不足现象产生影响的检验结果，从表3第（4）（5）列可以发现：在融资过度样本组里，LPR改革单项系数以及交互项系数均在1%的水平上显著为负，说明LPR改革后企业尤其是国有企业的融资过度得到了显著缓解；在融资不足样本组中，系数均不显著。由此验证了假设H3，即相较于企业融资不足，LPR改革更能显著抑制企业的过度融资问题。

五、研究结论与对策建议

（一）研究结论

本文主要研究结论如下：第一，LPR改革对国有企业和非国有企业的融资效率均有显著的提升；第二，LPR改革对国有企业的融资效率更加具有促进作用；第三，相较于企业融资不足，LPR改革更能显著抑制企业的过度融资问题。

（二）对策建议

第一，企业应加强自身对金融市场中利率的敏感度，及时调整合适的债务期限结构。第二，政府部门应积极配合利率市场化改革进程，加大对具有核心竞争力企业的政策扶持，尽力打破信贷市场中存在的“信贷歧视”问题，真正实现资本市场中资金的有效配置。

参考文献：

[1]   杨筝，刘放，李茫茫.利率市场化、非效率投资与资本配置：基于中国人民银行取消贷款利率上下限的自然实验[J].金融研究，2017（5）：81-96.

[2]   张伟华，毛新述，刘凯璇.利率市场化改革降低了上市公司债务融资成本吗？[J].金融研究，2018（10）：106-122.

[3]   祝佳，郑文华，吴非.利率市场化、生命周期与企业融资约束[J].商业经济与管理，2020（3）：50-62.

[4]   陈耿，刘星，辛清泉.信贷歧视、金融发展与民营企业银行借款期限结构[J].会计研究，2015（4）：40-46，95.

[5]   Harford J.，Klasa S.，Walcott N. Do firms have leverage targets？ Evidence from acquisitions[J].Journal of Financial Economics，2009，93（1）：1-14.

[责任编辑   白   雪]