貸款利率市場(chǎng)化改革能提高企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性嗎？

摘" "要：基于我國(guó)利率市場(chǎng)化改革的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，考察資本要素市場(chǎng)管制放松后會(huì)計(jì)信息信號(hào)傳遞功能的變化及影響路徑。研究發(fā)現(xiàn)，2004年貸款利率上限和2013年貸款利率下限放開后，企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平顯著提高。并且，2004年貸款利率上限放開后，民營(yíng)企業(yè)基于獲取銀行貸款動(dòng)機(jī)而更顯著地提高了其會(huì)計(jì)穩(wěn)健性；2013年貸款利率下限放開后，國(guó)有企業(yè)基于降低融資成本動(dòng)機(jī)而更顯著地提高了其會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。異質(zhì)性分析顯示，貸款利率上下限放開對(duì)民營(yíng)和國(guó)有企業(yè)的影響，均在企業(yè)成長(zhǎng)性較高、多元化程度較低時(shí)更為明顯?；诮?jīng)濟(jì)效應(yīng)的研究表明，2004年貸款利率上限放開后，民營(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平提高，獲得的銀行短期貸款更多；而2013年貸款利率下限放開后，國(guó)有企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平提高，銀行貸款成本顯著降低。研究證實(shí)了利率政策、會(huì)計(jì)信息與企業(yè)行為間的相互影響，豐富了對(duì)我國(guó)利率市場(chǎng)化改革經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的認(rèn)識(shí)。

關(guān)鍵詞：金融市場(chǎng)改革；貸款利率市場(chǎng)化；會(huì)計(jì)穩(wěn)健性；銀行貸款

中圖分類號(hào)：F830.5" 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A" 文章編號(hào)：1674-2265（2024）11-0016-12

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2024.11.002

一、引言

利率市場(chǎng)化改革是中國(guó)金融市場(chǎng)改革的核心內(nèi)容之一，其目的是逐步建立由市場(chǎng)供求決定的金融機(jī)構(gòu)利率形成機(jī)制，通過貨幣政策工具，來調(diào)控和引導(dǎo)市場(chǎng)利率，使市場(chǎng)機(jī)制在金融資源配置中發(fā)揮主導(dǎo)作用，并以此促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展（劉莉亞等，2017）[1]。自1996年6月1日放開銀行間同業(yè)拆借利率開始，中國(guó)人民銀行先后多次通過擴(kuò)大貸款利率的浮動(dòng)空間來推進(jìn)貸款利率的市場(chǎng)化進(jìn)程。其中，標(biāo)志性的兩項(xiàng)事件分別為2004年10月中國(guó)人民銀行取消金融機(jī)構(gòu)人民幣貸款利率上限管制和2013年7月取消金融機(jī)構(gòu)人民幣貸款利率下限管制。至此，我國(guó)銀行業(yè)貸款利率的市場(chǎng)化改革基本完成。

針對(duì)我國(guó)利率市場(chǎng)化改革這一重要事件，諸多學(xué)者開展了充分的討論。早期研究發(fā)現(xiàn)，利率市場(chǎng)化有助于緩解企業(yè)融資約束（王東靜和張祥建，2007；王嘉鑫等，2020）[2，3]，抑制企業(yè)非效率投資（楊箏等，2017）[4]；近期研究進(jìn)一步表明，貸款利率上限和下限放開會(huì)對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)公司商業(yè)信用產(chǎn)生影響（陳勝藍(lán)和馬慧，2018）[5]，還有助于過度負(fù)債企業(yè)杠桿水平的降低（鄭曼妮等，2018）[6]；此外，也有研究顯示公司債務(wù)融資成本也會(huì)隨著利率市場(chǎng)化而降低（張偉華等，2018）[7]。諸多文獻(xiàn)從融資約束、投資決策、商業(yè)信用和融資成本等方面探究了利率市場(chǎng)化改革對(duì)公司經(jīng)營(yíng)的影響，其中部分文獻(xiàn)將企業(yè)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量視為關(guān)鍵作用路徑展開分析（馬黎珺等，2022）[8]，但對(duì)于利率市場(chǎng)化改革在企業(yè)層面信息溢出效應(yīng)的直接探討仍然較少，且鮮有研究從會(huì)計(jì)穩(wěn)健性視角出發(fā)探討利率市場(chǎng)化改革對(duì)企業(yè)信息披露的影響，對(duì)其機(jī)制路徑的挖掘和異質(zhì)性差異的探索也有待補(bǔ)充完善。

會(huì)計(jì)穩(wěn)健性指企業(yè)在處理不確定的經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)時(shí)應(yīng)持的謹(jǐn)慎態(tài)度，表現(xiàn)為會(huì)計(jì)在公司收益和損失確認(rèn)上的非對(duì)稱性，即寧可低估凈收益或凈資產(chǎn)，也不愿高估凈收益或凈資產(chǎn)（Basu，1977）[9]。過去三十年間企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性程度不斷提高（Watts ，2003）[10]，作為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的重要特征，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性受到學(xué)術(shù)界的廣泛討論。綜合現(xiàn)有文獻(xiàn)，影響會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的因素主要包括股權(quán)結(jié)構(gòu)、銀行借款、董事會(huì)特征和審計(jì)質(zhì)量等（Ramalingegowda和Yu，2012；Aier等，2014；Lara等，2009；梁上坤等，2018；劉峰和周福源，2007）[11-15]?？梢钥闯?，大多探索集中于企業(yè)微觀層面，從宏觀層面探究企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性影響因素的研究較少，僅有部分文獻(xiàn)結(jié)合股票發(fā)行制度改革（林志偉和肖逸靈，2024）[16]、證券交易所問詢函（石昕等，2021）[17]等直接涉及資本市場(chǎng)信息披露的制度改革和監(jiān)管規(guī)制開展分析。

利率作為資金價(jià)格，在引導(dǎo)資金流向和優(yōu)化資源配置方面發(fā)揮著重要作用，過度的利率管制不僅會(huì)造成信貸資金錯(cuò)配，也有損利率相關(guān)的市場(chǎng)調(diào)節(jié)機(jī)制與信號(hào)傳遞渠道（楊箏等，2017）[4]。企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是債務(wù)市場(chǎng)中的重要信號(hào)，在嚴(yán)格的貸款利率管制下，其降低債務(wù)契約成本、減少借貸雙方信息不對(duì)稱及促進(jìn)債務(wù)契約達(dá)成的作用均無(wú)法充分發(fā)揮，同時(shí)也會(huì)嚴(yán)重削弱銀行等金融機(jī)構(gòu)對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)信號(hào)的關(guān)注和重視（鄢翔和耀友福，2020）[18]。而利率市場(chǎng)化通過引入市場(chǎng)調(diào)節(jié)機(jī)制，能夠強(qiáng)化會(huì)計(jì)穩(wěn)健性應(yīng)有的信號(hào)作用，進(jìn)而改善債務(wù)市場(chǎng)的資源配置效率?；?004年和2013年我國(guó)貸款利率上下限放開的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，本文對(duì)貸款利率市場(chǎng)化改革如何影響企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性進(jìn)行了考察。研究發(fā)現(xiàn)，2004年貸款利率上限放開和2013年貸款利率下限放開，均提高了企業(yè)利用會(huì)計(jì)信息發(fā)送信號(hào)的收益，并由此促進(jìn)了企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平的提升。而且，相比于國(guó)有企業(yè)，2004年貸款利率上限放開后，民營(yíng)企業(yè)獲取銀行貸款的動(dòng)機(jī)更顯著地提高了其會(huì)計(jì)穩(wěn)健性；相比于民營(yíng)企業(yè)，2013年貸款利率下限放開后，國(guó)有企業(yè)降低貸款成本的動(dòng)機(jī)更顯著地提高了其會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。進(jìn)一步分析顯示，當(dāng)企業(yè)成長(zhǎng)性越高和多元化經(jīng)營(yíng)程度越低時(shí)，貸款利率市場(chǎng)化改革對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提升作用更明顯，這表明利率市場(chǎng)化后，銀行能夠更好地識(shí)別企業(yè)發(fā)展?jié)摿Γ瑑?nèi)部融資渠道較少的企業(yè)更傾向于提高自身信息質(zhì)量來獲取銀行貸款。經(jīng)濟(jì)后果檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，2004年貸款利率上限放開后，民營(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平越高，其獲得的銀行短期貸款越多；而2013年貸款利率下限放開后，國(guó)有企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平越高，其貸款成本顯著降低。

本文的研究貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下幾方面。首先，區(qū)別于以往利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)融資約束、投資效率、資本結(jié)構(gòu)以及商業(yè)信用影響的研究，本文借助放松利率管制這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，在較好控制內(nèi)生性問題的基礎(chǔ)上，實(shí)證檢驗(yàn)了利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的積極作用，豐富了利率市場(chǎng)化影響后果的研究，為金融市場(chǎng)改革影響企業(yè)微觀行為的研究提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。其次，拓展了企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性影響因素的研究視角，以往研究指出會(huì)計(jì)穩(wěn)健性主要受外部法律環(huán)境、資本市場(chǎng)發(fā)展程度以及投資者保護(hù)等因素影響，而本文考察了宏觀層面的利率政策對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的促進(jìn)作用，從宏觀層面豐富相關(guān)研究，深化了對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性變化的理解。再次，本文結(jié)論在一定程度上豐富了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與會(huì)計(jì)信息需求關(guān)系的研究，在以往產(chǎn)權(quán)性質(zhì)影響企業(yè)會(huì)計(jì)信息需求的基礎(chǔ)上（Chen等，2010）[19]，本文從獲取銀行貸款與降低貸款成本兩方面，探討了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)在貸款情景中對(duì)于會(huì)計(jì)信息的披露動(dòng)機(jī)和需求，為此類研究提供了新的探索角度。最后，本文以利率市場(chǎng)化為切入點(diǎn)探究金融市場(chǎng)改革的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，為促進(jìn)市場(chǎng)在資源配置中起決定性作用提供了理論依據(jù)，對(duì)于持續(xù)深化放管服、推進(jìn)金融體制市場(chǎng)化具有一定的政策啟示。

二、理論分析與研究假說

利率市場(chǎng)化是指資金的價(jià)格（利率）由金融市場(chǎng)的供求決定，即金融機(jī)構(gòu)根據(jù)金融市場(chǎng)中資金的供求及其對(duì)市場(chǎng)的預(yù)期自主調(diào)節(jié)利率水平，形成以中央銀行基準(zhǔn)利率為基礎(chǔ)，由市場(chǎng)資金供求決定金融機(jī)構(gòu)存貸款利率的市場(chǎng)利率體系和利率形成機(jī)制（邱兆祥等，2013）20]。當(dāng)前，我國(guó)金融市場(chǎng)發(fā)展的模式是以銀行為主導(dǎo)的間接融資體系，銀行信貸是實(shí)體企業(yè)最主要的融資來源（江春等，2023）[21]。但由于我國(guó)金融市場(chǎng)尚未完全實(shí)現(xiàn)市場(chǎng)化，實(shí)踐中信貸資源配置的非競(jìng)爭(zhēng)中性現(xiàn)象與金融信貸錯(cuò)配問題仍然存在（葉康濤和祝繼高，2009）[22]，這不僅會(huì)降低資本定價(jià)有效性，而且不利于資本有效配置。貸款利率市場(chǎng)化作為經(jīng)濟(jì)金融領(lǐng)域核心的改革之一，是利率市場(chǎng)化改革進(jìn)程中的“先行軍”，直接影響銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，也深刻影響著實(shí)體經(jīng)濟(jì)的投融資活動(dòng)與經(jīng)營(yíng)管理行為（孫志紅和劉炳榮，2022）[23]，并呈現(xiàn)在企業(yè)財(cái)務(wù)與會(huì)計(jì)行為特征上。

金融抑制理論與金融深化理論認(rèn)為利率管制會(huì)降低金融市場(chǎng)資源配置效率，削弱利率價(jià)格的有效性，使利率價(jià)格偏低，利率水平不能反映資金的稀缺性、偏離市場(chǎng)均衡（Shaw，1973）[24]。在非中性的資本市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境下，大量廉價(jià)的金融資源流入國(guó)有企業(yè)，引起過度投資現(xiàn)象；與此同時(shí)，信貸錯(cuò)配的存在又使大量?jī)?yōu)質(zhì)民營(yíng)企業(yè)可能被排除在信貸市場(chǎng)之外（Cull，2015）[25]，導(dǎo)致有效投資不足。因此，利率管制不僅制約了銀行的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，使其無(wú)法根據(jù)借款企業(yè)的個(gè)體風(fēng)險(xiǎn)水平自主調(diào)整利率，進(jìn)而呈現(xiàn)出對(duì)大型企業(yè)、國(guó)有企業(yè)貸款的規(guī)模競(jìng)爭(zhēng)（戰(zhàn)明華等，2013）[26]，引發(fā)信貸資源配置扭曲；也限制了信貸市場(chǎng)信號(hào)機(jī)制作用的發(fā)揮，使銀行缺少根據(jù)會(huì)計(jì)信息來識(shí)別借款企業(yè)財(cái)務(wù)狀況和風(fēng)險(xiǎn)水平的動(dòng)力，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)不重視財(cái)務(wù)信息質(zhì)量，弱化其利用會(huì)計(jì)信息向銀行發(fā)送信號(hào)的動(dòng)機(jī)。而利率市場(chǎng)化改革的實(shí)行能夠有效緩解信貸市場(chǎng)資源的錯(cuò)配與市場(chǎng)調(diào)節(jié)機(jī)制的缺失，促進(jìn)企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提高。

對(duì)于銀行而言，貸款利率管制放松通過引入市場(chǎng)調(diào)節(jié)機(jī)制，提高了銀行經(jīng)營(yíng)效率，給予銀行更多的貸款定價(jià)權(quán)，使商業(yè)銀行可以根據(jù)資金成本、客戶價(jià)值、風(fēng)險(xiǎn)程度及目標(biāo)利潤(rùn)進(jìn)行自主定價(jià)（王東靜和張祥健，2007）[2]。因此，銀行在與企業(yè)簽訂債務(wù)契約的過程中會(huì)更加關(guān)注企業(yè)財(cái)務(wù)信息，提高對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)信息的鑒別能力和搜集企業(yè)會(huì)計(jì)信號(hào)的動(dòng)機(jī)，而非依賴于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)決定信貸分配。

對(duì)于企業(yè)而言，貸款利率市場(chǎng)化則提高了穩(wěn)健性會(huì)計(jì)的實(shí)施意愿。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是債務(wù)市場(chǎng)上重要的信號(hào)特征，有助于滿足企業(yè)債權(quán)人對(duì)會(huì)計(jì)報(bào)告的可靠性要求。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性通過及時(shí)確認(rèn)損失，推遲確認(rèn)收入，減少了企業(yè)高估凈利潤(rùn)的可能，使債權(quán)人更充分地了解企業(yè)的可能損失（劉柏和琚濤，2020）[27]。而且，由于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)收益的確認(rèn)采取更謹(jǐn)慎的態(tài)度，因此，增加了企業(yè)報(bào)告盈利狀況的可信性，緩解了企業(yè)與債權(quán)人之間的信息不對(duì)稱程度，銀行等債權(quán)人可以通過篩選和識(shí)別穩(wěn)健的會(huì)計(jì)信息保護(hù)自己的利益。此外，因減少列報(bào)的企業(yè)凈資產(chǎn)，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性還能減少企業(yè)向股東發(fā)放過多股利的可能，進(jìn)而緩解債權(quán)人與股東之間的利益沖突，促使債權(quán)人提供更低利率的貸款（Beaver和Ryan，2005）[28]；因更保守地估計(jì)利潤(rùn)，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性也能夠削弱管理層操縱和高估企業(yè)利潤(rùn)的能力、抑制其掏空企業(yè)的行為，進(jìn)而有助于債權(quán)人對(duì)企業(yè)進(jìn)行監(jiān)督和管理以制約管理者的自利行為，使債權(quán)人更愿意提供借款，降低公司的債務(wù)成本（鄭登津和閆天一，2016）[29]，促進(jìn)企業(yè)與銀行之間債務(wù)契約的簽訂。

綜上，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是銀行貸款市場(chǎng)上重要的信號(hào)機(jī)制和契約交易機(jī)制，能夠降低企業(yè)和銀行之間的事前搜尋成本、事中談判成本及事后監(jiān)督成本，促進(jìn)債務(wù)契約的達(dá)成。貸款利率市場(chǎng)化改革會(huì)提升信貸關(guān)系中銀行對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)信息的關(guān)注，增強(qiáng)企業(yè)對(duì)自身會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的重視程度，進(jìn)而推動(dòng)企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提升。由此，提出如下研究假說：

假說1：貸款利率市場(chǎng)化改革有助于提高企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。

2004年貸款利率上限放開后，金融機(jī)構(gòu)可依據(jù)商業(yè)原則自行決定向企業(yè)發(fā)放貸款的利率水平，高風(fēng)險(xiǎn)的貸款市場(chǎng)得到開放，市場(chǎng)調(diào)節(jié)機(jī)制開始發(fā)揮作用。已有研究認(rèn)為，貸款利率限制的放松增大了銀行議價(jià)空間，銀行獲得了貸款的自主定價(jià)權(quán)，能夠根據(jù)企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)、盈利狀況決定貸款利率（García Lara等，2016）[30]，銀行會(huì)更加注重鑒別貸款市場(chǎng)上企業(yè)發(fā)送的信號(hào)，此時(shí)更加積極、更需資金周轉(zhuǎn)的民營(yíng)企業(yè)更易得到關(guān)注。就企業(yè)而言，貸款利率上限的放開增加了企業(yè)貸款的可得性，提高了企業(yè)通過提高會(huì)計(jì)穩(wěn)健性向銀行發(fā)送信號(hào)的動(dòng)機(jī)。尤其是獲取信貸資源難度相對(duì)較大的民營(yíng)企業(yè)，為了獲得貸款，有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)提高自身的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，向債權(quán)人發(fā)送穩(wěn)健的會(huì)計(jì)信號(hào)，以吸引銀行放貸，縮減信號(hào)接收方銀行的事前搜尋和鑒別成本，促成債務(wù)契約，緩解自身融資約束。

2013年貸款利率下限的放開主要為企業(yè)降低融資成本提供了機(jī)會(huì)。貸款利率下限放開后，銀行間的競(jìng)爭(zhēng)程度提高，為爭(zhēng)取并擴(kuò)大市場(chǎng)份額，銀行會(huì)更加主動(dòng)地識(shí)別低風(fēng)險(xiǎn)、財(cái)務(wù)穩(wěn)健的企業(yè)（李四海等，2015）[31]，并向其發(fā)放貸款。對(duì)于公司而言，也有動(dòng)機(jī)主動(dòng)提升會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，以獲得更優(yōu)惠的借款合約。尤其是對(duì)于國(guó)有企業(yè)而言，因其銀行貸款的可得性更高，可以通過發(fā)出會(huì)計(jì)穩(wěn)健的信號(hào)吸引更多銀行參與債務(wù)契約競(jìng)爭(zhēng)，從而進(jìn)一步壓低貸款利率，降低融資成本?；谝陨戏治?，本文提出如下研究假說：

假說2：貸款利率上限放開后，企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平提高，且民營(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性提高的程度更明顯。

假說3：貸款利率下限放開后，企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平提高，且國(guó)有企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性提高的程度更明顯。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

為考察貸款利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響，本文以2004年貸款利率上限放開和2013年貸款利率下限放開為政策時(shí)間點(diǎn)，分別選取了政策前后三年的上市公司數(shù)據(jù)作為研究樣本，并剔除了政策實(shí)施當(dāng)年的上市公司數(shù)據(jù)。本文對(duì)初始研究數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理：（1）剔除金融業(yè)上市公司；（2）剔除變量缺失的樣本；（3）剔除研究期間被ST、*ST的上市公司樣本。本文研究數(shù)據(jù)主要來自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。為緩解潛在異常值的影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量上下兩端各1%的觀測(cè)值進(jìn)行了縮尾處理。

（二）模型設(shè)計(jì)和變量定義

構(gòu)造模型（1）和模型（2）分別檢驗(yàn)貸款利率上限放開和貸款利率下限放開對(duì)上市企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響。模型（1）的數(shù)據(jù)期間為2001—2007年，模型（2）的數(shù)據(jù)期間為2010—2016年。

[Cscore=β0+β1Year_dummy2004×Priv+β2Priv+β3Year_dummy2004+β4Size+β5Lev+β6ROA+β7MTB+β8Share1 +β9Age+YEAR+FIRM+ε] （1）

[Cscore=β0+β1Year_dummy2013×SOE+β2SOE+β3Year_dummy2013+β4Size+β5Lev+β6ROA+β7MTB+β8Share1+β9Age+YEAR+FIRM+ε] （2）

其中，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性[Cscore]借鑒Khan和Watts（2009）[32]的研究方法，使用擴(kuò)展后的Basu模型來計(jì)算，其數(shù)值越大表示企業(yè)會(huì)計(jì)信息越穩(wěn)健。

[EPSt/Pt-1=β0+ +β1Sizet+β2MBt+β3Levt+Dt+Rt+Dt×Rt+εt]" " " （3）

上式中，[Size]為總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)；[MB]為權(quán)益的市場(chǎng)價(jià)值與賬面價(jià)值的比率；[Lev]為債務(wù)權(quán)益比率；[R]為市場(chǎng)調(diào)整的年個(gè)股回報(bào)率；[D]為虛擬變量，當(dāng)[Rlt;0]時(shí)，[D=1]，當(dāng)[R＞0]時(shí)，[D=0]。對(duì)模型（3）進(jìn)行回歸，獲得回歸系數(shù)后，代入模型（4）計(jì)算穩(wěn)健性指標(biāo)。

[Cscore=φ0+ +φ1Size+φ2MB+φ3Lev]" "（4）

此外，模型（1）和模型（2）中[Year_dummy2004]為貸款利率上限放開虛擬變量，貸款利率上限放開后時(shí)間段（2005—2007年）取值為1，否則為0。[Year_dummy2013]為貸款利率下限放開虛擬變量，貸款利率下限放開后時(shí)間段（2014—2016年）取值為1，否則為0。模型（1）中[Priv]為民營(yíng)企業(yè)虛擬變量，當(dāng)樣本為民營(yíng)企業(yè)時(shí)，[Priv]取值為1，否則為0；模型（2）中[SOE]為國(guó)有企業(yè)虛擬變量，當(dāng)樣本為國(guó)有企業(yè)時(shí)，[SOE]取值為1，否則為0。

其他控制變量包括企業(yè)規(guī)模（Size）、公司負(fù)債率（Lev）、公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)（ROA）、企業(yè)成長(zhǎng)性（MTB），企業(yè)上市年限（Age）、第一大股東持股比例（Share1）。為避免年度宏觀因素及公司不可觀測(cè)因素可能對(duì)結(jié)論產(chǎn)生的影響，模型納入了年度固定效應(yīng)和公司固定效應(yīng)。具體變量定義見表1。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。Panel A展示了貸款利率上限放開前后三年間的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，其中會(huì)計(jì)穩(wěn)健性（Cscore）的均值為0.017，與已有研究一致，民營(yíng)企業(yè)（Priv）的均值為0.263，表明該期間樣本中有約26.3%的企業(yè)為民營(yíng)企業(yè)。Panel B報(bào)告了貸款利率下限放開前后三年的描述性統(tǒng)計(jì)，其中會(huì)計(jì)穩(wěn)健性（Cscore）的均值為0.018，中值為0.013，與上一研究期間相比略有提升，國(guó)有企業(yè)（SOE）的均值為0.458，表明該期間樣本中國(guó)有企業(yè)占比約為45.8%。

（二）貸款利率市場(chǎng)化與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性

表3報(bào)告了模型（1）和模型（2）的回歸結(jié)果。第（1）列結(jié)果顯示，貸款利率上限放開（Year_dummy2004）的系數(shù)為0.178，在1%的水平上顯著，表明2004年貸款利率上限放開后，企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平顯著提高。在第（3）列回歸結(jié)果中，貸款利率下限放開（Year_dummy2013）系數(shù)為0.031，在1%的水平上顯著，說明2013年貸款利率下限放開后，企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平也得到了顯著提升，由此驗(yàn)證假說H1。

表3第（2）列和第（4）列進(jìn)一步檢驗(yàn)了利率市場(chǎng)化對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響在國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)中的差異。第（2）列回歸結(jié)果顯示，交乘項(xiàng)（Year_dummy2004×Priv）的系數(shù)為0.019，在1%水平上顯著，表明2004年貸款利率上限放開后，相比于國(guó)有企業(yè)，民營(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性得到了更明顯的提高。當(dāng)貸款利率上限放開后，民營(yíng)企業(yè)更有動(dòng)機(jī)通過會(huì)計(jì)信息向銀行發(fā)送信號(hào)，以獲取銀行貸款，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性由此提高。第（4）列的回歸結(jié)果中，交乘項(xiàng)（Year_dummy2013×SOE）的系數(shù)為0.003，在5%的水平上顯著，說明2013年貸款利率下限放開后，相比于民營(yíng)企業(yè)，國(guó)有企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平提高得更明顯。即當(dāng)貸款利率下限放開后，國(guó)有企業(yè)更有動(dòng)機(jī)通過穩(wěn)健的會(huì)計(jì)向銀行傳遞信號(hào)，以降低銀行貸款的成本。

（三）公司成長(zhǎng)性的異質(zhì)性影響

貸款利率市場(chǎng)化改革對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響可能因公司成長(zhǎng)性差異而不同。從企業(yè)角度來看，高成長(zhǎng)性民營(yíng)企業(yè)具有更強(qiáng)烈的外部資金需求，利率上限放開使民營(yíng)企業(yè)有機(jī)會(huì)以較高的貸款成本借入急需的資金，企業(yè)提供穩(wěn)健性會(huì)計(jì)的動(dòng)機(jī)增強(qiáng)（宣揚(yáng)等，2022）[33]；高成長(zhǎng)性國(guó)有企業(yè)的貸款需求較大且財(cái)務(wù)費(fèi)用較高，利率下限放開有助于國(guó)有企業(yè)憑借更高的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性吸引銀行競(jìng)爭(zhēng)，降低貸款成本。而從銀行角度來看，高成長(zhǎng)性企業(yè)在收入確認(rèn)更加嚴(yán)格的情況下還能維持可觀的收入增長(zhǎng)率，更能證明未來的還款能力，從而愿意提供更多借款或降低借款成本。因此，前述結(jié)論在成長(zhǎng)性更高的企業(yè)中應(yīng)更為明顯。 表4列示了利率市場(chǎng)化對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響在不同成長(zhǎng)性公司中的差異。以總資產(chǎn)增長(zhǎng)率衡量公司成長(zhǎng)性，當(dāng)企業(yè)總資產(chǎn)增長(zhǎng)率高于樣本中位數(shù)時(shí)，為高成長(zhǎng)性企業(yè)樣本組，否則為低成長(zhǎng)性企業(yè)樣本組。第（1）列和第（2）列貸款利率上限放開的回歸結(jié)果顯示，在高成長(zhǎng)性樣本組，交乘項(xiàng)（Year_dummy2004×Priv）的系數(shù)顯著為正，而在低成長(zhǎng)性樣本組，回歸系數(shù)不顯著。由此表明，貸款利率上限放開對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提高作用主要存在于高成長(zhǎng)性的民營(yíng)企業(yè)。第（3）列和第（4）列報(bào)告了貸款利率下限放開的回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，交乘項(xiàng)（Year_dummy2013×SOE）在高成長(zhǎng)性樣本組的回歸系數(shù)顯著為正，而在低成長(zhǎng)性樣本組不顯著。由此說明，貸款利率下限放開對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提高作用主要存在于成長(zhǎng)性較高的國(guó)有企業(yè)。

（四）企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)的異質(zhì)性影響

貸款利率市場(chǎng)化改革對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響還可能因企業(yè)多元化程度的不同而有差異。企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)能夠降低經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)并構(gòu)建內(nèi)部資本市場(chǎng)（Gopalan等，2007）[34]，便利內(nèi)部的資金調(diào)配和運(yùn)作，由此降低外部融資需求和融資成本?；谌谫Y意愿及融資成本的視角，當(dāng)企業(yè)多元化程度較低時(shí)，其經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)的增加和內(nèi)源融資渠道的缺乏使得企業(yè)具有更為強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)提升會(huì)計(jì)穩(wěn)健性以傳播“信號(hào)效應(yīng)”，進(jìn)而獲得更多融資并降低融資成本。因此，前述結(jié)論在多元化程度較低的企業(yè)中應(yīng)更為明顯。 表5進(jìn)一步考察了利率市場(chǎng)化對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響在不同多元化程度公司中的差異。我們以業(yè)務(wù)收入的赫芬達(dá)爾指數(shù)衡量公司多元化經(jīng)營(yíng)程度，若公司業(yè)務(wù)收入赫芬達(dá)爾指數(shù)高于樣本中位數(shù)，為低多元化程度企業(yè)樣本組，否則為高多元化程度企業(yè)樣本組。第（1）列和第（2）列報(bào)告了貸款利率上限放開的回歸結(jié)果。交乘項(xiàng)（Year_dummy2004×Priv）在多元化程度高樣本組的回歸系數(shù)小于多元化程度低樣本組的回歸系數(shù)，且通過組間系數(shù)檢驗(yàn)，該差異在統(tǒng)計(jì)學(xué)上具有顯著特征，表明貸款利率上限放開更顯著地提高了多元化程度低的民營(yíng)企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。第（3）列和第（4）列為貸款利率下限放開的回歸結(jié)果，在多元化程度高的樣本組，交乘項(xiàng)（Year_dummy2013×SOE）的系數(shù)不顯著，而在多元化程度低的樣本組，系數(shù)顯著為正。該回歸結(jié)果證實(shí)，貸款利率下限放開對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提高作用對(duì)于多元化程度低的國(guó)有企業(yè)更明顯。

五、進(jìn)一步分析

前述研究表明，貸款利率上限放開和利率下限放開均能提高企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，但作用路徑有所不同。2004年貸款利率上限放開后，民營(yíng)企業(yè)通過提高會(huì)計(jì)穩(wěn)健性向銀行發(fā)送信號(hào)，以便于債務(wù)契約的達(dá)成，獲取銀行貸款；2013年貸款利率下限放開后，國(guó)有企業(yè)利用會(huì)計(jì)穩(wěn)健性同樣向銀行發(fā)送信號(hào)，但更多是為了吸引銀行競(jìng)爭(zhēng)，壓低貸款成本?；诖?，本文結(jié)合企業(yè)產(chǎn)權(quán)特征對(duì)前述效應(yīng)的經(jīng)濟(jì)后果展開進(jìn)一步探討。

表6列示了2004年貸款利率上限放開的檢驗(yàn)結(jié)果。企業(yè)短期貸款（Sloan）用公司短期借款與總資產(chǎn)的比值衡量；企業(yè)銀行總貸款（Tloan）為公司短期借款與長(zhǎng)期借款之和與總資產(chǎn)的比值；公司債務(wù)融資成本（Cost）采用債務(wù)利息支出除以企業(yè)年平均含息稅負(fù)債衡量。第（1）列與第（2）列的回歸結(jié)果顯示，對(duì)于企業(yè)短期貸款（Sloan），交乘項(xiàng)（Cscore×Year_dummy2004×Priv）的系數(shù)在5%水平顯著為正，而對(duì)于企業(yè)銀行總貸款（Tloan），該交乘項(xiàng)的系數(shù)不顯著?；貧w結(jié)果說明，2004年貸款利率上限放開后，民營(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提高使其獲得了更多銀行借款，且該效應(yīng)主要體現(xiàn)在短期借款的增加上。第（3）列的回歸結(jié)果顯示，對(duì)于公司債務(wù)融資成本（Cost），交乘項(xiàng)的系數(shù)并不顯著，表明2004年貸款利率上限放開后，民營(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提升并沒有降低其借款成本。回歸結(jié)果說明，2004年貸款利率上限放開后，民營(yíng)企業(yè)向銀行發(fā)出會(huì)計(jì)穩(wěn)健的信號(hào)，能夠降低與債權(quán)人的信息不對(duì)稱，有助于增加銀行貸款，但對(duì)降低貸款成本沒有影響。進(jìn)一步分析，企業(yè)獲取的貸款主要集中于短期貸款的原因可能是，利率上限放開導(dǎo)致的銀行競(jìng)爭(zhēng)加劇促使銀行縮短貸款期限來降低代理問題（馬君潞等，2013；劉自強(qiáng)和封秋碩，2023）[35，36]，且競(jìng)爭(zhēng)可能會(huì)引起銀行系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的提升（王道平，2016）[37]，從而使得銀行傾向采用能夠快速重新修訂契約及篩選客戶的短期模式提升自身的競(jìng)爭(zhēng)力及收益。

表7列示了貸款利率下限放開的檢驗(yàn)結(jié)果。第（1）列與第（2）列的回歸結(jié)果顯示，交乘項(xiàng)（Cscore×Year_dummy2013×SOE）的系數(shù)均不顯著，表明2013年貸款利率下限放開后，國(guó)有企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提高并未使其獲得更多銀行借款。第（3）列的回歸結(jié)果顯示，交乘項(xiàng)的系數(shù)為-5.163，在10%水平上顯著，說明2013年貸款利率下限放開后，國(guó)有企業(yè)提高會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，有助于進(jìn)一步降低債務(wù)融資成本。結(jié)合回歸結(jié)果分析，2013年貸款利率下限放開后，國(guó)有企業(yè)向銀行發(fā)出會(huì)計(jì)穩(wěn)健的信號(hào)主要是為了降低貸款成本，而非提高貸款額度。

上述檢驗(yàn)進(jìn)一步支持了本文結(jié)論，即利率管制放松強(qiáng)化了企業(yè)利用會(huì)計(jì)信息發(fā)送信號(hào)的動(dòng)機(jī)，由此導(dǎo)致企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性提高。而且，2004年貸款利率上限放開后，民營(yíng)企業(yè)提高會(huì)計(jì)穩(wěn)健性有助于獲取更多銀行貸款；2013年貸款利率下限放開后，國(guó)有企業(yè)提高會(huì)計(jì)穩(wěn)健性則更有助于降低債務(wù)融資成本。

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）擴(kuò)展樣本區(qū)間

只分析政策前后三年的數(shù)據(jù)，可能存在特定年份的影響導(dǎo)致的誤差。本文補(bǔ)充政策前后4年及5年的數(shù)據(jù)，驗(yàn)證企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)貸款利率市場(chǎng)化的反應(yīng)。如表8所示，在不同的時(shí)間區(qū)間下，交乘項(xiàng)（Year_dummy2004×Priv）以及交乘項(xiàng)（Year_dummy2013×SOE）的系數(shù)依舊顯著為正，證明貸款利率上限和下限放開分別提升了民營(yíng)企業(yè)和國(guó)有企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。

（二）傾向得分匹配法

為緩解民營(yíng)企業(yè)和國(guó)有企業(yè)間公司特征差異對(duì)回歸結(jié)果的影響，本文分別在放開貸款利率上限和下限的回歸模型中，以所有控制變量為基準(zhǔn)，使用傾向得分匹配法分別對(duì)民營(yíng)企業(yè)和國(guó)有企業(yè)進(jìn)行1∶1匹配，重新進(jìn)行回歸，結(jié)果如表9所示。第（1）列顯示，交乘項(xiàng)（Year_dummy2004×Priv）的系數(shù)顯著為正，表明2004年放開貸款利率上限后，民營(yíng)企業(yè)更顯著地提高了其會(huì)計(jì)穩(wěn)健性；第（2）列顯示，交乘項(xiàng)（Year_dummy2013×SOE）的系數(shù)顯著為正，說明2013年放開貸款利率下限后，國(guó)有企業(yè)更顯著地提高了其會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。

（三）安慰劑檢驗(yàn)

為緩解分析中可能存在的不可觀測(cè)性宏觀因素對(duì)研究結(jié)論的影響，將利率市場(chǎng)化實(shí)施時(shí)間向后推一年進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，即分別以2005年及2014年為虛擬的利率管制放開年限重新進(jìn)行回歸，結(jié)果如表10所示?？梢钥吹?，將利率市場(chǎng)化政策延遲一年后，無(wú)論是貸款利率上限放開的回歸，還是貸款利率下限放開的檢驗(yàn)，回歸系數(shù)都反向顯著，從而排除了同期宏觀因素可能對(duì)本文回歸的干擾。

（四）Basu模型檢驗(yàn)

使用Basu模型對(duì)相關(guān)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。表11報(bào)告了2004年放開貸款利率上限的回歸結(jié)果，其中EPS為公司每股稅后凈利潤(rùn)，P為上期期末股票價(jià)格，R是公司年回報(bào)率，D為虛擬變量，若R為負(fù)數(shù)，取值為1，否則為0。當(dāng)交乘項(xiàng)（D×R）的回歸系數(shù)大于0時(shí)，表示會(huì)計(jì)盈余對(duì)壞消息的反應(yīng)程度超過好消息，企業(yè)會(huì)計(jì)較為穩(wěn)健。第（1）列的回歸結(jié)果顯示，交乘項(xiàng)（Year_dummy2004×D×R）的系數(shù)為0.056，在1%水平上顯著，表明2004年放開貸款利率上限后，公司整體的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平都得到提高。進(jìn)一步，第（2）和（3）列分組回歸結(jié)果顯示，交乘項(xiàng)（Year_dummy2004×D×R）在民營(yíng)企業(yè)樣本的回歸系數(shù)大于國(guó)有企業(yè)，且組間系數(shù)存在顯著差異，表明2004年放開貸款利率上限對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的促進(jìn)作用在民營(yíng)企業(yè)中更明顯。

表11報(bào)告了2013年放開貸款利率下限后Basu模型的回歸結(jié)果。第（1）列結(jié)果中，交乘項(xiàng)（Year_dummy2013×D×R）的回歸系數(shù)不顯著，第（2）和（3）列結(jié)果顯示，交乘項(xiàng)（Year_dummy2013×D×R）在民營(yíng)企業(yè)組中不顯著，但在國(guó)有企業(yè)組中顯著為正，說明2013年放開貸款利率下限后，國(guó)有企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平顯著提高。

（五）連續(xù)趨勢(shì)檢驗(yàn)

為進(jìn)一步驗(yàn)證本文結(jié)論，本文使用所有年度作為樣本，并建立模型（5）對(duì)主要結(jié)論重新進(jìn)行驗(yàn)證。結(jié)果如表13所示，交乘項(xiàng)（Year_dummy2004×SOE）的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明在全樣本區(qū)間內(nèi)，相較于國(guó)有企業(yè)，民營(yíng)企業(yè)在利率上限放開后會(huì)計(jì)穩(wěn)健性顯著得到提升；而交乘項(xiàng)（Year_dummy2013×SOE）的回歸系數(shù)顯著為正，表明在利率下限放開后，國(guó)有企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性有更明顯的提高，進(jìn)一步強(qiáng)化了本文結(jié)論。

[Csocre=β0+β1Year_dummy2004×SOE+β2Year_dummy2013×SOE+β3Year_dummy2004+β4Year_dummy2013+β5SOE+β6Size+β7Lev+β8ROA+β9MTB+β10Share1+β11Age+YEAR+FIRM+ε]" （5）

（六）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分樣本檢驗(yàn)

在前述分析中，2004年放開利率上限對(duì)融資約束嚴(yán)重、貸款利率較高的民營(yíng)企業(yè)作用更大，而2013年放開利率下限對(duì)資金相對(duì)充足、貸款利率更低的國(guó)有企業(yè)作用更顯著，從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)視角闡明了貸款利率市場(chǎng)化對(duì)于不同類型企業(yè)的影響。然而，國(guó)有企業(yè)與民營(yíng)企業(yè)間除融資約束及貸款利率外，還可能存在其他因素影響不同時(shí)期企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。為排除企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響，本文分別以2004年以及2013年企業(yè)的貸款利率中位數(shù)為基準(zhǔn)，將樣本區(qū)分為貸款利率較高組（Treat=1和Treat1=0）以及貸款利率較低組（Treat=0和Treat1=1），重新進(jìn)行回歸。

回歸結(jié)果見表14，無(wú)論是在全樣本還是單獨(dú)在國(guó)有企業(yè)或民營(yíng)企業(yè)樣本中，2004年利率上限放開時(shí)，相比于貸款利率較低組（Treat=0），貸款利率較高組（Treat=1）的企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性提升程度更加明顯；而在2013年利率下限放開時(shí)，相比于貸款利率較高組（Treat1=0），貸款利率較低組（Treat1=1）的企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性提升更顯著。這與本文論述邏輯一致，進(jìn)一步驗(yàn)證本文結(jié)論。

七、結(jié)論與啟示

借助我國(guó)貸款利率市場(chǎng)化改革的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，本文研究了對(duì)資本要素市場(chǎng)的管制放松后會(huì)計(jì)信息的信號(hào)傳遞作用。研究顯示，當(dāng)貸款利率管制放松后，企業(yè)存在利用穩(wěn)健會(huì)計(jì)向銀行發(fā)送信號(hào)的動(dòng)機(jī)，由此提高了企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。而且，相比于國(guó)有企業(yè)，2004年貸款利率上限放開后，民營(yíng)企業(yè)獲取銀行貸款的動(dòng)機(jī)更顯著地提高了其會(huì)計(jì)穩(wěn)健性；相比于民營(yíng)企業(yè)，2013年貸款利率下限放開后，國(guó)有企業(yè)降低貸款成本的動(dòng)機(jī)更顯著地提高了其會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。異質(zhì)性分析顯示，貸款利率上下限放開對(duì)民營(yíng)和國(guó)有企業(yè)的影響均在企業(yè)成長(zhǎng)性較高、多元化程度較低時(shí)更為明顯。經(jīng)濟(jì)后果檢驗(yàn)顯示，2004年貸款利率上限放開后，民營(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平提高，其獲得的銀行短期貸款增多；而2013年貸款利率下限放開后，國(guó)有企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平提高，其銀行貸款成本顯著降低。上述研究的政策意義與啟示在于：

第一，持續(xù)推進(jìn)利率市場(chǎng)化改革進(jìn)程，優(yōu)化信貸配置機(jī)制與結(jié)構(gòu)。貸款利率市場(chǎng)化改革能促使企業(yè)積極提高會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，具有正外部性，因此，應(yīng)切實(shí)發(fā)揮利率管制放松帶來的企業(yè)治理效應(yīng)，加快完善銀行與企業(yè)之間的信息溝通體系，促進(jìn)市場(chǎng)參與各方信號(hào)的釋放與接收，促進(jìn)金融體系和實(shí)體經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展。第二，加強(qiáng)政策引導(dǎo)與監(jiān)督，健全多層次資金配置體系，強(qiáng)化利率市場(chǎng)化改革的普惠性。放寬貸款利率上限與下限對(duì)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的影響存在差異，信貸機(jī)構(gòu)可結(jié)合不同企業(yè)特征開發(fā)具有針對(duì)性的貸款風(fēng)險(xiǎn)定價(jià)模型及評(píng)價(jià)機(jī)制，有效改善信貸市場(chǎng)的非中性競(jìng)爭(zhēng)現(xiàn)象。第三，市場(chǎng)化的信貸要素定價(jià)機(jī)制通過資源配置為企業(yè)改善會(huì)計(jì)穩(wěn)健性提供了內(nèi)生動(dòng)力，企業(yè)應(yīng)主動(dòng)提高信息披露質(zhì)量與內(nèi)部治理水平，降低金融機(jī)構(gòu)、投資者與企業(yè)之間的信息不對(duì)稱，把握貸款利率市場(chǎng)化改革的契機(jī)，多渠道多方式向市場(chǎng)釋放積極信號(hào)，更大程度地獲取信貸資源支持以緩解融資約束，促進(jìn)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)發(fā)展。

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