设立产业转型升级示范区对企业融资约束的影响

李慧　佟孟华　张国建

关键词：产业转型升级示范区；融资约束；处理效应异质性；交错双重差分法

一、引言

党的二十大报告指出，加快产业创新升级，促进区域协调发展，是构建新发展格局的基础，也是实现经济高质量发展的重要支撑。区位导向型政策（Place-based Policy）作为引导区域资源高效配置、提高整体福利水平的重要政策手段，对区域经济发展存在显著影响。众所周知，实体企业的可持续成长是实现区域经济高质量发展的关键（韩忠雪和高心仪，2023），而企业的融资约束状况是制约其成长的重要因素。世界银行的一项调查显示，75%的中国非金融类企业将融资约束列为企业发展的主要障碍，并且融资约束问题是制约中国企业研发投入的重要原因。近几年来，降低实体经济融资成本、缓解企业融资约束成为政府进一步深化改革的重要目标①。政府基于宏观层面区位导向性政策设计，通过财政补贴或者税收优惠等方式，缓解企业融资约束（卢盛峰和陈思霞，2017）。开发区政策是区位导向性政策的典型代表，部分学者研究发现不同类型的开发区政策有助于缓解企业融资约束，并且在不同企业类型中具有异质性。那么这一结论在实施的其他类型区位导向性政策中是否也成立呢？

《全国资源型城市可持续发展规划（2013-2020 年）》和《全国老工业基地调整改造规划（2013-2022 年）》显示，我国资源型城市和老工业城市分别为262 个和30 个，约占我国城市总数的三分之一，促进资源型城市和老工业城市转型发展，对实现全局经济高质量发展具有重要战略意义。设立产业转型升级示范区（以下简称示范区）的主要目标是加快老工业城市和资源型城市轉型升级。资源型城市和老工业城市转型具有资金需求量大、短期收益不确定性较高等特点（陈胜蓝和刘晓玲，2018），而目前中国经济正处于转轨时期，经济发展速度放缓，加大了资源型城市和老工业城市转型的难度。

已有研究表明，充足的资金支持以及充沛的融资来源是企业转型发展的关键（王红建等，2016），尤其是在资源型城市和老工业城市的转型中，中长期的金融支持不可或缺（孙焱林和覃飞，2018）。示范区政策在落地之初就获得了国家开发银行、金融机构以及政府财政等各方面的支持。现有研究表明，无论政策能否达到预期目标，在政策实施的过程中，享受政策优惠的企业，其更容易获得金融机构的长期借款（Chen et al.，2017）、政府的财政补贴以及相关税收优惠（徐思等，2019）。那么，示范区政策的实施，能否缓解企业融资约束？在示范区政策实施过程中，政府补贴以及金融机构、专项基金等多方的资金支持能否满足示范区企业的融资需要？相关政府部门以及市场环境又是通过怎样的方式来影响企业的融资约束？示范区政策能否在缓解企业融资约束的同时，激发区域发展活力？

鉴于此，本文利用2010-2019 年中国A 股上市公司数据，采用交错双重差分模型考察了示范区政策对企业融资约束的影响及作用路径，并充分探讨了交错双重差分模型的处理效应异质性问题。研究发现，示范区设立以后辖区内企业的融资约束程度得到显著缓解。具体来看，与非示范区企业相比，示范区企业的融资约束减少了1.45 个百分点，并且示范区政策对企业融资约束的缓解作用具有持续性。机制分析表明，扩大企业融资来源和降低企业经营成本是示范区政策缓解企业融资约束的重要途径；同时加强政府调节，坚持市场导向，进一步扩大开放，能够有效吸引金融机构以及投资者参与示范区建设，助力示范区企业资金融通，对缓解示范区企业的融资约束具有积极作用。此外，示范区政策的实施，为企业发展创造了良好的营商环境，吸引大量新企业入驻，促使企业增加研发投入，提升了企业的全要素生产率，具有显著的经济效益。

相较于现有研究，本文的边际贡献主要体现在：（1）利用交错双重差分模型系统评估了示范区设立对企业融资约束的影响效应，并构建了示范区政策对企业融资约束影响的分析框架，为系统评估这一政策提供了科学依据，弥补了现有文献关于示范区政策缓解企业融资约束研究的不足，为政府评估示范区政策的实施效果和引导示范区企业转型提供了实证依据，具有重要的理论和现实意义。（2）将多期双重差分模型的处理效应异质性问题列入稳健性检验的分析框架，保证了实证结果的可信性。产业转型升级示范区具有政策试点的特征，而我国政府可以通过评估试点地区的实施效果，来实现政策的进一步完善和推广（Wang and Yang，2021）。因此，政策效果的评估需要准确可信。当处理组样本受到影响的政策时点发生变化时，传统的双重差分模型可能会因为处理效应的异质性问题，导致估计结果出现偏误（Chaisemartin and DHaultfoeuille，2020），而多期双重差分模型可以有效提升实证结果的稳健性。（3）从宏观和微观两个层面厘清了示范区政策缓解企业融资约束的作用机理，有利于总结示范区政策助力实体经济发展的影响路径与成功经验。此外，对示范区政策经济效益的进一步探讨，有助于揭示以示范区政策为代表的宏观区位导向性政策对于激发城市发展活力、实现区域协调发展的重要意义，为示范区政策的完善推广以及实现经济高质量发展提供政策启示。

二、政策背景与理论假说

（一）产业转型升级示范区设立的政策背景

党的十九大报告提出实施区域协调发展战略，深化改革，加快东北等老工业基地振兴，发挥优势推动中部地区崛起，创新引领率先实现东部地区优化发展，建立更加有效的区域协调发展新机制。贯彻落实区域协调发展战略，构建新发展格局，需要更好地运用区位导向性产业政策。2017 年，由国家发展改革委、科技部、工业和信息化部、国土资源部、国家开发银行（以下简称五部门）联合印发的《关于支持首批老工业城市和资源型城市产业转型升级示范区建设的通知》指出，将基础条件好、工作力度大、改革创新举措实、示范作用明显的12 个城市（经济区）作为首批示范区①，会在产业、创新、投资、金融、土地政策等方面加大示范区的建设力度，旨在推进老工业城市和资源型城市产业高端化、集聚化和智能化发展。此外，为了进一步拓展示范区的引领带动作用，2019年又接连在北京京西、大连沿海、黑龙江大庆、江苏徐州、江西萍乡、河南西部、广东韶关、贵州六盘水八个地区建设第二批产业转型升级示范区。示范区政策的实施，把产业转型升级和城市更新有机结合起来，推进绿色制造和清洁生产，为加快实施创新驱动发展战略和制造强国战略提供了重要支撑。

资源型城市和老工业城市是我国区域协调发展的主要短板，随着资源枯竭和人口的大量流失，企业发展面临巨大挑战。其中资金短缺是企业转型过程中面临的主要问题之一。示范区政策的实施，通过政府调节和政策扶持，为企业提供了更多的发展机会。具体来看：一方面，示范区政策通过充分发挥中央投资的导向作用，调动地方积极性和增强内生动力，带动地方提升“造血”能力，为企业发展创造良好的经济环境，以此来激发老工业城市和资源型城市的发展活力和整体竞争力。另一方面，通过支持示范区所在城市与有关金融机构合作设立产业投资基金，充分利用融资工具，进行多种渠道融资，支持创新型产业项目，缓解企业融资约束。此外，国家开发银行也加大对示范区重点项目建设的支持力度，支持示范区内符合条件的企业利用多层次资本市场开展直接融资。示范区政府以及相关机构的政策扶持，能够有效缓解示范区内企业的融资约束，激励企业创新驱动发展，为资源型城市和老工业城市转型发展奠定基础，最终实现区域协调发展。

（二）理论分析与研究假设

在财政分权和以GDP 为考核标准的晋升锦标赛制度背景下，无论是中央政府还是地方政府都热衷于以区位导向性政策为抓手，通过设立经济特区等形式促进经济增长和提高社会福利水平（李晓萍等，2023）。区位导向性政策的研究主要集中在集聚经济方面，强调利用集聚外部性提高效率，并且通过知识溢出的政策效应吸引高技能人才集聚，从而实现资源的空间再配置（周文婷和吴一平，2023）。作为区位导向性政策的一种形式，示范区政策是中国产业转型发展的新引擎，它的实施是为了促进资源型城市和老工业城市转型发展，实现产业转型升级。基于政治关联的一篇文献表明，在制定区位导向性政策时，政府的政策优惠会帮助企业获得更多银行贷款、更低的税率，并提高企业绩效（Faccio，2010）。示范区政策能为企业发展带来转机。

现阶段，企业仅仅依靠自身很难实现转型升级，外部融资需求日益凸显。在众多影响企业融资约束的因素中，市场调控和政府调节的地位举足轻重。部分学者结合“五年规划”（张新民等，2017）、税收征管（孙雪娇等，2019）、撤县设区（卢盛峰和陈思霞，2017）以及“一带一路”倡议（徐思等，2019）等视角，针对宏观政策影响微观企业融资约束的政策效果进行了相应的探讨。示范区政策作为中国产业转型升级过程中的又一举措，它的实施必然会伴随着一系列的政策优惠和政府补贴，受到示范区政策扶持的企业将获得更多的融资机会，进而缓解企业融资约束。

现有文献表明，宏观产业政策会对企业的投融资产生巨大影响（杨兴全等，2018）。示范区政策作为由政府主导的、自上而下推行的区位导向性政策，在其推行的过程中得到了政府部门的鼎力支持（陈冬华和姚振晔，2018）。一方面，受到政策扶持的企业可以获得更多信贷资金（Chen et al.，2017），即示范区政策扩大了企业的融资来源。为推进示范区建设，银行等金融机构加大对示范区企业的信贷支持，尤其加大对重点环保项目的支持力度。在示范区政策实施过程中，政府与有关金融机构成立产业投资基金，国家开发银行也加大对示范区重点建设项目的支持力度，通过增加融资来源的方式缓解企业融资约束；同时政府的政策支持可以有效降低外部投资者对示范区企业的风险预期（徐思等，2019），促使外部投资者对示范区企业形成良好的市场预期，有效吸引金融机构以及投资者参与示范区建设，进而对缓解企业融资约束产生积极效用（卢盛峰和陈思霞，2017）。另一方面，受到政策扶持的企业更容易获得信贷资金，即示范区政策降低了企业的融资成本。除了加大对示范区企业的信贷支持外，银行等金融机构也对示范区企业实施绿色审批、融资成本优惠等措施（徐思等，2019），通过降低融资成本的方式化解企业融资约束。伴随着示范区政策的不断推进，为了更好促进示范区企业转型发展，地方政府以及职能部门充分发挥税收的作用。税收会减少企业的留存收益和现金流，从而加剧企业的融资约束（于文超等，2018），而税收优惠政策能够从本质上缓解企业内源融资压力，助力企业融通资金。

综上所述，在区位导向性政策的指引下，信贷资源会向示范区企业倾斜，融资来源的增加以及融资成本的降低，有助于缓解企业的融资约束。此外，地区市场化水平会影响地方政府的干预程度（王克敏等，2015）。随着中国对外开放程度的不断加深，金融市场化水平不断提高，竞争机制促使企业加大信息披露，降低信息不对称程度，吸引更多金融机构以及投资者助力示范区建设。

三、研究设计

（一）模型设定

将示范区设立视为一项准自然实验，以示范区城市所辖范围内的企业为处理组、非示范区城市所辖范围内的企业为控制组。在本文的样本期内，由于示范区是分2017 年和2019 年两个批次设立的，因此，参考王锋和葛星（2022）、沈坤荣等（2023）的研究，采用交错双重差分法（StaggeredDID）来评估示范区政策对企业融资约束的影响效应。基准模型如下：

（二）变量定义

1. 被解释变量。本文选择SA 指数作为被解释变量融资约束的测度指標。现有关于企业融资约束的测度分为以下四种：一是通过模型回归系数来构建现金流敏感系数，包括投资-现金流敏感系数、现金-现金流敏感系数；二是采用公司层面单个指标测度；三是构建相关的指数，包含KZ 指数、WW 指数、SA 指数；四是通过调查数据进行判别，主要基于企业融资状况或管理层融资约束的自我感知来衡量。相比较而言，SA 指数因为使用企业规模和企业年龄等外生性极强的变量构建，并且该指数能较为综合全面地反映企业融资约束程度，能够避免现金流敏感系数、KZ 指数和WW指数的测度偏误以及基于企业融资调查数据判别存在的主观性（孙雪娇等，2019）。SA 指数由Hadlock and Pierce（2010）构建①，其在中国背景的研究中被广泛使用。值得注意的是，当SA 指数为负且绝对值越大时，说明示范区企业面临的融资约束问题越严重（鞠晓生等，2013），本文中将SA 指数取绝对值。此外，本文还借鉴卢盛峰和陈思霞（2017）、Whited and Wu（2006）等的研究，分别采用企业应收账款占比、利息支出以及WW 指数等指标来测度企业融资约束，并进行稳健性检验，以确保本文实证结论的稳健性。

2. 解释变量。本文的核心解释变量为政策虚拟变量（treats_cittreat_cipost_ct）。根据企业是否位于示范区城市，以及各市示范区设立的年份，可以识别企业是否受到了政策影响：位于示范区的企业取1，即treat_ci=1，否则为0；假设示范区设立时间为T，若t ≥T，则post_ct=1，否则为0。本文中政策发生时间为2017 年和2019 年②。

3. 控制变量。由于区位导向性政策并不是随机设立的，参考示范区的筛选标准，借鉴徐思等（2019）、孙雪娇等（2019）以及卢盛峰和陈思霞（2017）的方法，本文选取控制变量如下：企业规模（size）、公司前10 位股东持股比例的平方和（Nh10）、有形资产比例（Tag）、总资产收益率（Roa）、长期负债率（ll）、现金持有量（cash）③金融负债比率（Finlev）、是否为国有控股（gov）。

（三）样本与数据

本文选取2010-2019 年中国A 股上市公司数据，利用交错双重差分法实证检验了示范区设立对企业融资约束的影响机理。将示范区设立视为一项准自然实验，把示范区城市所包含的企业视为处理组，而非示范区城市包含的企业视为控制组。为了保证实证的可靠性，本文在选取样本时做了如下预处理：（1）以2010-2019 年上市公司为研究对象。选择2010 年作为研究起点是因为避免2008年金融危机及其余波的影响。上市公司财务数据及其他非财务信息均来源于WIND 数据库以及国泰安（CSMAR）数据库。（2）剔除财务数据缺失样本，剔除所有者权益小于0 的样本。为防止异常值的影响，本文仅对企业层面的连续变量进行1%分位两端缩尾处理。（3）地方政府支出规模和对外开放水平数据来自《中国统计年鉴》。为了减少极端值对研究结论可能造成的影响，本文对所有绝对值变量作对数化处理。市场化水平数据来自王小鲁等（2019）的《中国分省份市场化指数报告（2018）》中测算的市场化指数，其中2017-2019 年市场化指数数据根据各省份增长率平均值计算得到。主要变量的描述性统计如表1 所示①。

四、实证结果及分析

（一）基准结果

本文从产业转型升级示范区设立这一准自然实验出发，采用交错双重差分模型探讨了示范区政策对微观企业融资约束的影响效应，基准估计结果如表2 所示。第（1）列为仅控制政策虚拟变量以及企业、时间固定效应的回归结果，第（2）列呈现的是在第（1）列的基础上引入控制变量的估计结果。研究发现，无论是否加入控制变量，政策虚拟变量的系数估计值均在1%水平上显著为负，说明示范区的设立显著缓解了企业的融资约束。同时，鉴于不同行业的融资约束可能随时间推移呈现不同的变化趋势，故第（3）列在第（2）列的基础上加入行业-年份固定效应，结果发现示范区政策对企业融资约束的缓解作用依然显著。此外，为了进一步探讨异地子公司或者分公司的设立对本文估计结果的影响，构建新的变量subsidiary，并将其作为控制变量加入式（1）中，估计结果如表2 第（4）列所示。结果表明，子公司的存在确实会对上市公司的融资约束产生影响，但是影响较小，且对示范区政策效果的影响基本可以忽略②。上述结论使得模型的整体解释力有所加强，同时示范区设立对企业融资约束的缓解作用非常稳健。因此，示范区设立对所辖企业融资约束的缓解作用具有很强的统计与经济显著性。具体来看，相较于非示范区企业，示范区的设立，使得辖区内企业的融资约束平均下降了1.45%，这对于企业的转型发展具有重要意义。需要说明的是，为了处理潜在的异方差和自相关等问题，在以上回归中，标准误均聚类到城市层面。

（二）识别假定检

验前文研究发现，设立示范区能够有效缓解企业的融资约束，但是该结论仍可能受到遗漏变量以及自选择等问题的干扰。为了进一步检验DID 识别策略的可靠性，本文进行了识别假定检验。

1. 事件分析法。为了检验事前平行趨势，借鉴Li et al.（2016）的研究，采用事件分析法，评估示范区政策缓解融资约束的逐年动态效应。详细地，设定如下计量模型来检验示范区政策效应的时间异质性：

图1 报告了示范区政策动态效应的估计结果（置信区间为95%）。可以发现，在示范区设立（2017 年）之前，示范区企业与非示范区企业的融资约束没有差别。因此平行趋势假设成立，即前文发现的政策效果并非由两者间固有的融资约束变动趋势所导致。值得关注的是，示范区设立之后，政策虚拟变量的估计值显著为负并逐渐增大，这说明示范区缓解企业融资约束的效果随着时间递增，并且具有持续性。

2. 安慰剂检验。为了检验示范区设立缓解企业融资约束的政策效果是否受到遗漏变量的影响，通过随机选择受示范区影响的企业来进行安慰剂检验。基于随机选择的样本，本文进行了1 000 次基准回归，图2 报告了系数估计值的分布情况。可以发现，基于随机样本得到的系数估计值分布在0 附近，并且基准模型的系数估计值位于该系数分布之外，这表明示范区缓解企业融资约束的政策效应并未受到遗漏变量的影响。

4. 多期双重差分模型的处理效应异质性问题。现有研究表明，当政策发生的时间是变化的，传统的双重差分模型得到的系数估计值可以看做是处理组样本在不同时点上政策效果的加权平均和，其中权重和为1，但是负权重的问题不可避免（Chaisemartin and DHaultfoeuille，2020；Goodman-Bacon，2021）。如果出现过多的负权重，有可能会造成估计偏误问题，即出现系数估计值与真实政策效果相反的情形。有鉴于此，本文借鉴Chaisemartinand and DHaultfoeuille（2020）的研究，来探讨负权重在样本中的占比，结果表明负权重占比仅为5.5%，因此本文的基准估计结果是可信的。此外，本文根据Chaisemartin and DHaultfoeuille（2021）、Sun and Abraham（2021）和Gardner（2021）的做法，考察了多期双重差分法的处理效应异质性问题，具体结果如表4 所示，发现系数仍显著为负，因此结果具有稳健性。

（三）稳健性检验

为了进一步保证实证结果的稳健性，本文进行了以下检验。第一，为了排除预期效应的影响，假设政策实施时间提前一年（2016 年），构建新的政策虚拟变量treats _1_cit，把treats_1_cit作为控制变量加入式（1）进行回归，实证结果如表5 第（1）列所示。第二，为了排除其他产业政策的影响，本文重点考察“一带一路”倡议。这一同样旨在推动中国产业转型的政策，自2014 年在“一带一路”沿线的18 个省份和国内圈定的26 个节点城市试点推行，这势必会影响所辖区域企业的融资约束。鉴于此，本文在控制“企业当年是否受到‘一带一路倡议影响”基础上对式（1）进行重新估计，实证结果如表5 第（2）列所示。第三，考虑到示范区缓解企业融资约束的政策效果是一种累积效应，随着时间的推移带来行业的发展以及市场的完善，最终缓解了企业的融资约束，此时这种差异与示范区设立没有任何关系。因此，本文对样本进行筛选，选取2015-2019 年数据，即示范区设立前两年和后两年。回归结果如表5 第（3）列所示。第四，考虑到控制变量与示范区之间可能存在反向因果关系，为避免估计偏误，借鉴沈坤荣和金刚（2018）的研究，将所有控制变量滞后一期，重新进行回归，结果见表5 第（4）列所示。第五，为了排除企业异质性的影响，本文进行了以下两种检验。①剔除大量聚集在特定地级市的企业样本①。②将融资约束状况异质性强的10%数量企业剔除，即剔除融资约束较强和较弱的两端各5%的企业样本点。实证结果如表5 第（5）-（6）列所示。第六，为了检验实证结论是否受到因变量衡量方式的影响，参考已有文献使用不同方法来测度企业融资约束。①借鉴Whited and Wu（2006）的方法，采用WW 指数来衡量融资约束②。该指数除了考虑企业自身的财务特征外，还考虑到了外部行业特征，具有广泛的经济意义。②借鉴卢盛峰和陈思霞（2017）的方法，将企业应收账款占比以及利息支出作为融资约束的代理变量，这两项指标主要基于企业当年经营状况和现金流动角度来刻画融资约束。实证结果如表5第（7）（- 9）列所示。第七，为了避免政策的非随机选择导致的内生性问题，借鉴徐思等（2019）的研究，进一步采用PSM-DID 的方法重新对模型（1）进行回归。具体回归结果详见表5 第（10）-（12）列。上述结果表明，本文的基准结论具有稳健性。

五、进一步分析

以上研究表明，示范区设立显著缓解了企业的融资约束，为了进一步探讨示范区政策影响企业融资约束的作用机制，本文从微观层面的融资来源和经营成本两个角度，以及宏观层面的政府宏观调控和市场化水平两个视角，分析示范区政策缓解企业融资约束的作用路径。此外，本章节还对示范区设立的经济效益进行分析，以期能够为准确评估示范区政策的实施效果提供实证依据。

（一）示范区设立缓解企业融资约束的微观机制

1. 融资来源渠道。示范区作为推进供给侧结构性改革、加快老工业城市和资源型城市转型升级的重要区位导向性政策，与各大金融机构合作实施了一系列优惠政策，那么示范区企业能否通过优惠政策获取更多信贷支持进而缓解企业融资约束？为了验证这一渠道，借鉴徐思等（2019）的研究，以企业获得的贷款增量和外部融资增量作为因变量，重新对式（1）进行回归。具体地，采用企业所获得的银行贷款占营业总收入的增量来衡量银行贷款增量①（黎来芳等，2018）；外部融资增量采用外部融资占营业总收入比率的增量作为衡量指标②（徐思等，2019）。回归结果如表6 第（1）-（2）列所示。无论是银行贷款增量还是外部融资增量，政策虚拟变量的系数估计值都显著为正，说明相对于非示范区企业，示范区企业可以获得更多的银行贷款和外部融资，即示范区政策通过扩大融资来源的方式缓解了企业融资约束。

2. 经营成本渠道。前文研究发现，示范区设立能够通过增加融资来源的方式缓解企业融资约束，这为示范区的政策效果提供了一种可能的渠道。除此之外，考虑到国家开发银行等金融机构为示范区企业提供一系列优惠信贷服务以及政府的税收优惠会形成信号机制，对外部投资者形成激励效应，因此，示范区政策的实施可以通过降低企业经营成本的方式缓解企业融资约束。有鉴于此，采用银行贷款成本和税收优惠来衡量企业的经营成本。具体地，采用利息支出与借款总额之比来衡量企业借款成本③（李广子和刘力，2009）；用企业收到的稅费返还金额与税费返还金额和企业支付的税费金额之和的比值来衡量企业的税收优惠①（柳光强，2016）。从表6 第（3）列的估计结果可以看出，政策虚拟变量的系数估计值显著为负，表明相对于非示范区企业，示范区企业的银行贷款成本更少。表6 第（4）列报告了示范区政策对企业税收优惠的影响效应，结果显示政策虚拟变量的系数估计值显著为正，说明示范区政策使得辖区内企业获得了更多的税收优惠。上述分析表明，示范区通过降低企业经营成本的方式缓解了企业的融资约束。

综上所述，示范区政策可以通过扩大企业融资来源和降低企业经营成本两种渠道以及市场调节和政府调控两种手段相结合的方式缓解企业融资约束。值得注意的是，上述作用机制只是从微观层面政策支持角度对示范区如何影响企业融资约束的一种探索，两者之间可能存在多种路径，其他影响渠道有待进一步挖掘。

（二）示范区设立缓解企业融资约束的宏观环境

1. 地方政府支出规模。区位导向性政策是政府干预经济运行的重要手段（王克敏等，2017），其通过政府补助以及税收优惠等形式，实现资源合理配置，促进区域协调发展，调整产业布局，推动经济提质升级。与此同时，政府向有关企业提供的政策扶持，向投资者传递了一种积极可靠的信号，降低了道德风险，进而有效提升了企业的信誉水平，成为银行以及其他金融机构向企业提供贷款的重要依据。但是，部分学者指出，政府在筛选扶持对象以及评估政策效果时不存在高效易行的统一标准，这提高了政府错误配置资源的可能性（王克敏等，2017），不利于当地企业转型发展。那么，政府的宏观调控是否会对示范区的政策效果产生影响？财政支出是政府干预经济的主要政策手段，随着政府支出规模的变化，示范区政策对企业融资约束的缓解作用将怎样变化？为了回答上述问题，本文基于式（2），采用地方政府财政支出占地区生产总值的比重来衡量地方政府支出规模（靳涛和陶新宇，2016），以此来表示地方政府对地区经济活动的参与程度，该值越大，说明地方政府对区域经济活动的干预程度越大。实证结果如表7 第（1）列所示，交互项的系数估计值显著为负，在地方政府支出规模不同分位点水平上，随着政府支出规模的变大，示范区政策的实施对辖区内企业融资约束的缓解作用不断提高。因此，在政府支出规模较大的区域，示范区政策对企业融资约束的缓解作用更大，即政府的宏观调控，实现了资源合理配置，为企业健康繁荣发展提供了坚实的基础。

2. 对外开放程度。对外开放是促进我国產业转型、实现经济高质量发展的重要战略举措。扩大高水平开放，统筹好国内国际两个市场、两种资源，贯彻新发展理念，构建新发展格局，进一步激发企业创新发展的新活力。随着我国经济发展进入转型期，资本市场也更加开放。进一步扩大开放，可以更好利用外资，推动产品市场以及资本市场的繁荣，缓解企业融资约束，促进产业转型发展。设立示范区的主要目标是实现资源型城市和老工业城市转型升级。企业作为经济发展的主要推动力之一，能否在高水平开放的环境下实现创新发展，充足的资金是关键。在中国进一步扩大开放的政策背景下，示范区政策能否发挥政策效果，实现企业繁荣发展，有待验证。有鉴于此，本文借鉴靳涛和陶新宇（2016）的研究，采用当年按美元与人民币中间价折算的进出口总额占地区生产总值的比重作为对外开放程度的衡量方式。由表7 第（2）列可知，交乘项的系数估计值显著为负，在对外开放程度较高地区示范区对企业融资约束的缓解作用比较低地区高0.74%。在不同分位点水平上，随着对外开放程度的不断加深，示范区政策对企业融资约束的缓解作用逐渐增加。因此，随着政府进一步扩大开放，示范区的政策作用将更显著，即对外开放程度的不断加深，市场的扩大以及外资的引入，对缓解企业融资约束具有积极作用。

3. 市场化水平。一个政策的出台离不开政府的筹划干预，同样离不开市场的调控，让市场在资源配置中起基础作用，是资源配置效率最大化的关键。推进市场化是落实供给侧结构性改革的主要手段之一，市场可以通过价格机制调节供求，淘汰过剩产能，也可以通过优胜劣汰的竞争机制淘汰落后产能（臧成伟，2017）。市场化水平提高减少了行政对市场的扭曲，提高了对企业产权的保护，为企业发展提供了平等的竞争环境，进而缓解企业融资约束。为了进一步探讨示范区政策的实施效果会随着市场化水平的提升产生何种变化，本文基于式（2），采用王小鲁等（2019）的《中国分省份市场化指数报告（2018）》中测算的市场化指数①来衡量市场化水平，实证结果如表7 第（3）列所示，交互项系数估计值在1%水平上显著为负，说明市场化程度越高，示范区对企业融资约束的缓解作用越强；在不同的分位点水平上，随着市场化水平的不断提高，示范区缓解企业融资约束的作用更强。因此，提高市场化程度，更好发挥市场调节的作用，有利于实现资源合理配置，为企业健康发展提供良好的市场条件。

综上所述，加强政府调节，坚持市场导向，进一步扩大开放，对缓解示范区企业的融资约束具有积极作用。政府调控以及市场调节两种手段的结合，能够避免用于产业发展的资金“脱实向虚”，使得企业以较低成本、较高效率获得资金，进一步提升示范区政策的实施效果。

（三）示范区设立的经济效益分析

前文研究发现，示范区政策的实施能够有效缓解企业的融资约束，对促进企业创新转型和实现区域经济高质量发展具有重要意义。Lu et al.（2019）的研究发现，区位导向性政策的实施具有显著的经济效益，能够有效促进就业、增加企业产出和提升企业生产效率。那么，示范区政策的实施在缓解企业融资约束的同时，能否带动企业创新可持续发展？为了回答上述问题，本文以城市新增注册企业数量、企业研发投入和企业全要素生产率作为被解释变量，基于式（1），对示范区政策的经济效益进行分析，实证结果如表8 所示。由表8 第（1）列可知，政策虚拟变量的系数估计值显著为正，即示范区政策的实施为企业提供了优质的营商环境和务实的优惠举措，吸引大量新企业入驻，从而带动区域经济发展。具体来看，与非示范区相比，示范区政策的实施，使得辖区内新注册企业数量增加了9.35%。企业数量的增加能够创造更多的就业机会，吸引人才集聚，对激发企业创新发展的内生动力具有重要意义。有鉴于此，本文以企业研发投入作为被解释变量，来探讨示范区政策在缓解企业融资约束的同时能否带动其创新发展，估计结果如表8 第（2）列所示。结果表明，在示范区政策实施以后，企业融资约束的缓解带动其研发投入的增加，使示范区内企业的研发投入占营业收入的比重显著提升。充足的资金支持和政府的政策支持，为企业转型发展创造了条件，激发了企业加大创新投入的积极性。此外，表8 列（3）报告了示范区政策实施后，对企业全要素生产率的影响。结果表明，示范区政策的实施，极大改善了示范区内的制度环境，而研发投入的增加有助于提升技术水平，为企业提高全要素生产率奠定了基础。

根据以上分析可知，示范区政策实施的政策优惠和税收补贴，为企业发展创造了优质的营商环境，吸引大量企业入驻；企业数量的增加能够带动经济发展，创造更多的就业机会，吸引人才集聚，进而激发企业创新转发展的内生动力，实现创新驱动发展；同时，企业创新发展引致技术进步，再加上示范区政策实施推动制度环境的改善，为企业提升全要素生产率创造了条件，而企业全要素生产率的提升，是推动我国经济高质量发展的关键。因此，示范区政策的实施具有显著的经济效益，能够在带动域内企业创新转发展的同时，助力区域经济高质量发展。

六、结论与政策建议

（一）研究结论

本文从企业融资约束这一视角切入，基于产业转型升级示范区的设立，较为全面地考察了市场调节和政府调控在政策实施过程中扮演的角色，并进一步分析了示范区政策的经济效益。研究发现：（1）示范区设立以后，辖区内企业的融资约束程度得到显著缓解。具体来看，与非示范区企业相比，示范区企业融资约束减少了1.45%，并且示范区政策对企业融资约束的缓解作用具有持续性。该结论在充分考虑交错双重差分法的处理效应异质性以及进行一系列识别假定检验和稳健性检验后依然成立。（2）机制分析表明，示范区政策通过扩大企业融资来源和降低企业经营成本两种渠道相结合的方式缓解企业融资约束；同时，加强政府调节，坚持市场导向，进一步扩大开放，对缓解示范区企业的融资约束具有积极作用。本文的研究揭示了示范区政策对微观企业的经济后果，示范区政策能否显著改善企业的融资环境，使得企业以较低成本、较高效率获得资金。政府调控以及市场调节两种手段的结合，能够避免用于产业发展的资金“脱实向虚”，进一步提升示范区政策的实施效果。（3）进一步研究发现，示范区设立的政策优惠和税收补贴在缓解企业融资约束的同时能够有效改善示范区的融资环境，吸引新企业入驻；同时，融资约束的缓解能够激发企业创新转型的内生动力，再加上技术进步和营商环境的改善，为企业提升全要素生产率奠定了基础，而企业全要素生产率的提升，是推动我国经济高质量发展的关键。因此，示范区政策的实施具有显著的经济效益，能够在带动域内企业创新转型发展的同时，助力区域经济高质量发展。

（二）政策启示

基于以上结论，本文的政策启示如下：第一，当前应优先支持资源型城市和老工业城市申请设立新的示范区来应对经济转型压力。鉴于示范区政策对区域内企业的融资约束具有缓解作用，并且该政策效果具有持续性，因此，通过设立示范区来解决企业转型过程中的资金难题是可行的。在对外开放水平不断提高的背景下，企业应该把握机遇，积极促进内部资源的整合与结构优化，利用好政策红利，带动企业转型与地区繁荣，进而实现产业结构转型升级的政策目标。第二，政府在示范区建设中要积极发挥政策引领、组织协调的作用，同时更好发挥市场的作用。前文研究发现，示范区可以通过增加财政补贴和税收优惠以及提高市场化水平的方式缓解企业融资约束。示范区的政策扶持以及税收优惠向金融机构以及投资者传递一种官方扶持的积极信号，降低道德风险，助力示范区企业资金融通；同时，随着市场开放水平的提高，竞争机制促使企业加大信息披露，降低信息不对称，有效吸引金融机构以及投资者参与示范区建设。因此，政府应依托相应的支持政策和制度规范，强调发展的整体性与协调性，同时发挥市场调节的作用，两者合力推动示范区建设。