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貸款可得性的影響因素:研究假設

根據(jù)國內(nèi)外相關文獻和我們多年來的研究，我們認為銀企合作關系存在性、合作關系長短、企業(yè)存活年限、企業(yè)注冊組織形式和相關財務指標(企業(yè)規(guī)模、財務杠桿、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:假設一:企業(yè)申請貸款之前存在的銀企相互合作關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。為了檢驗銀企關系對銀行放貸可能性的潛在影響，我們設企業(yè)申請貸款之前銀企之間金融服務存在性為啞變量，當存在銀企關系時，我們令該變量值為1，當不存銀企關系時，我們令該變量值為0。假設二:企業(yè)年齡變量是對銀行放貸機率的又一重要影響因素。早期的學者認為其與銀企關系的年限變量存在高度相關性(BergerandUdell，1995)，但企業(yè)年齡反映的是公開的信息(聲譽)而銀企關系年限更多體現(xiàn)私有信息(Diamond，1991)。年齡長久的企業(yè)經(jīng)歷過更多的危機時期，并在此過程中建立起了聲譽。因此，年齡長久更多體現(xiàn)公開信息。我們假設企業(yè)存活限期與銀行放貸幾率也成正向變動關系。假設三:企業(yè)的組織形式對銀行放貸幾率的影響也是顯著的，具有合理治理結構的企業(yè)更容易獲得貸款，因此我們假設企業(yè)治理結構的合理性與銀行放貸機率成正向變動關系。本文將企業(yè)的風險差別變量以控制變量的形式引入到實證模型中。首先，引入虛擬變量標識企業(yè)的組織形式:個人獨資企業(yè)、普通合伙企業(yè)、有限責任公司、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。本文將有限責任公司、股份有限公司及中外合資(合作)企業(yè)用1來標識(公司治理水平高);將個人獨資企業(yè)、集體企業(yè)、普通(有限)合伙企業(yè)用0來標識(公司治理水平相對較低)。其次，本文引入了傳統(tǒng)的財務指標來區(qū)分企業(yè)的風險:包括企業(yè)規(guī)模(資產(chǎn)總額、銷售總額、雇傭人數(shù))、財務杠桿(資產(chǎn)負債率)、盈力能力(銷售利潤率)。

關系型貸款實證研究

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，通過問卷調查及實地走訪、召開座談會等形式，深入、客觀地調查了東莞市金融機構對中小企業(yè)貸款發(fā)放的影響因素。在問卷調查方面，課題組設計了企業(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)局負責。這樣從組織上確保了問卷發(fā)放和回收的質量。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，有效率達到了75.62%。調查收集的相關信息包括:企業(yè)的治理特征、最近一次申請貸款基本情況、財務指標及關系特征。問卷除非特別說明，本文的數(shù)據(jù)皆由本次調查問卷結果整理統(tǒng)計而成。表1是實證研究所需變量(最近一次申請貸款)的基本統(tǒng)計結果(均值和標準差)。表格第二列給出所有被調查企業(yè)(242家)的變量指標，其中各變量的均值在對應格中的上方列出，其標準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)進行了分組統(tǒng)計描述:第三列描述了貸款獲得批準的企業(yè)相關變量統(tǒng)計結果;第四列描述了貸款未獲得批準的企業(yè)相關變量統(tǒng)計結果。最后，第五列的t值檢驗了上述兩組企業(yè)相關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關系)指標均值為0.7262，明顯大于貸款未獲批準企業(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)組的銀企關系存在年數(shù)(3.61年vs.2.26年)。(3)早期實證認為企業(yè)年齡與銀企關系存在年數(shù)高度相關(BergerandUdell，1995)，在我們的研究樣本中，兩者的相關系數(shù)為0.45，較BergerandUdell的研究指標略低。在所調查的所有企業(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)濟發(fā)展特色為“三來一補”，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)額抵押擔保概念相去甚遠，因此，在后續(xù)的實證研究中，我們僅引入企業(yè)資產(chǎn)總額一個指標反映企業(yè)規(guī)模狀況。(5)財務杠桿往往是銀行授信評級過程中的主要財務指標，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)。這一指標在一定程度反映了東莞市中小企業(yè)的負債能力不高(加上商業(yè)流動性負債后不超過30%)。(6)銷售利潤率的差異在5%水平上顯著，與預期一致(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，明確相關權責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，這類性質的公司企業(yè)的財務更加明晰，內(nèi)控更加合理。而與之相對應的個人獨資企業(yè)、集體企業(yè)、普通(有限)合伙企業(yè)存在一股獨大或有限博弈等問題，可能導致財務不透明問題相對嚴重。所以，本文認為具有合理治理結構的企業(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了我們的推斷(分別為0.62、0.45)。由于實證模型中的因變量(是否放貸)是二元響應變量，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展，然后逐漸加速，至發(fā)展速度到達極限后，又會逐漸減速。與其他實證模型相比，多元logistic回歸模型更適合對有此規(guī)律的經(jīng)濟現(xiàn)象的分析，這也是本文采用此模型進行分析的主要原因。在模型中，我們設lend*i為不可觀測的放貸概率，它是關于企業(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為隨機干擾項。令lendi為可觀測的二元響應變量，當銀行給予企業(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)。本文運用stata10.0對上述模型進行回歸分析。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)模指標及財務杠桿指標。表2第二列顯示了銀企關系存在對貸款可得性的回歸結果，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作用。該結論與Cole(1998)的實證研究結論相近:銀企關系存在性對貸款獲批概率有顯著的促進作用，一旦關系建立，該關系對貸款的促進作用并不隨著年限的延長而增加。這一點在直觀上可以理解為:只要銀企關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)的回歸結果。多元logistic回歸系數(shù)與研究假設一致且顯著不為0。Preudo－R2為0.0381，較Cole(1998)的相應回歸結果(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，我們認為該變量所隱含的治理結構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)負債率變量的多元logistic回歸結果，該變量回歸系數(shù)為－0.4145，即企業(yè)負債比例越高，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的邊際貢獻不大。這一回歸結果與Cole，Berger等人的研究結論不符，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)負債率均值水平較低(29%)，財務杠桿系數(shù)作用不明顯。(2)我國商業(yè)銀行的授信評價體系一般設定為只要資產(chǎn)負債率不超過一定水平，則該項指標評價即獲得滿分，如中國銀行對制造業(yè)企業(yè)信用評級指標體系與計分標準說明為:資產(chǎn)負債表滿分10分，65%(含)以下為滿分;每上升3個百分點扣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)結果與研究假設分析相一致。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(銷售利潤率)系數(shù)與優(yōu)序融資理論(peckingorder)預期相反，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會所需求的資金總量而言相去甚遠。當良好的盈利能力無法彌補龐大的資金缺口時，就只能作為貸款過程中的一個有利因素影響貸款可得性。

結論與啟示

為了探尋“銀企關系”對貸款影響的直接證據(jù)，本文在引入相關控制變量后，銀企關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。該結果有利地說明了銀企關系存在所產(chǎn)生的私有信息具有價值———提高了貸款獲批概率。上述實證研究說明，我國中小型企業(yè)銀行貸款已經(jīng)初顯關系型融資特征端倪。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的，也是市場催生的結果。伴隨我國商業(yè)銀行貸款利率改革的推進，中小企業(yè)與商業(yè)銀行資金借貸均衡關系逐漸由傳統(tǒng)的非均衡信貸配給(政府干預所致)轉型為均衡信貸配給(信息不對稱所致)。這為關系型貸款技術的應用提供了必要的金融環(huán)境。在當前宏觀金融環(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)達地區(qū)，至少給我們以下兩點啟示:(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系，以此改變銀行經(jīng)理對自身風險的判斷，才能有望通過關系型融資來緩解資金缺口。(2)對作為資金供給方的金融機構而言，應該逐漸認識到“中小企業(yè)”并非是風險大、盈利性差的代名詞。實踐中，中小企業(yè)也并非鐵板一塊，只要銀行等金融機構能識別出有發(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，增加銀行等金融機構的新的利潤增長點。

本文作者：姚益龍鄧湘益張展維工作單位：中山大學