信贷约束论文大全11篇
时间：2022-02-05 05:00:40
信贷约束论文篇（1）
一、引言
一个房地产项目，少则投资数百万元，多则数亿甚至数十亿，对资金要求非常高。目前，我国房地产开发资金来源比较单一，主要靠银行信贷。而随着国家宏观调控的持续深入，房地产开发企业融资愈加困难，很多开发企业面临着资金链断裂的危险。如果能够对影响房地产开发企业融资的内在机制进行可靠的分析，就能对房地产开发企业加强融资能力提供有益的启示。
二、影响房地产开发企业信贷融资成功的关键因素
从房地产开发融资的现状分析，笔者认为房地产开发企业的竞争力大小、银行与房地产开发业企业间的信息对称程度是影响信贷融资成功的关键因素。
（一）、房地产开发企业的竞争力
哈佛大学的Scott.B.R认为,“企业竞争力是指企业在与其它企业的公开竞争中,用人力和资金资源以使企业保持持续发展的能力”。 而对于资金的提供者银行来说金融论文，他愿不愿意给企业提供资金支持，就是要看这个房地产企业的竞争力大小，一个竞争力弱小的房地产企业银行是很难相信它有能力收回投资并取得收益的。所以企业的竞争力大小是影响融资可行性的关键因素之一。
（二）、银行与房地产开发业企业间信息对称程度
房地产企业作为理性的“经济人”[1]，它从事经济活动以追求自己最大经济利益为动机，在融资活动中企业往往会利用信息不对称损害银行的利益。而银行为了降低信贷风险，往往在信息不对称时不同意或只同意企业一部分贷款额的申请，于是出现了“信贷配给”[2]，“信贷配给”最终使银企双方的利益都受损，尤其是使企业融资变得困难。所以银行和房地产开发企业间的信息对称程度也是影响企业融资可行性的关键因素之一。
三、房地产开发信贷融资内在约束机制分析
（一）、信贷融资内在约束机制分析模型的建立
由影响房地产开发企业信贷融资的关键因素，可以建立信贷融资函数A核心期刊目录。即：
A=G(C,L,Q)
这里，G ――函数表达式；
C ――房地产开发企业的竞争力；
L ――银行与房地产开发业企间信息对称程度；
Q ――房地产开发企业可获得的银行贷款数量.
根据这个函数表达式，可绘三维图形分析如下：
H B
QJ
γ·I
A·α
C·β
A’ J’H’ B’
FK
I’
F’D
EK’
E’D’
0L
上图中，直线A’F’表示房地产开发企业从银行获取贷款最低所必需的信息对称程度；直线E’D’表示房地产开发企业从银行获取贷款最低所必需的企业竞争力。类似于经济学上的无差异曲线[3]，要获得一定的银行贷款，房地产开发企业的竞争力C与银行和房地产开发企业间的信息对称程度L有一定的替代性，即假如房地产开发企业的竞争力较强、银行和房地产开发企业间信息对称程度较低时可获得银行贷款为W，则存在房地产开发企业的竞争力较前一种情况弱、银行和房地产开发企业间信息对称程度较前一种情况高时也能获得相同银行贷款W，由此可以得到获得最低银行贷款时C与L所有可能组合点的连线E’F’。
考虑到C不可能无限大，即当企业处于行业的绝对垄断地位时，C达到最大值（假设一定时期内所有银行对房地产行业放贷的总数量一定）。在上图中用A’B’表示C达到最大时的临界线。同样的道理，银行和房地产开发企业间的信息对成程度也有一个极限金融论文，即银行和房地产开发企业间信息完全对称，此时L达到最大值 ，在上图中用B’D’表示L达到最大时的临界线。从而得到A’ B’ D’ E’ F’ 平面对应的ABDEF曲面就是C与L不同组合下，企业可获得银行贷款的所有可能值组成的点的集合。
（二）、模型分析
由于C与L具有一定范围的可替代性，所以在允许范围内可任作两条曲线J’K’、H’I’，使其满足曲线上的C与L的组合分别能获得相同的银行贷款，其分别对应相同银行贷款集合组成的曲线为JK和HI。比较JK上的α和β点以及HI上的γ点的大小可知：α＝β<γ，即曲线HI所代表的银行贷款大于JK所代表的银行贷款，而JK上的银行贷款相等。从而可知，曲面ABDEF是由一系列像JK、HI一样的等银行贷款线组成，并且C与L的组合值越大，其所对应的等银行贷款线越高。
从以上图形分析可知，只要能够对C与L进行度量，就能对企业融资可行性进行评价。
（三）、影响信贷融资成功关键要素的度量
1、 房地产开发企业竞争力
房地产开发企业竞争力的测定是众多评价指标的综合评估过程。目前国内外常用的综合评估方法有三大类，包括专家评估法、经济分析法和运筹学方法[4]。本文从专家评估法依靠人为打分确定权重，具有一定的片面主观性出发，试图运用因子分析方法建立房地产开发企业竞争力的评价指标。因子分析是从一些有错综复杂关系的现象中找出少数几个主要因子，再对这些主要因子进行综合评价，因此可以有效的消除人为因素的干扰，确保评估的客观性和评价结论的准确性。
将房地产开发企业的竞争力分为三类：经营能力（评价指标有固定资产原值、流动资产平均余额、技术职工人数、销售收入、市场占有率、人均工资额、总资产周转率等）；效益能力（评价指标有资产效率、劳动生产率、人均利税率、资本收益率、资产报酬率、销售利税率、成本费用利税率等）；发展能力（评价指标有销售收入增长率、利税增长率、总资产增长率、工资额增长率、科技经费增长率，技术进步率等）。
因子分析的计算步骤包括将因子表示为变量的线性组合金融论文，然后构造原始数据矩阵W0、求W0的标准化数据矩阵W、求W 的相关系数矩阵T、求T的特征根λ及特征向量S、建立主成分表达式、计算每个主成分的贡献率U、按累计贡献率的最低限值选取主因子个数P、计算主因子的因子载荷矩阵B、求B的正交因子解、建立因子得分模型上H（见式①）、计算主因子综合得分Z（见式②）、计算因子综合得分得相对得分Z’（将样本综合得分按由小到大顺序在评价区间[Φ1 , Φ2]上进行归一化处理（见式③）。
Hi = ai1W1+ ai2W2+ … + ai nW n( i =1, …, P)①
式中：Hi为第i 个主因子的得分值；Wj为第j 个变量得观测值；P为选取的主因子个数；aij为第i 个因子的第j 个变量的得分系数。
Z(i) =Σ(Uj×Hij) / (ΣUj) ( i= 1,2, …,M;j = 1,2,…,P)②
式中：Z(i)为第i 个样本的主因子综合得分; Uj为第j 个主因子的贡献率；Hij为第i 个样本的第j 个主因子的得分值。
Z’(i) =Φ1+(Φ2－Φ1)×(Z(i)－Zmin) / (Zmax－Zmin)③
式中：Z’(i)为第i 个样本的主因子相对得分，按其落在评价区间[Φ1 , Φ2]的位置评价出企业的竞争力大小。
2、 银行和房地产开发企业间的信息对称程度
银行和房地产开发企业间的信息不对称指的是房地产开发企业拥有更多的内部信息，这些内部信息有的能反映出房地产开发企业存在的缺陷甚至致命的弱点，而投资方银行相对缺少企业的这些内部信息，从而使银行面临信贷风险。信息不对称有两个极端，即信息完全不对称和信息完全对称，事实上，这两种极端的情形在实际生活中几乎不存在，绝大多数情况是间于这两种极端情形之间。为了量化的需要，可以把信息完全不对称时的值定义为0，把信息完全对称时的值定义为100。
要度量信息对称的程度，就要明确融资信息从房地产开发企业的哪些指标获取。根据房地产开发企业的特点，可以从房地产开发企业的管理制度、财务制度（报表的效度和信度）、治理结构的清晰程度、以及对银行提出的合理规避逆向选择和道德风险的条件的认可度来获取。从而信息的对称程度可以用下表来度量核心期刊目录。
融资信息对称程度度量表
指标
权数
评价层次（参数）
管理制度
15
完善（1）
较好（0.8）
一般（0.6）
较差（0.4）
差（0.2）
财务制度
15
优（1）
良（0.8）
合格（0.6）
较差（0.4）
差（0.2）
治理结构
10
清晰（1）
不清晰（0）
条件认可度
信贷约束论文篇（2）
实证分析
农户所受到的各种信贷约束及融资选择结果见以2007年为例，约28％的农户未发生借贷。借款农户中非正规金融借款占主导（43．45％使用非正规金融，18．54％使用正规贷款，9．93％使用混合借款）。正规金融借款主要来自农村信用社（86．36％），非正规金融借款中亲友互借款占91．90％。调查结果显示：52．71％的农户不受信贷约束，受信贷约束的农户中，供给型信贷约束（33．33％）多于需求型信贷约束（13．96％）。模型二分别考察数量约束、交易成本约束和风险约束对农户选择非正规金融的影响。表3下部分给出选择方程中影响农户发生借贷的主要因素。其中户主受教育程度和农户收入显著地降低农户借贷的可能性。农户家庭人口规模、生产成本和土地经营面积都显著地促进农户借款的概率。农户发生借贷的概率与户主年龄呈现显著的“∩”形关系，表明农户对外借款的可能性随着户主年龄的增长不断提高，当户主步入中年时对外借款的可能性最大，之后对外借款的概率随户主年龄上升而下降。本文重点考察不同类型信贷约束对农户使用非正规金融的影响。模型一的回归结果表明供给型和需求型信贷约束都明显提高农户使用非正规金融的概率，且需求型信贷约束在更大程度上促进农户选择非正规金融。供给型信贷约束促进农户向非正规金融借款可能基于两种原因：一是正规金融机构金融的金融供给有限，难以满足全部农户的资金需求。这使得部分农户不得不寻求非正规金融资金满足其资金需求。二是正规金融机构策略性地只批准部分农户的贷款申请，迫使农户求助于非正规金融以弥补其资金缺口，正规金融机构从而借助非正规金融的信息优势和监督机制保障正规金融信贷资金的使用效率。［22］本文进一步研究发现需求型信贷约束较供给型信贷约束更大程度地影响农户对非正规金融的选择。这意味着在制定农村金融政策时，仅扩大正规金融的供给还远不能满足广大农户（尤其是贫困农户）的金融需求，因为农村金融市场中部分信贷约束来源于信贷需求方自身。这也是多年来尽管正规金融机构不断扩大资金供给，贫困地区的农户仍广泛依赖非正规金融融资的重要原因之一。与预期一致，非正规借款方程中户主受教育程度、农户家庭资产和收入都降低农户使用非正规金融融资的概率。较高学历可一定程度反映农户的经营管理能力，同时农户家庭资产与收入反映了农户抵押和偿债能力。这些因素都有助于农户获得正规金融机构贷款、减少对非正规金融的依赖。回归结果中，家庭人口规模和农户生产成本都正向影响农户选择非正规金融的概率。这可能是由于较多的家庭人口便于拓展社会关系，广泛的社会交往有利于农户获得亲友的资金援助。模型二的回归结果显示：交易成本约束对农户选择非正规金融的影响并不显著，而风险约束对农户选择非正规金融的边际影响高于数量约束。本文认为以上回归结果与当前我国农村金融市场的发展现状是相吻合的。近年来，农村信用社和邮政储蓄等正规金融机构之间相互竞争，不断增加金融供给，提高金融服务质量。农户获得小额贷款程序不断简化，以农信社广泛推广的“信用证”服务为例，信贷员深入各村，无论农户是否存在资金需求，信贷员通过村委会、根据农户家庭资产和收入状况提前授予农户信贷额度，并发放信用证作为农户随时提款的凭证。一旦农户产生资金需求，可凭信用证到村委会及时提现。除农信社外，邮政储蓄银行等机构也推出类似的金融服务。近年来正规金融机构金融服务的改善不断弱化了农村金融的交易成本约束。值得重视的是，风险约束从金融需求者自身的角度阻挠农户使用正规金融融资。这些农户局限于亲友互小规模借款，抑制了农户大规模使用借贷资金的效率。长期以来，我国农村金融改革侧重金融供给制度的重构与改进，忽视了农户惧怕和规避风险的融资心理，缺乏对农业生产投资的保险措施，这也是农村金融改革成效甚微的原因之一。
信贷约束论文篇（3）
近年，“三农”问题受到学术界、政府和社会的高度关注，在众多长期制约农村经济发展的瓶颈当中，整体农村金融市场的落后、农村金融服务发展的滞后、尤其是农户信贷需求的满足程度较低等问题也受到了越来越多的关注。正规金融机构以中国农业银行、中国农业发展银行、中国农村信用合作社为主体，非正规金融机构以高利贷、私人钱庄、私人借贷、小部分当铺为代表，共同构成了中国农村金融市场正规与非正规金融机构并存的二元格局。
本文认为正规金融机构的信贷配给不足是农户信贷约束的根本原因，长期约束性制度下的信贷配给不仅形成了对信贷需求的直接约束，还会影响人们的行为预期和行为选择，从而导致了抑制需求的行为惯性，即需求型信贷约束。很多调查研究也显示，农户具有小规模、分散性和缺乏抵押品的特征，但是正规金融机构并没有能够开发出有效的风险管理机制。对于大多数农户来说，正规贷款存在交易成本和风险成本过高的问题，使其宁愿放弃贷款，或选择利率较高但手续简单且不需要抵押和担保的民间贷款，这实质上也是正规信贷约束的一种重要表现形式。
本文从农户的信贷需求入手，认为正规金融机构过高的交易成本和不完善的信贷配给甄别机制与农户的风险规避行为交互作用，提高了农户的信贷成本，从而产生了需求型信贷约束。一方面基于正规金融机构向农户借贷的信贷配给现状，分析目前我国农村金融服务主体缺位、信贷配给不足现象以及这种现象对农村金融市场及社会发展产生的负面影响；另一方面要对农村非正规金融的规模及成熟程度进行研究，分析二者的互补性与替代性。最终，实证分析影响农户借贷需求的因素，对现阶段我国的农村金融体系提出改进意见，进而促进农村金融市场能够更好的实现资源配置的基础性职能，从而促进农村金融市场的改革，推动社会的和谐与稳定。
一、农户信贷约束的甄别
关于信贷约束的鉴别，Boucher（2005）将信贷约束分为供给型和需求型两大类：供给型信贷约束表现为贷款申请人的申请被拒或者贷款申请人得到的贷款数额低于其实际需求额度；需求型信贷约束产生的原因主要是由于信贷合约的交易成本或风险过高，使信贷申请人自愿放弃贷款。显示偏好理论指出农户的信贷行为可以直接、准确地反映其内在偏好倾向，本文根据显示偏好理论的识别机制来区分受访农户是否受信贷约束。
本文考察了农户受到信贷约束的原因，并依据其特征和属性进行了分类。我们认为有效的信贷需求是指能够偿付资金成本的需求。受到信贷约束的农户，主要包括两种情况：一种情况是：存在信贷需求的农户却因“怕催债”、“没有能力偿还”而在过去一年放弃向正规金融机构申请贷款，以及因“时间紧迫”、“贷款额度较小”、“附近没有正规金融机构”转而选择民间借贷；第二种情况是：虽然农户在过去一年申请了贷款，但是“申请被拒绝”或者“实际贷款数额小于申请贷款数额”。与之相反的不受信贷约束的农户是指：过去一年向正规金融机构申请过贷款并且实际贷款数额等于申请贷款数额的农户，以及不需要贷款而在过去一年没有申请贷款的农户。
对于供给型信贷约束，本文根据农户与正规金融机构的关系来甄别：包括家庭成员是否有农信社员、存款存放地是否在正规金融机构、以往借款来源是否来自正规金融机构，只要满足上述任意一个条件也会被视为受到“供给型信贷约束”。
二、数据来源及基本特征
本文采用2007和2008年对全国12省农户的农村金融调查数据。本文选取了有关农户家庭特征、农户生产经营和生活条件方面的信息、农户家庭与金融机构关系等相关数据，为考察农户的信贷约束以及农村金融市场信贷配给提供了实证支持。本文实证分析囊括了有效样本农户1744户，其中来自东部地区农户755户，中部地区农户798户，西部地区农户191户；受到信贷约束的农户总计607户，占所有农户总数的34.8%。表1给出了样本主要变量的基本统计信息。如表1.
三、影响农户信贷约束的实证分析
在识别受到信贷约束的个体后，我们更关心的是哪些类型的农户更容易受到信贷约束，以此找到解决信贷约束问题的关键。下面我们采用Probit模型来考察影响农户正规信贷约束的因素，评估信贷约束在农户的经济行为特征中所产生的影响。其模型表达式是：
Probit：■（Z）=■■（V）dv；
Zi=β0+β1Xi+β2Yi+β3Ri+β4Di+εi
上式中，Z代表农户是否受信贷约束。
若农户受到信贷约束，则用Z=1表示；
若农户不受信贷约束，则用Z=0表示。
X、Y、R、D代表影响农户是否受到信贷约束的外生变量，包括四个方面的变量：X是包括户主年龄、户主年龄平方、户主受教育年限、人口负担率为主的农户家庭特征变量；Y是以经营土地面积、家庭净收入对数、生产性固定资产对数、房屋为主反映农户生产经营和生活条件方面的特征变量。R是包括是否为农信社社员、家庭存款存放点、以往借款来源为主反映农户家庭与金融机构关系的变量；D是反映农户地区差异的地区虚拟变量，包括西部、中部、东部三个地区。
计量结果如下（表2）：
从模型估计的结果来看，我们可以得到如下结论：
首先，Probit回归表明以户主年龄、户主受教育年限、人口负担率为主的家庭特征变量的影响显著。户主年龄对信贷约束概率的影响为“∩”型，经计算，“∩”的拐点在45岁。分年龄段看，青壮年农户多以外出务工为主，收入金额和时间通常是不固定的，还款能力会受到一定的影响，因而受到的信贷约束就小。中年农户通常留在农村，一方面，要从事农业生产以增加收入；另一方面，其子女教育或婚嫁、父母赡养等都将导致该时期家庭较大的消费支出，进而增加农户资金需求。随着年龄增长，老年农户的未来收入减少，偿还能力会逐步下降，从正规金融机构获取贷款的难度逐渐增大。因此相比其他时期，中年农户更容易受信贷约束。
户主受教育年限的增加会降低农户受信贷约束的概率。一方面，教育程度较高的农户行业局限小，其收入来源可能更加趋于多样而愈发稳定，信贷需求的倾向应当趋于下降；另一方面，户主教育程度越高，农户对信用社了解程度越高，熟悉贷款程序和其他贷款信息，获得信贷途径越强，可以在一定程度上降低农户受信贷约束的概率。
家庭人口负担率的增加会提高农户受信贷约束的概率。人口负担率反映的是家庭学前人口、在学人口以及老年人口占总人口的比重。一方面，人口负担较重的农户家庭会在子女教育、医疗消费方面支付较多的费用，从而提高农户的信贷需求，使之更容易受到数量约束；另一方面，家庭负担率越多，家庭劳动力比重越低，生产经营能力下降，农户增加收入的机会越少，这会在一定程度上提升农户的风险规避倾向，形成需求型信贷约束。
其次，Probit回归显示以家庭净收入、农户经营土地面积为主反映农户生产经营和生活条件方面的特征变量对农户受信贷约束的可能性具有显著影响。家庭收入越高，农户受信贷约束的概率越低。家庭收入对信贷约束的影响主要是因为收入和风险偏好有密切关系，借入水平的高低在某种程度上是以家庭预期收入作担保。收入的提高会降低农户的风险规避倾向，同时还能增强农户申请和偿还贷款的信心与能力。收入越高的农户越容易能够从正规金融机构获得贷款。所以收入对信贷约束产生负的影响。
经营土地面积越大，农户受信贷约束的概率越小。经营土地面积在一定程度上反映了一个农户家庭的经济实力，承包土地面积较大，通常农户的经营和生产能力更强，抵御风险的能力相对更强，从而获取正规金融机构贷款的难度较小，相应地农户受需求型信贷约束的概率越小；另外，实际经营土地面积较多的农户往往是一些种植、林业、渔业等农业生产大户，由于这些农户有较好的投资项目和较强的偿还能力，从而贷款获得批准的概率越大，相应地降低农户受供给型信贷约束的概率。
此外，我们还发现以家庭存款存放地点、以往借款来源为主，反映农户金融管理方式以及与金融机构关系的变量也显著影响农户受信贷约束的概率。probit模型结果显示凡是在正规金融机构具有存款的农户受到信贷约束的可能性相对较低。这可能是因为在正规金融机构有存款的农户通常可以通过抵押定期存款获得急需贷款；同时这些农户与金融机构的交往密切，在获得贷款方面具有信息优势。以往借款来源对信贷约束的影响说明有正规金融机构借款经历的农户，更了解借款信息，更熟悉借款程序，因而受信贷约束的概率更低。
最后，区域金融资源配给也是决定农户是否受到信贷约束的主要因素。从区域分布来看：农村金融市场相对发达的东部地区，农户受到信贷约束的程度相对较低；而金融市场发展相对滞后的西部地区，信贷约束发生的概率较高；中部居中。
四、政策性建议
当前农村借贷市场还很不完善，农户的借贷需求并不能很好地得到满足。在此提出以下政策建议：
第一，发展多种形式的农村金融组织。农村金融需求是多样性的，并且还在不断地发展变化。国家相关部门在制定农村金融体制改革的政策时，要因地制宜，给地方的金融部门一定的改革自，发展多种形式的农村金融组织。当前关键是抓好信用社改革，使之发挥农村金融主渠道作用，同时还要发展农村政策性银行、农村村镇银行、小额信贷公司等。
第二，设定市场准入条件，适度开放市场，以促进农村借贷市场的适度竞争。大部分农户的信贷需求是靠非正规借款来满足，非正规借贷在农村借贷市场中发挥了很大的作用。但是，由于货币当局对于非正规金融的严厉管制的态度，使非正规借贷无法进一步扩展规模和经营网络，不能发挥出非正规借贷更大的作用。因此，设定市场准入条件，适度开放市场，对于促进农村信用社的改革与发展，促进农村借贷市场的发展，满足农户的借贷需求及金融需求方面都有正向效应。
第三，增加农村政策性贷款，加大农村金融机构的扶持力度。农村的贫困家庭的偿债能力相对而言都较低，贫穷农户往往被排除在农村借贷市场之外。为此，国家应该增加农村政策性贷款，来帮助农户脱贫。同时，农户生产经营小而分散，为农户提供金融服务费用大、风险高。因此，政府应当对农村金融组织实行鼓励和扶持政策。比如，对农村金融组织实行税收优惠政策，凡是为农民提供金融服务的，不论所有制形式和规模大小，都可以考虑不交或少交营业税、所得税，以扶持农村金融事业发展。
参考文献：
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[3]韩俊，罗丹，程郁.《信贷约束下农户借贷需求行为的实证研究》[J]，农业经济问题，2007年2月，44-52
[4]刘华，嵇立.《农户信贷需求影响因素的实证研究——基于对江苏省建湖县的调查》[J]，安徽农业科学，2010年
信贷约束论文篇（4）
中图分类号：F820.589 文献标识码：A 文章编号：1003－7217(2010)06－0015－07
受2008年全球金融危机冲击，2009年以来我国出口急剧下滑，投资虽在一系列政策刺激效应下呈现高速增长之势，但若没有消费需求的最终支撑，其增长的潜力和可持续性仍存在一定的不确定性。基于此，中央政府于2009年初出台了一系列政策，将扩大消费需求作为经济工作的重中之重。其中，消费信贷作为重要的刺激手段，一直以来受到各方的普遍关注。自1998年商业银行开展消费信贷以来，该项业务已在我国取得了长足发展。消费信贷余额由1998年末的456.2亿元增至2008年末的35397亿元，年均增速达54.52％。人均消费贷款余额由1998年末的109.64元增至2008年末的5834元，年均增长48.8％。与此同时，消费信贷余额占贷款总额的比重也由1998年的0.53％升至近两年的12％左右。但与我国消费信贷的蓬勃发展形成鲜明对照，国内关于消费信贷对居民消费行为影响的研究并不多见。为此，我们在对消费理论和实证研究进行系统梳理的基础上，就信贷条件对我国城镇居民消费的影响进行了计量分析，以期能够对相关政策实施提供有益参考。
一、文献综述
(一)国外研究
有关消费的理论和实证分析中，经济学家通常以Modigliani和Ando(1963)所提出的生命周期假说(LCH)和Friedman(1957)所提出的持久性收入假说(PIH)作为研究基准。后来，Hall(1978)在卢卡斯批判的基础上，把理性预期方法应用于消费行为理论，将生命周期一持久收入理论和理性预期理论融合，形成理性预期持久收入假说。该理论指出，如果消费者对持久收入的预期是理性的，则前期消费就是本期持久收入的最佳预期。因此，本期消费仅与前期消费有关，其他任何变量对消费都没有解释和预测能力。
自从理性预期持久收入假说诞生以来，大量的实证研究围绕这一问题展开，但大部分研究都不支持理性预期持久收入假说。相反，这些研究发现居民消费和同期收人之间存在很强的正相关关系，理论上称为“消费的过度敏感性”，并指出这种敏感性的存在主要是由于：
(1)流动性约束的存在。一些研究发现，当消费者尤其是低收入消费者的收入出现暂时下降时，他们无法或只能有限地从银行贷款来平滑消费支出，导致当期消费对收入的依赖性比持久收入假说预言的更大。
(2)居民收入、支出所面临的不确定性。不确定性是导致消费者偏离生命周期一持久收入理论的另一重要因素(Madsen and McAieer，2000)。如当前收入的大幅下降，会加大未来的不确定性，居民会选择多储蓄、少消费，这强化了消费与同期收入的正相关关系。
(3)实际利率变化造成消费对同期收入表现出过度敏感性。但国外相关研究对此的结论并不一致，Miehener(1984)通过理论模型证明，实际利率使消费对当期收入表现出过度的敏感性。而Campbell和Mankiw(1987)类似的实证研究却发现，实际利率对消费增长率的作用在统计上是不显著的。
(二)国内研究现状
国内学者对中国消费函数的研究显示，我国居民消费行为具有典型的过度敏感特征，但在其原因的探讨上，学术界尚没有达成一致结论。一些研究认为流动性约束、收入不确定性的增大，是中国低消费增长和内需不足的根本原因；而另一些研究指出，由于我国储蓄存款高企，居民并不存在明显的流动性约束，因为在即期收入下降时，消费者并不用向银行贷款，只需动用储蓄平滑当前消费即可。
国内研究在对流动性约束的刻画和度量上仍有待进一步改进。如赞同我国居民存在流动性约束的代表性研究中，万广华等人将消费对收入的过度敏感性系数作为流动性约束的变量，而实际上敏感性系数仅仅刻画了消费对当期收入的依赖程度，这种依赖既可能源于流动性约束，也可能受到不确定性的影响。因此，敏感性系数只能说明是否存在短视的消费者，并不能确定短视消费者是否面临流动性约束。而申朴、刘康兵(2003)在研究中将“借贷收入/货币收入”作为流动性约束的变量，虽然具有相对直观的优点，但理论上讲“借贷收入/货币收入”越高，表明消费者面临的流动性约束越小，从而该变量应当与消费成正相关关系，但实证的结果却恰恰相反，研究没有对此作出充分解释。
否定我国居民存在流动性约束的代表性研究大多采取了相对间接的方法，如欧阳俊、刘建民等(2003)通过消费倾向是否小于1来判断其居民存在流动性约束与否，并指出我国80％的中等收入及以上的家庭消费倾向小于1，从而断定我国不存在流动性约束。然而，消费倾向仅仅是消费者在面临一系列约束时的事后决策结果，并不能刻画其决策前消费意愿受流动性约束影响的程度。消费倾向小于1，也有可能是消费者预期即将面临流动性约束而进行预防性储蓄来缓冲的结果。而孔东民也是用收入下降时的敏感性系数是否大于收入上升时的敏感性系数，来判断消费者是否存在流动性约束，而没有考虑敏感性是来自未来收入预期的不确定性，还是当前的流动性约束。
(三)消费信贷与流动性约束
国外大量实证研究表明，信贷的可获得性差(Duesenberry，1949)、非对称借贷利率(Pissarides，1978)、体制(Stiglitz & Weiss，1981)等资本市场的不完善，将使消费者面临流动性约束。Jap－pelli和Pagano(1989)进一步发现，在消费信贷与消费总额的比率较低的国家，消费对消费信贷的敏感性系数更大，且消费对收入的敏感性系数与居民负债水平负相关，从而有力地证明了金融市场欠发达地区和低收人群体面临的信贷约束更强，银行贷款能够帮助流动性约束型消费者实现消费的跨期平滑，削弱了消费与即期收入的关系。很多相关研究也证实了消费信贷与消费之间的这种正向关联。
值得一提的是，Bacchetta和Oerlach(1997)通过对5个经合组织(OECD)国家的研究发现，可预期的消费贷款增长和消费之间存在正相关关系，他们还引入了贷款利率与存款利率的差值来衡量银行信贷条件的松紧程度，得出利差与未来消费总额呈显著的负相关关系。据此，研究指出，银行信贷条件的变化能够影响流动性约束型消费者的消费行为，进而影响消费增长。
比较而言，国内学者关于消费信贷对消费行为影响方面的研究相对薄弱。叶耀明、王胜(2007)关于金融市场化与消费之间关系的研究显示，金融市场化通过各种渠道降低了消费者面临的流动性约束，释放了消费需求。然而，该研究采用的金融市场化指数是涵盖了银行业市场竞争、股票和债券市场发展程度等多方面内容的综合指标，无法区分这种影响是来自资本市场，还是信贷市场，从而无法区分信贷对消费的具体影响。赵霞、刘彦平(2006)则以1999年为界，通过设置时间虚拟变量，考察1999年消费信贷发展后对居民消费函数的影响，研究表明，消费信贷的发展缓解了流动性约束的程度，促进了居民消费增长率的提高。但该研究只考察了消费信贷开展前后消费对收入敏感性系数的变化，并没有更加直接的证据表明这种变化来是否由消费信贷引起。而且，现有研究结论很难对表1中我国消费信贷与消费率的迥异变化做出合理解释，即为何1998年以来我国消费贷款占GDP比重总体趋升的同时，由1998年的0.55％快速升值2008年的11.69％的同时，最终消费率却出现了持续下滑的态势，由1998年的59.6％持续降至2008年的48.6％。按照一般的理解，消费信贷占GDP比重上升意味着居民面临的流动性约束下降，会带动居民少储蓄、多消费，从而提高消费率，但现实却给出了相反的答案。据此，本文试建立一个包含消费信贷条件的消费函数，通过对信贷条件相对直观的量化，考察近年来消费信贷的发展对居民消费行为的影响，以期能够对现实作出相对合理的解释。
二、信贷条件与居民消费行为：基本分析框架
理性预期持久收入理论假定所有消费者都没有受到流动性约束，能够在既定利率下自由借贷，而且该利率与消费者的时间偏好一致，由此消费者跨期效用最大化的条件是，消费者在不同时点上的边际效用相等：
Et-1u’(Ct)＝u’(Ct-1) (1)
式(1)中，Ct是个体非耐用品和服务的消费，μ(・)是凹型效用函数的一阶导数，Et－1是个体利用t－1时期所有可得信息对t期效用的预期。假定效用函数具有不变弹性，且消费的对数服从正态分布，则消费对数的增长率是不可测的：
ln Ct－a＋εt (2)
式(2)中，ΔAln Ct＝ln Ct－ln Ct＝Ct－1，α是常数，εt是消费对数的新息，与过去所有的信息都不相关，因此是无法预测的。但实际上εt是事前可测的，一些学者指出，有部分消费者是根据当期收入消费的，因此，这部分人的预期消费取决于预期收入，从而式(2)变形为：
ln Ct＝α＋βEt－1ln(Yt)＋εt (3)
其中Yt代表可支配收入，β就是消费对收入的过度敏感性系数。大量研究显示：O＜β＜1，代表了流动性约束型消费者所占的比例。然而，假定部分消费者仅仅消费当期收入的前提过于苛刻，因为即使他们面临流动性约束，也能在一定程度上通过借贷平滑消费。因此，可以将信贷变量加入模型得到：
ln Ct＝α＋βtEt－1Xt＋βt (4)
其中Xt是包含可支配收入和相关信贷变量的列向量，βt则是代表敏感性系数行向量；Xt中信贷变量是流动性约束型消费者所面临的信贷条件。借鉴Bacchetta等人和Gerlach(1997)的研究，选取两个变量作为信贷条件的变量：
(1)消费信贷总量。用来衡量信贷的可获得性，并假定流动性约束型消费者获得的消费贷款与消费信贷总额正相关。
(2)存贷款利差。根据Bacchetta(1996)和Caminal(1996)的研究，存贷利差反映了银行向借款者索取的风险补偿，利差扩大表明银行信贷条件趋于收紧。
本文的实证模型主要以式(4)为基础，但由于消费者在t－1期对t期Xt的预期Et－1Xt是不可观测的，所以，假定Xt与一组在t－1期可测的工具向量 zt线性相关：
Xt＝Гzt＋ηt (5)
其中Г是系数向量，zt＝[1，z1t,z2tzkx]，据此t－1期对t期Xt。的预期Et－1ΔXt。可通过式(5)估计，并可将估计值带入式(4)进一步估计各变量的敏感性系数。
三、信贷条件对居民消费行为影响的实证检验
(一)变量选取及平稳性检验
考虑到我国自1999年才大力开展消费信贷业务，相关数据时序较短，加之2002年后才有相对完整的收入、消费支出季度数据。因此，本文数据主要来自2002年一季度～2009年三季度的相关统计资料。其中，当季人均消费支出(Ct)、当季城镇居民可支配收入(Yt)数据都来自中经网统计数据库，当季新增消费信贷(Credit,)数据来自人民银行相关统计资料和报告，上述三个指标都用CPI定基指数(2001年12月为基期)折实，并进行相应季节调整后取自然对数。
衡量信贷松紧情况的利差数据依据Bacchetta等人和Gerlach(1997)的研究数据的可获得性进行了灵活处理。如美国用的是消费贷款优惠利率减去90天国债收益率，加拿大用的是贷款优惠利率减去3个月定期存款利率，日本则是用短期借贷优惠利率减去短期政府债券利率。我国的利率体系相对特殊，并没有像上述国家那样实行市场化定价，而是采取了存、贷款基准利率主要由官方确定，而货币市场利率交由市场决定的方式，从而形成了官方利率与市场利率并存的现象。由于没有消费信贷利率的相关统计，我们采用5年期住房贷款利率作为消费贷款利率的替代变量，在此基础上构建两个利差变量：
(1)5年期住房贷款利率与3个月定期存款利率的差值Spreadlt。这两个官定利率的差值体现了外部政策对消费信贷施加的约束，考虑到2002年
来我国贷款利率的调整较存款利率更为频繁，且存款利率变化必然伴随贷款利率的同向调整，该利差的扩大可以看作消费信贷条件趋紧，预计其与消费具有负相关效应。
(2)5年期住房贷款利率与银行间61～90天同业拆借加权平均利率的差值Spread2t。与Spreadlt不同，银行间61～90天同业拆借加权平均利率波动远大于住房贷款利率变化，利差的扩大更多是由拆借利率下降引起，而这恰恰反映了银行资金头寸较松，信贷条件趋于宽松。因此，理论上Spread2t与消费具有正相关效应。
由于模型要求各变量平稳，回归前我们对此进行了单位根检验。表2中各变量ADF检验结果显示，各变量都在1％的显著性水平下平稳，可进行进一步的计量检验。
(二)模型估计及结果分析
模型估计主要针对式(4)、(5)展开，采用的是两阶段最小二乘法，根据Campell和Mankiw建议，用内生变量二到四期的滞后变量作为工具变量，测试多组工具变量对Δln Yt的预测能力，最后选取Δln Yt-2，Δln Yt-3，Δln Yt-4 Δln(Credit)t-2，Δin(Credit)t-3，Δln(Credit)t-4作为工具变量，其Wald统计量的显著性水平为0.0266。由于模型存在系列自相关，应用AR(1)、MA(1)进行了修正。
表3模型1结果显示，仅仅包含收入变量时，Δln Yt系数显著，消费对收入的过度敏感性较强，敏感性系数达0.8714，当前收入增速每增加1个百分点，将导致当前消费增速增加0.8714个百分点。这同时也显示我国流动性约束型城镇居民占比87.14％，与Chen和Hu(1997)提供的数据对比发现，我国当前流动性约束型居民占比不仅远远高于美国(19％)、英国(23％)、日本(35％)和瑞士(36％)等发达国家，即使与菲律宾(68％)、肯尼亚(73％)等发展中国家相比也明显较高。
模型2的结果则表明，在模型1的基础上加入消费信贷Δln(Credit)变量后，Δln Yt系数没有发生显著变化。而1n(Creditt)的系数也很小，只有0.0005，且在统计上并不显著。说明当前消费增长对消费信贷基本不敏感，这也在一定程度上解释了近年来我国消费信贷快速增长，即占GDP比重总体趋升的情况下，居民消费相对平稳的现象。
模型3在模型1基础上加入了利差Spreadlt，虽然5年住房贷款与3个月定期存款的利差系数为－0.0056，和理论预期一致，但这种负向关系在统计上并不显著，t检验的ρ值高达0.61，说明以官方利差代表的信贷条件的变化对居民消费行为并没有形成明显影响。
模型4中在收入变量基础上加入了利差Spread2。后，回归系数接近于O，统计上也极不显著，预示着用5年住房贷款与同业拆借利差代表的信贷条件变化也对居民消费没有影响。
模型5、6用收入和其他两个信贷条件变量分别回归的结果与此类似，无论是消费信贷变化，还是利差变化，都对居民消费行为没有影响。
对比模型1～6可以发现，消费对收入的敏感性系数都在0.87左右，说明其估计结果相对稳健。
四、对计量结果的进一步解释
计量分析出现了令人困惑的悖论：我国有87％左右的城镇居民面临流动性约束，但信贷条件的变化对居民的消费行为基本没有影响。表4中的数据则显示，我国城镇最低收入户的消费倾向接近1，其中困难户的消费倾向甚至大于1，低收入户的消费倾向接近0.9，即使是中等偏下户的消费倾向大多数年份也都在0.8以上，说明这些家庭的消费接近收入上限，增加消费面临较大的流动性约束，这与我们估计的结果大体一致。
但表5关于不同收入城镇家庭人均贷款额的数据显示，最低收入户人均消费信贷近几年不足lO元，即使最高的2005年也只有15.88元，总体看，中等收入以下的所有城镇家庭在样本考察期间，大多数年份的人均消费信贷额还不足100元。比较而言，最高收入户人均近1000元的消费信贷比低收入家庭相差远远不止10倍。消费信贷能够显著改善流动性约束的前提条件之一，便是这些消费贷款能够流向流动性约束较强的低收入群体。而我国的情况恰恰相反，大量的消费信贷流向了高收入群体，使其对整个宏观消费并没有起到应有的刺激作用。这一方面既与大多数居民消费观念落后，对负债消费难以接受有关，也受到商业银行服务意识、服务质量不高的制约。
在面临流动性约束却又难以有效缓解的情况下，居民的储蓄意愿逐步增强。人民银行城镇储户调查问卷显示(见图1)，我国居民获得收入后当期选择“更多消费”的居民占比2001年来总体趋降，由2001年一季度的33％逐渐降至2007年三季度的18.28％，之后虽然出现短暂回升，但2009年后又急剧降至15％左右。与此形成鲜明对比的是，选择“更多地储蓄”的城镇居民占比总体趋升，如果把城镇居民“更多地投资”行为看成一种积极储蓄行为的话，2009年以来二者合计占比达85％。
不仅如此，针对储蓄目的的进一步调查显示(见图2)，养老、防病、防失业或意外急需以及未来子女的教育费用等“预防性储蓄”是居民储蓄的首要目的，其占比一直稳定在60％以上，2009年更是超过95％。其次，为未来住房、购车等“一次性大宗购买”而储蓄的居民占比一直在40％以上，2009年一直都在50％以上。这说明为了应付未来的不确定性和可能的大额支出，大部分居民不得不通过储蓄来实现消费的自我平滑，从而抑制了当前的消费意愿。
信贷约束论文篇（5）
融资困难是小企业普遍面临的一个问题。据国家信息中心和国务院中国企业家调查系统等机构调查，81％的中小企业认为，一年内流动资金部分不能满足需要，60.5％的中小企业没有1―3年中长期贷款。小企业由于公开经营信息等成本太高、固定资产等可抵押担保品不足，以及所有者和经营者常常合为一体，造成借贷双方信息严重不对称，形成了相对大企业的信贷约束。随着小企业对国民经济的贡献率不断上升，尤其在扩大就业、满足消费者多样化需求、实现社会专业化协作、进行技术创新等方面发挥出日益重要的优势和作用，针对小企业融资困境，有必要深入研究小企业融资特征以及融资困境的内在成因。
一、文献回顾
(一)国外文献回顾 国外学者对中小企业融资理论的研究主要表现在以下方面：(1)信贷配给理论。Stiglitz与Weiss(1981)指出，信息不对称导致的逆向选择和道德风险是产生均衡信贷配给的基本原因。当面临对贷款的超额需求时，银行为避免逆向选择，不会用提高利率的办法来出清市场，而是在一个低于竞争性均衡利率的水平上对贷款者实行配给。在配给中得不到贷款的申请人即使愿意出更高的利率也不会被银行接受，因为高价的借款人可能选择高风险项目，降低银行的平均资产质量。Where(1983)的信贷配给模型拓展了Sfigliz等人的理论，指出在借款人风险中性的条件下，银行的抵押品要求也可能成为信贷配给的内生机制。(2)关系型借贷理论。Greenbaum与Thakor(1993)认为，当小企业无法从银行得到正式的贷款承诺，或者无法获得无条件承诺的贷款合同，企业就会寻求变通的办法。方法之一是诉诸市场机制，通过购买长期的含有佣金的隐性合同，企业与银行可以建立更紧密关系。这是借贷双方在具有相对稳定的长期交易关系和有效的跨期贷款定价与交叉补贴机制激励下，凭借嵌入在一定社会关系网络内声誉机制和集体惩罚机制的约束作用，提供非外在约束的承诺，进而产生的具有隐性契约特征的关系型融资和约。一些学者认为，较强的“关系”可以使小企业在贷款可获得性、缓解贷款利率、可抵押担保品要求方面能够起到积极的作用(Berger and Udell，1995；Machauer and Weber.2000)。在Diamond(1991)研究的基础上，GraceO.Kim建立了关系投资模型，认为小企业在初始阶段愿意支付较高的利率作为信誉佣金，以保证其在未来获得更好的信贷条件。Grace O.Kim将小企业的激励相容条件分类为获得银行贷款的必要激励相容条件和获得资本市场资金的必要激励相容条件，在此框架内建立了一个基于关系贷款的对银行信贷的需求模型，分析了“关系”在决定信贷价格和信贷数量的角色意义。(3)小企业融资研究。Berger(1998)根据美国小企业的调查数据研究发现，在大银行合并后，小企业得到的贷款减少；小银行之间的合并则会使小企业得到的贷款增加。Berger，Rosen and Udell(2001)在研究了市场规模结构的变化如何影响小企业从一个特定级别的银行获得贷款规模的概率后发现，贷款规模不会因为银行规模而下降。同时发现，银行规模变化会影响贷款利率。研究结论是，在由大银行主导的市场中，小企业的贷款利率会相对较低。Strahan和Weston(1998)研究认为，小银行合并之初，多样化的好处使合并后的银行抗风险能力增强，从而能够向小企业提供更多的贷款；但随着规模的进一步扩大，银行开始有能力向大企业提供贷款，且内部管理也越来越复杂，所以银行对小企业的贷款比率就会下降。Cavailuzo(1998)发现，在小企业信贷市场上，存在着种族歧视，对于美国少数民族企业主，银行往往有较低的贷款承诺率，这些企业也会放弃寻求从市场上获得贷款。
(二)国内文献回顾 目前国内的理论研究主要集中在中小企业融资难的症结分析和融资渠道的选择上。林毅夫和李永军(2001)指出，由于信息不对称，中小企业存在着使用其信息优势在事先的谈判、合同签订过程和事后资金使用过程中损害资金提供者利益的激励因素，导致逆向选择和道德风险。张杰(2000)从信用角度分析，认为民营经济的金融困境是渐进式改革过程中的内生现象，民营经济与银行之间脆弱的横向信用联系不足以维系对其金融支持，因而民营企业的金融困境从根本上来说是一种信用困境。张捷(2002)指出中国的金融业改革导致银行贷款决策层次上移，不利于基于“软信息”的关系型借贷开展，再加上信用担保体系的不完善，中小企业融资难的问题显得更加突出。林毅夫和李永军(2001)从我国劳动力丰富、资本稀缺的要素禀赋出发，认为我国中小企业进行直接融资的成本较高，企业规模的限制决定了采取编制公开财务报表上市要承担巨大的信息成本；从企业的技术类型看，中小企业以劳动密集型为主，解决中小企业融资困难唯一的方法是大力发展中小金融机构。贺力平(1999)认为，妨碍我国银行机构扩大对中小企业信贷支持的主要因素是银行机构缺乏企业客户风险方面的足够信息，从而不能做出适用的风险评级并提供相应的信贷服务，指出可以通过发展非国有金融机构和转变国有金融机构的经营方式来解决贷款者与中小企业借款者之间的信息不对称问题。
从以上可以看出，国内外专家、学者对中小企业的融资问题进行了大量的研究，相关研究成果也已对解决中小企业融资难起到了一定的作用。依据中小企业的划分标准，中小企业在资产总额、年销售额的差距可达几十倍以上，从而在融资能力、融资渠道、资信水平、社会认同度等方面中小型企业间有着较大的差距。将中小企业置于同一框架内，以相同标准进行研究结论可能更适合中型企业。同时，国内学者对中小企业信贷融资方面的研究多专注于成因、对策及理论解释方面，运用数据资料进行实证研究较少。本文以特定区域内小企业作为研究对象，通过实际调研数据进行实证分析，力求找出影响小企业信贷融资约束的影响因素。
二、研究设计
(一)研究假设 本文依据信贷配给理论与关系型借贷理论提出了研究假设。
(1)信贷配给理论。一般认为，中小企业的特点决定了银行信贷是其发展过程当中重要的融资来源之一，因此，关于中小企业信贷配给问题的讨论也是中小企业融资理论的一个重要分支。均衡信贷配给一般分为两类，一类是按照银行标明的利率，所有贷款申请人的借款需求只能得到部分满足；另一类是银行对不同的借款人实行差别待遇，一部分信息不透明的企业的借款需求被拒绝，这类企业多为小企业。Besmr(1987)讨论了抵押品在信贷配给中的作用，他认为抵押品可以和利率同时作为银行分离贷款项目风险类型的甄别机制，也就是银行可以通过企业对抵押品数量变动的反应的敏感程度来分离高风险和低风险的贷款项目。由此提出如下假设：
假设1：有实力、盈利能力强、能提供担保的小企业能获得更多的银行贷款。
(2)关系型借贷理论。一般认为，小企业贷款技术方法可归为四类：基于财务报表型、资产抵押型、资信评估型与关系型(Berger and Udell，2002)。前三种贷款技术属于交易驱动型贷款，是银行在企业经审计财务报告和可置信资信评估等“硬信息”分析基础上做出的，而关系型借贷是基于银企间长期信任合作关系所产生的“软信息”做出。小企业由于规模限制与可担保抵押品限制，在使用经审计的财务报告和可置信资信评估报告方面面临高成本约束，因而在交易型贷款使用方面与大企业相比存在明显劣势。但其在使用关系型借贷方面，特别与地方专业型小银行的合作具有独特的优势，表现为优惠的贷款利率、降低贷款的抵押担保要求等。由此提出如下假设：
假设2：与银行关系良好的小企业能获得更多的信贷支持。
(二)样本及数据选择 我们对郑州市小企业进行了实地调研，取得有效样本95家，企业类型包括工业及建筑类、商业批发与零售类、高新技术类、住宿与餐饮类等。为便于数据的可比性，本文主要采用2007年度的数据。样本企业中不包含国有小企业和外资小企业，由于其背景的特殊性，在融资方面与普通民营小企业存在明显差异。在郑州市小企业融资结构中，主要依靠内源融资，商业信用为19.56％、银行信贷为17.78％、民间借贷为11.63％。在95家样本企业中，仅有10家左右处于成长期和成熟期的小企业的融资来源中，银行信贷处于第一的位置，这些小企业经营业务稳定、风险较小，而且固定资产总额占总资产的比例较高。由于一些小企业财务管理水平低、报表账册不全、内部控制制度不健全，可能存在个别数据不准确的情况。另外样本企业只是郑州市小企业极小一部分，是否反映郑州市小企业的总体情况还值得商酌。
(三)变量定义 根据本文研究需要，因变量设定为小企业的银行信贷，通过该指标评价小企业的信贷约束状况。根据文献研究和实地调研，小企业银行信贷主要与以下两类因素有关：一是小企业的基本特征，如企业规模、有形资产、盈利能力、商业信用等。其中，企业规模以主营收入来评价，表明企业的生产规模与现金流入能力。有形资产主要指固定资产净额、货币资金、存货与应收账款等，反映企业抵押担保能力与负债能力。盈利能力的强弱与企业能否获得银行信贷密切相关，尤其是反映企业核心业务的主营业务利润指标。商业信用是企业间的相互融资行为，延长付款期能暂缓企业的融资需求。二是银企关系，如贷款形式、企业申贷成本、与银行业务往来的时间等。其中贷款形式反映企业是以抵押和担保的方式还是以信用形式获得贷款，如果是前者，则信贷约束较强。申贷成本反映企业获得贷款所付出的代价，主要是贷款利息以及咨询费、评估费等，申贷成本越高，信贷约束越强。与银行业务往来的时间长表明与银行建立了良好关系，有利于减少信息不对称。基于以上分析，得到如下解释变量(表1)。
(四)模型构建 依据相关基本理论和影响因素分析，构建如下基本计量模型：
Y=β0+β1size+∑β2iTangibleasset+β3Profit+β4Credit+β5Form+β6Cost+β7Time+ε
公式中Y为银行信贷需研究的因变量，ε是均值为0、方差为σ2随机误差项且相互独立，各解释变量与ε相互独立。
三、实证结果分析
(一)回归分析 将所有变量引入回归方程估计模型，再使用逐步回归法构建最适模型，回归结果见(表2)。回归结果与模型设定基本吻合，与银企关系相比较，企业的基本特征对小企业的信贷约束更为显著。
(二)结果分析 从上述回归分析结果看：
(1)固定资产净额对小企业信贷约束最为显著，表明固定资产较多的企业会受到银行信贷的支持。这反映了银行对小企业放贷的主要依据是可抵押担保不动产，强调贷款可抵押担保品要求，从金融机构看主要是确保贷款的安全性，但说明了小企业信用体系与信用制度的缺失和金融抑制政策对小企业信贷需求的扭曲。(2)主营业务利润与信贷的相关性并不显著，说明该指标并不是银行信贷的决定因素，同时也说明盈利能力强的小企业更多的依靠自身利润积累和留存收益等内源融资，而不依靠外部融资。而且，主营业务收入、存货以及应收账款等也不是银行机构放贷的决定因素。主要是由于小企业抗风险能力较差，生产经营中不确定因素较多，主营业务收入波动较大，对负债的保障能力差。由于法律的限制，存货、应收账款等不能用于小企业担保。而中国人民银行(2004)的调查显示，我国约50％的中小企业资产是以应收账款和存货的形式存在。这加剧了小企业的信贷约束和融资困境。因此，改革金融担保制度也是缓解小企业信贷约束的有效途径。(3)应付账款可以缓解小企业对银行信贷的需求，在银行存在惜贷的情况下，通过商业信用的方式进行替代，也证实了小企业信贷约束的严重情况。调查显示，样本企业商业信用主要是本地客户和有长期交易关系的客户，普遍采用“一批货款压一批货款”的付款方式，而且是零利率、无折扣形式。对于非长期交易、非知根知底以及外地客户主要采用现金结算。这也证实了社会信用体系建设的缺失对小企业融资渠道所产生的负面影响。(4)紧密的银企关系有助于缓解小企业的信贷约束不明显。主要在于我国以法律的形式明确规定银行信贷需抵押担保的要求，银行没有动力与企业建立长期关系而获得其经营状况的信息，以此缓解信息不对称问题，表明金融制度的设计需要进一步改革，而且金融借贷利率以及行业进入等受到国家严格的限制，小企业很难通过“关系型借贷”方式获得借款。
信贷约束论文篇（6）
中图分类号：F830.48文献标识码：A文章编号：1000-176X（2011）04-0079-06
一、引 言
尽管我国资本市场融资的发展速度日趋加快，但是在我国目前的融资体系内，通过商业银行进行间接融资的主导地位从未改变。而商业银行的资金来源主要靠存款，因此研究商业银行的存款市场，对促进金融市场的良性循环具有重要的意义。从理性人的理论角度出发：为保证资金链的连续性和盈利性，商业银行注重贷款资产质量的同时，也必然重视存款的数量；为保证金融市场的安全性，监管部门除了要求商业银行满足资本充足率等必要条件外往往还会要求各商业银行公布其年度财务报告；为保证自身存款的安全性和收益性，公众会根据各方面可获得的信息来进行银行的选择，从而构成对商业银行的市场约束。因此，商业银行存在为躲避监管、赢得公众存款而进行盈余管理的激励。但是在我国金融体系尚不发达，基准利率并没有市场化的现实背景下，上述关于存款市场理性人推理的结论是否成立尚有待商榷。
以往对商业银行研究的文献往往集中于贷款资产的信用风险、贷款投向或货币政策的研究，鲜有对商业银行盈余管理进行研究。何谓盈余管理?从字面意义上来看，盈余管理类似于收益管理或者利润管理，但事实上，盈余管理是指：企业以自身利益最大化为目的，在符合法律和遵循会计准则的基础上，调整对外公布的会计公告信息。盈余管理也不同于会计造假，因为盈余管理是在合理合法的情况下进行。一般来说，企业出于各种目的往往需要利用公布的财务数据的信号释放作用，因此进行盈余管理不足为奇，例如，上市公司不希望利润出现大幅的波动，利用盈余管理就可以达到平滑利润额的目的。盈余管理的方法有很多，常见的有利用调整贷款损失准备余额，资产重组，利用应记项目的管理等等。
本文的研究目的是基于商业银行盈余管理和存款人市场约束的视角来探求我国银行融资市场信息传递是否有效。具体来讲，本文研究的对象之一是商业银行，选择探究的方向是商业银行是否利用贷款损失准备进行盈余管理，从而达到其释放信号吸引公众存款的目的；而公众的存款行为也作为本文的研究对象，即我国存款人如何选择银行进行存款，是否受到商业银行释放的信息信号的影响，是否构成了巴塞尔协议监管中的第三支柱――市场约束等等。两个研究对象的行为综合起来可以解释我国存款市场是否是信息有效的。
本文的框架如下：首先进行文献综述，接下来在理论框架部分介绍盈余管理的动机和公众存款选择的市场约束及本文的逻辑主线。实证部分根据逻辑主线进行统计分析和实证研究。最后部分为本文结论综述。
一、文献综述
Bikker 和Metzemakers的研究发现贷款损失准备与银行的报告盈余呈显著正相关关系［1］。因为当银行的实际损失过小时，可计提较少的贷款损失准备来平滑盈余，避免报告盈余的迅速降低；实际损失过大时，可计提较多的贷款损失准备，从而避免报告盈余的迅速增加和较大波动。但是Kim 和Kross，Ahmed等的研究却不支持贷款损失准备的盈余管理假说［2-3］。Cordella 和Yeyati的研究发现银行向市场披露关于其风险的信息越多,市场约束越强,从而银行违约风险就越小。相反,当银行的信息披露不充分时,则市场约束效应较弱甚至缺失［4］。Peria 和 Schmukler认为市场约束可以有效地降低银行业的运营风险［5］。其研究认为市场约束一般分为两种:一是数量约束即当商业银行的运营风险加大时，存款人会减少其在该银行的存款,股东会减少其对该银行的股权投资;二是利率约束即存款人会要求银行支付更高的利率作为风险补偿。上述两种约束都会影响银行资金来源,进而对其发放贷款产生影响。国内的研究中，张正平和何广文对我国主要商业银行，许友传和何佳对城市商业银行的研究中均不支持我国信贷市场上存在显著的市场约束［6-7］。曹元涛和范小云的研究发现亚洲各国对金融监管的加强和金融安全网的实施却导致了这些地区的市场约束的扭曲［8］。
从以上的文献中可以综合得出以下结论：对于公众来说，出于对自身资产的安全需要，往往会通过市场信息选择银行来存款，对风险大的商业银行要求较高的利息，或者进行“用脚投票”，可能造成对商业银行的市场约束。因此商业银行不希望出现盈利大幅波动的现象，因为大幅波动会导致方差增大，也即风险增大。而且降低风险也可以躲避监管部门的注意，因此商业银行可能会有盈余管理的动机。同时，如果资本市场有效，风险增大也易造成股价波动，这显然是商业银行管理层不愿意看到的事实，因此出于释放信号影响公众选择的需要，商业银行也会存在盈余管理的动机。但是上述市场约束和盈余管理动机及行为的结论在文献中尚存在争论。而且在我国金融市场尚不成熟，公众金融意识参差不齐的现实中，是否也会验证文献中的结论，是本文的兴趣所在和要解决的问题。
二、理论分析
1.商业银行盈余管理及存款人市场约束的机理分析
文献综述中已经简要探讨商业银行盈余管理和存款人市场约束的存在理由，本文欲进行详尽的理论阐述，从计提贷款损失准备的角度进行研究。贷款损失准备包括一般准备、专项准备和特种准备。一般准备是根据全部贷款余额的一定比例计提的、用于弥补尚未识别的可能性损失的准备；专项准备是指根据银监会颁布的《贷款风险分类指导原则》，对贷款进行风险分类后，按每笔贷款损失的程度计提的用于弥补专项损失的准备。特种准备指针对某一国家、地区、行业或某一类贷款风险计提的准备。风险高的时候，商业银行会多计提特种准备，反之少提，以平滑利润。一般准备是对可能存在风险的资产计提的准备金，虽然一般准备在净利润中提取从而不能影响企业的报告盈余，但是由于一般准备可计入企业的附属资本从而可以增加资本充足率，所以企业有动机对一般准备的提取余额进行调整。即资本充足率低的时候增加一般准备的计提，从而保证最低资本充足率的要求；而资本充足率高的时候减少一般准备的计提，以免出现资本充足率的大幅波动。专项准备是针对已经出现风险的资产计提，专项准备可以作为一种成本支出，因此专项准备可以影响企业的报告盈余，所以企业往往会在利润丰厚时多计提贷款损失准备，在经营业绩不好的时候，减少贷款损失准备的计提，以此平滑利润波动。就我国目前的情况来看，大多数存款人能了解到的商业银行信息集中来自于各银行的年报。因此如果公众存在对商业银行业绩的判断，往往也依赖于商业银行公布的财务报告。对于专业知识并不丰富的公众和从信息的不易获得性的角度来说，其判断的标准会依赖于几个简单明显的财务指标，例如资本充足率、不良贷款率、商业银行的资产规模等等。因此，综上所述，如果商业银行存在盈余管理进而进行信号显示的动机，那么对贷款损失准备的计提比例应该与商业银行的利润正相关，与其资本充足率负相关，与不良贷款率正相关。
从存款人的市场约束角度来看，如果存款人具备足够的风险意识，会利用可得的信息判断商业银行的风险状况，继而来选择进行存款的银行。而就我国目前信息披露的情况来看，各商业银行的财务年报的财务指标无疑是最重要可靠的信息来源。在几项重要的财务指标中，资本充足率代表了银行自有资本能在多大程度上抵御商业银行的信用风险；不良贷款率代表了商业银行资产状况；资产利润率往往又显示了商业银行的经营情况，对于上市的商业银行来说，资产利润率又是投资者看中的指标决定市场投资的信心。因此，如果存款人是理性的，应该乐于将存款存放于资本充足率高、不良贷款率低、利润率高的商业银行。其结果应为，商业银行的存款增长往往与资本充足率、利润率正相关，与不良贷款率负相关。
但是，上述推理的存在依赖于两个重要的前提：不存在政府对商业银行的隐性担保；存款人需要有良好的金融风险意识。因为如果存在政府对商业银行的隐性担保，就会形成公众对商业银行“大而不倒”的预期，也即资产规模越大的商业银行遇到危机时，越容易得到国家的救助，从而无论其经营状况如何都会吸引众多存款人的存款。如果存款人没有良好的金融风险意识，普遍认为银行不会倒闭，也就不会关注任何商业银行的财务指标。而在我国，这两种情况都是极有可能存在的。首先，我国资产规模最大的四家商业银行是国有控股，而国家又屡次对这四家商业银行进行支持，例如屡次的注资，剥离不良资产，为其上市创造有利条件等等，无疑形成了隐性担保。我国公众往往也缺乏足够的金融风险意识。但是从另一个角度来看，我国的存款不只是家庭存款，还有大量的企业存款，随着近年来我国金融市场的不断完善，企业等机构存款金融风险意识是否得到了加强？我国的实际情况到底如何？能否验证前文的推理结果是值得我们研究的。
2.商业银行盈余管理及存款人市场约束的重要意义
从金融风险监管的角度来说，市场约束作为新巴塞尔协议的第三大支柱，强调市场对银行的风险监督作用。市场约束可以帮助监管部门更好地实现风险监管。因为市场往往可以更加敏锐、更能提早地辨别出潜在的风险。加强对银行业的市场约束可以减少官方的监管成本，使得监管更加富有成效。从金融市场的运行效率角度来说，只有促进市场约束，才能使不同资产规模的商业银行处于公平的竞争条件下，才能使风险控制得好、盈利能力高的银行更加具有发展的空间。存款人对商业银行的市场约束与商业银行的信号显示又是相互影响的。只有存在市场约束，商业银行才有动力进行盈余管理从而信号显示；商业银行的信号显示，又有助于存款人选择存款的银行从而造成市场约束。
因此，无论是从我国商业银行监管还是从我国金融市场的发展角度讲，商业银行的信号显示和存款人的市场约束都具有重要意义。只有具备了信号显示和市场约束这两点，才能使我国商业银行步入更加成熟的发展轨道。本文的实证部分即检验这两者在我国目前的存在情况。
三、实证分析
1.计量模型的设计
本文的逻辑思路如下所示：
存款人市场约束？存款选择？商业银行
商业银行盈余管理？贷款损失准备计提？存款人存款市场信息是否有效？
具体说来即探究存款人是否依据可获得的信息对商业银行进行存款选择，从而构成了对商业银行的市场约束。商业银行是否通过盈余管理中的贷款损失准备计提来释放信号影响存款人的选择。在理论分析中本文已经就财务指标对研究对象的机理进行了分析，所以本文实证部分选择以商业银行的资本充足率、资产利润率等变量为连接主线，探究我国存款的选择动机。再以贷款损失准备为引线，判断商业银行是否依据利润、资本充足率、不良贷款率等进行盈余管理。
综上所述，本文按照最初预想的计量模型设计如下：
其中，ssit代表该商业银行的存款占银行业总存款之比；dit代表该商业银行的资产占全国银行业总资产的比例，也即代表该商业银行的资产规模。tait代表商业银行计提的贷款损失准备占该商业银行总资产比例； rit代表商业银行税前利润占该商业银行总资产之比；cit代表该商业银行的资本充足率；bit代表该商业银行的不良贷款率；α1i，α2i为常数项。选择这些变量的原因在于从技术意义来看需要保持统计口径的一致性。因为各个商业银行的总资产、存款数量差距很大，因此选择比率具有实际意义；从现实意义来看，我国公众金融专业知识并不普及，大多数人判断的指标仅限于商业银行公布的这些财务指标；从统计实际数据可得性来看，很多商业银行的总资产收益率（ROA）没有公布，因此本文选择类似于总资产收益率的税前利润与总资产的占比来进行替代。
2.数据的统计描述及初步的计量分析
本文选择12家商业银行2003―2009年的面板财务数据。12家商业银行为：中国工商银行、中国农业银行、中国银行、中国建设银行、交通银行、华夏银行、中信银行、民生银行、深圳发展银行、招商银行、兴业银行、上海浦东发展银行。2003年我国商业银行上市开始增加，改革成果成效显著，如果存在信号释放作用，应该在这几年比较明显。选择这些银行的原因是这些银行在这7年中数据公布的比较完整，而且其总资产之和已经占到全国银行业总资产的60%。本文所有数据来源于《中国金融年鉴》、银监会网站、中国人民银行网站、各个商业银行网站公布的年度报告。
从回归的结果来看，β12、β21、β22、β23的估计值都没有通过显著性检验。但是还不能就此判断ssit和cit、tait和rit等不存在相关关系，因为商业银行资本充足率通常与不良贷款率高度负相关［9］，由此可能造成的多重共线性导致了显著性检验失效。因此本文令cit、bit分别出现在两个计量方程中，修改计量模型为：
模型（1）和模型（2）式是为了探究公众如何对商业银行进行存款选择。是否依据商业银行的资产规模、资本充足率、不良贷款率、利润率这些公开的财务指标进行选择。在成熟的存款市场上，正如前所述，存款的增加往往和资本充足率、利润率、资产规模呈正相关，而与不良贷款率呈负相关。也即，系数γ11、γ21、γ12、γ23为正，γ22为负。
模型（3）和模型（4）式为了说明贷款损失准备的计提占该商业银行总资产的比例是否随着利润率的变化而变化，同理，其是否随着资本充足率及不良贷款率的改变而变化。若存在相关性，那么按照预想的推理，如果商业银行进行了盈余管理，则应该和利润率、不良贷款率呈现正相关的关系，即利润率增加，计提的贷款损失准备应该也增加，不良贷款率增加，计提的贷款损失准备增加，也即系数γ31、γ41、γ42都是正的。其和资本充足率呈负相关，因为一般准备可以作为附属资本增加资本充足率，这样，如果资本充足率高，则计提的贷款损失准备可以减少，如果资本充足率低，则应多计提贷款损失准备中的一般准备来提高资本充足率，这也就意味着系数γ32为负。那么实际结果是否是和推理的预想结果相一致呢？本文将进行统计和计量结果分析。
3.改进后的计量结果分析
（1）公众的存款行为构成市场约束了吗？
从统计数据的散点图（如图1所示）来看，ssit和dit有明显的正相关性，即商业银行的存款和资产规模有很强的相关性。
γ11和γ21均显著为正，表明公众选择商业银行存款的时候很看重该银行的资产规模。γ12、γ22和γ23的符号和预想的成熟信贷市场理性人推理正好相反，也即存款规模和资本充足率负相关，和不良贷款率正相关，和利润率负相关。
统计图和计量结果都说明了我国公众在选择存款银行时并不从银行的财务数据信号进行选择。公众往往只选择规模大的银行。甚至在不良贷款率越高、利润率越低、资本充足率越低的情况下该商业银行的存款占比却越增长。这种存款市场不成熟现象的出现很可能是出于公众“大而不倒”的预期。因为从我国商业银行发展的历史来看，国家屡次对国有商业银行进行注资，剥离不良资产（如：1998年、2004年的两次直接注资），所以这种隐性担保足以促成公众的这种预期。公众并不关心诸如商业银行资本充足率、不良贷款率等财务指标的信号，也没有把这些财务指标列为自己进行存款的选择因素。
（2）商业银行对贷款损失准备计提进行盈余管理了吗？
从统计图5―图7来看，tait和rit、tait和cit及bit似乎都看不出明显的相关关系。即商业银行的贷款损失准备金计提和利润率、资本充足率、不良贷款率似乎没有什么显著的相关性。计量结果如表4所示。
四、结 论
本文的研究目的是基于公众选择存款银行的行为和商业银行计提贷款损失准备的角度来探求我国商业银行存款市场是否是信息有效的。通过统计分析和计量的实证分析得出的结论为：存款人并不依据商业银行公布的财务信息来进行存款的选择，商业银行也没有进行相应的盈余管理。对两个研究对象的研究结果表明，我国的存款市场还不成熟，在信息的传播上并非是有效的。
究其原因，一是因为我国政府对银行业的隐性担保以及对大型国有银行的一贯支持对公众形成了“大而不倒”的预期，因此会选择资产规模大的银行来存款。二是因为我国公众对金融市场认识不足，不太重视商业银行公布的信息。资本充足率等核心监管要素的社会公众的认知度不高，这项监管机制要和市场约束形成良性的配合，还有待于公众的进一步深刻理解和监管当局的广泛宣传［10］。而且在我国基准利率没有放开的条件下，公众存款的偏好除了根据商业银行的资产规模外，往往依据其给予的优惠条件、提供的便利条件等来进行选择。因此，本文的研究表明，在我国的存款市场上市场约束行为比较弱，自然也不存在令商业银行进行盈余管理的正面激励。
但是从我国银行业长远的发展角度来看，促进存款市场的信息有效性建设是必要的。因为只有这样，才能在银行业形成良性竞争，使风险控制好的商业银行得到相应的存款资源。只有促进了信息传播的有效性，才会对商业银行促成正面激励，这也能促进中小银行的长期发展。银行监管如果只依靠政府部门设立的监管机构往往难以达到完善的效果，因为监管机构制定的监管政策往往估计整个银行业，既容易出现时机延误，又容易发生对金融创新的抑制。因此发挥市场作用，利用市场约束的作用也即发挥公众的选择作用往往在长期能起到良好的监督和降低银行运营风险的作用。随着我国金融市场的开发，如何使我国融资市场走向成熟是一个急迫的事实。而成熟市场的特征之一就是信息传播和信号接收的有效性，因此我国存款的市场信息建设亟待加强。
参考文献：
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信贷约束论文篇（7）
一、引言
在发展中国家的农村金融市场上，信贷约束是非常普遍的现象，特别是对于缺乏抵押担保、自身积累不足的农户。当前在我国农村发展存在着严重的信贷约束，农户“贷款难”的问题虽然被讨论多年，政府也出台了许多政策，但是由于种种原因，信贷约束仍是影响农户生产、扩大再生产的最主要的障碍。
国内外众多学者从理论和实证两方面对该问题进行了研究。1951，学者Roosa最早提出了信贷可获得理论。1981年，Stiglitz和Weiss发表的《不完全信息市场中的信贷配给》标志着信贷配给理论的成熟和完善。他们认为信息不对称和逆向选择效应的存在使得信贷配给是市场的长期均衡状态。Baydas（1994）和Petrick（2004）则指出，由于考虑到过高的交易成本和贷款拒绝率，部分资金需求者自愿放弃了贷款申请。2003年，Kon与Storey认为，金融机构贷款甄别机制的不健全会向借款人传递有偏差的市场信号，导致借贷者误认为自己肯定不能获得贷款而放弃申贷努力。2008年，Boucher等认为信贷约束包括了供给型和需求型两大类。
国内学者根据我国农村信贷方面的数据进行了大量实证分析。2002年，何广文等调查发现，农村金融机构发放贷款中普遍要求借款人提供信用担保。朱熹、李子奈（2006）利用2003年约3000户农村家庭的调查数据分析表明，我国农户面临着严重的信贷约束，一半以上具备有效需求的农户由于信贷配给无法得到正式金融机构的贷款。王定芳（2007）对湘潭市的调查显示，60%的农户在资金紧张时首选正规金融机构融资，但从正规金融机构贷款的农户仅占有借贷关系农户的32%。2008年8月，马九杰等调研组对甘肃、山西、浙江三省15县987家农户和155家中小企业进行的问卷调查显示，从正规金融机构申请到贷款的农户比例有16.4%，向正规金融机构申请贷款并全额获准的农户只有14.7%。有信贷需求的农户，通过任何途径都无法满足的比例为28.5%。
二、对400户农户信贷行为的调查和实证分析
其中，选择“没有主动申请贷款”和“申请后自动放弃”问题下的任何一个原因，就被视为受到“需求型信贷约束”；选择“无抵押或担保”、“没有较好的关系”、“银行资金短缺”、“不能满足需要”等则归为“供给型信贷约束”。
根据相关问题回答情况，我们对样本进行了有效的归类，分析中实际的有效样本是400个。其中，126户（占样本的31.5%）农户受到正规信贷约束， 62户（占样本的15%）受到需求型信贷约束，65户（占样本的16.05%）受到供给型信贷约束。
为进一步了解农户受到信贷约束的原因，我们对农户主体的差异及其所面对的借贷限制条件进行了更深入的分析，并采用广义的logit模型进行实证检验，具体内容如下：
本文对影响农户借贷需求因素实证的理论假设：
一是农户的家庭特征，如农户的年龄、受教育程度会影响到农户借贷需求。文化程度越高的农户，获得贷款支持的可能性越大。
二是农户的偿债能力对农户获取信贷支持具有正向的作用。家庭收入越高、耕地面积越大，获得信贷资产的可能性越大。
三是农户借贷意愿的强烈程度对农户信贷需求的满足具有正向的作用。其中农户在教育和医疗方面的支出是最主要的两项支出。教育和医疗支出越高，农户借贷意愿越强烈。
四是农户拥有的社会资本对信贷需求有正向作用。用人情来往支出来反映农户的社会资本状况。
计量结果表明，与未能获得贷款支持的农户相比，无论是对于同时获得正规借贷和非正规借贷、非正规借贷、正规借贷的农户而言，农户受教育程度、家庭纯收入、播种面积、教育和医疗支出、人情礼往支出等虚拟变量均与农户获得贷款支持正方向变动。从家庭人情礼往金额这个变量的系数可以看出随礼金额越多的农户，也就是社会资本越多的农户，获得非正规贷款支持的可能性越大。此外，与非正规借贷相比，播种面积、家庭纯收入与获得正规借贷支持正相关，并在统计上较显著，说明正规金融机构更看重农户家庭的收入、资产状况及偿债能力。另据调查中农户反映，正规金融机构更看重的是农户的住房、生产性固定资产等因素，这也反映了当前正规农村金融机构在农户贷款方面缺乏创新，不能及时挖掘出有效的抵押、担保的信息来创造新的金融产品来满足农户借贷需求、减少农户贷款中的风险现象相一致。
三、相关政策建议
（一）增加金融有效供给，缓解农村金融市场信贷短缺
一是建立政策性金融的主体地位。农村政策性金融的功能定位取决于农业和农村经济的“弱势性”特征。我国农村政策性金融的功能除了修正“市场失灵”之外，更重要的是要“培育市场”，即通过政策倾斜和政策优惠，支持农村各种市场要素的发育，提高农村生产力，改善农村经济社会环境，促进农村市场机制的形成。
二是正确引导农村非正规金融的合法化。对一些具备一定的注册资本金、能够依法经营、履约率较高的私人钱庄等“非法”金融机构，应允许其在一定期限内转为合法民间金融机构，予以正式化。同时，合理引导正规金融部门资金注入民间信贷市场。商业银行和信用社以抵押、质押方式将贷款提供给农业产业化龙头企业和优质民营企业，然后再由它们利用自己在民间市场的信息优势放贷给利益相关者—农户、农村专业合作社和农业服务组织等团体，较好地防范道德风险。
三是加快创建良好的农村信用环境，建立农户贷款配套政策。需要尽快建立农户个人信用咨询系统，通过完善个人经济档案和帐户管理，加强对农民贷款的跟踪管理，提高农民的信用意识；多方筹集农民贷款担保基金，建立农户贷款担保体系，分散农户贷款风险。努力发展农业保险，对非人为因素而发生的损失给予农户适当补偿，提高农户贷款的安全系数；
（二）加强政策引导，提高农户的贷款可获得性
一是积极推进农村公共财政改革，减少农户风险。加大国家财政对农村合作医疗体系的投入力度，建立城乡衔接、公平统一的社会福利制度，探索建立农民最低生活保障制度，建立和完善农村社会救济制度，减少人们对教育和医疗等方面的生活刚性支出；同时完善针对贫困学生的助学贷款制度，也是增强农户抵御风险能力的重要措施。
二是大力发展农村小额信贷，满足农户对短期、小额信贷资金的需求。小额信贷的客户对象定位在有一定生产经营能力的中低收入农户，它利用熟人之间的相互监督和担保，已成为政府和国外资助机构推行扶贫行动的主要方式。为了满足农户的资金需求，要科学确定小额贷款利率、额度和期限。农村金融机构应在法规和政策允许范围内，根据贷款利率授权，综合考虑借款人信用等级、贷款金额、贷款期限、资金及管理成本、风险水平、资本回报要求以及当地市场利率水平等因素，在浮动区间内自主确定贷款利率。
三是尝试建立农地金融制度，引导农户对中长期、大额借贷资金的需求。农地金融制度就是利用农地作为信用担保或抵押进行资金融通的金融制度，它以农地所有权或使用权的抵押作为获取信用的保证，使农民可以很便利地获得长期生产性资金，解决农户的资金短缺。农地金融制度一方面可以解决农民长期贷款难的问题，同时也可以降低农村金融机构的经营风险。正是由于农地金融制度的这一优势，发达国家已普遍建立了农地金融制度，形成利用发行土地债券筹集大量、长期资金的模式，解决了农户对长期、大额资金的需求。
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信贷约束论文篇（8）
准备金和资本双重约束下的信贷供给：基本模型
借鉴Bliss和Kaufman（2003）的理论框架，本文通过一个简单模型分析银行在受到准备金和资本双重约束下的信贷供给情况，以此分析货币政策与金融监管存在的冲突。考虑一个简单的资产负债表结构，假设由收益资产EA、准备金R、存款D和资本C构成，根据会计恒等式有：R+EA=D+C。银行在实际经济中会受到双重约束：准备金约束和资本约束。①首先考虑准备金约束的影响。当准备金比率要求不得低于r时，有：r×D≤R，代入D=R+EA-C，得到：r（R+EA-C）≤R⇔EA≤R（）+C。②再考虑资本约束的影响。假设银行被要求资本充足率不得低于k，于是得到：ⅰ、根据收益资产EA计算，有：k×EA≤C⇔EA≤ⅱ、根据总资产R+EA计算，有：k×（R+EA）≤C⇔EA≤-R综合考虑准备金约束和资本约束，我们得到如下结果：在k×EA≤C的情况下，准备金R变化对资本约束k×EA≤C没有影响。因此，在银行受到资本约束的情况下，中央银行注入准备金不会增加银行的收益资产量，这意味信贷供给不会增加。在k×（R+EA）≤C的情况下，准备金会对资本约束和收益资产的上限的降低产生影响，最大可能的收益资产量由R×（）+C=-R决定，即：R=r×C×，EA=C×（+r）上述双重约束可以由图1和图2直观地描述。上述模型表明，准备金和资本约束中任何一个约束存在都将阻止收益资产的增加。由于货币政策一般只能对准备金约束产生直接影响，而无法直接影响到资本约束，因此，中央银行想要通过注入准备金达到增加收益资产的效果，其前提条件是银行资本充足率达到并超过最低资本要求，或者市场条件允许银行筹集到所需的额外资本。另一方面，如果货币政策试图通过限制银行盈利资产的增长来给经济降温，那么通过提高准备金率就可以实现这一目标——在这种情况下，银行必须削减贷款和证券投资，否则便无法在维持同等水平存款的条件下来支持这些投资。实际上，在银行受到资本约束的情况下，注入准备金不会使银行收益资产增加，甚至可能会下降，这意味中央银行通过注入准备金或降低利率未必能够增加银行体系所持有的资产，扩张性的货币政策此时会受到信贷紧缩的限制。资本监管具有顺周期特性和紧缩信贷的作用，会在短期内产生增强或削弱货币政策的效果。在经济过热时期，资本监管与紧缩性货币政策相互配合，形成合力，对治理经济过热效果明显。特别是当商业银行的资本充足率状况较差时，使银行信贷紧缩的资本监管与紧缩性的货币政策效用叠加，其抑制效应尤为明显。在经济萧条时期，商业银行的资本充足率会因企业贷款违约率提高和银行利息收益减少而下降，同时监管当局由于意识到经济萧条所致的商业银行风险加大，会提高监管约束程度，从而导致商业银行贷款的下降，在这一情况下资本监管与扩张性的货币政策发生冲突，货币政策扩张经济的效用被削弱。
实证分析与检验
在实证分析部分，本文通过考察1998—2010年货币政策和资本监管要求对银行信贷的影响，来分析我国货币政策与资本监管的关系。（一）研究样本与数据来源本文从BVD数据库的BANKSCOPE子库中选取了1998—2010年15家银行（其中包括工商银行、农业银行、中国银行、建设银行等四大国有商业银行，交通银行、招商银行、深发展、广发银行、民生银行、光大银行、华夏银行、上海浦发、兴业银行、中信银行等10家全国性大型股份制商业银行，以及规模较大的城市商业银行北京银行）资产负债表中的贷款和贷款拨备率2组各195个数据，并根据贷款数据计算出各家银行每年的贷款增长率。资本充足率数据也来源于BVD数据库的BANKSCOPE子库，在1998—2002年间，个别银行缺乏其间年份的资本充足率数据，笔者则根据BANKSCOPE子库里相应年份的“股本/总资产”指标、巴塞尔协议有关规定和《中国金融年鉴》各期的相关数据等进行估算。1998—2010年GDP增长率、CPI和房价涨幅三组数据来自国家统计局，贷款利率和准备金率两组数据来自中国人民银行。在模型变量的选取上，作为银行信贷投放替代变量的是贷款增长率，该指标越大，表示信贷扩张速度越快。在解释变量方面，核心解释变量包括两个：一是用以表示货币政策的解释变量，本文选择的指标是中央银行的一年期贷款基准利率和存款准备金率；二是用以表示银行监管政策的解释变量，本文选择的指标是银行资本充足率要求和贷款拨备率要求。在控制变量方面，部分地参考过往研究，我们主要纳入三个基本的宏观经济指标作为影响银行信贷的控制变量：经济增长率、通货膨胀水平和资产价格涨幅，这三个指标基本可以比较好地描述经济周期运行的基本特征。本文各变量的基本统计描述见表1。（二）模型设定与实证分析在本文面板数据的模型设定方面，针对截面（Cross-section）随机效应（Randomeffects）的Hausman检验拒绝了原假设，而针对时期（Periods）随机效应（Randomeffects）的Hausman检验无法拒绝原假设，故最终选择截面固定和时期随机效应模型。本研究的实证回归方程为：Lit=αi+β1Mit+β2Sit+β3Xit+εiti=1，2，3，…，N；t=1，2，3，…，T在上述回归方程中，作为被解释变量出现的Lit，用各家银行在各个季度的贷款增长率表示。在回归方程的右侧，αi为截距项；Mit是用以表示货币政策的解释变量，具体使用的替代变量包括贷款利率和存款准备金率；Sit是用以表示金融监管政策的解释变量，具体使用的替代变量包括银行资本充足率要求和贷款拨备率要求；Xit表示其他需要控制的解释变量，本文主要对影响银行信贷投放的三个重要宏观经济指标进行控制，即：GDP增长率、通胀率和资产价格（房价涨幅）。β1、β2和β3为相应解释变量的回归系数向量，εit为残差项。根据上述模型设定，本研究的实证分析结果如表2所示。从表2的实证分析结果，我们可以得到以下基本结论：（1）中央银行的基准贷款利率对银行的信贷增速具有统计上非常显著的影响且约束效应很强，中央银行的贷款基准利率每提高1个百分点，样本银行的贷款增速将下降约7个百分点；（2）相比贷款基准利率，存款准备金率调整对商业银行的信贷扩张约束较弱①，两者的相关关系并不十分显著，其效应也较小，存款准备金率每提高1个百分点，信贷增速仅下降约1个百分点；（3）在给定货币政策的条件下，资本充足率对银行的信贷增速具有很强的约束力，资本充足率低的银行信贷增速也较低，其资本充足率每高出1个百分点，信贷增速可以在同等情况下相应增加约2个百分点；（4）贷款拨备率要求的提高将使银行的信贷增速显著下降，拨备率要求每提高1个百分点，信贷增速将下降约1.4个百分点。从上述实证结果，我们可以得到以下两个方面的基本启示：一是在货币政策的两个常用工具中，价格型工具（利率调整）比数量型工具（准备金率调整）更有效；二是货币政策与银行监管要求之间可能存在一定冲突，比如，对资本充足率高的银行而言，紧缩性货币政策的约束将下降；而对于资本充足率低的银行而言，紧缩性货币政策的约束将进一步强化。我们知道，在经济景气时期，中央银行通常会倾向于通过提高利率和存款准备金率等手段实施紧缩性货币政策，以抑制宏观经济逐渐向过热方向发展，但在宏观经济景气（过热）时期，恰恰是银行资产状态良好和资本充足率高的时期，根据本文的实证分析结论，这种情况下的紧缩性货币政策效应将大大削弱。如果此时监管机构发现经济过热趋势，同时强化资本充足率约束，紧缩性政策效果会很明显。相反，在经济不景气时期，中央银行实施宽松的货币政策，试图刺激经济增长，但由于监管当局意识到经济萧条所致的商业银行风险加大会提高监管约束程度，这些因素导致商业银行贷款的下降，使银行信贷紧缩的资本监管与扩张性的货币政策发生冲突，货币政策扩张经济的效用被部分抵消。（三）对我国货币政策与金融监管冲突的进一步分析1997年东南亚金融危机后，我国开始重视银行资本充足率监管在金融风险防范中的作用，逐步强化资本监管的硬约束。2003年中国银行业监督管理委员会成立，并颁布实施了《商业银行资本充足率管理办法》，要求各商业银行在2007年1月1日之前资本充足率必须达到8%的要求。我国工、农、中、建四大银行1997年的平均资本充足率为4.9%，远低于《巴塞尔协议》要求的8%的最低资本充足率。东南亚金融危机后，我国为了防范金融风险、提高四大国有银行的风险抵御能力，财政部1998年发行2700亿元特别国债补充国有银行资本金，并在1999年剥离14000亿元不良资产。通过注入资本金和剥离不良资产，国有银行资本充足率在1998年和1999年大幅提高至7.8%和8.7%。但随后由于银行贷款规模快速增长和不良贷款的增加，国有银行的资本充足率很快又跌至8%以下，2000—2002年平均为6.9%（图3）。此后，随着四大国有银行陆续通过股份制改造上市来充实资本金，再通过发行可转债、长期次级债等其他融资渠道，资本充足率又逐步回升，并在2007年后全部达到8%的要求。在国有商业银行股份制改造前，股份制商业银行的资本充足率与之相比较高，但在1998—2004年间同样呈下降趋势。1998年，前述全国性大型股份制商业银行和北京银行共11家商业银行的平均资本充足率达到12.3%，但从2001年开始逐步下降，最低降至2004年的5.9%。这些数据显示，当时我国商业银行的资本充足率远远没有达到监管要求。如果监管当局没有采取强化资本充足监管的措施，那么资本不足对商业银行的微观行为不会造成太大的影响。但自东南亚金融危机以后，监管当局强化了风险防范，银行资本充足率日益成为商业银行经营的硬约束。与此同时，东南亚金融危机后我国经济增速减缓。为摆脱通货紧缩的局面，中国人民银行实行了积极的货币政策，包括连续9次下调存贷款利率（含利息税的调整）、大幅下调存款准备金率等。1998—2002年我国基础货币增速较快：1998—2000年年均为6.9%，2001年和2002年平均达到11.9%，同时法定存款准备金率大幅下调，金融机构的可贷资金大大增加。于是货币供应量和存款增长率在1998—2002年间居高不下，年均分别达15.26%和16%，但贷款却并未相应增加，年均增幅仅为11%左右，其结果是银行存贷差飞速上升，从1998年的不到1万亿元猛增至2002年的4万亿元。四大国有银行由于受资本充足率等因素的约束，1998—2002年平均信贷增长率仅为8.41%，工行、中行和农行2000年的贷款增长率甚至接近为零或为负数；虽然此期间上述11家银行总体不受资本充足率的约束，但随着其资本充足率下降，资本约束开始显现，其贷款增长率也呈明显下降态势（图4）。从整个银行体系来看，此期间银行信贷紧缩效应明显。根据前文的实证检验和数据分析可知，资本充足率的硬约束减小了商业银行贷款的意愿和自由度，强化了扩张性货币政策传导的梗阻，中央银行扩张性货币政策的意图难以实现，由此金融监管和货币政策发生冲突。
信贷约束论文篇（9）
Abstract：Using the data of household debt，loan to value ratio and GDP growth variables in 1997-2013， this article examines the relationship ofthe credit constraints， household debt and macro economic fluctuations in China through VECM model.Results show that in the short term loose borrowing constraint promotes the growth of household debt and economic.In the long term， looseborrowing constraint leads too much household debt and hinders the long-term economic growth；Loan to value ratio and interest rates have more influence on the macroeconomic fluctuation than ratio of consumption， household debt and other variables. Based on the empirical results， the government should formulate reasonable consumer finance policy， residents should optimizefamily assets combination， so as to realize the reasonable growth of household debt and achieve the effect of promoting economic growth.
Key words： Credit constraints； Household debt； VECM； Macro economic fluctuation
一、引言
20世纪80年代以来，在金融市场管制放松、金融工具创新等因素的驱动下，西方发达国家家庭债务规模不断扩大。以美国为例，截至2014年第三季度，美国家庭债务规模达到了11.71万亿美元的水平 。1997年我国颁布《个人担保住房贷款管理办法》，不仅扩大了贷款可用范围，而且利率更为优惠，掀起了购房热潮。自1997年放松信贷条件以来，中国经济增长率持续上升，直至2006年稍有回落。2008年金融危机爆发后，为促进经济结构调整实现信贷资金优化配置，政府出台了一系列鼓励住房消费的信贷政策，如规定住房消费信贷的首付款比例、贷款贴息和调整信贷风险评级等措施，使经济快速复苏。2013年，我国家庭债务规模已经达到12.9万亿元。家庭债务规模越大，信贷约束即流动性约束越松其风险就越大，一旦金融管制过度放松，则家庭消费及投资可能急剧上涨，若投资急剧亏空，则很有可能引发危机，由此可见家庭债务及信贷约束是理解宏观经济波动的重要视角。那么在我国家庭债务大规模增长的背景下，家庭债务和信贷约束对宏观经济波动产生了什么影响？对该问题的回答是本文研究的重点内容。
关于信贷约束、家庭债务与经济波动之间的相互关系的研究，主要包括以下四个方面：（1）信贷约束与家庭债务之间的关系。Debelle（2004）[1]运用借贷储蓄模型，研究了信贷约束与家庭债务之间的关系。认为更低的通货膨胀率和贷款利率是家庭债务规模迅速增长的主要因素，并且居民为缓解家庭借贷的流动性约束而需要借贷更多资金。 Ungerer（2012）[2]则认为更高的房屋销售率使得借贷者能更有能力地取消抵押品赎回权，因为取消抵押品赎回权的预计成本更低。这样的次级贷款越多，则引起经济危机的可能性则越大。Sophocles（2008）[3]通过抵押贷款需求方程得知，在不均衡的抵押市场，短期内，住房价格和抵押贷款存在双向因果关系，而在长期则不相关。Brown和Haughwout（2013）[4]考察了金融危机后美国家庭债务的清偿情况，研究显示大部分未偿债务是由于消费者违约和贷款者撇账形成的未偿抵押贷款债务，但居民积极履行义务加上银行严格的贷款标准使得未偿债务减少了13000亿美元，因此，信贷约束与家庭债务之间存在密切的联系，适当的信贷约束能有效地控制家庭债务规模。（2）信贷约束与宏观经济之间的关系。Pintus和Wen（2008）[5]采用借贷者效用函数，假设消费具有习惯偏好因素，得出过度需求和信贷相互支持的乘数加速机制将放大冲击对经济的影响。李霜等（2011）[6]采用DSGE模型，研究发现动态通胀目标对生产率冲击做出正向响应的同时，对消费需求冲击存在负向响应，并且信贷约束抑制了正向的货币供应冲击对经济的扩张作用。Liu和Wang（2009）[7]在DSGE模型中，加入了抵押资产需求冲击和生产商受信贷约束限制的假设条件，结果表明信贷约束是宏观经济波动的一个重要传导机制，并扮演着重要角色。黄忠华（2009）[8]建立了VAR模型，展现了信贷余额数对房地产价格和宏观经济的加速作用机制和反馈机制。（3）家庭债务与宏观经济波动之间的关系。Iacoviello和Neri（2007）[9]运用两部门模型，将实际房价的巨大波动归因于家庭部门缓慢的技术进步，以及住房投资和房价对货币政策及家庭需求冲击的敏感度。郭新华等（2013）[10]采用1997-2011年的家庭债务与GDP、居民消费等宏观经济变量的季度数据，实证检验了中国家庭债务和宏观经济波动之间的关系。从短期来看，家庭债务增加促进了经济增长。Endut和Hua（2011）[11]采用马来西亚银行相关数据，发现家庭债务占危机前银行总贷款的三分之一以上，目前更是超过了一半，银行出现了多元化的信贷风险。（4）信贷约束、家庭债务与宏观经济波动之间的关系。Crook和Hochgucrtel（2006）[12]运用经合四国（美国，西班牙，意大利，荷兰）的面板数据进行研究，发现家庭债务组合的多样性以及宏观经济政策的不同会影响信贷约束对资源配置的有效性。Campbell等（2006）[13]在生命周期理论基础上，研究了在20世纪80年代放松抵押品的金融改革后家庭债务的特征和趋势，发现家庭债务规模的上升使得经济波动更加稳定。
从已有文献来看，学者们关于信贷约束、家庭债务与宏观经济波动之间的关系研究取得了一定的进展，初步揭示出了信贷约束与家庭债务对宏观经济波动的影响机理。但是，现有研究中，由于数据缺失或者模型构建的困难，缺乏信贷约束与家庭债务对中国宏观经济波动的有代表性的经验研究成果。因此，本文试图在Palley（1995）[14]与Kim（2011）[15]的模型的基础上，采用1997-2013年家庭债务、居民消费率、GDP增长率等变量的季度数据，实证检验信贷约束与家庭债务对宏观经济波动的影响。
本文结构安排如下：第二部分为变量选择、数据来源与模型设定；第三部分为实证分析；第四部分为结论与政策建议。
二、变量选择与模型设定
（一）变量选择与数据来源
本文将考察信贷约束与家庭债务对宏观经济波动的影响。信贷约束（Credit Constraint）是指借款人的借款需求得不到满足或不能完全满足的情况。信贷约束不仅受贷款利率和抵押条件的影响，而且与金融机构的信贷配给（Credit Rationing） 密切相关。本文的被解释变量为GDP增长率；解释变量为：家庭债务、居民消费率、贷款利率和贷款价值比，其中贷款利率和贷款价值比是代表信贷约束的变量。以下是变量描述以及其数据来源说明：
1.家庭债务（Household debt，简称Hd）。家庭债务是指家庭部门为平滑消费而进行的借贷活动。家庭借贷的途径可以分为正规金融机构融资和民间借贷两种。由于民间借贷的数据难以获得，本文采用消费信贷余额近似替代。
2.居民消费率（Consumption rate，简称Cr）。居民消费率是一个国家在一定时期内居民消费占国民支出总额或国民收入使用额的比率，居民消费率的高低决定最终消费率的高低，它反映拉动经济增长中消费所起作用的大小，也是衡量一个国家经济发展的重要指标。
3.GDP增长率（GDP growth rate，简称GDP）。GDP是经济中所有最终产品的价值，是衡量经济发展状态和潜力的标志，所以GDP增长率是衡量国家经济状况的最佳指标。已有文献表明，家庭债务在一定程度上影响国家经济发展水平，本文选取GDP增长率作为描述宏观经济变动的变量。
4.贷款利率（Loan rate，简称Lr）。贷款利率是借款期内利息数额与本金额的比例，银行利率参照中国人民银行指定的基准利率，贷款利率高，则借款期限后借款方还款金额提高，反之，则降低，因此贷款利率切实影响着借贷双方的经济利益，故也作为信贷约束的变量之一。贷款利率越高说明信贷约束越严格，反之则较为宽松。
5.贷款价值比（Loan to value，简称Ltv）。LTV是贷款金额和抵押品价值的比例，是描述信贷约束较理想的变量，但由于缺少贷款价值比的直接数据，本文参照黄忠华等（2009）的做法，采用我国金融机构人民币各项贷款余额与GDP之比作为信贷约束的变量。贷款价值比越高表明信贷约束越宽松，反之则表明信贷约束趋紧。
其中家庭债务、贷款利率和贷款价值比的数据来源于中国人民银行官方网站（http：//）；居民消费率数据由《中国统计年鉴》（1998-2014）整理得出；GDP增长率数据来源于统计局官方网站（http：）。选择的样本区间为1997-2013年，本文采用eviews6.0软件，将年度数据转化为季度数据。
（二）模型设定
从已有文献的研究方法来看，学者们主要运用VAR模型和VECM模型等两种方法来考察家庭债务与宏观经济波动之间的关系（Palley，1994；Kim2011）。VAR模型是以数据统计性质为基础，把某一经济系统中的每一变量作为所有变量的滞后变量的函数来构造模型的。它是一种处理具有相关关系的多变量的分析和预测、随机扰动对系统的动态冲击的最方便的方法。VAR模型的一般表达式如下：
VECM模型是一种多变量时间序列建模方法，多用于具有协整关系的非平稳时间序列的建模，其实质是含有约束性的VAR模型，具有能够从短期波动和长期均衡两方面来考察信贷约束与家庭债务对宏观经济波动影响的优点。
考虑到我们所选用宏观数据的时间序列都是非平稳的，且可能存在协整关系，故针对平稳时间序列数据的VAR模型难以适用，因此我们将通过构建VECM模型来考察信贷约束与家庭债务对宏观经济增长的短期和长期影响。
三、实证分析
（一）实证过程
1.单位根检验
为了消除异方差对变量的影响，本文将上述5个变量取对数之后，再用eviews6.0将年度数据转化为季度数据。本文采用ADF检验这五个变量时间序列的平稳性，若P值≤5%则为平稳序列，否则为不平稳序列。检验结果可知各变量的水平值存在单位根，而其一阶差分都拒绝存在单位根假设，所以可得所有变量的时间序列都是一阶单整序列，各变量之间可能存在协整关系。
2.协整检验
由于单位根检验显示各变量之间可能存在协整关系，故我们还需确定其滞后阶数。确定滞后阶数可以观察变量的自由度，滞后阶数越大，则自由度越大，反之则相反。本文有多个变量，所以采用JJ检验，检验结果表明大多数变量的滞后阶数为5阶。
从表1可以得出，在5%的临界值水平上至少存在一个协整方程，因此GDP、家庭债务、居民消费率、利率和贷款价值比之间存在协整关系，各变量具有长期均衡关系。
3.向量误差修正模型
已知变量间存在协整关系，则需构建VAR模型进行VECM检验。检验结果如下：
图1-6分别是居民消费率、家庭债务、利率和贷款价值比变化对GDP增长率的冲击，以及贷款价值比变化对居民消费和家庭债务的冲击。从图1可以看出，给居民消费率一个正的冲击，其对GDP增长率在0～4期内稍有负的影响，随后转为正的影响并稳定在1这一均衡点左右。由于早期居民消费水平不高，居民消费这一因素没有跟上GDP增长的速度，则稍稍显示出负的影响，随着居民生活水平和消费的提高，居民消费率对经济增长率的正的影响逐渐显示出来；在图2中，当给家庭债务一个正的冲击，其对GDP增长率在0～2期为负的影响，之后转为正向影响，在第8期达到最大值然后向水平靠近，有向负方向发展的趋势。在短时期内，家庭债务的上升带动了居民的投资与消费，从而给经济增长带来促进作用，但可以看出随着家庭债务规模的不断增大，正的影响在不断减小，由此可以推断出之后的长期趋势为下降趋势；图3中，给利率一个正向的冲击，其对GDP增长率的影响为负，并在15期之后维持在-1这一均衡点左右。利率直接影响着投资和储蓄，贷款利率上升则会使人们减少借贷和消费，因此不利于经济增长；图4中，给贷款价值比一个正的冲击，其对GDP增长率的影响为正。贷款价值比越高表明一定的物品能贷的数额越多，在短时期内会促进居民进行投资和消费从而促进经济的发展；由图5-6可见，给贷款价值比一个正的冲击，其对居民消费是正的影响，对家庭债务是负的影响。贷款价值比通过影响居民消费从而影响家庭债务，由于数据跨度时间短，宽松的借贷约束对家庭债务正向的影响还未显示出来，但从图中可以看出，其有向正发展的趋势。
5.方差分解
图7-12分别表示居民消费率、家庭债务、利率和贷款价值比冲击对GDP增长率变化的贡献度，以及贷款价值比冲击对居民消费率和家庭债务的贡献度。由以上曲线图可知：短期内给居民消费率、家庭债务、利率和贷款价值比一个正的冲击，利率和贷款价值比对GDP增长率变化的贡献度最大，贡献率达到20%以上；利率和贷款价值比是影响经济的最基本的因素，所以它们对GDP增长率的贡献度也是最大的。其次是居民消费对GDP增长率变化的贡献度，在第8期达到18%之后稳定在10%左右；而家庭债务对GDP增长率变化的贡献率在12期达到最大值17%之后持平；利率对GDP增长率变化的贡献率基本维持在5%左右；另外，贷款价值比对居民消费率和家庭债务的贡献率分别在第4期和第6期之后呈上升趋势。
（二）结果分析与讨论
通过选取1997-2013年间GDP增长率等五个变量的季度数据进行检验，实证结果如下：
1.1997-2013年，家庭债务和居民消费率的增加促进了GDP增长率的上升。通过VECM检验可知，自1997年放松金融管制以来，消费率的增加促进了GDP的增长。居民借贷日益增多，家庭债务规模也在不断扩大，所以家庭债务促进了GDP增长。本文结果与Minsky的金融不稳定性假说不一致，是由于本文样本区间只有17年，不能完整显示变量的长期影响，但从脉冲响应图形可知其有下降趋势，预期之后可能会对宏观经济的长期增长带来负面影响。相反，贷款利率的系数是负的，贷款价值比的系数则是正的，这说明严格的信贷约束对GDP增长率的抑制作用越大，不利于宏观经济的长期增长。从长期来看，贷款价值比上升，信贷条件放松使得家庭部门的投资增加以获取利益，从而家庭债务增多，但约束条件越宽松意味着违约风险也更加大，当不良贷款增多时，可能会引起经济危机。根据Minsky金融不稳定假说，家庭债务越多则抑制了经济的增长，所以信贷约束对经济增长的影响为负。
2.短期内宽松的借贷约束促进了经济的增长，其从长期来看，严格的借贷可能会抑制了经济的增长。从脉冲响应分析结果来看：社会总需求的增加直接反映在居民消费率的增加上，居民消费的增长会带动家庭债务的增长，而家庭债务的目的是平滑消费，当居民收入不能满足需求量时，家庭债务的增加就会填补此缺口。家庭债务与借贷约束息息相关，贷款利率越大，说明借贷约束越紧，促使一部分消费者放弃借贷而转向储蓄。其不利于居民消费率的增长，降低了社会总需求，从而抑制宏观经济的增长。在短期内贷款价值比上升，则意味着信贷约束越宽松，此时利率下降，家庭的房地产财富则上升，因此刺激消费，使总需求上升，从而在短期内是促进经济增长的。
3.贷款价值比和利率对宏观经济波动的影响较大。从方差分解结果来看：贷款价值比和利率对宏观经济波动的影响较大，贡献率大于20%。居民消费对GDP增长率的变动的贡献仅次于贷款价值比，在10%～20%之间；而家庭债务对GDP增长率变动的贡献率不大，其小于10%。
四、结论与政策建议
本文采用1997―2013年GDP增长率、家庭债务、居民消费率、贷款利率和贷款价值比5个变量的数据，并在借鉴Kim的模型基础上，构建VECM模型，检验了信贷约束、家庭债务与中国宏观经济波动之间的关系。结果表明：（1）短期内家庭债务的增加促进居民消费需求，从而推动经济增长，若债务结构和规模不合理则会阻碍长期经济增长。（2）短期内宽松的借贷约束促进了经济的增长，且从长期来看，严格的借贷约束可能会抑制经济的增长。（3）方差分解的结果表明，贷款价值比和利率对宏观经济波动的影响较大，而居民消费率、家庭债务等变量对宏观经济波动的影响相对较小。
基于以上实证结果，本文提出以下政策建议：（1）居民应强化家庭债务风险意识，优化家庭资产组合，实现家庭债务的效用最大化。（2）人民银行等金融机构应制定合理的贷款利率和LTV，应适度放宽抵押贷款政策以促进居民消费。（3）政府决策部门应根据经济发展的水平与所处的经济周期阶段，制定科学合理的消费金融政策，以实现家庭债务的合理增长与资金的合理配置，避免给宏观经济增长带来负面效应。
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信贷约束论文篇（10）
Abstract:This essay based on the recent situation of industry of credit investigate in China,use the paths of development and experience of management inthe industry of foreign countriesfor reference,and aim at the issues occur in the process of collecting and renewing information,combine with the practice of our country,discuss somemeasure of how to implement the management of the industry according to the aspect of legislation and administration and market.And based on the principles of validity and feasibility about administration,probe the methods of restrict management by using of the administration of card of credit investigation for recent managing breakthrough.
Key Words:credit investigation,restrict management,card of credit investigation
中图分类号:F830.3 文献标识码:B文章编号:1674-2265(2009)11-0056-03
一、引言
近年来,人民银行建立了全国统一的企业和个人信用信息基础数据库系统,对金融机构加强信贷管理、防范信贷风险起到越来越重要的参考作用。按照国务院赋予人民银行“管理征信业,推动建立社会信用体系”新职责的要求,人民银行将进一步扩大信息采集范围,逐步在全国范围内建立金融业统一征信平台。但与国外相比,因制度约束不力,我国征信建设进展相对缓慢。国外发达国家征信业的发展已进入高度法制化和市场化的成熟阶段。发达国家拥有比较完备的信用法律体系,征信数据的取得和使用都有明确的法律规定,而且特别重视对信用产品评级结果的运用,以市场手段实现了对信息供求主体的约束。
从现实出发,要切实加快我国社会信用体系建设步伐,推动我国征信体系的完整与规范,必须在征信工作中建立约束管理机制。
二、约束管理的概念及其在国外征信业发展中的应用
约束管理是以制度约束为主,其他约束手段共用的管理模式,既包括刚性的制度约束、纪律监督、惩处、强迫等手段,也包括激励、感召、启发等柔性管理手段,是一种因人而异、因事而异的刚柔相济的管理模式。约束管理机制在国外征信业发展中得到了有效应用。
(一)美国的约束管理模式
美国的征信发展模式为市场化模式,其企业征信机构和个人征信机构完全按市场化方式运作。在这种运作模式中,征信机构由私人投资,以营利为目的,政府通过立法的形式来规范征信活动中各方的行为。美国拥有比较完备的信用法律体系,仅信用管理方面的法律就有17项,征信数据的取得和使用都有明确的法律规定。与此同时,美国还建立并有效运行失信惩罚机制,通过对失信者采取惩罚机制,帮助市场交易者树立诚信意识,自觉遵守信用秩序。
(二)欧洲的约束管理模式
欧洲大部分发达国家都拥有较为完善的社会信用体系,政府通过立法要求企业和个人向公共征信机构提供征信数据,并通过立法保证征信数据的真实性,具有强制性的特点。同时,欧洲国家通过立法约束保证了信用信息的完整性,并建立了完善的失信惩罚机制。
三、我国征信业约束管理的不足与机制重塑路径分析
经过近几年的努力,我国征信体系建设有了较大进展,但在运行过程中还存在信息内容不全面、信息质量不高等问题。由于目前国内尚没有建立起一整套关于信用信息采集、使用及信用主体权利保护的法律体系,使得征信活动处于无法可依的被动局面。同时,受行政体制和现实利益影响,很多信息拥有部门不愿意共享信息资源,参与征信的主观意愿不强,“征集”信息成了“乞求”信息。尽管作为信用体系建设牵头部门的人民银行做了多方协调与沟通,但实际效果不佳。比如:征信系统虽然纳入了中小企业信用信息,但长期得不到更新,致使应用和参考价值不高;各级行非银行信息征集工作面临重重阻力,各地采集非银行信息的内容、方式、程序等也不尽一致,导致统一征信平台建设进展缓慢等。因此,我国现有的征信管理体制建设面临着行政软约束、法律与市场约束机制不健全等问题。
借鉴欧美等征信业发达国家的发展经验,结合中国国情和当前征信业发展现状,我国征信业发展需要尽快建立起征信约束的法律、行政、市场三个机制。
(一)加快征信立法,为征信体系建设提供法律约束
征信体系建设涉及社会各个方面,信用行为需要相关制度与法律的约束。因此,加快征信立法,尽快建立一整套关于信用信息的收集、公开、使用、披露,信用主体权利保护,失信行为处罚的法律体系显得尤为重要。在征信体系建设初期,更需要完善相关法律法规,对征信活动进行规范。人民银行作为信用体系建设牵头部门,要尽快推动《征信管理条例》、《贷款卡管理办法》等法律法规的出台,为征信市场发展提供法律保障。通过立法,要求各征信数据拥有部门和单位无偿共享所掌握的信用信息,制定相关制约措施,保证信用信息能够及时纳入征信系统,并明确征信数据的征集范围和征信对象以及各征信数据拥有部门在信息征集过程中的权利和义务。
(二)充分发挥政府监管作用,以行政约束机制推动信用信息采集
我国大部分信息资源广泛分布于政府各部门,而且难以进行集中整合。因此,我国信用管理体系的建立不可能纯粹依靠市场来推动,而需要政府给予大力支持,通过行政手段强力推进,逐步实现信息资源共享。从某种意义上说,政府在征信体系建设过程中应当承担起建立信用市场规范、整合信用资源的责任。2008年,国务院同意由人民银行牵头建立社会信用体系,建设部际联席会议制度,部分省(市)及地级市也相应建立了地方性社会信用体系联席会议制度。人民银行应抓住这一有利时机,进一步加强部门、单位之间的联系与合作,逐步探讨信息共享途径与模式,加快推动社会信用体系建设。
(三)推动信息应用与交易,逐步培育市场约束机制
一是加强信用信息应用,建立并有效运行信用奖惩机制。逐步加大信用信息的应用范围,积极引导政府及相关部门在项目招标、人员招聘、公务员录用、信用企业及先进个人评定等活动中广泛应用信用报告,建立一套行之有效的守信奖励、失信惩戒机制,在对守信者给予奖励的同时,让失信者在经济社会里寸步难行,从而引导人们养成诚实守信的良好信用习惯。二是加强政策引导,以交易机制的培育促进市场自我约束。当前,我国征信数据开放程度较低,信用报告应用范围较窄。从短期来看,由政府和中央银行通过立法、行政约束方式推动征信体系建设,能够调动各信息掌握部门共享、利用信用信息的积极性。但从长远来看,政府和中央银行不能替代市场,应逐步从行政推动过渡到市场约束。如,积极探索建立信用报告查询和使用的收费制度,同时对向征信系统报送信用信息的单位给予一定的费用补偿,逐步实现信用信息采集和使用的市场运行机制;在对评级公司进行有效监管的前提下,引导外部评级机构形成充分有效的竞争,提升外部评级的质量,进而提升整个征信业的服务水平。
四、强化征信业约束管理的措施――以贷款卡管理为例
相对于个人征信系统,以企业贷款卡的发放、信贷登记、年审管理为核心的企业征信系统基础信息相对丰富。设计征信业约束管理制度可以强化行政约束、提高行政约束效率等为突破口,进一步加强和优化贷款卡管理的时效约束、成本约束和关口约束。
(一)建立信息更新替代年审、有效期顺延鼓励的时效约束机制
贷款卡年审的主要目的是更新企业基本信息和财务信息。一直以来,贷款卡都采取集中年审制度,部分企业信息发生变更后,往往不能及时更新,而是在年审时才提交资料进行变更,影响信息更新的及时性。待条件成熟时,可针对现有的信息更新滞后等弊端,改集中年审制为有效期顺延制。具体内容可设计为:(1)规定贷款卡有效期为一年。(2)借款人在办卡后的一年有效期内,可以随时到人民银行更新相关信息,并提交相关资料,更新信息的同时,即完成一次年审,并实现了贷款卡的延续。(3)借款人办理贷款卡延续后,贷款卡的有效期从延续日开始自动延长一年,即有效期自动变更为当年延续日至第二年的对应日。以后年度可同样根据信息更新的时间延长有效期,一年之内任何时间都可办理。(4)逾期未到人民银行办理贷款卡延续的,贷款卡自动失效或处于睡眠状态。(5)借款人持失效贷款卡可以到人民银行办理激活手续,但必须提供自上次延续以来的所有信息变更资料,并接受一定的经济处罚。
(二)适应市场化发展方向,建立和培育贷款卡管理的成本约束机制
实现征信信息采集、使用、交易、管理的市场化是征信业发展的方向。为此,可以从企业贷款卡信息提供、使用和管理成本的角度入手,通过建立和完善成本约束机制,逐步使当前贷款卡管理中约束软弱的行政手段过渡为自发性的市场手段。可从以下几个环节建立成本约束机制:一是信息采集成本。人民银行系统数据库的建立需要大量的软件等资源,在条件成熟时可考虑将其中部分成本由使用者包括金融机构分担。二是信息使用成本。制定行业标准和价格体系,对金融机构或中介机构的查询实行收费管理,企业办理相关信贷业务,亦应将征信信息的使用按一定比例计入贷款成本。三是违规成本。可以规定:金融机构办理信贷业务不查询征信信息的交纳罚款,企业不主动更新信息,或提供错误、虚假信息的交纳罚款。
(三)坚持以用促征,进一步强化贷款卡的关口约束和监督机制
虽然国务院规定了人民银行是我国征信建设与管理的归口部门,但由于缺乏有效的管理平台,致使征信信息采集与管理仍处于条块分割状态。为此,政府应协调有关部门尽快建立覆盖全社会的金融业统一征信平台。企业信用信息必须纳入统一征信平台进行统一归口管理,各有关部门负有向征信平台报送企业信息的义务,人民银行须将报送的所有企业信息在贷款卡中集中予以反映。金融机构在办理信贷业务时,必须查询贷款卡信息,而且在办理业务涉及到抵(质)押物的使用时,必须以贷款卡中登记的信息为准。这样,使贷款卡成为金融业及相关部门考评企业信用状况的权威性关口,实现信息征集和查询的归口管理,并真正实现以用促征,变被动为主动。中央银行只要建设好征信平台这条“高速路”,把住贷款卡这个关口,就能实现信息的有效征集和使用,并有效实施监督控制。
参考文献:
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信贷约束论文篇（11）
中图分类号:F832.33 文献标识码:A 文章编号:1003-9031(2009)09-0009-06
2008年,源于美国次贷危机的金融海啸横扫全球。金融危机的强大破坏力,使得对于目前金融监管系统普遍产生了质疑,其中三大支柱之一的资本充足率监管更是倍受关注,特别是资本约束的有效性问题。我们既不能完全将次贷危机的责任推给资本约束,也不能姑息其在预防危机发生中的失职之责,需要全面对其有效性进行评价。2009年伦敦G20峰会前夕,周小川行长发文明确指出资本约束在维护金融稳定中的重要性,所以研究资本约束的有效性也具有非常重大的意义。对资本约束有效性研究最早从20世纪70年代开始,1988年《巴塞尔协议》颁布后研究开始全面展开。资本约束有效,一般指在对宏观经济和银行业的长期竞争力影响不大的情况下,资本约束提高了商业银行资本充足率和降低了其风险。本文从商业银行资本充足率及风险、宏观经济和商业银行长期竞争力三个方面对资本约束有效性研究进行了梳理和总结,全面评价了资本约束的有效性,并指出其存在的不足,试图指出资本约束今后的改革方向。
一、资本约束对银行资本充足率和风险的影响
一般来说,在资本充足率管制下,商业银行资本充足率平均水平会有所提升。然而还需要进行进一步分析,商业银行资本充足率的提高是否完全由资本充足率管制引起的,有多少是由管制引起的,因为其他因素也有可能引起资本充足率的提高。另外,还要看商业银行风险是否降低了,降低了多少。资本约束主要经历了主观资本充足率、客观资本充足率和《巴塞尔协议》三个发展阶段,不同时期的管制所带来的效果不一样,不同时期的学者对不同时期的管制效果的结论也不一样。本文根据资本约束的发展历程进行介绍。
(一)主观资本充足率标准
20世纪60年代初,美国监管部门设计了一套ABC率制度对资本充足率进行管制,管制的主要形式是基于管制机构对个别银行的考察结果的主观资本标准,典型的办法是把同一组内(根据共同特征如资产规模分组)不同银行的资本―资产比率相互比较,促使资本比率低于同组平均水平的银行提高资本比率。
最先对该问题进行研究的是美国学者Peltzman(1970),他对美国银行1963年到1965年的数据采用多元回归分析商业银行投资的资本投资模式,得出了两个结论:一是银行的投资行为并没有与监管部门颁布的标准相对应;二是政府部门对银行资本充足率的规定可能会削弱存款保险制度对商业银行的影响。最后Peltzman总结说,对商业银行资本充足率管制并没有对银行资本充足率和分支机构的设置产生影响。[1]
随后Mingo(1975)在Peltzman方法的基础上对原来的模型和数据进行了修正,采用1970年美国银行的数据,却得出了相反的结论。[2]Dietrich和James(1983)继续采用Peltzman和Mingo的方法采用美国银行1971到1975年的数据,并且增大了银行数量,得出了类似Peltzman的结论,他们认为Mingo的结论是受美国《格拉斯-斯蒂格尔法》的利率上限限制的影响。[3]
(二)客观资本充足率标准
1981年12月,为了迅速脱离这种管制的主观形式,给资本管制带来统一性和客观性,美国三个联邦管制机构宣布了专门的最低资本标准:除了最大的17家跨国银行以外,所有银行和资产少于10亿美元的银行持股公司(BHCS)的一级资本至少应为银行资产的6%;资产在10亿或10亿以上的机构应为5%。1985年,美国宣布全国性商业银行资本充足率为7%,地区性银行资本充足率为6.5%。对这段时期资本约束进行研究的主要有Keeley(1998)和Shrieves&Dahl(1992)。
Keeley(1998)采用美国商业银行业1981-1986年的数据进行研究,不过他的研究说服力不够,因为他不能够决定非管制因素对资本充足率的影响。Shrieves和Dahl(1992)采用美国1800家银行1983到1987年的数据,利用考察管制资本标准影响外部股权注入商业银行之程度的双对数模式,分别对银行资本充足率的变化和风险变化两部分进行分析。研究结论显示,在资本约束下,资本充足率小于7%的银行资本充足率的增加速度明显要大于资本充足率较高的银行,平均每个季度要多0.14%。[4]
(三)巴塞尔资本协议
1988年,巴塞尔银行监管委员会颁布的巴塞尔资本协议,规定国际业务的银行,到1992年资本充足率必须达到8%,并对相关方面做出了统一的规定,商业银行资本充足率监管进入了一个新全球化的时期,而对商业银行资本充足率管制有效性的研究也进入了一个全新时期,不仅在前人的基础上进行了更深一步研究,而且研究是在全球范围内开展。
Wall和Peterson(1995)采用不均衡框架考察资本充足性原则对大BHCS的影响,结论显示,在1989年大多数美国银行持股公司感受到很小的市场压力和几乎不存在的监管压力去调整他们的杠杆比率,然而当监管者在1990、1991和1992年提高监管压力时,大多数银行在这三年里都对杠杆比率进行了调整,并且在后两年的调整速度会更快。同时研究认为在任何时期,银行资本充足率的实际变化是因监管压力变化和因市场压力变化两者间的较大者。[5]Jacques和Nigro(1997)对美国银行1990至1991年资本充足率管制有效性进行研究时,沿用了Shrieves和Dahl在1992年的研究模型,并进行了进一步发展。他们对风险的变化只采用了一个方程表示,对目标资本充足率和风险水平影响因素分析也有所改变,对监管的压力的表示也不同。综合起来,Jacques和Nigro 认为资本充足率和风险水平受这些因素的影响:银行规模(LNSIZE)、是否属于某个集团(BHC)、银行财务杠杆率(LEVD)、银行的盈利水平(INC)、RPG和RPL,其中INC是净收入与总资产之比。[6]Aggarwal和Jacques(1997)也是在Shrieves 和 Dahl(1992)模型基础之上对美国银行1991到1993年资本充足率管制的有效性进行研究。[7]与Jacques和Nigro不同的是,Aggarwal和Jacques撇弃了银行财务杠杆率(LEVD)因素,并且对监管的压力表示也不同,在分析管制所带来的资本充足率和风险水平压力时,他们可以将银行分为资本充足率很好、资本充足率达标和资本充足率不达标三种。因为面对资本充足率管制时,银行资本不足的银行为了逃避因为资本充足率不够带来的惩罚时可能会做出更大的反应。得到的结果与Shrieves和Dahl(1992)一致,他们特别检验了1991年FDICA法案和迅速矫正法案(Prompt Corrective Action,PCA)对银行业的影响,发现资本不足的银行比那些有更高初始资本的银行在提高资本比率的速度更快。
Ediz, Michael, Perraudin(1998)采集了英国银行业1989-1995年的详细数据,包括银行资产负债表状况、收益和损失状况等,在他的计量方法中运用了随机效果纵向回归模型。研究结果显示,英国实行资本充足率管制取得了比较好的效果,在不影响银行对资产选择的情况下增加了银行的稳定性。研究发现,在实行资本充足率管制时,资本充足率在监管最低标准附近的银行做出了较大的反应,并且大多数银行是通过增加资本的方式,而不是通过缩减信贷来提高自己的资本充足率。[8]
Rime(1998)认为很多文献集中于监管资本要求对于美国的影响,而对欧洲(除了英国外)银行的研究很少,所以,他验证了监管资本要求对瑞士银行业的影响。研究发现,瑞士的大银行并没有比其他银行持有更高的资本比率,可能是因为大银行在国际市场上的竞争对手普遍地持有资本的比率不高,并且,有趣的是,虽然瑞士所实施的资本监管比美国和英国更为严格,瑞士银行业的资本比率对实施资本监管要求的敏感程度(为2.4%)低于美国银行业和英国银行业(分别为5.6%和4.8%)。这反映了瑞士银行业,尤其是小银行在一个相对流动性低的市场里,调整资本是很困难的。瑞士通过留存收益和发行股权的成本比调整资产组合的成本要低。[9]这与Aggarwal和Jacques(1997)发现美国银行中资本不足的银行更能降低其资产组合风险的结论是不一致的,这反映了美国的资产抵押证券市场发达为其调整资产组合提供了更方便的途径。
Ghosh, Nachane, Narain(2000)对1997到1999年印度银行研究发现,资本管制对银行行为的影响已经超过了银行内部资本充足率目标对银行行为的指导,更重要的是银行主要通过调整资本来满足资本充足率要求,而非高风险贷款。[10]总体来说,印度资本管制取得了比较好的效果,加强了银行的稳定性又没有影响到银行对贷款的选择,主要表现在两方面:第一,资本充足率管制能够影响到银行的决策,高水平的资本能够有效地阻止系统性灾难,对政策制定者来说是一个非常有效的手段;第二,并没有发生像广泛的观点认为的,在监管的压力下,银行资产将大规模从贷款转向债券。银行资产组合在管制的压力下确实会发生一些变化,譬如像上述现象,但不显著。原因可能是由于经济处于高度发展阶段,对贷款的需求量较大。
Heid, Porath, Stolz(2003)考查了1994到2002年德国存款银行对资本和风险资产的调整。与前人相比,研究增加了一些对银行资本和风险资产产生影响的因素进行约束。研究发现:资本充足率较低的银行调整资本的速度要大于资本充足率较高的银行;资本充足率较低的银行试图去建立一个合理的资本结构,通过增加资本金和降低风险资产;资本充足率较高的银行试图去保持他们的资本充足率,当资本增加的时候,会相应去增加他们的风险资产,然而当风险资产发生变化时不会去调整资本;资本充足率适中的银行基本上不会去调整他们的资本和风险资产。[11]
张强,武次冰(2007)分析了中国银行业从2002-2005年间的数据。分析表明:不管是资本充足情况较好的银行,还是资本充足情况不好的银行在资本约束的压力下都提高了资本充足率;资本约束促进了商业银行风险的降低。不过,这个效应正在减弱。
从20世纪60年代开始,资本约束制度不断发展和完善,其提高商业银行资本充足率和降低风险能力也不断增强。从上述各位学者的研究,我们可以看出,1988年《巴塞尔协议》颁布后,在全球内取得了良好的效果。然而,次贷危机中大量银行倒闭说明资本约束降低银行风险的能力还待提高,各位学者也需要从一个更新的角度来看待这个问题。
二、资本约束对货币政策传导和宏观经济的影响
资本约束对宏观经济的顺周期性在次贷危机中遭到了广泛的批评,认为资本约束对经济起到了推波助澜的作用。一般学者认为,商业银行资本约束可以从间接和直接两个方面来影响宏观经济及经济周期。间接方面,资本约束可以通过影响货币政策传导,从而影响货币政策的最终目标,也就是宏观经济;直接方面,资本约束可以通过影响商业银行信贷而影响宏观经济。
(一)资本约束对货币政策传导影响
资本约束对货币政策传导的影响,是指资本约束引起的商业银行资本水平变化,不同资本充足水平对货币政策传导影响。目前在该方面的研究争论主要体现在两个方面:一是商业银行资本水平是否会对货币政策传导有影响;二是不同商业银行资本充足水平对货币政策传导影响如何。
商业银行资本水平对货币政策的影响在较长一段时间内被人们忽略,直到《巴塞尔协议》实施一段时间后。现任美联储主席Bernanke和Gertler(1995)首先指出了银行资本“信贷渠道”的存在及对货币政策传导的影响。他们将“信贷渠道”分为三个渠道:“资产负债表渠道”、“银行信贷渠道”和“银行资本渠道”。“资产负债表渠道”主要通过借款者的财务状况影响货币政策传导;“银行信贷渠道”主要通过银行贷款供给影响货币政策传导;“银行资本渠道”是指不同资本充足水平银行的资产风险度不一样,所以对货币政策的反应也不一样。[12]Kishan和Opiela(2000)研究表明对于不同资本充足状况的美国银行,利率的变化引起他们信贷的变化是不同的,尤其是对中小银行来说。[13]Engler、Jokipii、Merkl、Kaltwasser和Souza(2005)利用奥地利中央银行和商业银行1997-2003年的数据,研究银行资本对货币政策传导的影响。文章采用了不平衡面板模型去研究银行信贷渠道和银行资本渠道的存在。研究发现了奥地利银行信贷渠道的存在,而对于扮演重要角色的资本,研究不能够去证实银行资本渠道发挥的效应。但也在一定程度上说明了资本水平对货币政策传导存在影响。刘斌(2005)通过显性解的形式研究资本充足率对货币政策传导、信贷及经济的影响,了解资本监管与准备金管理对信贷及经济影响效果和途径的差异性,并为协调两者的关系提供建议。[14]
大多数学者研究表明,资本约束会对货币政策传导产生影响。不过也有些学者不这么认为。Borio et al. (2001)研究认为经济周期会影响到银行信贷的变化,资本充足性要求要远远小于经济周期对信贷的影响。
在得出了商业银行资本水平可能会对货币政策传导的影响后,学者们开始研究保持怎样的资本水平会对货币政策传导的影响较大,关于这个问题,不同学者有不同的看法。Van den Heuvel(2001a,2001b, 2002a,2002b, 2003,2005, 2007)分别从理论和实证两方面长期对商业银行资本水平对货币政策影响进行了研究。研究结果显示,货币政策对信贷的影响依赖银行资本充足状况;资本充足率较差的银行对货币政策的反映要大于资本充足状况较好的银行;同时发现了“银行信贷渠道”和“银行资本渠道”的存在。Gambacorta和Mistrulli(2004)研究了资本充足状况不同的银行通过信贷对货币政策和GDP的影响也不同。研究结果显示,资本充足好的银行能够有效的抵御货币政策对信贷的影响,这和“银行信贷渠道”理论一致。同时,“银行资本渠道”也发挥了效应,尤其是对有大量敏感性缺口的银行。
也有学者认为不仅仅是高资本充足水平会影响货币政策传导 ,资本充足水平过高或过低都会对其有影响。Tanaka(2002)在理论上进一步分析了资本约束对货币政策传导的影响。研究认为,资本约束非常严格或者银行资本充足性不好都会使货币政策传导弱化。Claudio Borio和Haibin Zhu(2008)就资本约束对货币政策传导的影响进行了很好的综述和总结,大多数研究认为,资本约束会影响货币政策的传导,资本充足水平较低的银行更能反映货币政策。
(二)资本约束对宏观经济的影响
资本约束对宏观经济影响的研究表现在两个方面:一是资本约束是否对宏观经济产生影响;二是资本约束对宏观经济周期的影响。
资本约束对宏观经济影响的渠道是多方面的。Bernanke和Lown(1991)研究发现,资本约束将会影响到资本在银行间的分配,而资本在银行间的分配对宏观经济的活跃性有很重要的影响。Hancock和Wilcox(1997)采用一个关于包括家庭和商业实际资产借贷增长的银行资产组合调整模型去测量银行的资本压力、全国经济环境指标、该州的经济环境指标和其他指标。实证研究结果显示,相对于家庭居民借贷,实际商业借贷更容易受到银行资本变化的影响,商业借贷对宏观经济的影响会更大。Peek和Rosengren(1997b)证实了资本约束这个因素对宏观经济的影响要大于贷款需求和借款者信用下降的影响。Hancock和Wilcox(1998)采用美国银行业1988-1992年的年度数据去检验在资本约束压力下是否小型银行(总资产小于3亿美元)的贷款供给减少会被大银行增加信贷所抵消。研究结果表明,小银行资本每减少一美元对宏观经济造成的影响要大于大银行资本减少一美元,资本约束对中小银行贷款行为的影响要远远大于对大银行的影响。G.Choi(2000)对韩国银行和宏观经济数据的实证研究表明,韩国金融危机后实行的资本约束导致了银行贷款供给的下降,从而直接影响了主要依靠银行贷款融资的企业特别是中小企业,对宏观经济造成了负面影响。
Chiuri、Ferri和Majnion(2002)使用15个发展中国家的数据进行了实证研究,其结论为:第一,资本约束严重阻碍了发展中国家银行尤其是资本实力较弱银行的信贷供给,其对发展中国家的影响要大于发达国家;第二,对金融危机后实行资本约束的国家而言,这一负面影响更大;第三,资本约束对国外大型银行分支机构影响较小,开放银行市场将有利于减少管制的冲击。Hahn(2002)采用奥地利银行业1996-2000年数据,并用面板模型分析了资本充足率对宏观经济的影响。结果发现,严格的资本充足率要求将会通过银行信贷影响宏观经济。我国学者刘斌(2005)运用中国16家商业银行实际数据,从分机构和总量两方面研究资本约束对中国贷款的影响,研究结果,资本约束对不同银行贷款的影响程度不同,资本约束对不同银行的贷款影响程度不同,特别是对于资本相对不足的商业银行,资本约束对贷款的影响程度较大。从总量数据来看,监管当局要求商业银行提高资本充足率一个百分点,使贷款下降2.6个百分点,使GDP增长率下降0.27个百分点,使GDP平减指数同比增长率下降0.25个百分点。刘澜飚(2007)借助于Peek和Rosengren的测算方法,通过计算和分析亚洲各国(地区)在经历金融危机后加强资本管制、提高资本充足率对该国宏观经济的影响时发现,这样的举措在经济低迷时期不但不会改善宏观经济状况,反而会恶化经济的发展。[15]
也有学者认为资本约束对宏观经济的影响不大。Heid(2005)通过建立一个能够准确反映资本约束对宏观经济周期性影响的模型,研究发现虽然资本成本是不断变化的,但其对宏观经济的影响并不是十分剧烈。Deutsche Bundesbank Monthly Report(2005)对1994-2004年德国银行业的研究得出了与其他研究者相反的结论。研究发现资本约束对宏观经济的影响非常微弱,实证结果出现了与理论的背离。
从以上研究来看,资本约束会在短期内影响到宏观经济发展。但在长期内资本约束对宏观经济周期的影响,研究结果还存在比较大的分歧。Blum和Hellwig(1995)从理论模型上分析了银行资本约束对宏观经济的影响。研究认为,资本约束可能会扩大经济周期。在经济衰退时,总需求下降导致对贷款需求减少,而资本约束进一步使银行紧缩贷款,从而影响生产投资和宏观经济,具有顺经济周期效应。Tirole(1997)用静态模型研究,同样也表明了由市场确定的资本充足率具有顺周期特征,这种顺周期特征在经济衰退期将进一步加重经济的衰退幅度。Gambacorta和Mistrulli(2003)的研究却表明资本约束有利于稳定宏观经济,减少顺经济周期效应,他们采用1992-2001年意大利银行业季度数据,解释了由于银行资本和风险厌恶,银行借贷对宏观经济影响的不对称性,发现资本充足性较好的银行相对来说顺经济周期性效应小。
从上述研究来看,大家普遍的结论认为资本约束确实会对宏观经济产生影响。不过在其对宏观经济周期影响时,并不是所有学者均如次贷危机下大家所指责的那样认为资本约束对宏观经济是顺周期的,也有部分学者认为资本约束同样也具有逆周期性。
三、资本约束对银行业长期竞争力的影响
如果资本约束能够提高银行资本充足率和降低其风险,同时也不对宏观经济构成影响,我们也不能认定资本约束是完全有效的,因为资本约束还影响到银行业的长期竞争能力。关于资本约束是否会伤害银行的长期竞争力,许多学者进行过不同的研究。他们的研究主要集中在两个方面:一是与证券市场相比,是否降低了银行业在金融系统的影响力;二是是否影响了银行的盈利性。
(一)银行业与资本市场比较
银行业与资本市场竞争力的比较主要是研究,是否因为巴塞尔协议的最低资本充足率规定和风险权重的扩大导致银行业相对于证券市场融资功能的下降。许多国家都已经注意到资本的融通从银行逐渐转向商业市场和证券市场的趋势,但是很难去判断这种转变有多少是由资本约束引起的。研究者认为导致这种结果的因素还有:一是存款利率上限的变动;二是信息技术和金融改革的提高;三是增加了那些母国管制较松银行的竞争力。因此,我们不能就银行在不同市场占有份额的变化去判断资本约束对银行长期竞争性影响造成的。
有的学者认为资本约束损伤了银行竞争力。Thakor和Wilson(1995)在理论上分析了资本约束对借款者融资的选择。研究认为,质量中等的借款者数量会因银行资本约束而减少,这是因为资本约束会提高借款成本和银行重组不良贷款的积极性下降,这些都会引起银行贷款需求减少;质量好且具有发展潜力的借款者更愿意选择资本市场融资,他们认为面对资本约束时,资本市场流动性更强。
也有学者认为资本约束提高了银行竞争力。Boot和Marinc(2007)分析了资本约束对银行业内部竞争的影响。他们认为,在资本约束更有利于银行业的优胜劣汰,尤其是在对国际银行业的开放下。结论认为资本约束可以提高银行业整体水平,从另一个层面上来看,其提高了银行业与其他非银行业的竞争力。
同时,还有学者认为资本约束对银行竞争力影响不大。Arikawa(2008)对1980-2004年日本公司在资本市场和银行之间融资的选择进行了研究后认为,公司在资本市场和银行间进行融资选择时,主要依据公司在这段时期发展的机遇及所面临的风险。公司如果具有非常好的发展机遇且面临风险较低时,会倾向选择资本市场融资。相反,则会选择银行贷款融资。由于对于影响银行和资本市场间竞争力的因素太多,导致学者们研究结果各异。
(二)银行盈利能力的影响
直接研究资本标准颁布后银行盈利性和银行业成长性的变化可能价值不大,因为在短期内,他们与宏观经济关系有很高的相关性。一个检验资本充足率管制对银行盈利性影响的方法是观察市场对管制的反应。已经有一些学者开始通过对银行股票价格进行研究来检验资本约束对盈利性的影响,在资本标准颁布前后很短的时间内对股票价格造成的影响应该不会被宏观经济和其他长期因素的影响。
Eyssell和Arshadi(1990)利用对主要事件进行研究的方法,发现这三个事件造成了股票价格的反常下降。这三个事件为:一是美联储颁布被提议基于风险的资本标准(1986年1月24日);二是美联储和英格兰银行联合声明确定一个最低资本充足率的意图(1987年1月8日);三是巴塞尔协议的颁布(1988年7月11日)。这三个事件造成27个大银行股票价格的下跌,这说明较高的资本充足率标准影响了银行的长期盈利性。Madura和Zarruk(1993)研究所采取的方法与Eyssell和Arshadi (1990)的研究方法相似。他们发现那些超级大银行股票价格会因为资本约束而下跌。
Cooper, Kolari和Wagster(1991)研究了1987年1月到1988年7月加拿大、日本、英国和美国四个国家27家大银行在12次资本约束条例宣布时股票价格的反应。研究发现,加拿大、英国和美国银行股票价格均有不同程度的下降,尤其以美国最为明显,而日本银行股票价格变化没有明确结论。随后Wagster(1996)进行了更深一步研究,他将资本约束条例公告事件增加到了18次;增加了德国、荷兰和瑞士三个国家,银行数量也增加到了57家;并对模型也进行了进一步深化。研究发现,这七个国家每个在18次中最少有一次股票价格反应是显著的,但是整体上只有日本银行是显著的。
Cornett和Tehranian(1994)研究了银行面对最低资本充足率要求宣布的反应,是否银行会增发股票去达到资本约束要求。研究认为,如果资本充足率标准明显改变了银行目前的最优资本结构,迫使银行增发股票或者债券,这都会影响到银行的股票价格。然而,如果银行自觉地去增发股票或债券,说明银行所有者对银行前景不看好,若是因为资本约束,并不能说明银行前景不好,所以应该不会使股票价格下降。那么资本约束对股票价格的影响是十分不明确的。他们对1983-1989年美国176家银行的491次股票获债券发行进行了分析研究,对非自愿发行证券银行发行前60天股票的平均价格变化与那些没有发行的银行进行比较。研究发现,由于资本约束导致的银行非自愿发行证券对股票价格的影响要明显小于自愿发行;投资者对非自愿发行的银行预期要好于自愿发行。
Laderman(1994)利用Cornett-Tehranian的分析方法对美国商业银行在1989-1992年的44次证券发行进行了研究,这段时期刚好是美国资本约束完成时期。研究发现,一般的股票发行会让股票价格下降1.6%,而资本充足率较低的银行股票增发会让股票价格下降2.74%。虽然这个反应比较小,并且也没有十分明显的经济含义,但它还是在一定程度上说明了投资者对资本约束会影响银行长期竞争力的预期。
尽管这些研究得出了比较一致的结论,但是仍存在一个问题,即是否投资者短期的反应造成的股票价格变化就一定能反应银行的长期竞争性。也有少数学者从理论模型上对其进行了研究。Boot, Dezelan和Milbourn(2000)建立了双寡头模型来分析资本约束对银行利润的影响。研究发现信息不对称会加重高质量银行的负担,并指出管制仔细调整的重要性。Rime(2001)沿用Boot, Dezelan和Milbourn的双寡头模型(BDM)来分析资本约束对银行利润的影响。研究认为,资本约束对资本状况较差银行利润的影响要大于资本状况较好的银行;当银行在面对非管制金融机构竞争时,由于资本约束导致银行利润的减少程度明显要高于银行在与同样管制金融机构竞争或者是没有竞争时利润的减少。
四、结论
众多学者研究来看,实行资本约束比较有效的提高了商业银行资本充足率和降低其风险,尤其是在《巴塞尔协议》颁布后,然而次贷危机爆发说明资本约束在降低风险上还做得不够;在资本约束对宏观经济的影响上,学者的研究出现了分歧,部分学者认为资本约束是具有顺周期性的,也有学者认为其具有逆周期性,还有学者认为其两者都有;而关于资本约束对银行业长期竞争力影响,在影响银行与资本市场竞争上没有得出非常一致的结论,大部分研究表明资本约束会影响到银行盈利能力。综合上述学者的研究成果,并结合次贷危机,我们认为资本约束还可以在以下方面加强:
一是提高资本约束降低风险能力。次贷危机表明资本约束并没有很好的控制商业银行的高杠杆化运作,未能有效的监管表外风险。
二是降低资本约束的顺经济周期。虽然从理论分析资本约束确实具有顺周期性,但是我们可以通过对风险资产权重的重新设计或者其他政策与其配合来降低其顺周期性,让资本约束能够起到稳定宏观经济作用,缓解金融危机的产生。
三是建立有效的资本金补充渠道。众多研究表明,资本约束在一定程度上可能会损害资本约束的长期竞争能力,这主要表现在资本约束对信贷控制而造成的,如果资本金补充渠道更加丰富和有效,商业银行更容易获得资本金,那么银行就不会面临缩减信贷给其竞争力带来的影响。■
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