信貸歧視、金融發(fā)展與民營企業(yè)銀行借款期限結構

1、信貸歧視、金融發(fā)展與民營企業(yè)銀行借款期限結構陳耿劉星辛清泉( 重慶大學經濟與工商管理學院400044)本文研究信貸歧視信貸歧視對民營企業(yè)銀行借款期限結構的影響機理和實際效應，以及在我國金融發(fā)展深化的背景下，金融發(fā)展水平金融發(fā)展水平提升對 “產權借款期限結構”關系的影響。摘要摘要研究發(fā)現，企業(yè)風險企業(yè)風險是影響銀行信用期限的重要因素，基于產權的信貸歧視信貸歧視使銀行對民企執(zhí)行更嚴格的風險控制，使民企的銀行借款期限結構明顯短于國企，從而不利于不同產權企業(yè)間的公平競爭。研究還發(fā)現，金融發(fā)展促進銀行行為更加市場化金融發(fā)展促進銀行行為更加市場化，信用期限與企業(yè)風險的關系更加密切; 金融發(fā)展弱化了信貸歧視

2、金融發(fā)展弱化了信貸歧視，民營企業(yè)的借款期限結構逐漸延長，且與國有企業(yè)之間的差異縮小。本文研究結論有助于民營企業(yè)財務行為的優(yōu)化和促進金融發(fā)展相關制度的推進。01引言02制度背景、文獻回顧與理論分析03研究設計04研究結果分析06結論目錄 CONTENTS05穩(wěn)健性檢驗引言01u 已有研究表明，企業(yè)外部的經濟環(huán)境及其變化對微觀企業(yè)各項財務行為具有重要影響 ( Levy and Hennessy， 2007; 姜國華和饒品貴，2011) 。金融環(huán)境則是影響企業(yè)財務活動 ( 尤其是投融資行為) 的最重要外部環(huán)境因素之一。過去三十年來，民營經濟部門是助推中國經濟持續(xù)發(fā)展的重要引擎 ( Allen et

3、al，2005 ) 。u然而，大量研究指出，我國金融體系一直存在對民營企業(yè)的信貸歧視，即，金融體系和資本市場的資金主要流向了效率低下的國有經濟部門，對經濟增長做出主要貢獻的民營經濟部門卻難以獲得來自正規(guī)金融體系的支持 ( Allen et al ，2005; 盧峰和姚洋，2004) 。u不僅如此，信貸歧視還造成民營企業(yè)被迫承擔更高的融資成本 ( Brandt and Li，2003) ，以及其他相關問題 ( 如本文將要討論的期限結構問題) 。 u 同時，應該注意到，隨著我國市場經濟體制改革的不斷深化，我國金融體系 ( 包括正規(guī)金融與非正規(guī)金融) 的市場結構、運行機制、參與人構成、競爭水平與開放

4、程度等均已發(fā)生重大變化，金融發(fā)展水平持續(xù)提高。u 金融發(fā)展不僅帶來了社會融資渠道的多元化，而且提高了金融體系的市場化水平，弱化了金融體系中長期存在的信貸歧視現象 ( 江偉和李斌，2006; 余明桂和潘紅波，2008) ，對于改善民營企業(yè)的借款行為具有重要影響。u 在企業(yè)的債務融資決策問題上，債務結構，尤其是債務的期限結構，是一個非常重要的問題，它決定了債權人與債務人的權利與義務，對企業(yè)的代理成本、交易成本、信號發(fā)送、期限匹配等都具有重要影響 ( 肖作平，2006) 。u 已有研究表明，企業(yè)的債務期限結構，要受到企業(yè)自身多種特征的影響，如行業(yè)、規(guī)模、成長機會、資產期限、盈利能 力 等 ( Bar

5、clay and Smith，1995;肖 作 平 和 李 孔，2004; 齊寅峰等，2005) ; u 此外，研究還發(fā)現，企業(yè)外部的制度與環(huán)境因素，如企業(yè)所在國的法律體系有效性，股票市場、債券市場與銀行部門的發(fā)展狀況，稅收體系以及政府補貼水平等，也可能對債務期限結構產生影響 ( 孫錚等，2005) 。u 銀行借款作為我國企業(yè)債務資金的主要來源之一 ( 童盼和陸正飛，2005) ，其期限結構對債務的整體結構具有重要影響。u 基于上述理論研究和現實背景，本文試圖通過對比研究我國民營企業(yè)與國有企業(yè)在銀行借款期限結構方面的差異 ，回答以下問題: (1) 中國金融體系固有的信貸歧視對民營企業(yè)銀行借款期

6、限結構具體產生了怎樣的影響? (2) 金融發(fā)展對民營企業(yè)的借款行為有何影響? 它可以弱化信貸歧視的消極作用嗎?8(1) 銀行貸款時會將企業(yè)風險作為決定信用期限的重要影響因素，并通過縮短信用期限的方式對風險進行控制; (2) 基于產權的信貸歧視使銀行對民營企業(yè)執(zhí)行更嚴格的風險控制手段，導致民營企業(yè)的銀行借款期限結構明顯短于國有企業(yè); ( 3) 隨著金融發(fā)展水平的提升，銀行經營行為更加市場化，信用期限與企業(yè)風險的關系更加密切; ( 4) 金融發(fā)展有助于減弱信貸歧視，民營企業(yè)銀行借款的期限結構隨著金融發(fā)展水平的提高而延長，并且與國有企業(yè)之間的差距縮小。本文通過實證研究發(fā)現: 本文的研究成果在理論上有

7、助于深入理解金融環(huán)境對企業(yè)融資行為及資本結構的影響機理和影響效應，進一步厘清宏觀環(huán)境與微觀企業(yè)行為之間的內在邏輯聯系。 在實踐中有助于企業(yè) (特別是民營企業(yè)) 掌握金融發(fā)展進程中企業(yè)財務政策的表現形式和變化規(guī)律，實現融資安排的優(yōu)化決策; 還有助于總結我國金融體系過去多年來 ( 尤其是近十年) 發(fā)展的成效和經驗，為相關決策和管理部門提供參考性意見。制度背景、文獻回顧與理論分析02(一) 信貸歧視與銀行借款期限結構 中國的私有企業(yè)與國有企業(yè)在銀行信用的獲取方面具有顯著的差別。中國的銀行將大部分信貸資源都提供給了經濟效率相對較低的國有企業(yè)，而盈利能力更好的私有企業(yè)卻難以得到銀行貸款 ( Brandt

8、 and Li，2003; 盧峰和姚洋，2004; Allen et al ，2005) 。Gamaut et al ( 2000) 的證據表明，雖然非國有部門對我國 GDP 的貢獻超過了 70% ，但獲得的銀行正式貸款卻不到 20% ，其余的 80% 都流向了國有部門。之所以存在這個問題，一個重要原因就是正規(guī)金融體系中的銀行等金融機構 ( 特別是國有金融機構) 對私有企業(yè)存在明顯的信貸歧視 ( Brandt and Li， 2003; Gordon and Li，2003; 余明桂和潘紅波，2010) ，從而在發(fā)放貸款時對私有企業(yè)區(qū)別對待，導致私有企業(yè)難以獲得充足的銀行信用，并進而伴生其他相

9、關問題。u民營企業(yè)為什么會遭遇信貸歧視? u巴曙松等 ( 2005) 提出，地方政府為了維持國有企業(yè)的冗員或當地經濟發(fā)展，具有很強的動機直接或間接干預國有銀行及其他金融機構的決策，進而使地方國有企業(yè)獲得更多銀行貸款。國有企業(yè)對金融資源的過度占有產生 “擠出效應”，導致民營企業(yè)受到歧視性待遇，只能獲得較少的銀行信用，或接受更苛刻的借貸條件。u盧峰和姚洋 ( 2004) 則認為，私有企業(yè)受到信貸歧視的原因具體來自三個方面: (1) 政治原因; (2) 金融監(jiān)管部門出臺的商業(yè)銀行貸款政策和紀律加重了信貸歧視; (3) 非國有部門的大多數企業(yè)先天就比國有企業(yè)面臨更多的風險 ( Brandt and L

10、i，2003) 。信貸歧視的最直接表現是民營企業(yè)獲得銀行信用的難度增加及數量不足 ( Farrell and Land，2006; 余明桂和潘紅波，2010) 。u同時，信貸歧視還造成民營企業(yè)被迫承擔更高的融資成本( Brandt and Li，2003) 。此外，本文認為，信貸歧視還會對民營企業(yè)的銀行信用期限結構造成不利影響。 u信息不對稱時，控制代理成本是債權人首要考慮的問題。按照債務期限結構的契約理論，債務期限對代理成本 ( 包括資產替代、投資不足、投資過度等問題) 具有重要影響。uMyers ( 1977) 提出，短期債務能夠減輕投資不足問題;Jensen ( 1986) 認為短期負債

11、可以抑制過度投資; Bar-nea et al ( 1981) 則認為短期債務可以減輕資產替代問題。u為了約束代理成本，銀行更傾向于通過短期債務的方式向企業(yè)提供資金。這是因為較之長期資金，短期債務有利于銀行或其他債權人及時獲取貸款企業(yè)的相關信息，從而有助于銀行實現對企業(yè)的監(jiān)督和控制 ( ajan，1992) 。uDia-mond ( 1991) 也指出，金融體系越不發(fā)達，信息不對稱越是嚴重，銀行就越愿意使用短期貸款作為控制借款人機會主義行為的一種手段。 在基于產權的信貸歧視的作用下，銀行等金融機構對民營企業(yè)貸款時會受到政治原因等非經濟因素的干擾，“刻意”放大借款短期化的傾向。具體而言，有兩個原

12、因: 第一，由于信貸歧視，銀行對民營企業(yè)存在 “先天”的排斥，不愿在資信調查與風險管理上進行充分的投入，這導致原本就存在的信息不對稱問題被進一步放大，風險被人為提高，從而 “誘使”銀行更多使用短期借款。換言之，銀行面對民營企業(yè)時，不是采取充分的調查和管理方法，而是采取簡單化的縮短信用期限的方法來控制風險; 第二，可能也是更為主要的原因，為了避免 “利益輸送”嫌疑以及壞賬產生后的責任問題，即使面臨相同風險等級甚至風險更低的企業(yè)，銀行對民營企業(yè)往往也會執(zhí)行更高的信用標準 ( Brandt and Li，2003) 與使用更嚴格的風險控制手段，而短期信用的特征正好滿足了這個要求。因此在面對民營企業(yè)的

13、借款需求時，銀行傾向于使用短期貸款。二者的綜合影響最終導致民營企業(yè)銀行借款的期限結構短于國有企業(yè)。 基于上述分析，提出本文的第一個假設: 假設 1: 其他條件相同情況下，信貸歧視導致民企獲得的銀行信用期限結構短于國企。 (二)金融發(fā)展及其對民營企業(yè)銀行借款期限結構的影響 1 近十年我國金融發(fā)展的相關背景簡介 2003 年以來隨著新一屆政府開始履責，我國金融體系進入了一個全新的發(fā)展時代，一行、三會、一局的金融管理體制正式形成。我國社會融資格局在過去的十年間呈現出蓬勃的多元發(fā)展態(tài)勢: 金融機構貸款的地位相對下降，而金融機構表外融資、直接融資、其他融資等各種新的融資方式蓬勃發(fā)展，地位快速上升。在正規(guī)

14、金融體系快速發(fā)展的同時，非正規(guī)金融體系 也獲得快速發(fā)展。金融體系 ( 包括正規(guī)與非正規(guī)金融體系) 的多元化發(fā)展和開放度的日漸提高 ，使金融體系運作逐步走向成熟，同時也加劇了金融機構之間的競爭，使金融機構的獨立性增強，經營的市場化導向更加明顯。 2 金融發(fā)展對民營企業(yè)銀行借款期限結構的影響金融 發(fā)展可以從兩個途徑促進民營企業(yè)銀行借款期限結構的延長。 首先，金融發(fā)展改善了信貸環(huán)境。當金融發(fā)展水平提升時，信息不對稱程度和代理成本均得到降低，從而減少了短期貸款作為解決信息不對稱和契約不完全性問題的重要性和必要性，銀行等債權人將更加愿意對企業(yè)發(fā)放長期貸款。 其次，金融發(fā)展有助于弱化一直存在于金融體系中的

15、信貸歧視現象，從而對民營企業(yè)銀行借款期限結構產生更加顯著的影響。金融發(fā)展水平的提升不僅可以從降低信息不對稱的角度從一般意義上促進各類企業(yè)銀行借款期限結構的延長，而且金融發(fā)展水平的提升驅動了金融機構對民營企業(yè)信貸歧視的不斷減弱，淡化了產權差異，從而使民營企業(yè)銀行借款期限結構在金融發(fā)展過程中表現出較之國有企業(yè)更加顯著的變化。 基于上述分析，提出假設 2： 假設假設 2: 隨著金融發(fā)展水平的提升，信貸歧視減弱會促進民營隨著金融發(fā)展水平的提升，信貸歧視減弱會促進民營企業(yè)銀行借款期限結構延長，其變化較之國有企業(yè)更加敏感，從企業(yè)銀行借款期限結構延長，其變化較之國有企業(yè)更加敏感，從而使兩類企業(yè)之間的差異縮小

16、。而使兩類企業(yè)之間的差異縮小。 研究設計03(一)數據和樣本 本文首先選取中國滬、深股票市場 2003 2012 年所有A 股上市公司樣本。公司層面的數據來源于 CSMA（國泰安數據庫），我們對其準確性根據原始年報進行了抽樣檢驗。宏觀經濟與金融數據來源于 中國統計年鑒、中國金融年鑒及中國人民銀行網站。隨后，我們按以下規(guī)則對樣本進行了篩選: ( 1) 剔除中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司; ( 2) 剔除金融類行業(yè)上市公司樣本與 ST、* ST 公司樣本; ( 3) 剔除負債異常的公司樣本 ( 資產負債率大于 1 的公司) ; ( 4) 剔除樣本期間IPO、再融資以及進行了重大并購重組的公司; ( 5)

17、剔除數據不全或值為 NULL 的公司樣本; ( 6) 對長期借款占借款總量的比重進行兩端 1% 的 Winsorized 縮尾處理。 經上述處理后，最終得到 10451 個觀察樣本值。根據研究需要，將其分為兩個子樣本: 民企子樣本和國企子樣本。 1被解釋變量 本文主要研究民營企業(yè)銀行借款的期限結構，因變量設計為: (1) 長期借款占借款總量的比值長期借款占借款總量的比值(QX1)，比值越大，借款的期限結構越長。，比值越大，借款的期限結構越長。報表上的 “長期借款”與 “短期借款”主要就是反映了來自銀行與其他金融結構的借款。在本文中，我們用上市公司“短期借款”與“長期借款”科目之和來反映銀行借款

18、總量。 (2)調整后的長期借款占借款總量的比值調整后的長期借款占借款總量的比值(QX2 )?？紤]到納入流動負債核算的“一年內到期的長期負債 ”科目可能主要是由即將到期的長期借款轉入，將其納入銀行借款范疇從新構建新的比重指標QX2 。(二)變量與模型 2解釋變量 (1) 公司產權公司產權(CHA)。以終極控制人的性質作為上市公司產權界定的標準，將樣本公司分為兩大類: 國有 ( 控股) 與民營 ( 控股) 兩大類。當上市公司為民營 ( 控股) 企業(yè)時，CHA = 1; 否則，CHA = 0。 (2) 金融發(fā)展水平金融發(fā)展水平(FD) 。數值越大代表金融發(fā)展水平越高。由于最新的中國市場化指數 ( 2

19、011年版) 提供的數據只到 2009 年即截止。因此，我們采用了根據各省 2001 年到 2009 年的金融業(yè)市場指數的走勢 ( 年均變化率) 外推了 2010 年到 2012 年的數據 ( 2001 年是基期年份) 3控制變量 （1）企業(yè)規(guī)模企業(yè)規(guī)模 ( SIZE，總資產的自然對數) （2）盈利能力盈利能力 ( PRO， ( 利潤總額 + 財務費用) / 平均總資產) （3）負債率負債率 ( DEBT，負債合計 / 總資產) （4）成長機會成長機會 ( TobinsQ，樣本公司以年末市值計算的托賓 Q 值) （5）行業(yè)虛擬變量行業(yè)虛擬變量 ( IND_ dummy，以中國證監(jiān)會 2001

20、年 4 月 4日公布的 上市公司行業(yè)分類指引為參考，共設置 21個行業(yè)虛擬變量 ) （6）年度虛擬變量年度虛擬變量 ( YEAR _ dummy，以 2003 年為參照，共設置 9 個年度虛擬變量) （7）所在年度的經濟周期特征所在年度的經濟周期特征 ( MAC，當年 GDP 增速) 作為控制變量。 4.模型 建立模型(1)來檢驗產權對企業(yè)銀行借款期限結構的影響(假設 1)。我們預期模型 (1)中 1 的符號為“ ”。 QXit = 0 + 1 CHAit + 2 SIZEit + 3 POit + 4 DEBTit +5TobinQit +6MAC +IND_ dummy +YEA_ dum

21、my + (1) 建立模型(2)來檢驗金融發(fā)展水平對民營企業(yè)銀行借款期限結構的影響(假設 2)。我們預期模型(2)中1的符號為“+”。 QXit = 0 + 1 FDit + 2 SIZEit + 3 POit+ 4 DEBTit + 5 TobinQit + 6 MAC + IND_ dummy + YEA_ dummy + (2) 另外，我們還在前述模型基礎上引入金融發(fā)展水平與產權的交乘項金融發(fā)展水平與產權的交乘項 ( CHA FD) ，表示金融發(fā)展水平對 “產權銀行借款期限結構”關系的 “邊際”影響。金融發(fā)展弱化了信貸歧視，減輕了產權因素對企業(yè)借款期限結構的影響，因此我們預期交乘項的系數

22、 3 為“+ ”。研究結果分析04( 一)描述性統計結果 表 1 報告了民營企業(yè)主要變量的描述性統計結果。民營企業(yè)長期借款占借款總量比重 ( QX1 ) 的均值為0. 2586，用 “一年內到期的長期債務”調整后 ( QX2) 的均值則為 0. 3064。同時，我們也對國有企業(yè)樣本進行了統計 ( 見表 1) ，QX1 與 QX2 均值分別為 0. 2923 與 0. 3354。從兩個樣本的均值與中值對比來看，民營企業(yè)的銀行借款期限結構都要短于國有企業(yè)，且具有統計顯民營企業(yè)的銀行借款期限結構都要短于國有企業(yè)，且具有統計顯著性著性 ( 表 1) 。描述性統計結果對假設 1 提供了初步支持。 (二)

23、 實證結果與分析 檢驗假設1 之前，我們首先考察銀行是否真正將企業(yè)的風險因素納入貸款決策。事實上，假設假設 1 隱含的邏輯就是，銀行在決定貸款的期限時，對風險越高的企業(yè)越是傾向銀行在決定貸款的期限時，對風險越高的企業(yè)越是傾向于發(fā)放短期貸款。于發(fā)放短期貸款。我們以修正后的 Altman Z 指數代表企業(yè)風險 ( 該指數越小表示企業(yè)的財務風險越高) 。我們預期企業(yè)的銀行借款期限結構與 Altman Z 指數呈正相關關系。檢驗結果呈現于表 2 的 ( 1) 、 ( 2) 列，Altman Z的系數均顯著為正，與預期相符。然后，我們開始檢驗假設 1。本文運用模型 ( 1) 進行了多元線性回歸。我們對解

24、釋變量及控制變量進行了相關性檢驗，各相關系數都在0. 5 以下，解釋變量的方差膨脹因子均小于 5。 結果見表 2的 ( 3) 、( 4) 列: 產權產權 ( CHA) 的系數與的系數與 QX1 及及 QX2 之間呈統計上顯著的負之間呈統計上顯著的負相關關系，表明民營企業(yè)的銀行借款期限結構較短。相關關系，表明民營企業(yè)的銀行借款期限結構較短。模型中同時放入 CHA 與 Altman Z 的分析結果見表 2 的 ( 5) 、( 6) 列，CHA 與 Altman Z 的回歸系數均與預期相符，仍然支持假設 1。 進一步，我們從多角度 ( Altman Z、現金流量利息保障倍數、現金流量比率、債務保障率

25、) 對兩類企業(yè)的風險等級進行了比較，結果表明，兩類企業(yè)的風險水平沒有顯著性差異 ( 結果因篇幅關系略) 。這就排除了民營企業(yè)與國有企業(yè)在銀行借款期限結構上的差異是由兩類企業(yè)風險等級不同造成的。 接下來檢驗假設2。與前面類似，假設假設 2 隱含的前提是，金融發(fā)展水平提高隱含的前提是，金融發(fā)展水平提高將促使銀行的信貸決策更加市場化，表現為銀行信用期限結構與企業(yè)風險之間將促使銀行的信貸決策更加市場化，表現為銀行信用期限結構與企業(yè)風險之間的關系會更加敏感。的關系會更加敏感。我們將總樣本按時間段分為前后兩個子樣本: 2003 2007 年樣本與 2008 2012 年樣本。由于后期的金融發(fā)展水平相對于前

26、期有明顯提高，我們預計銀行借款期限結構與企業(yè)風險的關系在后期的樣本里有更敏感的表現。實證結果表明 ( 因篇幅關系略) : 20032007 年期間 AltmanZ的系數為 0. 003，2008 2012 年期間 AltmanZ 的系數為0.009，后者明顯大于前者，且具有更強的統計顯著性，表明在 2008 2012 年期間，借款期限結構與企業(yè)風險之間關系的敏感性更大。QX2 亦有完全相同的結果。假設 2 的隱含前提得到證實。 在隱含假設得到證實的基礎上，我們開始正式檢驗假設2。首先，我們以民營企業(yè)樣本為基礎，用模型 ( 2) 檢驗了金融發(fā)展水平與銀行借款期限結構的關系。結果見表 3。 由表

27、3 的 ( 1) 、( 2) 列可見，金融發(fā)展水平與民營企業(yè)銀行借款期限結構呈顯著的正相關關系，表明金融發(fā)展水平的提升確實促進了民營企業(yè)借款期限結構的延長。進一步，我們再以全樣本為基礎，同時引入 “產權 ( CHA) ”、“金融發(fā)展水平 ( FD) ”及它們的交乘項 ( CHA FD) 進行回歸分析。交乘項 ( CHA FD) 的系數表示了金融發(fā)展對“產權銀行借款期限結構”關系的邊際影響。按照假設 2的邏輯，交乘項的系數應為 “ + ”。結果見表 3 的 ( 3) 、( 4) 列: 產權 ( CHA) 的系數顯著為負，表明信貸歧視造成了民營企業(yè)的借款期限短于國有企業(yè) ( 與表 2 的結果一致)

28、 ; 交乘項 ( CHA FD) 的系數顯著為正，與預期相符，表明金融發(fā)展水平提升確實弱化了產權與借款期限結構的關系，因此民企銀行借款期限結構隨金融發(fā)展出現了較之國企更加顯著的變化。 為了更直觀表示金融發(fā)展對企業(yè)銀行借款期限結構的影響，我們分年度對金融市場化指數、民營企業(yè)、國有企業(yè)的銀行借款期限結構進行了統計。結果見圖 1。圖 1 顯示，在 2003 2012 年期間，金融市場化指數穩(wěn)步上升，同時民營企業(yè)與國有企業(yè)的借款期限結構都在逐步延長，但民營企業(yè)的上升趨勢更加明顯，因此二者之間的缺口逐步縮小。假設 2 得到支持。 穩(wěn)健性檢驗05 在前文實證分析中，因變量 ( QX1 與 QX2) 是以各年年末資產負債表為依據的計算結果，可能在衡量企業(yè)當年的借款期限結構水平上有一定偏差。為保證結果的可靠性，我們對因變量進行了如下進一步處理: 以企業(yè)各年年初、1 季度、半年、3 季度與年末的資產負債表為依據，計算各個時點 QX1 與 QX2 的平均數來衡量各公司當年的借款期限結構水平，并重新進行相關實證分析。重新計算后的 QX1 及 QX2 與主要變量之間的關系仍然與前面的實證分析