信贷的期限结构对企业生产率、经济增长和通货膨胀具有重要影响。通常来说，中长期信贷能够改善企业债务结构，促进企业长期投资和创新活动，降低企业资金期限错配风险，从而提升企业绩效（范从来等，2012；盛天翔等，2017）。但在实践中，金融机构对非金融企业的中长期信贷支持力度不断下滑。Wind数据统计显示，2015年，非金融企业中长期贷款占比接近68%，此后一路下滑，至2019年9月降为59%，下滑近10个百分点。因此，近几年来，国家政策开始不断鼓励金融机构向非金融企业，尤其是民营企业、中小企业提供中长期信贷支持。2019年7月，中共中央政治局会议提出“推进金融供给侧结构性改革，引导金融机构增加对制造业、民营企业的中长期融资”；同年10月，国务院发布《优化营商环境条例》，提出“完善对商业银行等金融机构的监管考核和激励机制，鼓励、引导其增加对民营企业、中小企业的信贷投放，并合理增加中长期贷款和信用贷款支持”。可见，为非金融企业提供中长期信贷支持是国家重点引导的方向。

然而，增加中长期信贷支持，一方面改善了企业债务期限结构，另一方面可能会推高企业杠杆率。研究表明，长期债务比例与债务杠杆之间呈正向变动关系（杨胜刚和何靖，2007）。企业杠杆率对企业投资和企业创新的影响机制比较复杂，且尚无统一结论。如果企业杠杆率过高，企业面临的风险就会增大，这不利于全要素生产率的提高。可见，中长期信贷对企业绩效的提升作用受企业杠杆率的影响。民营企业和国有企业在获得贷款的难易程度上存在差异，民营企业往往面临融资约束，这导致民营企业不仅在信贷总量上少于国有企业，而且在信贷期限上短于国有企业。如果两类企业的杠杆率均不高，那么中长期信贷支持对两类企业的异质性影响可能不大；如果两类企业的杠杆率均较高，则为民营企业提供中长期信贷支持更能缓解其融资约束，降低“短债长用”带来的流动性风险（刘晓光和刘元春，2019）。那么，在一定杠杆率水平下，中长期信贷占比是否越高越好？为企业提供多少中长期信贷更为合适？中长期信贷对企业绩效的提升作用是否因企业异质性而有所差异？本文采用上市公司微观数据，通过建立门限回归模型和面板回归模型尝试回答上述问题。

本文的贡献主要体现在如下三方面：第一，首次考察企业杠杆率对中长期信贷与企业绩效关系的影响，通过建立门限回归模型，得出有利于促进中长期信贷对企业绩效提升作用的杠杆率区间；第二，考察一定杠杆率水平下中长期信贷与企业绩效之间的非线性关系，得出能够提升企业绩效的中长期信贷占比合理区间，并分样本进行了分析；第三，本文的研究结论为当前中长期信贷支持政策提供了新启示，即应当加大对非金融企业的中长期信贷支持，但要综合考虑企业杠杆率水平、成长能力、产权性质等方面的因素，因企而异，适度而行。

已有研究表明，信贷期限结构能够对微观企业行为产生影响，进而带来不同的企业绩效。通常来讲，短期贷款主要用于生产、经营的流动资金需要，中长期贷款则主要用于技术改造、基础设施建设、新建固定资产项目等。因此，提升中长期信贷占比有利于企业进行长期投资，有效提升企业全要素生产率（Hart和Moore，1995；Schiantarelli和Sembenelli，1997；范从来等，2012；王玉泽等，2019）。不仅如此，与短期债务相比，中长期债务有利于降低企业风险，可以在更大程度上兼顾“提效率”“降风险”的目标（胡育蓉等，2019）。

尽管如此，现有研究却忽视了企业杠杆率的重要影响。提升企业中长期信贷占比一方面改变了企业债务期限结构，另一方面也会改变企业杠杆率水平。从商业银行的授信实践来看，贷款用途是明确的，短期贷款是企业生产经营活动中流动资金的需要，用以满足企业的日常营运周转。如果企业严格遵守贷款合同约定，那么短期贷款只能用于短期经营活动，在不改变短期贷款总量的情况下，提升中长期信贷占比的唯一方法是新增中长期信贷，这也就推高了企业杠杆率。如果企业不遵守贷款合同约定，而是将短期贷款用于长期投资，在获得中长期信贷后，则会用中长期贷款替代短期贷款；但中国企业尤其是中小企业普遍面临融资约束，在银行放宽授信条件的情况下，通常倾向于扩大融资规模，从而推高企业杠杆率（钟凯等，2016；钟宁桦等，2016）。

企业杠杆率对企业绩效的影响尚未形成一致结论。已有研究表明，如果企业杠杆率适度，可以通过税盾效应、信号传递效应等有效促进创新投入和创新产出，降低创新风险；如果企业杠杆率过高，则会带来财务风险、破产风险以及委托代理问题等，从而抑制企业投资活动，降低创新产出（Ross，1977；马如飞和王艳，2012；He和Tian，2013；刘一楠，2016；王玉泽等，2019）。可见，对于杠杆率不同的企业，增加中长期信贷支持对企业绩效产生的影响不同。当企业杠杆率处于较低水平时，中长期信贷能够更好地对企业绩效发挥正向促进作用；当企业杠杆率处于较高水平时，中长期信贷对企业绩效的影响则会受高杠杆率的影响，正向作用受到抑制，影响方向具有不确定性。据此，本文提出如下假说：

H1：中长期信贷对企业绩效的提升作用受企业杠杆率的影响，具有显著的门限效应，即当企业杠杆率低于一定门限值时，中长期信贷对企业绩效的提升作用才明显。

从时间区制来看，2008年后，为应对国际金融危机，中国推出大规模经济刺激政策，居民部门和政府部门的杠杆率水平开始攀升。2011年后，非金融企业杠杆率水平也呈现快速上升势头（陆岷峰和葛和平，2016）。随着中国经济进入新常态，经济增速持续下行，重复建设与产能过剩问题严重，企业债务负担加剧，收入缩减，杠杆率持续上升。《中国国家资产负债表2015：杠杆调整与风险管理》《2019年年度宏观杠杆率报告》统计显示，2014−2016年，非金融企业杠杆率由149.1%快速上升至157.6%，达到历史高位，此后国家开启去杠杆进程。因此，在时间上，随着企业杠杆率的攀升，中长期信贷对企业绩效的影响不断减弱。据此，本文提出如下假说：

H2：中长期信贷与企业绩效的关系受时间区制影响，具有显著的门限效应；随着时间的推移，中长期信贷对企业绩效的提升作用不断减弱。

不同产权性质的企业获取银行信贷的能力不同，民营企业在获取信贷方面相对更加困难（卢峰和姚洋，2004；Allen等，2005）。相比于民营企业，国有企业因具有隐性担保等优势更容易获得贷款，即商业银行对民营企业存在信贷歧视（余明桂和潘红波，2008）。在信贷期限上，虽然国有企业和民营企业在风险承担上没有显著差异，但商业银行对民营企业采用更为严格的风险控制手段，导致民营企业的贷款期限较短（陈耿等，2015）。因此，中长期信贷对不同产权性质企业的影响存在异质性，同时也受企业杠杆率的影响。在低杠杆率领域，国有企业和民营企业差异较小；在高杠杆率领域，增加对民营企业的中长期信贷支持，更能改善其债务结构，缓解“短债长用”问题，降低流动性风险和财务压力（刘晓光和刘元春，2019）。据此，本文提出如下假说：

H3：相比于国有企业，在中高杠杆率区间，中长期信贷对民营企业绩效的提升作用更明显。

在一定杠杆率水平下，中长期信贷也并非越多越好，因为随着中长期信贷的增多，企业面临的总体财务风险也随之增大。已有研究表明，中长期债务与企业全要素生产率之间存在倒U型关系，与企业风险之间存在U型关系（张晓玫和罗鹏，2013；胡育蓉等，2019）。本文认为，总体上中长期信贷对企业绩效的影响是非线性的，但由于企业在成长能力、规模、产权性质上存在差异，这种影响对于异质性企业可能有所不同。据此，本文提出如下假说：

H4：在一定杠杆率水平下，中长期信贷对企业绩效的影响是非线性的：当中长期信贷占比较低时，增加中长期信贷支持有利于提升企业绩效；当中长期信贷占比较高时，增加中长期信贷支持不利于提升企业绩效，上述关系受企业异质性的影响。

为研究不同杠杆率水平下中长期信贷对企业绩效的影响，本文以企业杠杆率为门限变量，以中长期信贷占比为核心解释变量，建立面板门限回归模型。门限回归的基本原理如下：首先将门限变量的N个观测值分别作为门限变量进行OLS回归，得到N组残差平方和SSR，利用残差平方和最小原理选择门限值；然后构造LR统计量进行似然比检验，如果拒绝原假设，则存在门限效应。本文初始假定存在3个门限值，构建回归模型如下：

如模型（1）所示，χ₁、χ₂、χ₃为杠杆率的3个门限值，I(·)为示性函数。当企业杠杆率处于不同区间时，中长期信贷对企业绩效的影响不同，相应的影响效应分别由θ₁、θ₂、θ₃、θ₄表示。Controls表示影响企业绩效的其他因素，如企业成长能力、偿债能力、营收能力等。为比较中长期信贷对企业（国有企业和民营企业）绩效的异质性影响，在模型（1）确定的杠杆率门限区间内，本文构建如下模型，对国有企业和民营企业进行分组回归：

在模型（2）中，CQXZ为企业产权性质虚拟变量，国有企业取值为1，民营企业取值为0。若α₂为正，则表明在相应杠杆率区间内，对国有企业的中长期信贷支持更有效率；若α₂为负，则表明在相应杠杆率区间内，对民营企业的中长期信贷支持更有效率。

考虑到企业杠杆率的时序变化，本文以时间为门限变量，建立门限回归模型，研究不同时间区制下中长期信贷对企业绩效的影响。本文仍然假定有3个门限值，构建模型如下：

如模型（3）所示，η₁、η₂、η₃为年份的3个门限值，δ₁、δ₂、δ₃、δ₄分别表示不同时间区制下中长期信贷对企业绩效的影响。

为研究在一定杠杆率水平下中长期信贷与企业绩效的非线性关系，本文在回归模型中加入中长期信贷占比二次项，构建如下模型（4），以检验中长期信贷是否越多越好，是否存在拐点。

在模型（4）中，若λ₂显著为正，则说明在一定杠杆率水平下，中长期信贷与企业绩效之间存在U型关系；若λ₂显著为负，则说明在一定杠杆率水平下，中长期信贷与企业绩效之间存在倒U型关系。同时，根据回归结果可以计算正负关系转换的拐点（−λ₁/2λ₂）。

为检验一定杠杆率水平下模型（4）中的关系在异质性企业中是否存在差异，本文选择产权异质性（国有企业、民营企业）、成长能力异质性以及企业规模异质性作为检验指标，模型中统一用INDEX表示。其中，成长能力异质性和企业规模异质性以均值为分界点，分为高成长能力组和低成长能力组、规模以上企业组（大企业）和规模以下企业组（中小企业）。本文构建如下模型进行回归分析：

（1）企业绩效。本文采用加权平均净资产收益率（ROE）来度量企业绩效。（2）中长期信贷占比（CQ）。由于无法获得商业银行对每家企业的中长期信贷数据，本文采用间接法测算样本企业的中长期信贷占比。参考童盼和陆正飞（2005）、陈耿等（2015）的做法，CQ=长期借款/（长期借款+短期借款）。考虑到中国目前的金融结构依然是以商业银行为主，企业负债的主要来源依然是银行贷款，本文采用上市公司资产负债表中的“长期借款”反映企业从银行获得的中长期贷款，用“长期借款”与“短期借款”之和反映企业从银行获得的信贷总量。CQ越大，代表企业获得的贷款期限越长。（3）企业杠杆率（DEBT）。参考胡育蓉（2019）、王玉泽等（2019）的研究，本文采用企业资产负债率（总负债/总资产）度量企业杠杆率水平。

企业规模（ZC），为消除异方差，本文用总资产对数衡量；托宾Q值（QD），反映企业成长机会；现金流到期债务保障倍数（BZ），反映企业偿债能力；营业收入增长率（YS），反映企业营收能力。

本文选取2003−2018年中国A股上市公司为初始样本，按照以下原则对样本进行处理：（1）只保留主板上市公司，剔除中小板和创业板上市公司；（2）剔除金融类公司以及ST、^*ST公司；（3）剔除资产负债率大于1的公司样本；（4）对于数据有缺失值的样本，用非空前值填充；（5）为控制异常值影响，对所有公司财务数据进行两端1%的缩尾处理（Winsorize）；（6）将获得的非平衡面板数据转换为平衡面板数据，时间跨度为2010−2016年。最终本文获得连续7年共912家公司的相关数据。数据全部来自国泰安（CSMAR）数据库。

表1报告了核心变量的描述性统计结果。从中长期信贷占比来看，全样本均值为0.36，国有企业（民营企业）的均值为0.42（0.27），可见在贷款期限上，国有企业更容易获得更长期限的贷款。从杠杆率水平来看，全样本均值为0.54，国有企业（民营企业）的均值为0.58（0.49），说明民营企业面临融资约束，商业银行更愿意授信给具有政府隐性担保的国有企业。从企业绩效来看，全样本均值为7.20，国有企业（民营企业）的均值为6.57（8.18），表明民营企业的经营绩效优于国有企业。

本文采用拔靴法（Bootstrap）检验企业杠杆率和时间的门限效应。首先检验三门限模型，若门限值均显著，则采用三门限模型；若三门限不显著，则进行双门限检验；若双门限值显著，则采用双门限模型；若不显著，则进行单门限检验；若门限值显著，则采用单门限模型；若不显著，则表明不存在门限效应。结果如表2所示。

表2对企业杠杆率的门限效应分析结果显示，三门限模型的P值为0.440，无法拒绝不存在三门限效应的原假设，因此不能采用三门限模型。双门限模型的P值为0.387，无法拒绝不存在双门限效应的原假设，因此也不能采用双门限模型。单门限分析的结果显示，在0.1的显著性水平上可以拒绝不存在单门限效应的原假设，因此企业杠杆率存在一个门限，门限值为0.503，相应的回归采用单门限回归模型。

表2对时间的门限效应分析结果显示，在0.05的显著性水平上拒绝三门限模型，可以接受双门限模型，因此无须进行单门限分析（单门限分析结果依然在表2中列示）。双门限的检验结果显示，时间上存在两个门限，分别为2011年和2014年。本文进一步进行门限回归，回归结果如表3所示。

以企业杠杆率为门限的回归来看，中长期信贷对企业绩效的影响受企业杠杆率水平的显著制约。当企业杠杆率水平较低时（低于0.503），中长期信贷占比的提高会显著提升企业绩效。这是因为，当企业杠杆率水平处于中低区间时，向企业提供中长期信贷不会显著提高企业杠杆率水平，而是通过改善企业债务期限结构，促使企业进行设备更新、技术改进、产能扩大以及基础设施建设等，提高企业全要素生产率，进而提升企业盈利能力（范从来等，2012）。当企业杠杆率水平较高时（高于0.503），中长期信贷占比的提高对企业绩效并无显著影响。当企业杠杆率水平处于中高区间时，提高中长期信贷占比改善了企业债务期限结构，促使企业进行中长期投资，但同时也提高了企业杠杆率水平，增加了企业面临的风险，反过来又会抑制企业中长期投资和创新投入。因此，对高杠杆率企业进行中长期授信未必能够提升企业绩效。从企业资产规模来看，企业规模对企业绩效的影响为负，表明大企业的盈利能力通常较低。从企业成长性来看，托宾Q值对企业绩效的影响为正，表明企业成长性越好，盈利能力越强。企业营收能力、偿债能力对企业绩效的影响均为正，符合预期。综上，假说H1得到验证。

以时间为门限的回归来看，2011年前，提高中长期信贷占比能够显著提升企业绩效，回归系数为5.232。2011−2014年，提高中长期信贷占比依然能够显著提升企业绩效，但提升幅度大为降低，回归系数仅为1.639。2014年后，提高中长期信贷占比则对企业绩效有负向影响。可能的原因是，2011年前，中国企业的杠杆率普遍较低，增加中长期授信有利于促进企业提高全要素生产率，进而提升企业绩效。2011年后，中国企业的杠杆率开始走高，中长期贷款对债务期限结构的改善作用逐渐减弱，对企业绩效的促进作用也在减弱。2014年后，中国企业的杠杆率逐年走高（2016年国家开启去杠杆进程），较高的杠杆率水平制约了中长期信贷对债务期限结构的改善作用，较高的风险制约了企业创新活动和投资活动，表现为中长期信贷对企业绩效的负向影响。综上，假说H2得到验证。

以0.503作为企业杠杆率的分界，当企业杠杆率低于0.503时，本文称之为企业杠杆率处于中低区间；当企业杠杆率高于0.503时，本文称之为企业杠杆率处于中高区间。本文通过加入中长期信贷占比与产权性质的交互项，进一步检验在不同杠杆率区间，中长期信贷对国有企业和民营企业绩效影响的差异。回归结果如表4所示。

表4的Hausman检验结果表明，中低杠杆率组和中高杠杆率组均采用固定效应模型。从中低杠杆率组的回归结果来看，中长期信贷占比对企业绩效具有显著正向作用，但是中长期信贷占比与产权性质交互项的系数不显著。这说明，当企业杠杆率处于中低区间时，中长期信贷对企业绩效的提升作用不受企业产权性质的影响。不论是国有企业还是民营企业，提高中长期信贷占比均对企业绩效具有正向提升作用。从中高杠杆率组的回归结果来看，中长期信贷占比对企业绩效具有显著正向作用，但中长期信贷占比与产权性质交互项的系数为−4.237，且在0.05的水平上显著。这说明，当企业杠杆率处于中高区间时，提高中长期信贷占比对民营企业绩效的促进作用显著强于国有企业。从其他变量的回归结果来看，除现金流到期债务保障倍数和企业杠杆率外，其余变量的回归系数和影响方向在两组之间具有较高的一致性。从企业杠杆率的系数来看，中低杠杆率组的系数为−3.569，中高杠杆率组的系数为−19.699，可见当企业杠杆率较高时，杠杆率对企业绩效的负向影响显著增大。

上述回归结果表明，当杠杆率处于中高区间时，相比于国有企业，应当优先加大对民营企业的中长期授信力度，优化其债务期限结构，这样更有助于提升企业绩效。可能的原因在于，国有企业面临较少的融资约束，而民营企业基于“信贷歧视”往往面临较多的融资约束（陈耿等，2015）。国有企业在获得更多的中长期授信时，因其资金并不缺乏，很可能并不用于长期投资和创新活动，而是通过各种隐性链条进行借贷活动，带来信贷资金的空转，因而无法改善企业绩效。面临融资约束的民营企业杠杆率高有两个原因：一是主动加杠杆，二是被动加杠杆。如果是主动加杠杆，说明民营企业绩效较好，盈利能力较强，投资意愿较强烈，加大对这类民营企业的中长期授信，有助于其开展投资活动，从而提升企业绩效。如果是被动加杠杆，说明民营企业的资产端质量恶化，即杠杆率的分母端缩小，债务压力增大，加大对这类民营企业的中长期授信，有助于拉长其债务周期，改善债务期限结构，缓解流动性压力，降低破产风险，从而对企业绩效的改善要优于国有企业。综上，假说H3得到验证。

上文检验结果表明，在中低杠杆率区间，提高中长期信贷占比有利于提升企业绩效。那么，在一定杠杆率水平下，中长期信贷占比是否越高越好？为回答这一问题，本文在模型中加入中长期信贷占比二次项，以检验中长期信贷对企业绩效的非线性影响。

本文按照企业规模（ZC）的均值将样本分为大企业（均值以上）和中小企业（均值以下）两组，按照托宾Q值（QD）的均值将样本分为高成长能力企业（均值以上）和低成长能力企业（均值以下）两组，按照企业产权性质（CQXZ）将样本分为国有企业和民营企业两组，分别检验在一定杠杆率水平下，中长期信贷对企业绩效影响的异质性。表5报告了回归结果。

如表5所示，Hausman检验结果表明，全样本和分组样本均采用固定效应模型。从全样本来看，中长期信贷占比二次项的系数为−2.942，且在0.1的水平上显著，表明在控制其他因素后，中长期信贷占比对企业绩效的影响呈显著的倒U型关系。当中长期信贷占比较低时，增加中长期信贷有利于提升企业绩效；当中长期信贷占比较高时，增加中长期信贷不利于提升企业绩效。本文计算发现，正负效应转换的拐点为0.75，即只要中长期信贷占比在 [0，0.75]区间内，增加中长期信贷就能够提升企业绩效。上文表1的全样本统计结果显示，中长期信贷占比的均值为0.36，表明企业中长期信贷具有较为广阔的增长空间。

从企业规模的分组回归结果来看，大企业组的中长期信贷占比与企业绩效之间不存在倒U型关系，且中长期信贷占比的一次项也不显著；而中小企业组的中长期信贷占比与企业绩效之间存在显著的倒U型关系，正负关系转换的拐点为0.44，低于全样本的拐点。本文认为可能的原因在于，大企业面临较少的融资约束，债务期限结构相对合理，中长期信贷占比与企业绩效之间的关系不明显；中小企业通常面临较多的融资约束，在一定区间内增加中长期信贷占比有利于促进其创新活动，但中小企业承担风险的能力较弱，较高的中长期信贷占比可能会挤占短期资金的使用空间，带来流动性危机，从而降低企业绩效。

从企业成长能力的分组回归结果来看，低成长能力组的中长期信贷占比与企业绩效之间不存在倒U型关系，且中长期信贷占比一次项也不显著；而高成长能力组的中长期信贷占比与企业绩效之间存在显著的倒U型关系，拐点为0.47。低成长能力企业大多处于衰退期，投资意愿弱，增加中长期信贷难以刺激其创新活动和投资行为；而处于成长期的企业具有较强的投资意愿，注重企业中长期发展，创新动力较强，因此在一定区间内增加中长期信贷有利于提升企业绩效。但处于成长期的企业，现金流支出较多，短期债务需求较大，当中长期信贷占比超过0.47时，其对企业绩效的影响方向转为反向。

从企业产权性质的分组回归结果来看，中长期信贷占比与国有企业绩效之间不存在倒U型关系，且中长期信贷占比一次项也不显著；而中长期信贷占比与民营企业绩效之间存在显著的倒U型关系，拐点为0.56。本文认为可能的原因在于，国有企业具有规模大、成长性低等特征，上文表1的描述性统计结果显示，国有企业的资产规模均值高于全样本资产规模均值，成长能力均值低于全样本成长能力均值，而民营企业兼具规模小、成长性高等特征。综上，假说H4得到验证。

为解决可能存在的内生性问题，本文进行如下稳健性检验：第一，在门限回归中使用中长期信贷的滞后一阶作为主要解释变量进行回归；第二，根据动态面板方法，使用系统GMM模型，以各解释变量的滞后一阶作为工具变量进行分析。表6报告了主要回归结果。

如表6所示，模型中加入中长期信贷滞后一阶，时间门限值依然是2011年和2014年，回归系数变化较小，影响方向不变。企业杠杆率的门限值为0.599，相比于主检验的门限值（0.503）变化不大，且回归系数变化较小，影响方向不变。采用系统GMM估计显示，在一定杠杆率水平下，中长期信贷占比与企业绩效之间依然存在显著的倒U型关系，分样本的检验结果（限于篇幅，结果未报告，资料备索）与主检验的回归结果基本一致。

本文考察了企业杠杆率对中长期信贷与企业绩效之间关系的影响，利用2010−2016年上市公司面板数据，研究发现：（1）当企业杠杆率低于0.503时，中长期信贷能够显著提升企业绩效；当企业杠杆率高于0.503时，中长期信贷对企业绩效的提升作用被削弱。（2）在中低杠杆率区间，中长期信贷对企业绩效的提升作用在国有企业和民营企业之间并无差异；在中高杠杆率区间，相比于国有企业，中长期信贷对民营企业绩效的提升作用更显著。（3）随着时间的推移，以2011年和2014年为时间门限值，中长期信贷对企业绩效的提升作用不断走弱。（4）在一定杠杆率水平下，中长期信贷占比与企业绩效之间呈现显著倒U型关系，随着中长期信贷占比的提高，中长期信贷对企业绩效的影响先正后负，这种关系在中小企业、民营企业和高成长企业中更显著。

基于上述研究发现，本文获得如下启示：第一，要充分发挥中长期信贷对企业绩效的提升作用，关键是推进高杠杆率企业进一步去杠杆；第二，相比于国有企业，要进一步加大对民营企业的中长期信贷支持力度，对民营企业提供中长期信贷支持有利于缓解其融资约束，降低流动性风险和期限错配风险，提升企业全要素生产率；第三，中长期信贷支持也要适度而行，因为杠杆率超过一定水平后，增加中长期信贷不再有利于企业绩效的提升，尤其是对民营企业、中小企业和高成长企业，要关注其真实需求，避免提供超过其需求的中长期信贷，造成资源配置的低效。