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新古典经济学认为，在完全竞争市场中，投资者能够准确识别企业间绩效差异，将资本投入最有效率的企业，同时在外部投资者监督压力下，管理层也将最大限度地追求资本收益最大化。处于转型阶段的中国经济，要素市场的市场化程度不足，以及政府在资源配置中的重要作用，致使银行机构在将储蓄转换成投资的过程中，更加偏好于具有隐性担保的企业，导致信贷资本偏离最佳配置，表现为严重的资本逆向流动，即资本流向“卢卡斯之谜”（唐国正和刘力，2005；刘俏，2012；纪洋等，2018）。
以利率管制为代表的金融抑制为政府配置信贷资本提供了便利，政府对信贷市场的干预会导致信贷资本在企业间严重错配，致使经济发展绩效低、转型升级速度受抑制（林毅夫，2014；王万珺和刘小玄，2018）。为增强市场在资源配置中的决定性作用，中国自20世纪90年代启动利率市场化改革，从1996年商业银行同业拆借市场利率的放开到2015年存款利率上限的放开，标志着历经20余年的中国利率市场化改革基本完成。作为中国金融改革的核心内容之一，贷款利率市场化通过逐步完善定价机制，既改善了信贷资本在企业间的配置效率（Ameer，2003；Laeven，2003；王东静和张祥建，2007），又提高了企业投资效率（Omole和Falokun，1999；杨筝等，2017）。
利率市场化作为要素市场化改革的主要举措，通过消除市场摩擦的方式引导信贷资本流向生产率更高的企业，促使高生产率企业具有更多资源进行内涵式发展，从而助推微观企业高质量发展。本文将2013年中国贷款利率完全放开作为外生冲击，实证检验利率市场化能否从根本上扭转信贷资本逆向流动，以促进企业由外延式向内涵式发展的转变。研究发现：（1）贷款利率市场化能够显著扭转信贷资本的逆向流动，表现为促使信贷资本在民营企业间由低生产率企业流向高生产率企业，表明贷款利率市场化具有信贷资本配置效应；（2）贷款利率市场化对信贷资本逆向流动的扭转作用有助于民营企业由外延式向内涵式发展的转变，但对国有企业作用有限，国有企业发展仍以外延式扩张为主。
本文研究的学术价值与现实意义主要体现如下：第一，以中央银行放开贷款利率下限为准自然实验，从信贷资本配置效应、企业发展方式转变等视角，一方面揭示贷款利率市场化与企业高质量发展之间的作用机制，另一方面科学评估贷款利率市场化的微观经济效应，揭示了贷款利率市场化提升经济增长质量的微观机理。第二，从市场竞争环境、产权性质等视角考察贷款利率市场化微观经济效应的差异，揭示贷款利率市场化促进企业高质量发展的作用边界。第三，借助中央银行取消贷款利率下限管制这一准自然实验，基于生产率这一连续变量构造双重差分模型，克服贷款利率市场化与信贷资本配置行为之间潜在的内生性，有助于科学识别贷款利率市场化与企业高质量发展之间的因果关系。
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利率市场化作为推动信贷资本定价市场化的重要举措，是中国市场化改革的重要内容。自1993年启动利率市场化改革以来，央行一直采取渐进的方式推进利率市场化改革，以期建立健全由市场供求决定的利率形成机制，实现利率对资源合理高效的配置。“先外币，后本币；先贷款，后存款；先长期、大额，后短期、小额”是中国利率市场化改革的基本路线。具体来说，中国利率市场化改革可划分为以下三方面：
第一，货币市场的利率市场化。货币市场利率市场化是利率市场化改革的开端，主要包括银行间同业拆借利率市场化和票据市场利率市场化。1996年，中国建成全国统一的同业拆借市场，生成银行间同业拆借市场利率（CHIBOR）。同年，央行放开银行间同业拆借利率，正式拉开中国利率市场化改革序幕。2013年7月，央行取消票据贴现利率管制，中国货币市场利率管制宣告结束。
第二，债券市场的利率市场化。债券市场利率市场化是利率市场化改革的重要内容。1997年，中国启动银行间债券市场，放开债券回购和现券交易利率；1998年，国开行首次在银行间债券市场进行市场化发债；1999年，国债发行开始采用市场招标形式，央行进一步放开银行间国债利率，加速了债券市场发展。
第三，存贷款市场的利率市场化。存贷款市场利率市场化是利率市场化改革的核心。对贷款市场：1998年，央行对贷款利率上限进行波动幅度调整；至2004年贷款利率波动幅度已扩大为70%，同年10月央行取消贷款利率波动上浮限制；2013年7月，经过多次波动幅度下调后，央行全面取消对金融机构贷款0.7倍的下浮限制，实现贷款市场利率全面放开。对存款市场：2004年，央行取消存款利率波动下浮限制；2015年10月，央行全面取消对商业银行、农村合作金融机构等的存款利率浮动上限，实现存款市场利率全面放开。自此，利率市场化改革取得历史性突破，中国利率管制时代终结。
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新古典经济学认为，资本是企业的基本生产要素之一。处于转型期的中国，在政府对利率的严格管制下形成了中国特色的信贷配给制度。在信贷配给制作用下，银行贷款可获得性与企业生产率之间存在较为严重的背离倾向（Gatti和Love，2008；Badia和Slootmaekers，2009；Ayyagari等，2010；何光辉和杨咸月，2012；Bai等，2018）。利率市场化改革打破了利率固定不变的禁锢，利率不仅可以完全满足资金提供者的收益需求，还可以如实反映资金使用者的资质条件，这将显著改善企业融资环境（王东静和张祥建，2007；谭语嫣等，2017）。企业经营发展离不开资金供给，银行资金配置效率会直接影响企业高质量发展，而资金的可获得性又受到利率管制下形成的信贷配给和信贷歧视的影响。前者将资金流向与企业生产率相联，后者将资金流向与产权性质挂钩。因此，下文将结合产权性质差异，重点分析放开利率管制后信贷资本流动与企业生产率之间的关系。
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贷款利率完全放开后，利率可以充分发挥调节资金供求关系的作用，促使贷款违约风险与贷款利率匹配，消除信贷市场融资摩擦（战明华和应诚炜，2015），提高资金配置效率。当信贷市场回归有效配置状态时，资本将显现逐利特性。为获取稳定、高额利息，大量信贷资金将配置到最有发展潜力、最具升值空间的企业。在这一过程中，生产率低的企业获得的信贷资金逐渐减少，生产率高的企业获得的信贷资金逐渐增多，最终表现为生产率高的企业更容易获得信贷资金的青睐。因此，信贷市场利率管制放开有利于信贷资金流向生产率更高的企业。
研究表明，产权性质对信贷资本配置具有不可忽视的影响（Brandt和Li，2003；Dinc，2005；方军雄，2007）。对于民营企业，市场机制可以更为充分地发挥作用，信贷资金可以较为顺利地流向生产率高的企业；而对于国有企业，由于政府隐性担保机制的存在，同样具有国有产权属性的商业银行会更青睐国有企业，国有企业不仅具有商业信贷的融资便利性，而且拥有大量政策性贷款，即使生产率不高，也能获得较多信贷资金（Song等，2011）。因此，信贷资金流向与国有企业生产率可能不存在显著的正相关关系。
基于以上分析，本文提出如下研究假说：
H1：贷款利率管制放开后，民营企业生产率与信贷资本呈显著正相关关系。
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处于高速发展阶段的中国企业具有强烈的扩张冲动（姜付秀等，2009），而企业规模扩张受生产要素的制约。根据世界银行的研究报告，近四分之三的中国非金融类上市公司将融资约束列为企业发展的主要障碍（Claessens和Tzioumis，2006）。国务院发展研究中心发布的《中国企业经营者问卷跟踪调查报告》也指出，中国企业普遍认为融资约束是制约发展的主要因素。因此，缓解融资约束对企业规模扩张具有重要意义，若能更便捷地获得发展所需资金支持，企业规模将得到更好的扩张（李斌和江伟，2006；方芳和蔡卫星，2016）。
中国信贷市场贷款利率下限管制放开后，作为信贷资金价格的贷款利率可以自由调整，促使商业银行间竞争加剧，银行将信贷资金配置给未来发展前景更好、生产率更高的企业的动机更强。根据前文分析，市场机制在民营企业间更容易发挥作用，生产率更高的民营企业更容易获得信贷资金，以缓解企业面临的融资约束，加速企业规模扩张。由于与政府间的天然联系，国有企业普遍面临较低的融资约束，即使贷款利率管制放开，生产率较低的国有企业仍能获取发展所需信贷资金，实现规模扩张。因此，国有企业生产率与企业规模扩张难以形成显著的正相关关系。
基于以上分析，本文提出如下研究假说：
H2：贷款利率管制放开后，民营企业生产率与规模扩张呈显著正相关关系。
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随着中国经济迈入高质量发展阶段，实现外延式向内涵式发展的转变是经济转型成功的关键。理论上，宏观经济发展以微观企业为基础，经济发展及其方式的选择会在微观主体（企业）行为以及各项财务指标上有所体现。当企业仅追求规模增长时表现为外延式发展，而当规模扩张转化为盈利能力提高时则表现为内涵式发展（侯青川等，2015）。企业进行新旧动能转换实现高质量发展，不应依靠规模扩张和增加要素投入的传统粗放型增长方式，而要走强调经济价值和社会价值创造效率和提高水平的道路，实现内涵式增长，即以最少的要素投入创造最大的综合绩效产出（黄速建等，2018）。在这种意义上，企业高质量发展在财务上主要表现为规模增长能够高效转换为利润增长。
当贷款利率下限管制放开后，更加完善的市场机制会将更多信贷资金配置给生产率更高的民营企业，促使高生产率企业规模持续扩大，进而将规模扩大转化为利润增长，最终实现企业内涵式发展；而国有企业依靠与政府的天然联系仍可获取发展所需信贷资金，但其扩大企业规模并将规模优势转化为盈利优势的动力较弱，企业发展仍以外延式发展为主。
基于以上分析，本文提出如下研究假说：
H3：贷款利率管制放开显著促进民营企业由外延式向内涵式发展的转变。
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虽然中国自1993年就开始进行利率市场化改革，但改革的渐进性致使其难以被有效测度。2013年贷款利率管制的全面放开标志着中国贷款利率市场化改革的完成，本文借助贷款利率管制放开这一外生事件来刻画贷款利率市场化改革，通过构造双重差分模型克服因遗漏变量、反向因果等造成的内生性问题。
为检验研究假说H1，本文构建模型（1）来检验利率市场化是否促进资本流向生产率更高的企业，具体如下：
$$\begin{split} Loa{n_{i,t}} =& {\alpha _0} + {\alpha _1}Li{b_{i,t}} + {\alpha _2}Privat{e_{i,t}} + {\alpha _3}Tf{p_{i,t - 1}} + {\alpha _4}Li{b_{i,t}} \times Privat{e_{i,t}} \\&+ {\alpha _5}Li{b_{i,t}} \times Tf{p_{i,t - 1}} + {\alpha _6} Privat{e_{i,t}} \times Tf {p_{i,t - 1}} \\&+ {\alpha _7}Li{b_{i,t}} \times Privat{e_{i,t}} \times Tf{p_{i,t - 1}}+ \Sigma {\alpha _{j + 7}}{X_{i,t}} + \varepsilon \end{split}$$ (1) 模型（1）中，Loan表示企业当年信贷资本获得量，等于资产负债表中短期借款和长期借款之和，并使用期初总资产进行标准化。Lib为测度利率市场化的变量，2013年贷款利率管制完全放开后取值为1，否则为0。Tfp表示企业全要素生产率。为提高结论的稳健性，本文同时采用OP法和LP法估算；为缓解潜在的内生性，本文对全要素生产率（Tfp）采用滞后一期处理。Private为企业产权属性虚拟变量，若上市公司实际控制人为非国有性质取1，否则为0。
Xi,t为可能影响公司信贷资本获得量的控制变量。借鉴李青原和王红建（2013）、杨筝等（2017）、王秋石和屈宇超（2020）的研究，本文控制了如下变量：公司资产规模（Lnsize，期初总资产的自然对数）、经营净现金流（CFO，经营活动净现金流/期初总资产）、现金及现金等价物（Cash，期初现金/期初总资产）、存货占比（Mortgage，期末存货/期末固定资产）、有形资产占比（Fixed，期末固定资产/期末总资产）、营业毛利率（Gross，主营业务利润/主营业务收入）、第一大股东持股比例（First）。
在模型（1）基础上，为检验研究假说H2，即利率市场化促进高生产率企业更快速扩张规模，本文构建模型（2）如下：
$$\begin{split} Growt{h_{i,t}}=&{\alpha _0} + {\alpha _1}Li{b_{i,t}} + {\alpha _2}Privat{e_{i,t}} + {\alpha _3}Tf{p_{i,t - 1}} + {\alpha _4}Li{b_{i,t}} \times Privat{e_{i,t}} \\&+ {\alpha _5}Li{b_{i,t}} \times Tf{p_{i,t - 1}} + {\alpha _6} Privat{e_{i,t}} \times Tf {p_{i,t - 1}} \\&+ {\alpha _7}Li{b_{i,t}} \times Privat{e_{i,t}} \times Tf{p_{i,t - 1}}+ \Sigma {\alpha _{j + 7}}{X_{i,t}} + \varepsilon \end{split}$$ (2) 模型（2）中，Growth表示企业规模扩张速度，采用营业收入增长率来衡量，其他主要解释变量与模型（1）相同。
Xi,t为可能影响企业规模扩张的控制变量。借鉴侯青川等（2015）的研究，本文控制了如下变量：公司资产规模（Lnsize）、财务杠杆率（Lev，期初总负债/期初总资产）、滞后一期的规模增长率（Growtht-1）、滞后两期的规模增长率（Growtht-2）。
在模型（1）基础上，为检验研究假说H3，即利率市场化有助于民营企业高质量发展，借鉴侯青川等（2015）的研究，本文以企业规模扩张转换成利润的能力来衡量企业由外延式向内涵式发展的转变。具体模型如下：
$$\begin{split} Netprofi{t_{i,t}} =& {\alpha _0} + {\alpha _1}Li{b_{i,t}} + {\alpha _2}Privat{e_{i,t}} + {\alpha _3}Growt{h_{i,t - 1}} + {\alpha _4}Li{b_{i,t}} \times Privat{e_{i,t}} \\&+ {\alpha _5}Li{b_{i,t}} \times Growt{h_{i,t - 1}} \!+\! {\alpha _6}Privat{e_{i,t}} \times Growt{h_{i,t - 1}} \\&\!+\! {\alpha _7}Li{b_{i,t}} \!\times\! Privat{e_{i,t}} \!\times\! Growt{h_{i,t - 1}} \!+\! \Sigma {\alpha _{j + 7}}{X_{i,t}} \!+\! \varepsilon \end{split}$$ (3) 模型（3）中，Netprofit表示企业盈利能力，使用期初总资产标准化后的净利润增长额来衡量；Growth衡量企业规模扩张速度，定义同模型（2），为减少内生性影响，采用滞后一期处理；Lib和Private的含义与前两个模型相同。
Xi,t为可能影响企业规模增长转化为利润增长能力的控制变量，借鉴侯青川等（2015）的研究，本文控制了如下变量：公司资产规模（Lnsize）、财务杠杆率（Lev）、滞后一期的净利润增长率（Netprofitt−1）、滞后两期的净利润增长率（Netprofitt−2）。
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为避免2008年金融危机对研究结论的系统性影响，本文选择2009−2017年全部A股上市公司作为原始样本，所有财务数据来自CSMAR数据库和色诺芬数据库。为保持研究样本的清洁性，本文剔除金融类企业样本、财务数据缺失样本以及产权性质不明确样本，最终获得16820个公司年度观测值。为剔除极端值的影响，本文对所有连续变量进行了上下1%的缩尾处理。
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表1报告了主要变量的描述性统计结果。Loan的均值为0.159，表明样本公司平均信贷资本获得量约占总资产的15.9%，中位数为0.130，两者数值接近，表明变量Loan呈现正态分布特征。Lib的均值为0.575，表明57.5%的样本位于完全放开贷款利率下限的区间内。Private的均值为0.547，表明54.7%的样本为民营企业，这与已有文献统计结果基本一致。Growth的均值为0.208，中位数为0.106，表明样本公司规模扩张呈现较大差异。Netprofit的均值为0.012，1/4、3/4分位数分别为−0.010、0.024，表明样本公司利润增长能力具有一定差异。其他控制变量基本呈现正态分布特征，本文不再赘述。
表 1 主要变量的描述性统计
变量 N 均值 标准差 最小值 1/4分位 中位数 3/4分位 最大值 Loan 16820 0.159 0.149 0.000 0.024 0.130 0.252 0.652 Lib 16820 0.575 0.494 0.000 0.000 1.000 1.000 1.000 Private 16820 0.547 0.498 0.000 0.000 1.000 1.000 1.000 Tfp_LPt−1 16820 15.020 1.093 11.950 14.300 14.945 15.676 17.910 Tfp_OPt−1 16580 4.524 0.434 3.298 4.262 4.503 4.766 5.863 Growth 16815 0.208 0.609 −0.708 −0.040 0.106 0.278 4.455 Netprofit 16522 0.012 0.079 −0.259 −0.010 0.005 0.024 0.476 注：限于篇幅，未报告控制变量的描述性统计结果，资料备索。 表 2 利率市场化、生产率分布与信贷资本流向
变量 Loan LP方法
（1）OP方法
（2）LP方法
（3）OP方法
（4）Lib −0.163*** −0.126*** −0.118** −0.134*** （0.032） （0.024） （0.057） （0.036） Private 0.247*** 0.071 （0.082） （0.054） Tfpt−1 −0.004 −0.039*** 0.003 −0.033*** （0.003） （0.006） （0.005） （0.008） Lib×Private −0.111 0.024 （0.074） （0.052） Lib×Tfpt−1 0.008*** 0.018*** −0.016*** −0.016 （0.002） （0.005） （0.005） （0.012） Private×Tfpt−1 0.005 −0.007 （0.004） （−0.011） Lib×Private×Tfpt−1 0.007** 0.021*** （0.003） （0.008） Constant −0.364*** −0.357*** −0.514*** −0.413*** （0.049） （0.047） （0.071） （0.057） X Yes Yes Yes Yes Industry Yes Yes Yes Yes Adj.R2 0.314 0.327 0.322 0.328 F 83.542 84.054 74.502 75.192 N 16820 16580 16820 16580 注：括号内为经过公司层面Cluster和Robust后的标准误；*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。下同。 -
表2报告了研究假说H1的检验结果。在不考虑产权性质差异下，Lib×Tfpt−1的系数分别为0.008和0.018，均在1%水平上显著，表明贷款利率市场化显著促进了信贷资本流向高生产率企业。在列（3）和列（4）中，Private×Lib×Tfpt−1的系数分别在5%和1%水平上显著为正，研究假说H1得到支持，即利率市场化能够显著促进信贷资本在民营企业间由低生产率企业流向高生产率企业。Lib×Tfpt−1的系数均为−0.016，但列（3）中Lib×Tfpt−1的系数在1%水平上显著，表明利率市场化并没有显著促进信贷资本在国有企业间由低生产率企业流向高生产率企业。上述结果表明，利率市场化具有资源配置效应，有助于抑制信贷资本逆向流动，且这种优化配置效应在民营企业中更显著，而在国有企业中并不明显。
表3报告了研究假说H2的检验结果。Lib×Private×Tfpt−1的系数分别为0.025和0.081，且分别在5%和1%水平上显著；Lib×Tfpt−1的系数分别为−0.019和−0.053，且均在1%水平上显著。上述结果表明，利率市场化对国有企业和民营企业规模扩张的影响存在显著差异。具体来说，因获得更多银行信贷资本的支持，利率市场化促使具有更高生产率的民营企业得以快速扩张，而国有企业未发现类似规律，研究假说H2得到支持。
表 3 利率市场化、生产率分布与公司规模扩张
变量 Growth LP方法 OP方法 Lib 0.225** 0.170** （0.089） （0.069） Private −0.075 −0.003 （0.127） （0.102） Tfpt−1 0.086*** 0.118*** （0.006） （0.014） Lib×Private −0.296* −0.282** （0.153） （0.119） Lib×Tfpt−1 −0.019*** −0.053*** （0.006） （0.015） Private×Tfpt−1 0.008 0.008 （0.008） （0.023） Lib×Private×Tfpt−1 0.025** 0.081*** （0.010） （0.026） Constant −0.595*** −0.664*** （0.079） （0.071） X Yes Yes Industry Yes Yes Adj.R2 0.077 0.065 F 34.792 28.021 N 16815 16489 表4报告了研究假说H3的检验结果。Lib×Growtht−1的系数均为−0.016，且分别在5%、1%水平上显著；Lib×Private×Growtht−1的系数分别为0.015和0.018，且均在1%水平上显著，研究假说H3得到支持，即相对于国有企业仍以外延式发展为主，利率市场化显著促进了民营企业由外延式向内涵式发展的转变，表现为规模增长转化为利润增长的能力逐渐增强。这也说明利率市场化发挥了资源配置效应，显著加快了民营企业新旧动能转换，而两类企业发展模式的差异可能与政府对国有企业的支持方向有关。
表 4 利率市场化、产权性质与规模扩张转化为利润增长的能力
变量 Netprofit （1） （2） Lib 0.001 −0.003** （0.001） （0.001） Private −0.002 0.005** （0.002） （0.002） Growtht−1 0.056*** 0.056*** （0.005） （0.005） Lib×Private −0.002 −0.007*** （0.002） （0.003） Lib×Growtht−1 −0.016** −0.016*** （0.006） （0.006） Private×Growtht−1 0.000 −0.002 （0.007） （0.007） Lib×Private×Growtht−1 0.015*** 0.018*** （0.006） （0.007） Constant −0.001 −0.016 （0.003） （0.011） X No Yes Industry Yes Yes Adj.R2 0.192 0.268 F 29.225 46.396 N 16524 16522 -
前文实证分析表明，利率市场化的资源配置效应主要表现为显著抑制信贷资本在不同生产率民营企业间的逆向流动，进而促进民营企业由外延式向内涵式发展的转型升级。为进一步考察上述发现在不同行业的异质性，本文基于营业收入计算行业赫芬达尔指数（HHI），按照中位数将样本分为垄断性行业和竞争性行业两组，考察利率市场化改革的资源配置效应对企业转型升级的影响是否存在行业异质性。
表5报告了不同行业竞争特性下利率市场化促进信贷资本的配置效应。结果显示，在垄断性行业中，Lib×Private×Tfpt−1的系数分别在1%和5%水平上显著为正；而在竞争性行业中，Lib×Private×Tfpt−1
的系数在统计上不显著。这表明相对于竞争性行业，利率市场化对民营企业信贷资本的配置效应在垄断性行业中更显著，可能的原因是垄断性行业在利率管制时期资源配置扭曲更为严重。 表 5 利率市场化、行业竞争性与信贷资本流向
变量 Loan LP方法 OP方法 竞争性行业
（1）垄断性行业
（2）竞争性行业
（3）垄断性行业
（4）Lib −0.133 −0.104 −0.184*** −0.101** （0.092） （0.072） （0.056） （0.046） Tfpt−1 0.004 0.001 −0.060*** −0.010 （0.007） （0.006） （0.012） （0.010） Private 0.226* 0.259** −0.005 0.133** （0.127） （0.106） （0.085） （0.067） Lib×Tfpt−1 0.006 0.004 0.001 −0.029** （0.006） （0.005） （0.018） （0.015） Lib×Private −0.113 −0.114 0.073 −0.002 （0.119） （0.095） （0.083） （0.064） Private×Tfpt−1 −0.015* −0.017** 0.031*** 0.014 （0.009） （0.007） （0.012） （0.010） Lib×Private×Tfpt−1 0.007 0.017*** −0.001 0.028** （0.008） （0.006） （0.014） （0.013） Constant −0.586*** −0.478*** −0.586*** −0.478*** （0.101） （0.097） （0.101） （0.097） X Yes Yes Yes Yes Industry Yes Yes Yes Yes Adj. R2 0.298 0.353 0.311 0.357 F 83.393 45.634 86.733 45.627 N 9211 7609 9097 7483 表6报告了不同行业竞争特性下利率市场化促进企业转型升级的结果。结果显示，在垄断性行业中，Lib×Private×Growtht−1的系数分别在10%和5%水平上显著为正，而在竞争性行业中，Lib×Private×Growtht−1的系数在统计上不显著。这表明相对于竞争性行业，利率市场化对民营企业转型升级的促进作用在垄断性行业中更显著，这与利率市场化的资源配置效应是一致的。
表 6 利率市场化、行业竞争性与规模扩张转化为利润增长的能力
变量 Netprofit 竞争性行业
（1）垄断性行业
（2）竞争性行业
（3）垄断性行业
（4）Lib 0.001 −0.000 −0.002 −0.004** （0.002） （0.002） （0.002） （0.002） Private 0.002 −0.000 0.004 0.005 （0.003） （0.003） （0.004） （0.003） Growtht−1 0.070*** 0.046*** 0.070*** 0.047*** （0.007） （0.007） （0.006） （0.006） Lib×Private −0.003 −0.005 −0.005 −0.006* （0.004） （0.003） （0.004） （0.003） Lib×Growtht−1 −0.016* −0.018** −0.015* −0.019** （0.009） （0.008） （0.008） （0.008） Private×Growtht−1 0.007 0.003 0.008 −0.000 （0.010） （0.010） （0.010） （0.010） Lib×Private×Growtht−1 −0.001 0.022* −0.000 0.025** （0.013） （0.012） （0.012） （0.012） Constant −0.001 0.003 0.015 −0.035** （0.002） （0.003） （0.016） （0.014） X Yes Yes Yes Yes Industry Yes Yes Yes Yes Adj. R2 0.202 0.193 0.294 0.255 F 61.331 13.367 85.008 20.339 N 8812 7712 8810 7712 根据企业成长理论，企业规模扩张的突出表现为长期内投资规模迅速扩大和雇员数量增加。如果利率市场化能够显著促进信贷资本由低生产率企业流向高生产率企业，那么无论从资本投资还是从雇员规模来看，高生产率企业应得到更快速的增长。因此，本文分别将新增资本投资量和雇员增长率作为因变量，对研究假说H2重新进行检验。
表7的检验结果显示，在两种计算方法下，Lib×Private×Tfpt−1的系数均显著为正，Lib×Tfpt−1的系数均为负且大部分显著。可能的原因在于，国有企业普遍面临较低的融资约束，即使生产率较低，仍可进行投资和雇员规模的扩张，而利率市场化的资源配置效应主要促进民营企业中高生产率企业获得融资而得以快速扩张。
表 7 利率市场化、产权性质与公司规模扩张：新增资本投资与雇员增长
变量 新增资本投资 雇员增长 LP方法
（1）OP方法
（2）LP方法
（3）OP方法
（4）Lib 0.020 0.032** 0.010 0.173 （0.018） （0.013） （0.163） （0.110） Private −0.037 0.002 −0.545** 0.076 （0.026） （0.018） （0.237） （0.163） Tfpt−1 −0.007*** 0.004 −0.023** 0.004 （0.001） （0.003） （0.010） （0.020） Lib×Private 0.026 −0.012 0.538* −0.260 （0.028） （0.019） （0.285） （0.194） Lib×Tfpt−1 −0.002** −0.011*** −0.006 −0.058** （0.001） （0.003） （0.011） （0.024） Private×Tfpt−1 0.003 0.000 0.041** −0.002 （0.002） （0.004） （0.016） （0.037） Lib×Private×Tfpt−1 0.001* 0.004*** 0.035* 0.064* （0.001） （0.001） （0.019） （0.033） Constant −0.044** −0.060*** −0.758*** −0.901*** （0.018） （0.016） （0.128） （0.108） X Yes Yes Yes Yes Industry Yes Yes Yes Yes Adj. R2 0.120 0.111 0.024 0.024 F 38.470 45.289 12.816 13.265 N 16789 16470 16810 16484 -
第一，公司固定效应模型。遗漏变量是导致内生性问题的重要原因之一，公司固定效应模型可以有效控制遗漏变量问题。本文使用公司固定效应模型对研究假说H1重新进行检验。表8的检验结果显示，加入公司固定效应后，Lib×Private×Tfpt−1的系数在LP方法下显著为正，在OP方法下不显著，与表2的结果基本一致，即利率市场化具有资源配置优化功能，能够显著抑制信贷资本在民营企业间逆向流动，引导信贷资本从低生产率企业流向高生产率企业。
表 8 稳健性检验：公司固定效应模型
变量 Loan LP方法
（1）OP方法
（2）Lib −0.022 −0.117*** （0.045） （0.031） Private 0.068 −0.004 （0.082） （0.049） Tfpt−1 −0.010** −0.032*** （0.005） （0.007） Lib×Private −0.138** 0.034 （0.061） （0.043） Lib×Tfpt−1 −0.000 0.021*** （0.003） （0.007） Private×Tfpt−1 −0.004 0.005 （0.005） （0.010） Lib×Private×Tfpt−1 0.008** −0.011 （0.004） （0.009） Constant −0.436*** −0.354*** （0.111） （0.106） X Yes Yes Industry Yes Yes Firm Yes Yes Within. R2 0.119 0.119 F 16.846 231.921 N 16820 16580 第二，基于事件之前企业全要素生产率差异设置分组变量Tfp_dum（Tfp位于3/4分位以上取值为1，否则为0）与利率市场化（Lib）构造双重差分模型，对研究假说H1重新进行检验。表9的检验结果显示，Lib×Tfp_dum的系数不显著或显著为负，而Lib×Private×Tfp_dum的系数均显著为正，表明基于全要素生产率虚拟变量构造的双重差分模型检验，依然发现利率市场化的信贷资本配置效应在民营企业中更显著，这一结果与前文发现基本一致。
表 9 稳健性检验：双重差分模型
变量 Loan LP方法
（1）OP方法
（2）Lib −0.046*** −0.056*** （0.006） （0.007） Private 0.009 −0.005 （0.011） （0.011） Tfp_dum 0.009 −0.051*** （0.013） （0.009） Lib×Private −0.010 0.007 （0.011） （0.010） Lib×Tfp_dum 0.017 −0.022* （0.014） （0.013） Private×Tfp_dum −0.022 0.004 （0.016） （0.014） Lib×Private×Tfp_dum 0.021** 0.037*** （0.009） （0.009） Constant −0.331*** −0.418*** （0.066） （0.055） X Yes Yes Industry Yes Yes Adj. R2 0.316 0.294 F 45.503 43.721 N 8410 8530 第三，安慰剂检验。为更好地证实本文结论是否真实反映2013年贷款利率下限完全放开的影响，本文将2013年贷款利率下限完全放开这一事件的窗口期向前推2年（即2011年），然后与Private、Tfpt−1构造交互项来进行安慰剂检验。表10的检验结果显示，调整政策时间重新进行回归后，Private×Post2011×Tfpt−1的系数均不显著，进一步支持本文研究结论。
表 10 稳健性检验：安慰剂检验
变量 Loan LP方法
（1）OP方法
（2）Private 0.281*** 0.024 （0.102） （0.070） Post2011 −0.114 −0.167*** （0.073） （0.050） Private×Post2011 −0.120 0.067 （0.090） （0.063） Tfpt−1 0.012** −0.040*** （0.006） （0.012） Private×Tfpt−1 −0.020*** −0.008 （0.007） （0.015） Post2011×Tfpt−1 0.004 0.024** （0.005） （0.011） Private×Post2011×Tfpt−1 0.009 −0.012 （0.006） （0.014） Constant −0.483*** −0.338*** （0.089） （0.069） X Yes Yes Industry Yes Yes Adj.R2 0.324 0.328 F 81.195 79.646 N 16813 16580 第四，平行趋势检验。事件之前因变量在对照组与处理组之间保持相同的增长趋势是进行双重差分检验的前提，本文引入产权性质变量Private、滞后一期全要素生产率变量Tfpt−1以及2013年贷款利率下限完全放开前后各年度虚拟变量的交互项进行平行趋势检验。图1描绘的各年度系数检验结果显示：在以LP方法测算的全要素生产率中，自2013年贷款利率下限完全放开后系数逐渐增强；而在以OP方法测算的全要素生产率中，系数也呈现更加显著为正的趋势（2014年除外）。以上结果满足平行趋势检验要求。
图 1 平衡趋势检验
-
中国经济发展进入新格局，实现新旧动能转换、推动经济高质量发展成为当前经济发展的主旋律。转变传统经济增长方式，通过市场化改革促进经济高质量发展，离不开对市场化改革促进经济发展的微观作用机制的系统性把握。而现有研究大多从宏观层面探究促进经济高质量发展的体制机制改革，或探寻实现企业高质量发展的范式，忽略了宏观政策与微观企业行为之间的相互联系—宏观经济增长模式的转变需以微观企业发展动能转换为基础。基于此，本文以中央银行2013年完全放开贷款利率管制这一重要经济体制改革为准自然实验，通过企业间生产率分布差异构建双重差分模型，从资源配置效应视角检验利率市场化对企业动能转换的影响。研究发现，利率市场化的资源配置效应对企业新旧动能转换具有显著影响。首先，利率市场化具有资源配置效应，显著影响企业生产率与银行信贷资本之间的关系，促使信贷资本在民营企业间流向高生产率企业，而在国有企业中并未呈现上述结果。其次，利率市场化的资源配置效应促进高生产率民营企业更快速地增长，而国有企业并未发现这一规律。最后，从企业发展的新旧动能转换视角来看，利率市场化的资源配置效应促使民营企业规模扩张转换为利润增长的能力增强，但对国有企业作用有限。
基于上述研究结论，本文获得如下政策启示：第一，本文研究表明，贷款利率市场化能够有效消除市场摩擦，引导信贷资本流向生产率更高的企业，抑制资源错配。因此，应继续推进利率市场化改革，破除资金需求与供给之间的制度藩篱，提高信贷资本配置效率。第二，企业高质量发展的本质是由外延式规模扩张向内涵式增长转变，本文研究发现贷款利率市场化可以发挥信贷资本配置效应，促进企业高质量发展，增强企业规模扩张转向利润增长的能力。因此，应继续推进利率市场化改革，为经济高质量发展寻求新动力。第三，提高金融服务实体经济的能力是中国金融体制改革的核心，本文从企业规模扩张视角验证了贷款利率市场化改革对实体经济发展的积极意义，并且识别了贷款利率市场化改革与实体经济发展之间的因果关系。因此，应继续加大金融市场的结构性改革力度，强化金融服务实体经济发展的能力。
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摘要: 以2013年中国贷款利率完全放开为准自然实验，基于企业间生产率差异构建双重差分模型，实证研究发现：（1）贷款利率市场化能够显著扭转信贷资本逆向流动，表现为促使信贷资本在民营企业间由低生产率企业流向高生产率企业，而对国有企业影响不显著；（2）贷款利率市场化对信贷资本逆向流动的扭转作用有助于民营企业由外延式向内涵式发展的转变，而对国有企业作用有限。研究从信贷资本逆向流动视角揭示了贷款利率市场化微观经济效应的作用机制，为利率市场化改革与实体经济高质量发展之间的因果关系提供了微观证据。
Interest Rate Marketization Reform and the Firms’ High-quality Development: Empirical Evidence from a Perspective of Credit Capital Flow
Abstract: Taking the full liberalization of China’s loan interest rate in 2013 as a quasi-natural experiment and constructing a double differential model based on differences in the productivity of enterprises, we find that: (1) The marketization of loan interest rate can significantly turn around the reverse flow of credit capital in that it promotes the flow of credit capital from low-productivity to higher-productivity in private enterprises, but it has no significant influence on the state-owned enterprises; (2) The reversal effect of the loan interest rate marketization on the reverse flow of credit capital helps private enterprises transform extensional development to connotative development, but it has little effects on state-owned enterprises. We reveals the mechanism about the microeconomic effect of loan interest rate marketization from the perspective of the credit capital reverse flow, and provides micro-evidence for the causal relationship between the reform of interest rate marketization and the high-quality development of the real economy. -
表 1 主要变量的描述性统计
变量 N 均值 标准差 最小值 1/4分位 中位数 3/4分位 最大值 Loan 16820 0.159 0.149 0.000 0.024 0.130 0.252 0.652 Lib 16820 0.575 0.494 0.000 0.000 1.000 1.000 1.000 Private 16820 0.547 0.498 0.000 0.000 1.000 1.000 1.000 Tfp_LPt−1 16820 15.020 1.093 11.950 14.300 14.945 15.676 17.910 Tfp_OPt−1 16580 4.524 0.434 3.298 4.262 4.503 4.766 5.863 Growth 16815 0.208 0.609 −0.708 −0.040 0.106 0.278 4.455 Netprofit 16522 0.012 0.079 −0.259 −0.010 0.005 0.024 0.476 注：限于篇幅，未报告控制变量的描述性统计结果，资料备索。 
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表 2 利率市场化、生产率分布与信贷资本流向
变量 Loan LP方法
（1）OP方法
（2）LP方法
（3）OP方法
（4）Lib −0.163*** −0.126*** −0.118** −0.134*** （0.032） （0.024） （0.057） （0.036） Private 0.247*** 0.071 （0.082） （0.054） Tfpt−1 −0.004 −0.039*** 0.003 −0.033*** （0.003） （0.006） （0.005） （0.008） Lib×Private −0.111 0.024 （0.074） （0.052） Lib×Tfpt−1 0.008*** 0.018*** −0.016*** −0.016 （0.002） （0.005） （0.005） （0.012） Private×Tfpt−1 0.005 −0.007 （0.004） （−0.011） Lib×Private×Tfpt−1 0.007** 0.021*** （0.003） （0.008） Constant −0.364*** −0.357*** −0.514*** −0.413*** （0.049） （0.047） （0.071） （0.057） X Yes Yes Yes Yes Industry Yes Yes Yes Yes Adj.R2 0.314 0.327 0.322 0.328 F 83.542 84.054 74.502 75.192 N 16820 16580 16820 16580 注：括号内为经过公司层面Cluster和Robust后的标准误；*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。下同。
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表 3 利率市场化、生产率分布与公司规模扩张
变量 Growth LP方法 OP方法 Lib 0.225** 0.170** （0.089） （0.069） Private −0.075 −0.003 （0.127） （0.102） Tfpt−1 0.086*** 0.118*** （0.006） （0.014） Lib×Private −0.296* −0.282** （0.153） （0.119） Lib×Tfpt−1 −0.019*** −0.053*** （0.006） （0.015） Private×Tfpt−1 0.008 0.008 （0.008） （0.023） Lib×Private×Tfpt−1 0.025** 0.081*** （0.010） （0.026） Constant −0.595*** −0.664*** （0.079） （0.071） X Yes Yes Industry Yes Yes Adj.R2 0.077 0.065 F 34.792 28.021 N 16815 16489
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表 4 利率市场化、产权性质与规模扩张转化为利润增长的能力
变量 Netprofit （1） （2） Lib 0.001 −0.003** （0.001） （0.001） Private −0.002 0.005** （0.002） （0.002） Growtht−1 0.056*** 0.056*** （0.005） （0.005） Lib×Private −0.002 −0.007*** （0.002） （0.003） Lib×Growtht−1 −0.016** −0.016*** （0.006） （0.006） Private×Growtht−1 0.000 −0.002 （0.007） （0.007） Lib×Private×Growtht−1 0.015*** 0.018*** （0.006） （0.007） Constant −0.001 −0.016 （0.003） （0.011） X No Yes Industry Yes Yes Adj.R2 0.192 0.268 F 29.225 46.396 N 16524 16522
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表 5 利率市场化、行业竞争性与信贷资本流向
变量 Loan LP方法 OP方法 竞争性行业
（1）垄断性行业
（2）竞争性行业
（3）垄断性行业
（4）Lib −0.133 −0.104 −0.184*** −0.101** （0.092） （0.072） （0.056） （0.046） Tfpt−1 0.004 0.001 −0.060*** −0.010 （0.007） （0.006） （0.012） （0.010） Private 0.226* 0.259** −0.005 0.133** （0.127） （0.106） （0.085） （0.067） Lib×Tfpt−1 0.006 0.004 0.001 −0.029** （0.006） （0.005） （0.018） （0.015） Lib×Private −0.113 −0.114 0.073 −0.002 （0.119） （0.095） （0.083） （0.064） Private×Tfpt−1 −0.015* −0.017** 0.031*** 0.014 （0.009） （0.007） （0.012） （0.010） Lib×Private×Tfpt−1 0.007 0.017*** −0.001 0.028** （0.008） （0.006） （0.014） （0.013） Constant −0.586*** −0.478*** −0.586*** −0.478*** （0.101） （0.097） （0.101） （0.097） X Yes Yes Yes Yes Industry Yes Yes Yes Yes Adj. R2 0.298 0.353 0.311 0.357 F 83.393 45.634 86.733 45.627 N 9211 7609 9097 7483
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表 6 利率市场化、行业竞争性与规模扩张转化为利润增长的能力
变量 Netprofit 竞争性行业
（1）垄断性行业
（2）竞争性行业
（3）垄断性行业
（4）Lib 0.001 −0.000 −0.002 −0.004** （0.002） （0.002） （0.002） （0.002） Private 0.002 −0.000 0.004 0.005 （0.003） （0.003） （0.004） （0.003） Growtht−1 0.070*** 0.046*** 0.070*** 0.047*** （0.007） （0.007） （0.006） （0.006） Lib×Private −0.003 −0.005 −0.005 −0.006* （0.004） （0.003） （0.004） （0.003） Lib×Growtht−1 −0.016* −0.018** −0.015* −0.019** （0.009） （0.008） （0.008） （0.008） Private×Growtht−1 0.007 0.003 0.008 −0.000 （0.010） （0.010） （0.010） （0.010） Lib×Private×Growtht−1 −0.001 0.022* −0.000 0.025** （0.013） （0.012） （0.012） （0.012） Constant −0.001 0.003 0.015 −0.035** （0.002） （0.003） （0.016） （0.014） X Yes Yes Yes Yes Industry Yes Yes Yes Yes Adj. R2 0.202 0.193 0.294 0.255 F 61.331 13.367 85.008 20.339 N 8812 7712 8810 7712
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表 7 利率市场化、产权性质与公司规模扩张：新增资本投资与雇员增长
变量 新增资本投资 雇员增长 LP方法
（1）OP方法
（2）LP方法
（3）OP方法
（4）Lib 0.020 0.032** 0.010 0.173 （0.018） （0.013） （0.163） （0.110） Private −0.037 0.002 −0.545** 0.076 （0.026） （0.018） （0.237） （0.163） Tfpt−1 −0.007*** 0.004 −0.023** 0.004 （0.001） （0.003） （0.010） （0.020） Lib×Private 0.026 −0.012 0.538* −0.260 （0.028） （0.019） （0.285） （0.194） Lib×Tfpt−1 −0.002** −0.011*** −0.006 −0.058** （0.001） （0.003） （0.011） （0.024） Private×Tfpt−1 0.003 0.000 0.041** −0.002 （0.002） （0.004） （0.016） （0.037） Lib×Private×Tfpt−1 0.001* 0.004*** 0.035* 0.064* （0.001） （0.001） （0.019） （0.033） Constant −0.044** −0.060*** −0.758*** −0.901*** （0.018） （0.016） （0.128） （0.108） X Yes Yes Yes Yes Industry Yes Yes Yes Yes Adj. R2 0.120 0.111 0.024 0.024 F 38.470 45.289 12.816 13.265 N 16789 16470 16810 16484
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表 8 稳健性检验：公司固定效应模型
变量 Loan LP方法
（1）OP方法
（2）Lib −0.022 −0.117*** （0.045） （0.031） Private 0.068 −0.004 （0.082） （0.049） Tfpt−1 −0.010** −0.032*** （0.005） （0.007） Lib×Private −0.138** 0.034 （0.061） （0.043） Lib×Tfpt−1 −0.000 0.021*** （0.003） （0.007） Private×Tfpt−1 −0.004 0.005 （0.005） （0.010） Lib×Private×Tfpt−1 0.008** −0.011 （0.004） （0.009） Constant −0.436*** −0.354*** （0.111） （0.106） X Yes Yes Industry Yes Yes Firm Yes Yes Within. R2 0.119 0.119 F 16.846 231.921 N 16820 16580
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表 9 稳健性检验：双重差分模型
变量 Loan LP方法
（1）OP方法
（2）Lib −0.046*** −0.056*** （0.006） （0.007） Private 0.009 −0.005 （0.011） （0.011） Tfp_dum 0.009 −0.051*** （0.013） （0.009） Lib×Private −0.010 0.007 （0.011） （0.010） Lib×Tfp_dum 0.017 −0.022* （0.014） （0.013） Private×Tfp_dum −0.022 0.004 （0.016） （0.014） Lib×Private×Tfp_dum 0.021** 0.037*** （0.009） （0.009） Constant −0.331*** −0.418*** （0.066） （0.055） X Yes Yes Industry Yes Yes Adj. R2 0.316 0.294 F 45.503 43.721 N 8410 8530
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表 10 稳健性检验：安慰剂检验
变量 Loan LP方法
（1）OP方法
（2）Private 0.281*** 0.024 （0.102） （0.070） Post2011 −0.114 −0.167*** （0.073） （0.050） Private×Post2011 −0.120 0.067 （0.090） （0.063） Tfpt−1 0.012** −0.040*** （0.006） （0.012） Private×Tfpt−1 −0.020*** −0.008 （0.007） （0.015） Post2011×Tfpt−1 0.004 0.024** （0.005） （0.011） Private×Post2011×Tfpt−1 0.009 −0.012 （0.006） （0.014） Constant −0.483*** −0.338*** （0.089） （0.069） X Yes Yes Industry Yes Yes Adj.R2 0.324 0.328 F 81.195 79.646 N 16813 16580
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