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金融自由化与企业投资：来自韩国企业数据的证据*

Jaewoon Koo 申善宇
全南国立大学经济系

摘要

本文探讨了韩国在 20 世纪 90 年代初引入的金融自由化程序是否成功地放松了对企业的融资限制。由于在不完善的资本市场中，外部资金比内部资金成本更高，因此企业投资取决于内部资金的可用性。随着金融自由化减轻了对企业的限制，投资对现金流的敏感性也会降低。利用韩国企业的面板数据，我们发现现金流对投资支出的影响在自由化时期急剧下降。尤其是受到严重制约的小型、非财阀和成熟企业从自由化中获益最多。在自由化之后，财阀企业似乎失去了获得信贷的优先权。

关键词：现金流、财阀、投资、韩国

JEL 分类编码：E22, G31, O16

I.导言

自 McKinnon（1973 年）和 Shaw（1973 年）提出金融自由化会深化金融市场从而促进经济增长的观点以来，金融自由化对经济增长的影响在已发表的文献中受到了广泛关注。金融自由化的步骤，如利率管制的放松和定向信贷的减少，导致了资金分配的改善以及储蓄和投资水平的提高。

许多研究发现，有证据表明自由化会导致金融深化和经济增长。

然而，一些研究人员声称，在资本市场不完善的情况下，金融自由化可能会损害经济表现。

其中，Demetriades 和 Luintel（2001 年）提供的经验证据表明，金融抑制对韩国金融发展产生了积极影响。他们将韩国政府干预政策的成功归因于 "制度因素，如公务员制度和其他政府机构的力量"。然而，这些经验证据主要基于宏观经济总量之间广泛的经验相关性。我们需要进一步的理论和实证研究，确定金融自由化影响经济表现的微观经济渠道。

在本文中，我们将重点放在放松企业面临的金融限制上，将其视为自由化的潜在好处。信息不对称、管理代理问题和交易成本会使外部融资比内部融资成本更高。在这种外部融资限制下，企业的投资决策会受到内部资金供应情况的影响。然而，金融自由化通过放松金融限制对企业投资产生影响。迄今为止，许多研究通过使用各种发展中国家的数据，发现了金融自由化对企业投资行为产生有利影响的一些证据。韩国也是分析放松管制影响的一个好地方，因为韩国一直在推行自由化政策。Love (2000) 和 Laeven (2000) 将韩国纳入其面板数据集，但没有适当考虑韩国金融市场的特殊制度因素。

本文旨在研究韩国金融自由化程序是否以及在多大程度上影响了企业投资。利用企业的面板数据集，我们发现，在自由化之前，小型、非财阀和成熟企业比大型、财阀和年轻企业受到更多限制。然而，前者从金融自由化中获益更多，因为这些企业在自由化后获得了更多的外部融资。这意味着，金融自由化通过帮助受限制的公司获得更广泛的融资渠道，促进了经济增长。

第二节回顾了有关金融约束下企业投资的主要文献。我们还总结了几项调查金融自由化对投资影响的国别研究。在第 III 部分，我们概述了韩国的主要金融自由化进程，并确定了自由化日期。我们将在第 IV 部分具体说明一个投资模型并讨论估算方法。除了对数据的描述和变量的定义外，

部分介绍了实证结果及其解释。最后一节是简短的结论。

例如，Bekaert、Harvey 和 Lundblad（2001 年）声称，股票市场自由化会使五年内的年经济增长率提高一个百分点。
由于许多国家在自由化后经历了金融危机，一些经济学家对金融自由化的益处提出了质疑。见 Stiglitz (1994)。

II.文献综述

II.1 融资限制与企业投资

根据莫迪利亚尼-米勒（Modigliani-Miller）定理，企业的投资应该只取决于其投资机会的盈利能力。然而，许多研究人员强调资本市场的不完善对解释企业投资决策的重要性。越来越多的文献从理论和实证角度表明，金融因素会影响企业投资。

在不完善的资本市场中，当外部融资成本与内部融资成本之间存在楔形差距时，企业的财务状况就会影响投资。已发表的文献主要关注外部融资成本高的三个原因。首先，并非所有市场参与者都能获得相同的信息。Myers 和 Majluf（1984 年）证明，由于借贷双方信息不对称，外部资金成本高于内部资金成本。其次，正如 Jensen 和 Meckling（1976 年）所指出的，当非所有者的管理者追求自身利益时，就会产生管理代理问题。如果外部投资者怀疑管理者可能不追求股东利益，公司就需要为外部融资支付溢价。最后，与发行债务和股权相关的交易成本可能会增加外部融资的成本。

信息不对称、管理代理问题和交易成本的综合影响表明，内部资金和外部资金的成本存在差异。

在这种财务限制下，投资决策取决于内部资金的可用性。此外，企业的异质性意味着，财务限制较多的企业的投资更有可能受到内部资金可用性的影响。

大量文献从经验角度研究了财务约束是否会影响公司资本投资。

Fazzari、Hubbard 和 Petersen（1988 年）利用股利支付率衡量企业面临的财务约束，初步表明财务约束较强的企业投资对现金流变化的反应更为敏感。从那时起，研究先验分部企业之间投资对现金流敏感度的差异就成了一种基本的研究方法。现有的实证研究使用了各种细分变量来识别不可观测的财务约束，例如Hoshi、Kashyap 和 Scharfstein（1991 年）以及 Calem 和 Rizzo（1995 年）中的集团隶属关系；Samuel（1996 年）、Athey 和 Laumas（1994 年）以及 Devereux 和 Schiantarelli（1990 年）中的公司规模；Schaller（1993 年）中的到期时间；Gilchrist 和 Himmelberg（1995 年）以及 Whited（1992 年）中的发行商业票据和债券评级；Oliner 和 Rudebusch（1992 年）中的交易所上市。尽管使用了不同的数据集和估算技术，但这些数据集和估算技术并不完全相同、

我们并不试图在这些相互竞争的理论中区分出成本高昂的外部融资的单一来源，而 Oliner 和 Rudebusch（1992 年）以及 Samuel（1996 年）则试图这样做。
Hubbard (1998) 对实证文献进行了广泛的调查。

大多数研究得出的结论是，投资对现金流的敏感性在受限程度较高的企业中更高。

我们可以找到一些使用韩国企业数据的研究。由于财阀在韩国是一个独特的企业集团，使用韩国数据集的实证文献主要研究财阀企业的财务约束是否弱于非财阀企业。

我们可以很容易地推测出，财阀内部的企业可能受到的约束较少，因为它们往往与银行和非银行金融机构有着更密切的关系。Cho (1996) 发现，财阀企业的投资支出受内部资金的影响较小。然而，Shin 和 Park（1999）认为，财阀企业投资的现金流敏感性较低且不显著，并不是因为财务约束较弱，而是因为财阀企业内部的资本市场。Kong（1998）还发现，由于财阀企业的发展速度更快，需要为更高的投资率提供资金，因此现金流对投资的影响对财阀企业来说变得更大。

II.2 金融自由化与企业投资

金融自由化通过放松对企业的金融限制来影响投资决策。各种自由化政策通过提高银行的筛选能力，有助于减少金融市场的信息不对称问题。此外，由于金融机构倾向于更深入地监督经理人的行为，管理代理问题也得到了缓解。

证券市场的发展和金融市场的开放也有助于降低外部融资成本。我们预计，金融自由化可以缩小外部融资成本与内部融资成本之间的差距，从而放松金融约束。

有许多实证研究讨论了金融自由化与投资行为之间的关系。Laeven (2000) 通过使用 13 个发展中国家大量企业的面板数据发现，金融自由化放宽了对企业，尤其是小企业的融资限制。Love (2000) 也提供了金融发展通过减少金融约束影响经济增长的证据。一些研究报告指出，金融改革导致了金融约束的减少：Harris、Schiantarelli 和 Siregar（1994 年）对印度尼西亚的研究；Gelos 和 Werner（2002 年）对墨西哥的研究；以及 Guncavdi、Bleaney 和 McKay（1998 年）对土耳其的研究。然而，Jaramillo、Schiantarelli 和 Weiss（1996 年）未能提供证据表明厄瓜多尔的金融改革有助于缓解对小企业的金融限制。Hermes 和 Lensink（1998 年）利用智利的数据也报告说，改革并没有改善小型和年轻公司获得外部资金的机会。

财阀是由许多子公司组成的企业集团，通常由一家公司或家族控制的公司拥有和控制。
Rajan 和 Zingales（1998 年）声称，外国投资者要求改善公司治理，以保护其投资。

根据一些国家的不同研究结果，我们可以肯定地得出结论，放松金融管制对企业投资的影响取决于有关经济体的体制、政策当局的效率和宏观经济的稳定性。因此，可以根据各国的具体情况和制度特点来解决这一问题。

III.韩国的金融自由化

III.1 金融自由化的主要进程

韩国自 20 世纪 80 年代初开始逐步实施金融自由化。20 世纪 90 年代，韩国采取了一系列自由化和开放措施，以提高金融业的国际竞争力和金融市场的效率。在金融市场自由化的各种措施中，取消利率管制是最受关注的。1991 年，韩国政府公布了全面放开利率的四个阶段时间表。放松利率管制的进程在 1993 年达到高潮，所有银行和非银行贷款利率以及两年期以上的长期存款利率均已放开。到 1996 年底，金融机构自己自由决定所有贷款利率和大多数存款利率。

然而，直到 20 世纪 80 年代，金融业的新进入者一直受到严格限制。不过，为了促进金融机构之间的竞争，进入壁垒和业务范围限制已逐步放宽。1989 年，随着新金融机构的成立，进入银行业的限制大幅减少。此后，金融机构获得了更多的管理自主权，使金融市场的竞争更加激烈。

存款准备金率可视为对银行的一种限制。20 世纪 80 年代，存款准备金率曾多次上调，但在 1996 年有所下降。由于此后利率一直保持在较低水平，银行有能力提供有竞争力的存款利率。

韩国政府通过将信贷投向优先领域，保持了经济增长的强劲势头。政策性贷款一度占银行贷款总额的近 70%。然而，大部分定向贷款已经减少，只剩下一般性的指导原则，并在 1996 年被完全取消。韩国银行取消了对银行在最优惠贷款利率基础上收取溢价的限制，并修订了信贷控制规则。

自 1981 年至 1983 年间四家商业银行私有化以来，银行的所有权结构也发生了重大变化。在 20 世纪 80 年代末和 90 年代初，三家专业银行的所有权转给了私营部门。作为一项强有力的金融重组计划，政府对银行的所有权再次得到加强，该计划最初是为了克服 1998 年的经济危机而实施的。然而，政府对银行管理的控制继续放松。

在逐步放松金融市场管制的同时，政府还引入了旨在确保银行业安全和稳健的审慎监管制度。1991 年的《银行总法》引入了新的措施并实施了监督条例。1992 年，实施了提高银行监管法规和程序透明度的措施。最近，当局倾向于依靠市场而不是监管纪律。

自由化努力的另一个方面是资本市场的全球化。1992 年，韩国开放股票市场，允许外国人直接购买股票。

1994 年，政府开放国内债券市场，允许外国人购买债券，但有一定限制。1998 年《证券交易法》最终允许外国投资者购买各种证券。

III.2 金融自由化指数

根据 Laeven（2000 年）的研究，我们利用与七项不同措施有关的一揽子改革方案的实施数据，构建了金融自由化指数。

这七个改革变量包括：放松利率管制、减少进入壁垒、降低准备金要求、减少信贷控制、国有银行私有化、加强审慎监管和证券市场自由化。表 1 列出了每项措施取得重大进展的年份。

我们选择 1996 年作为金融自由化进程的结构性突破点。

事实上，我们考虑的所有金融变量都是在 1996 年放开的。我们定义了一个虚拟变量

，其值在 1995 年前为 0，1996 年后为 1。

IV.模式和方法

IV.1 型号

我们采用的投资模型与 Laeven（2000）相似，后者以 Gilchrist 和 Himmelberg（1999）为基础。在他们的模型中，企业追求现值最大化，而现值等于受资本积累和外部金融约束影响的红利预期值。金融摩擦体现在这样一个假设中，即股东将债务视为一种边际

取消外国投资者购买国内股票的上限已逐步形成。
根据 Bandiera 等人（2000 年）的研究，除了 Laeven（2000 年）研究的六个变量之外，我们将证券市场的发展视为第七个变量。
如果我们选择任何其他年份作为结构突破点，我们都无法发现自由化前和自由化后的投资对现金流的敏感性存在显著差异。值得注意的是，Laeven（2000）也选择 1996 年作为突破点。

表 1 金融自由化的年份

财务变量	Year
放松利率管制	1993
减少进入壁垒	1989
降低准备金要求	1996
减少信贷控制	1996
银行私有化	1983
加强审慎监管	1992
开放证券市场	1992

外部融资溢价是借贷金额的递增函数。我们还采用了 Love（2000 年）提出的投资调整成本函数来反映投资的持续性。最后，我们可以利用托宾的

和现金流与资本比率

分别作为资本边际生产率和财务约束的代理变量，推导出投资的欧拉方程。我们将债务比率

作为另一个解释变量。

我们估算的基准投资模型如下：

其中

为投资资本比率；

为特定时间效应；

为白噪声。

IV.2 估算技术

对方程（1）进行普通最小二乘法（OLS）估计可能会得出不理想的结果，因为动态投资模型很可能存在内生性和异质性问题。由于误差项捕捉的是利润函数的技术冲击，它可能与产出和现金流等许多解释变量相关。

投资内生变量的滞后存在也会使 OLS 估计的系数估计值产生偏差。此外，企业间投资行为的巨大差异也可能导致异质性问题。

广义矩法（GMM）估计法广泛用于动态面板数据模型。如果不存在未观察到的公司效应，我们可以使用滞后的右侧变量作为工具，将 GMM 技术应用于方程 (1) 的水平估计。我们将采用以下两种规格检验方法

在控制托宾系数后，企业的杠杆程度可能会影响外部融资的可获得性。
Hayashi 和 Inoue（1991 年）认为，投资的许多解释变量，如产出和现金流，取决于技术冲击，因此也是内生的。

该方法是由 Arellano 和 Bond（1991 年）提出的，用于检验模型的有效性。第一种是萨根过度识别限制检验，可用于检验工具的有效性。它检验了工具与残差之间不存在相关性的零假设。第二个检验是误差项的二阶序列相关性检验。残差的序列相关性表明存在未观察到的公司效应。

V.经验分析

V.1 数据和变量

我们从韩国投资者服务公司（KIS-FAS）编制的金融分析系统数据库中构建了一个公司层面的面板数据集。通过收集 1980 年至 2000 年间上市十年以上的非金融企业，我们得到了一个非平衡面板数据集。在适当剔除异常值后，我们得到了 348 家公司的 5601 个观测值。

我们只关注上市企业，因为我们需要股价数据来计算托宾指数

关键变量的详细说明见表 2。

为了检验企业间融资约束的差异，我们根据企业的三个外生特征将样本分为 A 组和 B 组。我们关注的第一个特征是企业规模，由以下因素决定

表 2 变量定义

Abbreviation

Description

期初资本

(=期末有形固定资产

期间的资本支出

至期末的累计折旧

期间投资

Depr

期间折旧

这一时期的通货膨胀率

期初平均

期初债务账面价值

期初股权市值

期间现金流

税后净利润 + 期间折旧

period

根据 Carpenter、Fazzari 和 Petersen（1998 年）的研究，我们删除了任何变量在数据集中处于较高或较低百分之一的公司。
尽管一些批评者指出，在仅由上市企业组成的数据集中很难发现信息不对称的实质性差异，但大多数研究者都将非上市企业排除在外，以利用托宾的。

表 3 主要变量的描述性统计（1981-2000 年）

					公司数量
All firms	0.238	0.212	1.820	1.495	348

Large firms	0.227	0.112	1.829	1.493	248

Small firms	0.269	0.144	1.790	1.496	100

财阀企业	0.248	0.080	1.790	1.442	77

非大型企业	0.235	0.130	1.826	1.507	271

老牌企业	0.211	0.104	1.882	1.408	173

Young firms	0.271	0.141	1.742	1.602	175

注：数字为变量的平均值

。

按雇员人数划分。

A 组包括员工人数超过 300 人的企业，B 组包括其余的小型企业。第二种分类方法以企业集团或财阀的成员资格为基础。A 组包括隶属于 30 家最大财阀的企业，B 组包括其余非财阀企业。最后一个分组是基于企业的成熟度。我们将成立时间超过 29 年的企业定义为成熟企业。

根据这三个分类，大型（小型）企业的数量为 248 家（100 家）；财阀（非财阀）企业的数量为 77 家（271 家）；成熟（年轻）企业的数量为 173 家（175 家）。表 3 列出了

期间各类企业主要变量的平均值和标准差。

V.2 估算结果

表 4 的前两列列出了整个样本期投资函数的 OLS 和 GMM 估计结果。由于解释变量可能存在内生性以及未观察到的特定公司效应的存在，我们使用 GMM 技术对方程（1）进行水平估计，使用

和

滞后右侧变量作为工具。对过度识别限制的 Sargan 检验结果表明，我们采用的工具

一些研究使用资产价值或销售额来衡量规模。然而，由于资产经常重估，基于资产价值的分类会产生许多异常值。此外，我们还注意到，在韩国，银行是根据员工人数来衡量企业规模的。
样本公司的平均期限为 29 年。

表 4 投资模型的估算结果

Variables

Constant

-0.061

-0.009

-0.008

0.659

0.747

0.151

0.341

0.469

0.724

0.730

Wald test

Sargan test

0.755

0.777

Adjusted

0.149

0.179

注

-括号内为数值。包含时间虚拟变量，但未报告。工具包括

和

滞后变量。

和

分别是

-残差的一阶和二阶序列相关性检验值。Wald 检验结果是系数联合显著性检验的

- 值。

和

分别表示在

和

水平上的显著性。

是有效的。然而，

统计结果表明，在 GMM 估计中仍存在未观察到的个体效应。

我们发现，由于

中的系数在常规水平上具有显著的统计意义，因此企业存在财务约束。此外，我们还发现投资行为具有很强的持续性，因为滞后的投资资本比在统计上是显著的。正如理论所预测的那样，以

为代表的资本边际生产力在提高投资与资本比率方面发挥了作用。然而，与理论预测相反，杠杆比率的系数显著为正。

这表明，在韩国，债务积累并不能阻止外部融资。

我们没有进一步尝试按照 Arellano 和 Bond（1991 年）制定的程序控制未观察到的公司特定效应，因为除了表 4 第（2）列之外，我们在所有 GMM 水平的估计中都没有发现残差存在持续的序列相关性。
如果外部融资成本随着杠杆程度的增加而增加，那么杠杆比率应与投资负相关。Harris、Schiantarelli 和 Siregar（1994 年）发现，印尼的数据显示投资与债务资本比率之间存在负相关关系。然而，Driffield 和 Pal（2001 年）报告说，在韩国，长期债务与资本比率对投资有积极影响。

在表 4 的第(3)列和第(4)列中，我们通过考虑

变量来研究金融自由化对投资的影响。一个虚拟变量

与

和

交互作用，该变量在自由化后等于 1，否则等于 0。在第（4）列中，

和

统计量均不显著。自由化前投资对现金流的敏感度为 0.442，自由化后大幅下降至 0.034。这意味着，在自由化时期，金融约束明显放松。投资对现金流敏感度的变化在统计上是显著的。

我们还发现有证据表明，自自由化以来，投资受托宾

。然而，自由化之后，杠杆对投资的影响似乎没有太大变化。

为了检验金融自由化是否会对不同企业特征的投资产生不同影响，我们定义了两个虚拟变量：Group-

和 Group

。如果企业属于 A 组，则

等于 1；如果企业属于 B 组，则

等于 0。相反，如果企业属于 B 组，则等于 1；如果企业属于 A 组，则等于 0。我们将组别与金融自由化虚拟变量之间的交互项纳入投资函数模型。

表 5 第(1)列中，

组和

组分别代表大型企业和小型企业。在自由化前，小企业比大企业受到的限制略多。小型企业的现金流系数为 0.493，而大型企业为 0.442。由于贷款人掌握了更多关于大公司的信息，因此大公司比小公司更不容易受到财务约束。然而，Wald 检验结果未能在统计上支持大型企业和小型企业在投资现金流敏感性上的差异。自由化之后，无论企业规模大小，企业面临的财务约束都有所减少。我们可以拒绝 "大型企业和小型企业在自由化前后的投资现金流敏感性相同 "的零假设。值得注意的是，自由化后小企业获得外部信贷的机会要大得多。

金融自由化对投资对托宾

和杠杆比率的敏感性的影响在统计上并不显著。

企业的第二种分类是基于产业集团的隶属关系。

代表财阀企业，而

代表非财阀企业。

如果我们将纳入检验范围，就可以考察投资比率在自由化前后是否发生了显著变化。不过，我们加入的是和解释变量之间的交互项，而不是本身，因为我们主要关注的是自由化对现金流和投资之间关系的影响。我们预计时间虚拟变量足以捕捉到年份效应。
中的系数在 5% 的水平上显著。Wald 检验也拒绝了中系数为零的零假设。
Laeven (2002)还声称，由于韩国政府采取了有利于中小型企业的政策，中小型企业面临的融资限制在 20 世纪 90 年代得到了缓解。

表 5 投资模型的估算结果（A 组与 B 组）

Variables

(1)

large versus

small

(2)

财阀对

non-chaebol

(3)

established

versus young

Constant

Group-

Group

0.008

Group

Group-

Group

-0.188

Group

-0.013

-0.025

0.006

Group

0.004

0.035

-0.013

Group

-0.019

Group

-0.041

-0.007

-0.013

0.188

0.189

0.099

0.682

0.738

0.301

Wald test

Sargan test

0.820

0.775

0.811

注

-括号内为数值。包含时间虚拟变量，但未报告。工具包括

和

滞后变量。

和

分别是

-残差的一阶和二阶序列相关性检验值。Wald 检验结果是系数联合显著性检验的

- 值。Sargan 检验结果显示

- 过度识别检验值。在第(1)列中，大公司为

组，小公司为

组；大公司为

组，小公司为

组。在第(2)列中，组别-

代表财阀企业，

代表非财阀企业；组别-

代表财阀企业，

代表非财阀企业。在第(3)列中，组别-

代表成熟企业，

代表年轻企业；组别-

代表成熟企业，

代表新企业。

和 * 分别表示在

和

水平上的显著性。

表 5 第(2)列显示了非财阀企业的流动性限制。这表明，在投资自由化之前，非朝韩企业的投资行为比朝韩企业更受流动性约束。现金流的系数为 0.460，对非朝鲜企业具有显著的统计意义，而系数为 0.280，对韩国企业具有显著的统计意义。这意味着，在经济自由化之前，与财阀有关联的企业能够更好地获得外部融资。

然而，在统计意义上，财阀企业与非财阀企业在投资现金流敏感性方面的差异并不显著。更值得关注的是，自由化对非财阀企业投资的影响在统计上是显著的。这表明，非财阀企业从自由化政策中获益匪浅。然而，金融自由化对财阀企业的投资影响甚微。与 Borensztein 和 Lee（2002 年）的观点一致，隶属于财阀的企业似乎失去了在自由化前所享有的信贷优惠。

正如 Chirinko 和 Schaller（1995 年）所指出的那样，由于成熟企业更容易获得信息，因此它们不太可能受到财务约束。在表 5 第（3）列中，我们分别用 Group-

和 Group-

表示成熟企业和年轻企业。与预期不同的是，据估计，在自由化之前，成熟企业比年轻企业的流动性更紧张。虽然年轻企业似乎在韩国金融市场上受到的限制较少，但我们并不拒绝成熟企业和年轻企业现金流系数相同的零假设。然而，现金流系数在统计意义上的大幅下降表明，自由化后对两类企业的金融限制都有所放松。

在统计上，我们没有发现大型企业与小型企业、财阀企业与非财阀企业、成熟企业与年轻企业之间存在财务约束差异的有力证据。然而，在大多数情况下，我们发现有力的证据表明，韩国的金融自由化政策成功地缓解了企业面临的财务约束。在自由化时代，以现金流为代表的内部资金对投资的影响明显降低。只有财阀企业似乎不受自由化的影响。这并不意味着财阀企业没有享受到金融自由化的好处。这只是表明，在金融自由化过程中，财阀企业失去了外部融资的优势。

VI.结束语

金融自由化措施最近在许多发展中国家实施，其影响在现有文献中受到广泛关注。本文研究了金融自由化是否会影响韩国的企业投资。我们检验了金融自由化对企业投资行为产生影响的假设。主要的实证

一些研究者，如 Shin 和 Park（1999），将财阀企业对现金流的敏感性较低归因于内部资本市场。本文没有进一步探讨为什么财阀企业的投资受现金流的影响较小。

研究结果表明，自金融自由化以来，现金流变量对企业投资的重要性有所降低。这意味着金融自由化改善了资金受限企业获得外部融资的机会。尤其是那些规模较小、非财阀企业和成熟企业，它们似乎从自由化中获益最多。值得注意的是，在自由化后的时期，财阀企业似乎并没有享受到获得外部融资的优惠。

大量研究表明，金融自由化与经济增长之间存在关联。本文的实证结果表明了金融自由化的潜在益处。金融自由化对投资的影响可被视为金融自由化促进经济增长的一个渠道。

然而，对我们的调查所得出的总体结论应进行仔细解读。由于 20 世纪 90 年代后期韩国发生了各种各样的结构性变化，因此可能很难将我们的研究结果解释为仅仅是金融自由化的结果。由于后自由化时代实施的所有结构调整计划在某种程度上都与金融市场改革有关，因此我们得出结论，投资对现金流敏感性的降低在很大程度上是金融自由化的结果。

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- 我们感谢编辑和一位匿名审稿人提出的建议，这些建议极大地改进了本文。我们还要感谢 2002 年韩国货币金融协会年会、全南国立大学和庆尚国立大学研讨会的与会者。其余错误由我们负责。