關系銀行、私有信息與企業融資

摘要:本文基于關系銀行業價值理論，運用中國上市公司數據，就關系在銀行信貸決策中的影響進行了實證檢驗。研究發現:第一，關系的事先存在對企業信貸可得性、貸款利率溢價均無顯著影響;第二，若企業同時與多家銀行打交道，則有助于提高企業信貸可得性、降低銀行抵押要求;第三，關系對民營企業的影響不及國有企業。本文最后還針對關系及關系銀行業價值在我國未得到重要體現這一結論展開了原因探討。

關鍵詞:關系;關系銀行;私有信息;企業融資

中圖分類號:F8302

文獻標識碼:A

文章編號:1000176X(2009)08008307

一、引言

早期的金融中介理論從交易成本角度解釋金融中介的存在，認為金融中介的出現可大大降低交易成本[1]。現代金融中介理論則從信息不對稱角度闡述金融中介存在的理由，提出金融中介可有效解決金融市場上的信息不對稱問題[2]。Fama最先注意到，作為競爭性工具的存單、商業票據和銀行承兌匯票都支付相同的回報，考慮到存單有存款準備金要求，因而實際上比商業票據和銀行承兌匯票要貴，則銀行必定是向借款人收取了比通過商業票據或銀行承兌匯票融資更高的價格[3]。Fama推斷，銀行一定有某種特別之處激發借款企業支付更高價格，這一獨特之處就在于銀行能夠獲得其他金融機構所得不到的企業內部私有信息并據以作出有效信貸決策。James(1987)及Lummer Mc Connell(1989)對Fama(1985)所提問題進行了實證檢驗。James發現銀行貸款協議的宣布對企業股價具有積極影響[4]。Lummer Mc Connell還進一步將新貸款與續約貸款分開研究并提出，企業股價的積極反應是由貸款續約帶來的，他們指出銀行長時間地投資于借款企業的信息生產以及關系銀行業的價值[5]。

那么，關系銀行業的價值是如何產生的呢?歸納已有理論文獻可以看出:第一，關系銀行業便利了銀行與借款企業之間具有帕累托改進的信息交換。例如，Bhattacharya Chiesa研究指出，在關系銀行業中，借款企業可能傾向于披露比在市場型關系中更多的信息，銀行也因在企業私有信息的生產中發揮著持久、主導的作用而具有投資生產這類信息的更強動力[6]。第二，銀行可利用借款企業的非公開私有信息與其訂立隱性、靈活、長期的合同，有關合同條款的再談判也較容易，這些都能夠增進借貸雙方的福利[7-9]。第三，關系銀行業允許貸款合同跨期平滑。銀行既可在關系初期以相對較低的貸款利率或抵押要求對企業提供一定補貼，而在未來通過相對較高的利率或抵押要求獲得補償;也可隨關系的延續以及對企業了解的增加而逐步降低貸款利率或抵押要求，長期關系的存在以及企業私有信息的運用使這一放貸策略能夠得以實施。例如，Petersen Rajan認為盡管關系初期的補貼給銀行帶來損失，但銀行對年輕企業或新企業的信貸補貼可能降低其道德風險及信息摩擦，若能從這些借款企業獲得長期租金以彌補初期損失，銀行也將提供融資[10]。第四，關系銀行業能夠在借款企業發生財務困難時進行危機救助[11-12]。當企業陷入財務困境時，關系銀行能夠提供流動性保險或更好的援助方案，以降低企業破產的可能性。

不少學者對關系銀行業價值理論進行了實證檢驗，集中關注關系對借款企業貸款合約的影響。這些實證研究表明:第一，關系對借款企業的信貸可得性具有積極影響，事先與銀行有著較長或較強關系的企業，其信貸可得性更大[13-14];第二，在關系存續期間，貸款合約條款改善了，貸款利率和抵押要求會下降[15-16];第三，集中借貸有助于增加企業信貸可得性，而多重銀行關系可使貸款條件惡化[13-17]。這些結論與關系銀行業促進了借貸雙方的信息交換且關系越長越集中則信息交換越多的理論相一致。

上述對關系銀行業價值的理論和實證研究主要來自于西方國家。在中國信貸市場上，關系、私有信息及關系銀行業的價值有無顯著體現呢?本文認為，這是一個很值得深入探討的問題。我國的金融體系是典型的銀行主導型體制，銀行是廣大企業資金來源的主渠道。據中國人民銀行《2007年第四季度中國貨幣政策執行報告》數據顯示，我國企業在2007年以股票、債券方式進行的直接融資占總融資的比重僅為175%，而通過銀行貸款進行的融資占789%。由此可見，我國銀行業對于企業融資的重要性不言而喻。眾所周知，當前我國民營中小企業面臨著嚴峻的“融資瓶頸”制約。民營中小企業的融資難問題既有來自企業自身的原因，也有來自銀行方面的原因，但歸根到底，最根本的原因還是銀企間的信息不對稱問題。這要求我們借鑒西方國家的經驗啟示，并客觀判斷關系對國內銀行業信貸業務的普遍影響，以為我國銀行業的改革趨向提供理論與經驗支持。

二、 計量模型及變量選取

1數據來源說明

本文使用的數據來源于中國證監會網站中國2007年度滬市和深市A股上市公司年報。上市公司年報會計報表附注中披露了短期和長期借款，本文通過如下途徑對貸款數據進行了收集和篩選:只考慮2007年所發放的貸款;選取人民幣貸款，剔除了外幣貸款;僅考慮商業銀行貸款，政策性銀行、財務公司、信托投資公司、資產管理公司、世界銀行等發放的貸款不計入;只考慮固定利率貸款，不考慮浮動利率貸款。最終，有效貸款樣本的標準是:上市公司年報中必須同時披露了貸款銀行名稱、放貸起始日、貸款數額、貸款利率、貸款方式(即有無抵押或擔保)的貸款。若樣本中存在某家銀行對一家企業發放多筆貸款，且除貸款金額以外的其他內容均相同的情形，則將這數筆貸款視為一筆貸款，貸款數額按算術平均值計算。本文最終收集了79家上市公司的249筆貸款的相關信息。

2回歸模型構建

為了考察關系對企業貸款合約的影響，本文建立了如下三個回歸模型:企業信貸可得性模型、貸款利率溢價模型以及銀行抵押要求模型。擬檢驗的回歸模型設定為:

Y_i=α₀+α₁財務指標特征+α₂貸款合約特征+α₃企業特征+α₄關系特征+μ

其中，Y_i在上述回歸方程中分別代表以下三個被解釋變量:企業信貸可得性、貸款利率溢價以及銀行抵押要求，α₀、α₁、α₂、α₃、α₄為系數向量，μ為隨機干擾項。前兩個模型運用OLS方法進行多元回歸分析，后一模型采用logit方法進行分析。

3變量選取

有關被解釋變量企業信貸可得性的計量，本文采用了Petersen Rajan(1994)所運用的方法。Petersen Rajan認為，不能通過企業資產負債率來直接度量其信貸可得性，這一比率可能會低估企業信貸可得性，因為較低的債務比率既可能是由于企業遭受資金供給方的約束，也可能是由于他們對外部資金的需求較少，但若銀行限制了對企業的放貸，企業將從更昂貴的渠道借款。因而，從更昂貴的融資渠道借得的資金量應能夠衡量在原先的金融機構所受信貸約束的程度。那么，在我國，更昂貴的融資渠道有哪些呢?企業大多擁有應付票據和應付賬款，應付款項往往期限短、變化大、成本高，其中應付票據逾期將被收取罰息，應付賬款提前支付將獲得一定的現金折扣，故可借此間接測量借款企業的信貸可得性。基于此，本文選擇了(應付票據+應付賬款)/企業總資產這一指標(以下簡稱“應付款比率”)作為被解釋變量，其數值越小，則信貸可得性越大。

被解釋變量貸款利率溢價以貸款樣本實際執行的貸款利率高出同期限基準利率之程度來表示。貸款利率溢價部分包括風險補償和期限補償兩部分，分別代表了銀行對風險較大或期限較長的貸款而收取的額外利率。

銀行貸款方式主要有信用、保證、抵押和質押四種，若為信用貸款或保證貸款，則被解釋變量銀行抵押要求取值為0，若為抵押貸款或質押貸款，則取值為1。

本文選取了關系事先存在、貸款人個數這兩大關系特征變量來衡量銀企間的關系強度。我們通過查閱樣本企業2006年或之前年報來對這兩大變量的數值加以認定。若借款企業在貸款發放前曾與貸款行發生過信貸關系，則關系事先存在這一變量取值為1;反之，取值為0。貸款行個數則以當前樣本企業的所有貸款行的數目統計。

4變量的統計特征

表1顯示了本文所選變量及其數值統計特征。就應付款比率來看，所有企業的平均應付款比率為952%，其中民營企業平均為966%，高于國有企業的944%，由此反映出民營企業所受信貸約束普遍高于國有企業。

在本文的所有貸款樣本中，執行基準貸款利率的貸款為87筆，占全部249筆貸款樣本的3494%;實行利率下浮的有68筆，占2731%;在基準利率基礎上上浮的有94筆，占3775%。所有貸款樣本的平均貸款利率溢價為279%，其中，國有企業的貸款利率平均溢價205%，有1/3的國有企業享有利率下浮優惠，而民營企業的平均利率溢價為457%，約九成的民營企業實行基準利率或利率上浮。

在財務指標方面，所有樣本的平均資產負債率為485%，流動比率約為144，凈資產收益率約5%。企業財務指標均對應于貸款發放上一年即2006年的相關財務指標。

在貸款合約特征方面，所有樣本中單筆貸款規模最大的為45億元，最小的僅為80萬元，平均為4 590萬元，其中，國有企業的單筆貸款數額平均是民營企業的兩倍多。所有樣本中信用貸款占比不到30%，其中民營企業中的信用貸款占比僅為20%。在所有樣本中，短期貸款居多，一年期及以下貸款占60%以上。

在企業特征方面，所有樣本企業中資產規模最大的為304億元，最小的為4億元，所有企業的平均資產規模為325億元，其中，國有企業的平均資產規模為407億元，是民營企業平均規模176億元的兩倍多。所有樣本企業的年齡從5—22年不等，平均約為10年。所有企業中約65%為國有企業。

在關系特征方面，事先與貸款行存在信貸關系的企業占76%，其中民營企業為82%，高于國有企業的73%。由于民營企業的融資渠道較為有限，主要依靠銀行貸款，故民營企業大都注重與銀行建立長期關系。所有樣本的貸款行個數在1—11家之間，平均約4家，國有企業的平均貸款行個數略多于民營企業。

三、 實證檢驗結果

接下來我們進一步運用我國民營上市公司貸款數據，就關系變量對企業信貸可得性、貸款利率溢價以及銀行抵押要求的影響進行實證檢驗。

1對企業信貸可得性的分析

對企業信貸可得性(即企業應付款比率)的回歸結果如表2所示。從R₂值來看，三個方程的R₂值在02—06之間，對國有企業和民營企業分類回歸的擬合度高于所有企業，說明銀行業對國有企業和民營企業的信貸政策存在較大差異。對民營企業的R₂值為059，說明我們所建立的計量方程能夠更好地解釋民營企業的信貸可得性。三個方程的F值均在1%水平顯著，說明三個回歸模型總體都是有效的。

關系事先存在這一變量的回歸系數在三個方程中均未能通過檢驗，說明事先存在的關系對信貸可得性不產生顯著影響。貸款人個數的回歸系數顯著為負，說明若借款企業的貸款行越多，其信貸可得性反而越大(即應付款比率越低)。

從回歸結果來看，財務指標、貸款方式、企業特征對借款企業的信貸可得性均存在顯著影響。企業若資產規模越大，生存越久，凈資產收益率越高，或為國有企業，或以抵押或質押方式借貸，則信貸可得性將提高(即應付款比率越低);反之，企業若資產負債率越高，或以保證方式借貸，則信貸可得性將降低(即應付款比率越高)。我們還注意到，民營企業的企業年齡及凈資產收益率的回歸系數顯著為正，這看上去似乎與直覺相悖。本文對此的解釋是，年齡越久、凈資產收益率越高的民營企業往往擁有較佳的聲譽，能夠較多地運用商業信用。

2對貸款利率溢價的分析

從回歸結果表3來看，對銀行貸款定價具有顯著影響的變量包括:資產負債率、貸款數額、保證貸款、抵押貸款、質押貸款、企業資產以及貸款期限。企業若資產負債率越高、以非信用方式貸款或貸款期限越長，則銀行將要求額外的風險補償或期限補償;反之，若貸款數額越大，或企業資產規模越大，則貸款利率將越低。關系事先存在這一變量的回歸系數在三個方程中均不顯著，說明關系的事先存在對銀行貸款定價決策不發揮重要作用。貸款人個數這一變量只在對國有企業的回歸結果中顯著為正，說明銀行可能視國有企業擁有多家貸款行為風險較大的信號，故要求利率溢價補償。

三個方程的R₂值約在016—035之間，說明我們所建立的計量方程只能夠解釋貸款利率溢價的16%—35%。對此，一種可能解釋是，本文所選變量較少，而現實中影響銀行貸款定價的因素很多，如企業資信評級、行業屬性、企業在銀行的其他業務、同業競爭等，但為了使計量方程簡潔一些，本文沒有增加更多變量。另一種可能解釋是，本文的貸款樣本來自于數十家銀行，各家銀行乃至各家銀行分支機構在貸款定價操作上差異較大。民營企業的R₂值較國有企業更低，僅為016，且具有顯著影響的變量更少，只有保證貸款、抵押貸款及企業資產，這或許能夠在一定意義上反映出中國銀行業的信貸實踐中所普遍具有的“重抵押擔保”、“重企業規模”的特征。

3對銀行抵押要求的分析

對銀行抵押要求進行回歸的結果如表4所示。從整體擬合度McFadden 來看，本文所建立的計量方程大約能在19%—47%的程度上解釋影響銀行抵押要求的因素，其中對民營企業的解釋性稍強一些，達到46%。

關系事先存在這一變量的回歸系數顯著為正，表明銀行對關系已存在的客戶企業提高了抵押要求。本文認為，這反映出我國銀行業近年來風險防范意識增強、“重抵押”、“抵押至上”等思想及行為，表現為銀行對授信額度逐年提高、風險敞口越來越大的老客戶將提高抵押要求以防范信貸風險。這一變量在對民營企業的回歸結果中也為正值，但不顯著，可能是由于民營企業貸款樣本的異質性較強。貸款人個數的符號顯著為負，這可能表明在中國，若企業擁有較多的貸款行，則有助于降低銀行抵押要求。

從表4中還可以看出，若企業的資產負債率或流動比率越高，則銀行抵押要求將顯著提高;而若企業資產規模越大、凈資產收益率越高或貸款數額越大，則有助于降低銀行抵押要求。

四、 研究結論

本文運用我國民營上市公司貸款數據檢驗了關系銀行業價值理論，重點考察了關系在銀行信貸決策中的作用。我們研究發現:

第一，就關系事先存在這一變量而言，對企業信貸可得性、貸款利率溢價均無顯著影響，這表明關系的事先存在以及企業私有信息對我國銀行信貸決策不產生重要影響。這一結論既與已有的關系銀行業價值理論不符，也與許多外國的實證分析結果相悖。

第二，就貸款行個數這一變量而言，若企業同時與多家銀行打交道，則有助于提高企業信貸可得性、降低銀行抵押要求，這也與許多外國的實證分析結論相反。

第三，將國有企業與民營企業進行比較，可以看出，盡管關系變量的影響相當有限，但關系變量對民營企業的影響還不及國有企業，這說明關系價值在民營企業體現得更少。綜上所述，本文的實證分析表明，關系及關系銀行業的價值在我國未能得到重要體現。

聯系當前我國銀行業的信貸環境，本文認為，關系未能顯著發揮作用既可能是因為銀行未獲取私有信息，也可能是因為銀行未能將所獲信息用于改進貸款合約。具體說來，可能的原因有:

第一，銀企間的長期關系交往未受重視。目前在我國，銀行債權維護的困難、企業失信的普遍、銀行間競爭的加劇、中介服務的滯后、相關法律的欠缺等因素都使得銀行經營目標趨于短期化，缺乏能夠獲取長期穩定收益的合理預期，更愿 “錦上添花”而不愿“雪中送炭”，從而使得關系銀行業難以正常化發展。

第二，信貸操作簡單粗放。迄今我國銀行業的貸款定價、抵押要求仍主要沿用傳統做法，即根據借款企業信用等級、貸款方式、企業經營規模等粗放確定，多年誠信守約的老客戶與信用狀況一般的新客戶在貸款定價及抵押要求上并未體現出明顯的差別。對于民營企業而言，貸款條件往往更為苛刻，這其中既包含正常、合理的因素——這類企業本身的風險平均來看相對較高，銀行因承擔較大的風險而需要獲得高一些的回報，但也反映出銀行對民營企業放貸中的“經驗性”和“隨意性”較為普遍。此外，國內銀行自20世紀90年代中后期普遍將貸款審批權上收，并強化了貸款責任制和貸款抵押制，從而使得銀行主要基于抵押品發放貸款成為了當前中國信貸市場上的主流放貸模式。

第三，銀行重公開硬信息，輕私有軟信息。我國銀行主要依據客戶信用等級辦理信貸業務，銀行對客戶信用等級的評定主要依據借款企業的各項財務指標等硬信息。資產負債率、凈利潤、流動比率、收入增長率等硬信息所占權重約占九成，而領導者素質、管理水平、發展前景等軟信息僅占一成左右。實際上，私有軟信息是一種基于與客戶長期面對面的互動而獲得的相對主觀的知識，這類信息是通過私人交往而非公開途徑獲得，充滿著獨特的價值，可有效彌補銀行放貸過于依賴硬指標的缺陷，更好地處理和解決銀企間的信息不對稱問題。

第四，利率尚未完全市場化。盡管中國人民銀行自2004年10月29日起放開了商業銀行貸款利率上限，以使貸款利率更好地覆蓋風險溢價、適度緩解企業尤其是民營企業的貸款難問題，但仍設置了貸款利率浮動的下限，這使得反映銀企關系密切程度的貸款利率優惠不能得到充分的滿足和體現。

參考文獻:

[1] Benston， G，Smith， CWA Transactions Cost Approach to the Theory of Financial Intermediation[J]Journal of Financial Economics，1976，(31):215-231

[2] Bhattacharaya， S，Thakor， A VContemporary Banking Theory[J]Journal of Financial Intermediation，1993，(3):2-50

[3] Fama， EWhat’s Different About Banks?[J]Journal of Monetary Economics，1985，(15):29-39

[4] James， CSome Evidence on the Uniqueness of Bank Loans[J]Journal of Financial Economics，1987，(19):217-235

[5] Lummer， S L，Mc Connell， J JFurther Evidence on the Bank Lending Process and the Capital Market Response to Bank loan Agreements[J]Journal of Financial Economics，1989，(25):99-122

[6] Bhattacharaya， S，Chiesa， GProprietary Information，Financial Intermediation， and Research Incentives[J]Journal of Financial Intermediation1995，(4):328-357

[7] Boot， A W A， Greenbaum， S I，Thakor， A VReputation and Discretion in Financial Contracting[J]American Economic Review，1993，(83):1165-1183

[8] Berlin， M，Mester， LDebt Covenants and Renegotiation[J]Journal of Financial Intermediation，1992，(2):95-133

[9] Dennis， S A，Mullineaux， D JSyndicated Loans[D]Working Paper， University of Kentucky，1999

[10] Petersen， MRajan， RThe Benefits of Lending Relationships: Evidence from Small Business Data[J]Journal of Finance，1994，(49):1367-1400

[11] Hoshi， T， Kashyap， A， Scharfstein， DThe Role of Banks in Reducing the Costs of Financial Distress in Japan[J] Journal of Financial Economics， 1990，(27):67-88

[12] Elsas， R，Krahnen， JIs Relationship Iending Special? Evidence from Credit-File Data in Germany[J]Journal of Banking and Finance，1998，(22):1283-1316

[13] Petersen， M，Rajan， RThe Effect of Credit Market Competition on Lending Relationships[J]Quarterly Journal of Economics，1995，(110):406-443

[14] Cole， R AThe Importance of Relationships to the Availability of Credit[J]Journal of Banking and Finance，1998，(22):959-977

[15] Berger， A N，Udell， G FRelationship Iending and Lines of Credit in Small Firm Finance[J]Journal of Business，1995，(68):351-382

[16] Brick， I E，D PaliaEvidence of Jointness in the Terms of Relationship Lending[D]Working Paper， Rutgers University，2003

[17] Harhoff， D，K rting， TLending Relationships in Germany: Empirical Results from Survey Data[J]Journal of Banking and Finance，1998，(22):1317-54

[18] 李成，趙琳中國商業銀行規模與效率:理論與現實的悖論[J]云南財經大學學報，2008，(5)

[19] 曹敏，何佳，潘啟良金融中介及關系銀行——基于廣東外資企業銀行融資數據的研究[J]經濟研究，2003，(3):44-53

[20] 黃純純公司上市、關系貸款與中國銀企關系的重建[J]管理世界，2003，(3):8-15

[21] 周好文，李輝2004:中小企業的關系型融資——實證研究及理論釋義[J]山西財經大學學報，2004，(2):96-101

(責任編輯:楊全山)