自由貿易試驗區建設與企業實體投資

張宇

摘? ?要：我國自由貿易試驗區建設的主要目的是推動實體經濟發展以實現產業轉型升級并建成開放型經濟格局。本文研究發現自由貿易試驗區建設顯著提高企業實體投資率，其中的重要作用機制是融資約束緩解、金融化投資絕對收益水平下降、實體投資絕對風險水平下降。此外，本文檢驗了自由貿易試驗區建設后企業金融化投資規模和投資傾向的變化，并對比了企業采取不同投資決策的財務業績表現。本文在微觀企業層面證明了自由貿易試驗區建設助力實體經濟發展目標實現及其路徑，為進一步完善相關制度建設和促進企業發展提供現實依據和有益參考。

關鍵詞：自由貿易試驗區；實體投資；脫虛向實；投資收益；投資風險

中圖分類號：F830? ?文獻標識碼：A? 文章編號：1674-2265（2024）03-0044-10

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2024.03.005

一、引言

近年來，國際經濟關系復雜多變，不穩定性不確定性較大，國內經濟下行壓力增加，全面深化改革和擴大開放是提升我國經濟發展質量的重要內容，各類對外開放平臺承擔了制度創新與區域開放布局等功能。當前階段，廣受關注的自由貿易試驗區建設成為構建以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局的重要平臺，其著眼于新時代的開放布局、開放方式和開放重點?，F有研究主要關注了自由貿易試驗區建設在貨物貿易規模、國際資本流動、區域經濟增長等宏觀層面的經濟后果（項后軍等，2016；殷華和高維和，2017；韓瑞棟和薄凡，2019；王愛儉等，2020；蔣靈多等，2021）[1-5]，但是，此類影響多是量的“開放紅利”，未能充分論證質的有效提高，而這正是我國經濟高質量發展中亟待解決的難題，也是強化金融服務實體經濟的重要目標。金融服務實體經濟不應該被簡化為無條件滿足微觀企業資金需求，其根本要求是有效發揮資源配置功能。當前階段，實體經濟低迷但金融資產市場呈逆周期上揚態勢，實體企業資金空轉或“脫實向虛”問題較為嚴重（張成思和張步曇，2016）[6]。因此，自由貿易試驗區建設助力實體經濟發展目標是否實現需要進一步考察試驗區建設是否有助于提高企業實體投資率，基于何種原因導致企業將新增獲得資金投向實體經濟而非金融化，以及這一投資決策的經濟后果如何。

為此，本文基于自由貿易試驗區建設這一準自然實驗，對我國區域性政策與企業實體投資的關系進行研究。本文可能存在以下的創新和貢獻：一是在研究內容上，提供了自由貿易試驗區建設在微觀企業決策層面經濟后果的實證證據。目前，國內現有文獻大都驗證了上海、廣州等自由貿易試驗區在區域經濟指標方面的促進作用，忽視了企業作為貿易開放與經濟全球化的載體以及政策制度影響的主要市場主體，在應對和適應宏觀政策中的重要作用，本文對此進行補充。二是在研究視角上，本文將自由貿易試驗區建設作為多維度集合，從促進實體經濟發展的具體目標切入，從企業特征和金融機構行為的互動性影響兩個方面進行機制研究，特別對以往文獻中尚未得到一致結論的實體投資收益和風險的作用機制進行驗證（張成思和張步曇，2016；Klein和Marquardt，2006；Demir，2009）[6-8]，為進一步的政策創新方向提供理論支持。

二、研究假說

一方面，自由貿易試驗區建設會促進企業實體投資。首先，基于制度理論，制度塑造市場環境并影響企業行為決策（Busenitz等，2000）[9]。自由貿易試驗區從政府職能轉變、投資開放、貿易升級、金融創新等方面改革創新舉措，改變造成企業“脫實向虛”的外部環境，總體上為企業投資實體經濟創造了更好條件。其次，在良好的外部環境影響下，企業傾向于構建長期發展的核心競爭力，實體投資主要涉及固定資產更新改造、新產品和新技術研發投入以及管理方式升級創新（黃賢環和王瑤，2019）[10]，既是維持企業現有市場份額和市場地位的有效手段，也是實現企業盈余持續性和高質量發展的主要方式。最后，基于集聚理論（Marshall，1920）[11]，自由貿易試驗區引致要素流動和集聚（盛斌，2015）[12]，有助于企業共享經濟正外部性，提高了企業承擔實體投資周期長、投入大、不可逆以及資產專用性較強等風險的可能性。綜上，自由貿易試驗區建設將有助于提高企業實體投資的機會和需求。

另一方面，自由貿易試驗區建設也可能抑制企業實體投資可能性。根據實物期權理論和不可逆投資理論（Arrow，1968；Bernanke，1983）[13，14]，固定資產投資等長期實物投資具有不可逆性，一旦環境不確定性造成實物投資的收益低于預期水平，所投資的實物可能變成沉沒成本或者僅可以獲得較低的變現價值。因此，當企業面臨環境不確定性時，企業可能會遞延資本投資，利用外部融資投資的概率降低（王義中和宋敏，2014）[15]。相比促進金融化投資（彭俞超等，2018）[16]，經濟政策不確定性會抑制企業固定資產投資（Gulen和Ion，2016；Kim和Kung，2017；李鳳羽和楊墨竹，2015；譚小芬和張文婧，2017；劉貫春等，2019）[17-21]。因此，雖然自由貿易試驗區整體以提升開放質量為目標，但制度設計契合各省市經濟發展戰略目標和現狀，建設過程中各類政策在自主創新嘗試、其他試驗區經驗借鑒基礎上將有后續調整與變更，試點政策出臺后在執行強度和效果方面存在不確定性，企業可能選擇等待機會，進而抑制企業實體投資傾向。

基于以上分析，本文提出如下對立性假設：

假設1a：自由貿易試驗區建設促進企業實體投資。

假設1b：自由貿易試驗區建設抑制企業實體投資

三、研究設計

（一）樣本選取

本文選取2010—2019年滬深A股上市公司為初始樣本，剔除金融類行業、ST、資不抵債、上市時間不滿一年以及數據缺失樣本，對所有連續變量進行上下1%縮尾處理，公司財務和治理相關數據均來自國泰安數據庫。本文手工整理了上市公司的注冊地和辦公地數據，將數據細化到自由貿易試驗區所在地級市層級，進而定義自由貿易試驗區的實驗組變量。

（二）變量設計與模型構建

由于各自由貿易試驗區依次成立，參考多點DID方法，本文使用模型（1）檢驗自由貿易試驗區建設如何影響企業實體投資。

[FIXi，j，t=α0+α1TREATi，j，t×POSTj，t+Controlsi，t-1+μt+θi+εi，j，t] （1）

實體投資（[FIX]）以“企業購建固定資產、無形資產和其他長期資產支付的現金”除以總資產衡量（Gulen和Ion，2016；黃賢環等，2021）[17，22]。本文的基本檢驗定義實驗組[TREATi，j，t]為公司[i]在[t]年的注冊地處于試驗區所在城市[j]（地級市）時取1，否則為0；若涉及注冊地搬遷，僅當年注冊地處于試驗區城市時取1；定義[POSTj，t]在城市[j]（地級市）在自由貿易試驗區正式運營之后年度取1，否則為0；[α1]為關注系數。參考企業實體投資與金融化等相關文獻，本文選取滯后一期的資產規模（SIZE）、盈利能力（ROA）、股權集中度（TOP1）、公司年齡（ESTBAGE）、成長能力（GROWTH）、財務杠桿（LEV）、產權性質（SOE）、董事會規模（BOARD）、管理層持股比例（MGSR）以及兩職兼任（DUAL）作為公司層面控制變量；選取地級市級別GDP增長率（GdpGrowth）、第二產業占比（SndGdp）、第三產業占比（TrdGdp）作為宏觀層面控制變量。另外，本文控制年度固定效應[μt]和公司固定效應[θi]。具體變量定義見表1。

四、實證結果

（一）描述性分析

表2為主要變量的描述性統計。實體投資均值為0.0482，中位數是0.0343，說明我國A股上市公司的實體投資占資產總額的比重較低，仍有投資空間，與我國當前實體企業普遍存在“脫實向虛”的現象相吻合；實體投資最小值為0.0002，而最大值達到0.2281，說明上市公司間投資傾向存在較大差異。其他公司層面和宏觀控制變量分布較為合理，與現有文獻數據具有可比性。

（二）主檢驗回歸結果

表3報告了地級市層面自由貿易試驗區建設對當地上市公司實體投資的基本回歸結果。表3采用逐步回歸方法，逐步加入公司層面和地級市層面控制變量，三列均控制了個體固定效應和年份固定效應，并在公司層面聚類。結果表明自由貿易試驗區與實體投資顯著正相關，為本文研究假說提供了初步的證據支持，即自由貿易試驗區建設將推動企業進行實體投資，“脫實向虛”現象得到緩解。本文采用第（3）列的回歸方式進行后續實證分析。

由于使用DID回歸要求實驗組和控制組有嚴格的時間平行趨勢，否則將導致結果存在偏誤，本文進行了平行趨勢檢驗。以試驗區成立前1—3年生成3個年份虛擬變量before1j，t、before2j，t、before3j，t，成立當年虛擬變量currentj，t，成立后1—2年虛擬變量after1j，t、after2j，t，成立3年及以后虛擬變量after3j，t，將年份虛擬變量與Treati，j，t交乘，再以實體投資為因變量對樣本進行平行趨勢檢驗?？刂谱兞颗c主檢驗保持一致，結果如圖1所示。圖1中各小圖橫軸表示距離自由貿易試驗區成立的年份，縱軸表示估計值大小?？梢园l現，before1j，t、before2j，t、before3j，t與Treati，j，t交乘項的回歸系數均不顯著，不能拒絕平行趨勢假設。

（三）穩健性檢驗

1. 改變核心指標度量方式。固定資產投資是企業實體投資最具有代表性的重要組成部分，故此，本文將實體投資重新定義為當年外部購買的固定資產、在建工程轉入固定資產和新增在建工程之和除以公司年末資產總額（申慧慧和于鵬，2021）[23]，重新回歸結果見表4第（1）列。

此外，考慮到存量占比未能充分反映實體投資的增加，本文重新定義實體投資為企業購建固定資產、無形資產和其他長期資產支付的現金的增加額除以公司年末資產總額，以及當年外部購買的固定資產、在建工程轉入固定資產和新增在建工程之和整體的增加額除以公司年末資產總額，重新回歸結果見表4第（2）列和第（3）列。

2. 增加控制變量。企業實體投資偏好受公司特征如治理水平、自由現金流狀況等影響，也與公司管理層特征相關，為減輕遺漏變量帶來的內生性問題，參考現有文獻，本部分增加滯后一期機構投資者持股比例（INST）和經營活動產生的凈現金流量占比（CFL）作為控制變量，回歸結果見表5第（1）列；增加公司董事、監事、高管具有金融背景（FinBack）、學術背景（AcademicBack）和海外背景（OveseaBack）的比例作為控制變量，回歸結果見表5第（2）列。

3. 增加固定效應。由于我國各省份資源稟賦與經濟發展水平不同，各省份企業之間可能存在系統性差異，同時行業政策和偏好也可能影響本文的研究結果。前文雖控制個體固定效應，但不免存在隨時間變化的其他特征影響回歸結果。針對此問題，為減小宏觀因素的可能影響，本文控制高維固定效應，包括企業固定效應、行業年度固定效應和城市年度固定效應，結果如表5第（3）列所示。

4. 重新處理樣本。前文檢驗中，本文使用企業注冊所在地級市定義自由貿易試驗區實驗組是由于絕大多數A股上市公司在注冊地開展生產經營活動，但也不乏企業因IPO政策、區域稅收和產業政策優惠、財政補貼等原因，在某城市注冊但經營部門設在另一城市的情況。為此，本文搜集上市公司辦公地址所在地級市作為替代性變量定義實驗組，其余設計不變，回歸結果見表6第（1）列。

自由貿易試驗區作為一類先行示范性試點政策，其重要意義在于形成可復制、可借鑒、可推廣的經驗，即自由貿易試驗區的選址并非隨機分布，而是受各省地理位置、經濟環境、開放程度等多方面因素影響，且分別服務于國家各個區域發展戰略。為減輕省份固有差異和試驗區選址問題導致的DID回歸結果偏誤，本文剔除從未設立過自由貿易試驗區的省份，僅對子樣本進行試驗區建設前后企業實體投資差異的回歸分析，結果如表6第（2）列所示，基本檢驗結論穩健。

雖然本文認為自由貿易試驗區建設將對整個片區所在地級市企業均產生直接或間接的影響，但不能否認將同城區外企業納入實驗組可能對結果產生一定干擾。為此，僅以片區內企業樣本為實驗組，其他企業為控制組，回歸結果如表6第（3）列所示，結論穩健。

5. PSM檢驗。由于各類企業的實體投資水平可能存在系統性差異，本部分進一步對通過傾向匹配得分法（PSM）得到的匹配樣本進行檢驗，回歸結果如表6第（4）列所示，在控制公司系統性差異后，TREAT[×]POST的回歸系數依然顯著為正。

6. 安慰劑檢驗。由于國家對自由貿易試驗區的選址以及企業在何地注冊并非隨機分布，可能導致本文回歸結果中存在因遺漏變量和反向因果帶來的內生性問題。同時，除了試驗區設立這一政策變化外，一些其他政策或隨機性因素也可能導致上市公司的投資決策發生變化?；诖?，本部分通過兩種方法進行安慰劑檢驗：（1）虛構樣本。借鑒范子英和劉甲炎（2015）[24]的方法，刪除位于各自由貿易試驗區所在地級市的所有上市公司樣本，將位于自由貿易試驗區所在省份的其他地級市的上市公司作為虛擬處理組，回歸結果如表7第（1）列所示。（2）虛構年份。借鑒劉瑞明和趙仁杰（2015）[25]的方法，假設各自由貿易試驗區成立年份隨機提前1—3年，回歸分析結果如表7第（2）列所示。TREAT[×]POST的系數均不具統計上的顯著性。

（四）機制檢驗

1. 融資約束。融資約束程度是影響企業實體投資決策的關鍵因素。在不滿足完美資本市場前提假設下，投資決策和融資決策之間存在交互影響（Myers，1977；Stein，2003；Dittmar和Thakor，2007）[26-28]，尤其是信息不對稱問題和委托代理問題的存在，使得融資約束成為企業投資行為的限制條件（Hubbard等，1998）[29]。在我國，較高的融資約束程度是企業降低實體投資水平的主要原因（韓珣和李建軍，2020）[30]，金融資產可能是企業投資活動的緩沖工具，“脫實向虛”有助于企業在長期內增加資金供給來滿足實體投資的需要（杜勇等，2017）[31]。自由貿易試驗區建設可以通過增加企業獲得外部融資的機會改善這一現象。一方面，自由貿易試驗區建設通過金融制度創新促進當地金融業發展，提高信貸配置效率，使企業更容易獲得低成本的金融資源，緩解融資約束。另一方面，自由貿易試驗區建設能促進金融機構和企業的混合集聚，地理距離縮小能夠降低市場摩擦及相應的交易成本，幫助企業獲得融資（Butler和Cornaggia，2011；許和連等，2020）[32，33]。因此，自由貿易試驗區能通過緩解融資約束，增加企業實體投資所需資金，降低企業金融化的“預防性存儲”動機，從而改善“脫實向虛”問題。

本部分采用兩種方式對這一作用機制進行檢驗：其一，以實體投資為被解釋變量，檢驗自由貿易試驗區建設后的投資—現金流敏感性變化，現金流（CFL）以經營活動現金流凈額除以期初固定資產凈額（CFL1）（屈文洲等，2011）[34]或除以固定資產原值（CFL2）（曹春方等，2015）[35]來表示。其二，由于未來現金流不確定性增加所暗含的融資約束也會造成實體投資下降（Gulen和Ion，2016；Kim和Kung，2017）[17，18]，參考劉貫春等（2020）[36]，計算企業6期經營活動產生的現金流量凈額除以總資產的滑動窗口標準差，作為企業未來現金流不確定性（CFL_Uncertainty）的代理變量，采用中介效應模型檢驗以未來現金流不確定性所代表的融資約束變化情況。

表8是融資約束機制的作用結果。Panel A列示了投資—現金流敏感性變化，兩列的TREAT[×]POST[×]CFL系數均顯著為負，說明相比自由貿易試驗區建設前，試驗區建設后企業降低了投資和現金流之間的敏感性，支持緩解融資約束的作用機制。Panel B中第（3）列被解釋變量為企業未來現金流不確定性，TREAT[×]POST系數為-0.0026，且在10%的水平上顯著，說明自由貿易試驗區建設降低了未來現金流不確定性，與降低企業融資約束相對應。第（4）列TREAT[×]POST和企業未來現金流不確定性的系數均通過顯著性檢驗，證實自由貿易試驗區通過降低企業未來現金流不確定性間接助推企業實體投資水平提升。

2. 投資收益與投資風險。如果企業融資約束得以緩解，那么企業為什么選擇投資實體而非金融產品？投資風險方面，自由貿易試驗區設立可能通過降低實體投資風險絕對水平作用于企業實體投資率，但也有可能有助于降低金融投資風險絕對水平。即在組合配置實體投資和金融投資時，應衡量兩類投資的相對風險。投資收益方面，一方面，在自由貿易試驗區內推行政府管理方式由注重事先審批轉為注重事中、事后監管，建立一口受理、綜合審批和高效運作服務模式，提高了政府工作效率，降低了企業制度性交易成本，稅收優惠和財政補貼等政策紅利進一步降低了企業經營成本，提高了實體投資收益的絕對水平。另一方面，自由貿易試驗區建設通過金融創新和金融競爭降低金融產品絕對投資收益。在企業資金相對充裕的條件下，“脫實向虛”的主要原因在于資本逐利性引導，因此，縮小兩類投資收益差異能夠緩解收益錯配、提高實體投資率。由此，本文采用兩階段中介效應模型對此作用機制進行檢驗。

在投資收益方面，參考劉貫春等（2020）[36]，定義實體投資收益絕對水平（FIX_Return）為息稅前利潤去掉金融投資收益之差除以經營資產總額，經營資產總額等于運營資本、固定資產、無形資產等長期資產的凈值之和；參考張成思和張步曇（2016）[6]、Demir（2009）[8]、彭俞超等（2018）[16]，定義金融投資收益絕對水平（FIN_Return）為非金融企業的投資收益、公允價值變動損益、其他綜合收益之和除以金融資產總額，金融資產總額按照會計準則計算①（張成思和鄭寧，2020）[37]。實體投資相對收益水平（Return）以實體投資絕對收益除以金融投資絕對收益表示。

表9第（1）列檢驗了實體投資相對收益水平作用機制，TREAT[×]POST的系數未通過顯著性檢驗，說明自由貿易試驗區建設并未導致兩類投資收益水平差異出現明顯變化。第（2）列和第（3）列的聯合檢驗結果，說明自由貿易試驗區通過降低企業金融化投資收益間接助推企業實體投資水平的提升，證實了金融投資收益作用機制。第（4）列被解釋變量是實體投資絕對收益，TREAT[×]POST系數不顯著，說明自由貿易試驗區建設并未顯著改變企業進行實體投資獲得的收益，這可能是源于實體投資往往是長期性活動，收益變化相對金融投資收益變化較慢。

在投資風險方面，參考彭俞超等（2018）[16]，實體投資絕對風險水平（FIX_Risk）以實體投資絕對收益（FIX_Return）三個季度滾動標準差度量，金融投資絕對風險水平（FIN_Risk）以金融投資絕對收益（FIN_Return）三個季度滾動標準差度量，實體投資相對風險水平（Risk）采用實體投資絕對風險水平與金融投資絕對風險水平之比度量。

表10第（1）列顯示TREAT[×]POST的系數未通過顯著性檢驗，說明自由貿易試驗區建設并未導致兩類投資風險水平差異出現明顯變化。第（2）列和第（3）列的聯合檢驗結果說明自由貿易試驗區建設降低了實體投資絕對風險水平，進而提高企業實體投資率。未報告的TREAT[×]POST與FIN_Risk的系數為-0.0080，且在5%水平上顯著為負，說明試驗區建設降低了金融投資絕對風險水平，支持前文試驗區推動金融創新和金融競爭降低金融產品風險的假設，與金融收益下降相匹配，與實體投資絕對風險水平同向變動導致相對風險水平沒有明顯變化。

（五）進一步研究

一般而言，實體投資和金融化投資二者之間呈現此消彼長的態勢?，F有文獻大多支持金融化投資對實體投資的擠出效應（張成思和張步曇，2016；Orhangazi，2008；Stockhammer，2004；Seo等，2012；戚聿東和張任之，2018；Tori和Onaran，2018）[6，38-42]，也有部分文獻支持“蓄水池”效應（胡奕明等，2017；黎文靖和李茫茫，2017）[43，44]，或者發現擠出效應大于“蓄水池”效應（杜勇等，2017）[31]。但實際上，對于實體投資和金融化投資規模關系的討論結果依賴融資約束的前提假設。因此，由于融資約束的緩解，金融資產和實體投資在規模上的關系尚不明確，即企業并非一定通過減少或增加金融化投資規模影響實體投資規模。

現有文獻對金融資產的定義尚存爭議，爭議集中在是否包括現金、投資性房地產、長期股權投資等資產（黃賢環等，2021）[22]。同時，根據金融資產的流動性和期限，有多種分類方式，企業對不同類別金融資產的持有動機不同、配置偏好不同。對此，本文參考杜勇等（2017）[31]、宋軍和陸旸（2015）[45]、劉貫春等（2018）[46]，定義廣義金融資產為交易性金融資產、買入返售金融資產、可供出售金融資產、發放貸款及墊款、持有至到期投資、金融衍生品、長期股權投資和投資性房地產之和；參考彭俞超等（2018）[16]，定義狹義金融資產為交易性金融資產、買入返售金融資產、可供出售金融資產、發放貸款及墊款和持有至到期投資之和。

表11是自由貿易試驗區對不同類金融資產規模的回歸結果。第（1）和（3）列廣義和狹義金融資產占總資產的比例在自由貿易試驗區設立后仍然是顯著提高的，這與前文檢驗結果并不矛盾，由于融資約束緩解，金融投資與實體投資并非呈現明確的擠出或擠入關系；同時，前文檢驗支持自由貿易試驗區推動金融創新和集聚，促進金融市場規模擴大和金融市場競爭加劇、金融工具和衍生品發展，使市場參與者比以往更容易參與相關投資，且金融產品投資風險下降，將提高企業金融資產投資規模。而第（2）列和第（4）列以金融資產增長率為被解釋變量時，廣義金融資產對應的TREAT[×]POST系數顯著為負，狹義金融資產對應系數雖然為負但未通過顯著性檢驗，說明自由貿易試驗區設立后企業雖然仍持有較高比例的金融資產，但投資傾向性有所降低。

此外，需要明確企業選擇實體投資而非金融投資的經濟后果。參考黃賢環等（2021）[22]，本部分對企業不同投資決策的業績表現進行檢驗。如表12所示，企業實體投資將顯著提升當期業績和未來業績，而金融投資不會產生這一影響，說明自由貿易試驗區建設后，企業“脫虛向實”更符合戰略發展需求，也能通過這一資產配置變化提高財務績效。

五、結論及建議

本文使用2010—2019年中國非金融業A股上市公司樣本，基于各自由貿易試驗區分批次建立的時間和公司地址及其所處地級市信息，采用多點DID模型進行分析，主要結論包括：（1）自由貿易試驗區顯著提高了企業實體投資率，經過一系列穩健性檢驗和內生性處理后結論依然穩??；（2）緩解融資約束、降低金融化投資絕對收益水平、降低實體投資絕對風險水平是自由貿易試驗區提升企業實體投資率的中介路徑，證明了自由貿易試驗區的管理方式和服務模式降低了制度性交易成本和經營成本，直接作用于實體投資風險和收益，也間接證明自由貿易試驗區推動金融創新和金融業競爭改變了金融投資的風險和收益；（3）區分不同類別的金融資產回歸結果顯示，廣義和狹義金融資產占總資產的比例在自由貿易試驗區設立后仍然顯著提高，但增長率為負，說明自由貿易試驗區改善金融環境、增加了金融產品規模和差異化供給，在企業融資約束緩解后，金融投資與實體投資并非呈現明確的擠出或擠入關系，但整體上降低了企業的金融投資傾向。

為進一步完善自由貿易試驗區相關制度，也為微觀企業更好從區域性宏觀制度重構中獲益，本文提出以下幾點政策建議：

第一，建設“有為政府”并強化市場機制。自由貿易試驗區制度作為一項公共產品，其運行成敗的關鍵在于“有為政府”轉變政府職能以適應經濟體制改革的需要?，F有舉措意在減少政府對市場活動的直接干預，為企業等市場主體提供公平競爭的營商環境，降低制度性交易成本，重構政府與市場的邊界。因此，自由貿易試驗區建設應配合各區域自然稟賦和產業基礎，摒棄盲目執行非效率政策，破除行政壟斷和資本壟斷，持續推動市場發揮資源配置作用，合力促進實體經濟發展。

第二，加大金融創新力度滿足企業發展需要。金融領域開放創新是現代高端產業發展的必要條件，也是衡量自由貿易試驗區更高水平的重要標志，但金融發展可能客觀上潛藏著吸收企業資金背離實體經濟的傾向，為防止此類現象，應增加企業實體投資的機會，提高企業實體投資的意愿，即金融發展需與實體經濟需求相匹配，比如提高民營企業信貸資源配置效率，使金融發展更好支持實體經濟。

第三，改變企業決策和行為獲取政策收益。自由貿易試驗區作為一項區域性經濟政策，一定程度上改變了企業所處市場環境和所能利用掌握的關鍵資源，企業應加強公司治理、避免短期投機獲利，以建立長期的戰略發展優勢和核心競爭力為目標，充分把握機會和機遇。一方面，嘗試減少對信貸融資的依賴。特別是民營高科技企業，應破除信貸融資路徑依賴，通過展示自身盈利能力和發展前景來獲取足額融資，負面清單的推廣亦有助于企業調整杠桿。另一方面，注意實體投資和金融投資的規模和配比。實體投資更有助于企業維持市場份額和市場地位，實現企業盈余持續性和高質量發展。但也需要注意到，金融投資也存在風險規避的功能，特別是自由貿易試驗區背景下的國際資本流動與系統風險傳染，對不確定外部沖擊下的企業風險控制提出了新的要求?？傮w而言，面對更為開放發展環境的企業，既要抓住外延增長機遇，也要注重風險把控。

注：

①2018年新企業會計準則發布，針對金融資產的會計處理發生了較大變更。因此，本文對于2018年以前的金融資產，計算貨幣資金、持有至到期投資、交易性金融資產、投資性房地產、可供出售金融資產、應收股利、應收利息之和；對于2018年及以后的金融資產，計算貨幣資金、交易性金融資產、投資性房地產、應收股利、應收利息、債權投資、其他債權投資、其他權益工具投資、其他非流動性金融資產之和。

②表12控制變量中去掉原本的ROA，并改用OLS模型控制年度、行業和城市的固定效應，仍在公司層面聚類。

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