導(dǎo)語：東莞企業(yè)貸款實(shí)證研究一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

貸款可得性的影響因素:研究假設(shè)

根據(jù)國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)和我們多年來的研究，我們認(rèn)為銀企合作關(guān)系存在性、合作關(guān)系長短、企業(yè)存活年限、企業(yè)注冊組織形式和相關(guān)財務(wù)指標(biāo)(企業(yè)規(guī)模、財務(wù)杠桿、盈力能力)是影響企業(yè)貸款可得性的主要因素。據(jù)此本文提出如下假設(shè):假設(shè)一:企業(yè)申請貸款之前存在的銀企相互合作關(guān)系可以提高銀行向企業(yè)發(fā)放貸款的可能性。放款銀行通過對前期合作過程中的監(jiān)管，在放款之前搜集到更有價值的私有信息。銀企關(guān)系所產(chǎn)生的有價值信息提升了企業(yè)的信用程度，使得銀行放貸幾率增加。為了檢驗銀企關(guān)系對銀行放貸可能性的潛在影響，我們設(shè)企業(yè)申請貸款之前銀企之間金融服務(wù)存在性為啞變量，當(dāng)存在銀企關(guān)系時，我們令該變量值為1，當(dāng)不存銀企關(guān)系時，我們令該變量值為0。假設(shè)二:企業(yè)年齡變量是對銀行放貸機(jī)率的又一重要影響因素。早期的學(xué)者認(rèn)為其與銀企關(guān)系的年限變量存在高度相關(guān)性(BergerandUdell，1995)，但企業(yè)年齡反映的是公開的信息(聲譽(yù))而銀企關(guān)系年限更多體現(xiàn)私有信息(Diamond，1991)。年齡長久的企業(yè)經(jīng)歷過更多的危機(jī)時期，并在此過程中建立起了聲譽(yù)。因此，年齡長久更多體現(xiàn)公開信息。我們假設(shè)企業(yè)存活限期與銀行放貸幾率也成正向變動關(guān)系。假設(shè)三:企業(yè)的組織形式對銀行放貸幾率的影響也是顯著的，具有合理治理結(jié)構(gòu)的企業(yè)更容易獲得貸款，因此我們假設(shè)企業(yè)治理結(jié)構(gòu)的合理性與銀行放貸機(jī)率成正向變動關(guān)系。本文將企業(yè)的風(fēng)險差別變量以控制變量的形式引入到實(shí)證模型中。首先，引入虛擬變量標(biāo)識企業(yè)的組織形式:個人獨(dú)資企業(yè)、普通合伙企業(yè)、有限責(zé)任公司、股份有限公司及中外合資(合作)企業(yè)。不同組織形式的企業(yè)的信息不對稱程度差別很大。本文將有限責(zé)任公司、股份有限公司及中外合資(合作)企業(yè)用1來標(biāo)識(公司治理水平高);將個人獨(dú)資企業(yè)、集體企業(yè)、普通(有限)合伙企業(yè)用0來標(biāo)識(公司治理水平相對較低)。其次，本文引入了傳統(tǒng)的財務(wù)指標(biāo)來區(qū)分企業(yè)的風(fēng)險:包括企業(yè)規(guī)模(資產(chǎn)總額、銷售總額、雇傭人數(shù))、財務(wù)杠桿(資產(chǎn)負(fù)債率)、盈力能力(銷售利潤率)。

關(guān)系型貸款實(shí)證研究

2007年4－9月期間，我們與廣東省東莞市中小企業(yè)局組成課題組，通過問卷調(diào)查及實(shí)地走訪、召開座談會等形式，深入、客觀地調(diào)查了東莞市金融機(jī)構(gòu)對中小企業(yè)貸款發(fā)放的影響因素。在問卷調(diào)查方面，課題組設(shè)計了企業(yè)和銀行兩個版本的問卷。問卷的發(fā)放與回收均由東莞市中小企業(yè)局負(fù)責(zé)。這樣從組織上確保了問卷發(fā)放和回收的質(zhì)量。企業(yè)版問卷發(fā)放按照均勻分布的原則，問卷發(fā)放范圍囊括了東莞市32個鎮(zhèn)街，每個鎮(zhèn)街10份問卷;涉及不同規(guī)模、不同行業(yè)、不同性質(zhì)的中小企業(yè)。課題組共計發(fā)放問卷320份，最后回收的有效問卷共242份，有效率達(dá)到了75.62%。調(diào)查收集的相關(guān)信息包括:企業(yè)的治理特征、最近一次申請貸款基本情況、財務(wù)指標(biāo)及關(guān)系特征。問卷除非特別說明，本文的數(shù)據(jù)皆由本次調(diào)查問卷結(jié)果整理統(tǒng)計而成。表1是實(shí)證研究所需變量(最近一次申請貸款)的基本統(tǒng)計結(jié)果(均值和標(biāo)準(zhǔn)差)。表格第二列給出所有被調(diào)查企業(yè)(242家)的變量指標(biāo)，其中各變量的均值在對應(yīng)格中的上方列出，其標(biāo)準(zhǔn)差在下方用小括號內(nèi)列出(下同)。第三列與第四列將所有申請貸款企業(yè)進(jìn)行了分組統(tǒng)計描述:第三列描述了貸款獲得批準(zhǔn)的企業(yè)相關(guān)變量統(tǒng)計結(jié)果;第四列描述了貸款未獲得批準(zhǔn)的企業(yè)相關(guān)變量統(tǒng)計結(jié)果。最后，第五列的t值檢驗了上述兩組企業(yè)相關(guān)變量均值差異是否顯著。在全部的242家企業(yè)中，獲得貸款企業(yè)為52家，未獲得貸款為190家。通過分組統(tǒng)計分析，我們可以清楚地發(fā)現(xiàn)兩組相關(guān)變量之間存在以下顯著差異。(1)在貸款獲批企業(yè)組里，銀企關(guān)系存在性(最近一次申請貸款前，銀企間是否早已存在金融服務(wù)關(guān)系)指標(biāo)均值為0.7262，明顯大于貸款未獲批準(zhǔn)企業(yè)組的0.4367，且兩組均值差異在1%水平上顯著。(2)獲得貸款企業(yè)組的銀企關(guān)系存在年數(shù)均值顯著大于未獲得貸款企業(yè)組的銀企關(guān)系存在年數(shù)(3.61年vs.2.26年)。(3)早期實(shí)證認(rèn)為企業(yè)年齡與銀企關(guān)系存在年數(shù)高度相關(guān)(BergerandUdell，1995)，在我們的研究樣本中，兩者的相關(guān)系數(shù)為0.45，較BergerandUdell的研究指標(biāo)略低。在所調(diào)查的所有企業(yè)中，平均企業(yè)年齡為6.52年，貸款獲批企業(yè)的平均年齡為7.32年，未獲批準(zhǔn)企業(yè)的平均年齡為6.09年，差異水平在5%水平上顯著。(4)分別用三個變量來反映企業(yè)規(guī)模狀況，它們分別是:資產(chǎn)總額、銷售總額和雇傭人數(shù)。第五列的t值顯示除企業(yè)資產(chǎn)總額變量均值在5%水平上顯著外，另外兩個變量均值差異性水平并不顯著。其原因可能在于:東莞市經(jīng)濟(jì)發(fā)展特色為“三來一補(bǔ)”，大量的制造類企業(yè)屬于是來料加工、來樣加工的勞動密集型企業(yè)。該類企業(yè)的年銷售量與雇傭人數(shù)相對較多，但與貸款發(fā)放過程中銀行所要求的有形資產(chǎn)數(shù)額抵押擔(dān)保概念相去甚遠(yuǎn)，因此，在后續(xù)的實(shí)證研究中，我們僅引入企業(yè)資產(chǎn)總額一個指標(biāo)反映企業(yè)規(guī)模狀況。(5)財務(wù)杠桿往往是銀行授信評級過程中的主要財務(wù)指標(biāo)，但在我們的觀測樣本中，兩組均值的差異性水平并不顯著(分別為0.2978和0.2999)。這一指標(biāo)在一定程度反映了東莞市中小企業(yè)的負(fù)債能力不高(加上商業(yè)流動性負(fù)債后不超過30%)。(6)銷售利潤率的差異在5%水平上顯著，與預(yù)期一致(分別為0.2567、0.2134)。(7)企業(yè)的組織形式能在一定程度上反映企業(yè)的治理水平，有限責(zé)任公司、股份有限公司、外資企業(yè)、中外合作(合資)企業(yè)在企業(yè)創(chuàng)立之初就需要根據(jù)我國《公司法》規(guī)定，組建企業(yè)的董事會、監(jiān)事會(監(jiān)事)及股東大會成員，明確相關(guān)權(quán)責(zé)并公開寫入公司章程。因此，我們有理由相信在之后的發(fā)展過程中，這類性質(zhì)的公司企業(yè)的財務(wù)更加明晰，內(nèi)控更加合理。而與之相對應(yīng)的個人獨(dú)資企業(yè)、集體企業(yè)、普通(有限)合伙企業(yè)存在一股獨(dú)大或有限博弈等問題，可能導(dǎo)致財務(wù)不透明問題相對嚴(yán)重。所以，本文認(rèn)為具有合理治理結(jié)構(gòu)的企業(yè)更容易獲得貸款，兩組數(shù)據(jù)該變量的顯著性差異初步證實(shí)了我們的推斷(分別為0.62、0.45)。由于實(shí)證模型中的因變量(是否放貸)是二元響應(yīng)變量，因此傳統(tǒng)的OLS回歸顯得不再合適。同時，在自變量分布的兩端，影響貸款發(fā)放的因素的一個較小的變化對貸款發(fā)放影響程度極小，即事物變化經(jīng)常在初期階段緩慢進(jìn)展，然后逐漸加速，至發(fā)展速度到達(dá)極限后，又會逐漸減速。與其他實(shí)證模型相比，多元logistic回歸模型更適合對有此規(guī)律的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的分析，這也是本文采用此模型進(jìn)行分析的主要原因。在模型中，我們設(shè)lend*i為不可觀測的放貸概率，它是關(guān)于企業(yè)特征變量的函數(shù)。因此有:lend*i=β''''xi+υi(1)其中xi是銀企關(guān)系變量以及它控制變量的向量，β為待估向量的參數(shù)，υi為隨機(jī)干擾項。令lendi為可觀測的二元響應(yīng)變量，當(dāng)銀行給予企業(yè)貸款額度時，lendi=1等價于企業(yè)獲得貸款的概率大于0(lend*i＞0);當(dāng)銀行不給予企業(yè)貸款額度時，lendi=0等價于企業(yè)獲得貸款的概率小于0(lend*i≤0)。本文運(yùn)用stata10.0對上述模型進(jìn)行回歸分析。在表2中，本文檢驗了企業(yè)貸款可得性(或銀行放貸可能性)影響因素，重點(diǎn)在于分析銀企間私有信息和公共信息對貸款可得性的影響。因此，在分析中暫未加入企業(yè)的規(guī)模指標(biāo)及財務(wù)杠桿指標(biāo)。表2第二列顯示了銀企關(guān)系存在對貸款可得性的回歸結(jié)果，自變量的系數(shù)值為0.5372，在1%的水平上顯著不為零，這說明該變量對貸款獲得性概率具有顯著促進(jìn)作用。該結(jié)論與Cole(1998)的實(shí)證研究結(jié)論相近:銀企關(guān)系存在性對貸款獲批概率有顯著的促進(jìn)作用，一旦關(guān)系建立，該關(guān)系對貸款的促進(jìn)作用并不隨著年限的延長而增加。這一點(diǎn)在直觀上可以理解為:只要銀企關(guān)系在申請貸款之前已經(jīng)存在，那么貸款獲批的手續(xù)及程序變得相對簡單，這種簡單程度并不隨關(guān)系年限的延長而越發(fā)簡單。表2第三列顯示了包含銀企關(guān)系存在性變量(私有信息)和企業(yè)成立年數(shù)(公開信息)的回歸結(jié)果。多元logistic回歸系數(shù)與研究假設(shè)一致且顯著不為0。Preudo－R2為0.0381，較Cole(1998)的相應(yīng)回歸結(jié)果(0.031)稍高。第四列引入了新的虛擬變量———企業(yè)組織形式，該變量在一定程度反映了企業(yè)的財務(wù)透明度與內(nèi)控管理的合理程度。該變量的引入使得Preudo－R2顯著提高且各變量回歸系數(shù)仍顯著不為0。值得一提的是，第五列引入銀企關(guān)系存在年數(shù)變量后，其他變量回歸系數(shù)均無法通過顯著性檢驗時，企業(yè)組織形式變量系數(shù)仍在1%水平上顯著不為0，我們認(rèn)為該變量所隱含的治理結(jié)構(gòu)因素是影響貸款可獲得性的重要影響因素。表3第二列顯示了加入資產(chǎn)負(fù)債率變量的多元logistic回歸結(jié)果，該變量回歸系數(shù)為－0.4145，即企業(yè)負(fù)債比例越高，越不容易獲得貸款。但該變量未能通過顯著性檢驗且對Pseudo－R2的邊際貢獻(xiàn)不大。這一回歸結(jié)果與Cole，Berger等人的研究結(jié)論不符，其原因可能在于(1)我們所觀測的東莞市中小企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率均值水平較低(29%)，財務(wù)杠桿系數(shù)作用不明顯。(2)我國商業(yè)銀行的授信評價體系一般設(shè)定為只要資產(chǎn)負(fù)債率不超過一定水平，則該項指標(biāo)評價即獲得滿分，如中國銀行對制造業(yè)企業(yè)信用評級指標(biāo)體系與計分標(biāo)準(zhǔn)說明為:資產(chǎn)負(fù)債表滿分10分，65%(含)以下為滿分;每上升3個百分點(diǎn)扣1分;扣完為止①。表3第三列顯示的回歸模型引入了資產(chǎn)總額對數(shù)，其回歸系數(shù)結(jié)果與研究假設(shè)分析相一致。即企業(yè)規(guī)模越大，越有利于企業(yè)獲得銀行貸款。但所引入的盈利能力指標(biāo)(銷售利潤率)系數(shù)與優(yōu)序融資理論(peckingorder)預(yù)期相反，其原因在于我們的研究對象是中小企業(yè)，其盈利能力所產(chǎn)生的留存收益對于成長機(jī)會所需求的資金總量而言相去甚遠(yuǎn)。當(dāng)良好的盈利能力無法彌補(bǔ)龐大的資金缺口時，就只能作為貸款過程中的一個有利因素影響貸款可得性。

結(jié)論與啟示

為了探尋“銀企關(guān)系”對貸款影響的直接證據(jù)，本文在引入相關(guān)控制變量后，銀企關(guān)系是否存在的啞變量回歸系數(shù)為0.7093，且在1%水平上顯著。該結(jié)果有利地說明了銀企關(guān)系存在所產(chǎn)生的私有信息具有價值———提高了貸款獲批概率。上述實(shí)證研究說明，我國中小型企業(yè)銀行貸款已經(jīng)初顯關(guān)系型融資特征端倪。這種特征的出現(xiàn)，是與目前我國中小企業(yè)資金需求狀況及商業(yè)銀行資金投放困境相適應(yīng)的，也是市場催生的結(jié)果。伴隨我國商業(yè)銀行貸款利率改革的推進(jìn)，中小企業(yè)與商業(yè)銀行資金借貸均衡關(guān)系逐漸由傳統(tǒng)的非均衡信貸配給(政府干預(yù)所致)轉(zhuǎn)型為均衡信貸配給(信息不對稱所致)。這為關(guān)系型貸款技術(shù)的應(yīng)用提供了必要的金融環(huán)境。在當(dāng)前宏觀金融環(huán)境下，對于像東莞這樣的中小企業(yè)比重大、外向程度高的我國沿海發(fā)達(dá)地區(qū)，至少給我們以下兩點(diǎn)啟示:(1)對于作為資金需求方的中小企業(yè)而言，由于自身積累相對較少，內(nèi)源融資無法滿足自身資金需求，外源融資中的直接融資方式更是由于資本市場容量小、中小企業(yè)本身規(guī)模和信息披露要求等因素而受到制約。因此，就目前而言，中小企業(yè)融資難問題幾乎等價于中小企業(yè)貸款難問題。為緩解銀企之間的信息不對稱問題，中小企業(yè)必須著眼于持續(xù)發(fā)展策略，主動與銀行建立起長期合作的關(guān)系，以此改變銀行經(jīng)理對自身風(fēng)險的判斷，才能有望通過關(guān)系型融資來緩解資金缺口。(2)對作為資金供給方的金融機(jī)構(gòu)而言，應(yīng)該逐漸認(rèn)識到“中小企業(yè)”并非是風(fēng)險大、盈利性差的代名詞。實(shí)踐中，中小企業(yè)也并非鐵板一塊，只要銀行等金融機(jī)構(gòu)能識別出有發(fā)展?jié)摿Φ闹行∑髽I(yè)，就能夠開發(fā)出符合其需要的金融產(chǎn)品和金融服務(wù)，增加銀行等金融機(jī)構(gòu)的新的利潤增長點(diǎn)。

本文作者：姚益龍鄧湘益張展維工作單位：中山大學(xué)