貸款利率下限放開與企業融資約束研究*

○新疆財經大學會計學院 何方莉 ○新疆財經大學信息管理學院 蘇 玲

一、引言

在利率市場化改革進程上，美國與日本分別于1986年和1994年成功完成了改革，而阿根廷、墨西哥、智利和烏拉圭等拉美發展中國家卻由于沒有選擇正確的方式最終導致了利率市場化改革的失敗。我國的利率市場化改革起步于1993年，國務院頒布《國務院關于金融體制改革的決定》時才是我國利率市場化進程的正式開始，這與國外利率市場化改革進程相比起來開始較晚。在此后的時間內，我國在存貸款利率市場化上進行了改革。在貸款利率市場化方面，央行于2004年10月公布了貸款利率上限的放開；到2013年7月，除個人抵押貸款外，取消了貸款利率下限，標志著貸款利率限制的全面放開。在存款利率市場化方面，2003年央行公布了小額外幣存款利率下限的放開，然后在2012年第一次允許金融機構人民幣存款利率上調。我國不斷深化利率市場化改革，在黨的十九大報告中又一次肯定了“深化利率市場化改革”的重要性。利率市場化改革將通過完善金融市場來解決我國所面臨的融資問題，從而真正達到金融對實體經濟服務的效果。

二、文獻綜述

利率市場化作為各國金融改革的著力點以及深化金融改革的重要政策，推行的主要目的就是使得利率的定價由市場根據資金的需求進行自主定價，優化金融資源配置效率，從而緩解企業融資約束。國外學者Levenson和Willard[1]以美國小企業為背景來觀察外部信貸融資約束在金融自由化前后的變化；Gelos 和Werner[2]利用墨西哥制造行業的數據研究金融自由化對企業固定投資的影響；Koo 和 Maeng[3]使用韓國引入金融自由化前后的數據來檢驗其對企業融資限制的影響，他們通過實證研究都表明了金融自由化的推進對企業融資約束具有一定程度的緩解作用。然而Laeven[4]對非發達國家研究發現，利率市場化對大小公司的影響具有差異性，融資約束的緩解作用只出現在小企業上，對于大規模企業其融資約束卻并沒有得到緩解，總體上利率市場化對企業融資約束的影響不顯著，這可能是由于大部分發展中國家利率市場化的失敗使得金融自由化并未真正影響到各國企業，從而在整體上對緩解企業融資約束并未起到顯著作用。

在當今中國經濟正進行經濟轉型和升級的重要階段，融資約束對于公司業績提升和經濟發展而言無疑是主要制約因素[5]。由于我國中小企業存在明顯融資約束，所以基于利率市場化背景下對企業融資約束的研究，起步時主要是針對中小企業。Fazzari、Hubbard和 Peterson[6]研究表明，信息不對稱的存在是導致融資約束出現的重要因素。而我國由于“雙軌制”的特殊環境，使得金融市場出現不平衡現象，公司出于對資金的需求轉而向其他方面尋求資金，其中商業信用就是一種被普遍采用的途徑，它是企業間在買賣商品時以商品形式進行借貸而獲得融資的方式。而且有研究也指出了在非正規融資方式上，商業信用作為一種普遍存在的形式能有效緩解企業融資約束和信息不對稱[7-8]。隨著利率市場化改革的進一步深入，以及資金配置和融資環境的優化，傅利福等[9]和李仲林[10]研究發現商業銀行貸款的改善有助于緩解中小企業融資約束。然而有些學者研究卻發現，利率市場化的推進并沒有明顯改善中小企業的融資約束問題[11]，貸款利率下限的放開也不能明顯緩解小微企業、民營企業的融資約束[12]。之所以會出現相反結論，可能是由于貸款利率并沒有完全放開，還存在低利率的壓制，使得利率市場化改革并不能真正的解決中小企業融資約束問題；也可能是由于樣本限制的原因，蔡鍵等[12]只是以北京企業融資狀況為樣本進行的數據調查，樣本涵蓋量較少。

隨后傾向于全體企業的研究，結論普遍都是利率市場化的推進能降低融資約束程度。由于企業異質性的存在，其影響效果也會不同，利率市場化改革的推進會使得小規模企業和非國有企業融資約束緩解程度更顯著[13]，并且這種融資約束更顯著地存在于非國有企業、非持股銀行、農業企業和非房地產企業[14]。企業處于不同生命周期融資約束緩解程度也將不同，這種融資約束緩解作用在成長期和成熟期中有更顯著效果[15]。然而胡麗紅[16]通過采用2007年1季度至2015年1季度數據構建了獨特的利率市場化指數，并進一步測度了我國利率市場化進程深度，研究發現我國市場利率與利率市場化進程成正相關關系，實體經濟的融資成本卻出現較大提升。吳晗和張克菲[17]研究結果表明，取消貸款利率上下限整體對企業新增貸款并無明顯浮動，但卻可使得資金在貸款流動上由低成長型企業流向高成長型企業。另外，對于高成長型企業而言，利率市場化的深入推進會使得其貸款成本降低更顯著。

三、理論分析與研究假設

傳統理論研究主要是從MM理論、權衡理論、信息不對稱理論、代理理論這四個方面來進行理論分析以探討融資約束成因。在完美市場中傳統的會計理論認為，在沒有稅收的環境下，企業的資本結構將不會影響其價值，在這種情況下企業不會面臨融資約束，進行外源融資和內源融資也是沒有差異的。然而現實情況下，市場一般都是不完美的，比如金融市場的不完善、信息不對稱以及其他企業自身存在的問題，都會導致企業內外部融資程度不均衡從而形成了我國企業普遍存在融資約束的現象。利率市場化作為金融改革的深入實踐，我國分別從貸款利率和存款利率兩方面來進行了有效改革，以改善金融市場的不完備現象。在2013年7月貸款利率下限放開后，企業對融資機構選擇范圍擴大，使得金融機構的貸款銷售業務難度加大。銀行為獲得更優質穩健的客戶資源，會發放長期貸款來留住客戶，企業融資選擇對象和融資規模擴大，這在一程度上緩解了企業融資約束[18]。基于此，本文提出假設1：

H1：貸款利率下限的放開在一定程度上能緩解企業所面臨的融資約束。

在政策推行上，利率市場化改革一直是全國一盤大棋，并沒有在個別省份頒布特有改革政策，而每個省份由于經濟發展水平的不同，其所具備的金融資源也肯定是有所差距的。提升金融資源的配置效率可以直接推動經濟高水平發展[19]，對于區域經濟發展質量高的省份，一方面金融機構發展較為成熟，擁有著更長遠的目光，能識別出那些具有高投資回報率的先進企業，在這些省份的企業就會擁有著更優秀的金融資源配置；另一方面區域經濟發展質量高的省份金融體系更加健全，對于企業所面臨的金融摩擦和信息不對稱，可以通過更為系統的規模效應、監督管理、風險分散來降低這些成本，并以多樣化的融資方式來提供多方面資金支持，所以處在高質量經濟發展區域的企業在貸款下限放開后能更有效地緩解其所面臨的融資約束。基于此，本文提出假設2：

H2：相對于處在低質量經濟發展水平區域的企業，貸款利率下限的放開能更顯著緩解處在高質量經濟發展水平區域企業的融資約束。

行業競爭程度能由市場集中度來進行衡量，高市場集中度代表著低行業競爭程度，低市場集中度代表著高行業競爭程度。在行業競爭水平具有差異化的情況下，企業所能利用的生產和金融資源均不相同。對于處在行業競爭程度低的企業可以充分利用生產資源，提高資源配置效率，具有一定的產品定價權并獲得壟斷利潤，所面臨的融資約束程度也較小。從融資需求來看，企業可能會由于激烈的行業競爭所產生的優勝劣汰而出現經營危機，造成內源融資不足，因此轉而追求外源融資。從資金供給方面來看，市場上的金融資源是有限的，金融機構會出于自身利益考慮會更傾向于投資高收益率和高回報率的企業，當企業處于高競爭行業時可能采取盈余管理來傳達利好信息，使得投資者與債權人的損失風險增加，在這種情況下，為彌補自己為承擔風險所可能損失的利益，擁有理性頭腦的投資者和債權人就會尋求更高的報酬率，因此企業所面臨的外源融資難度增大，融資約束加大，所以行業競爭程度高的企業往往面臨著更顯著的融資約束[20]。貸款利率下限放開后，在高競爭行業中，企業為從金融機構獲得更多的信貸資源一方面會對管理者執行更為有效的激勵和監督機制，另一方面會改善企業代理問題以提高資本配置效率，因而能更顯著地緩解企業融資約束程度。基于此，我們提出假設3：

H3：相對于行業競爭程度低的企業，貸款利率下限的放開能更顯著緩解行業競爭程度高企業的融資約束。

四、研究設計

(一)樣本選擇與數據收集

本文主要以2006—2018年滬深 A 股上市公司為研究對象，其數據主要來源于國泰安數據庫和國家統計局。對樣本研究數據進行如下處理：(1)剔除ST、ST*類的上市公司；(2)剔除金融、保險類上市公司；(3)剔除了所需數據缺失或者不完善的公司。本文主要使用Stata15.0軟件進行實證分析，為避免極端值對本文結果的影響，對所有連續的解釋變量都在1%和99%分位數上進行了縮尾處理(Winsorize)。

(二)模型選擇與變量定義

1.模型選擇

融資約束的測量方法主要有五類。一是Fazzari et al[6]提出的投資-現金流敏感度指標；二是Almeida et al.[21]提出的現金-現金流敏感性模型；三是Kaplan和Zingales[22]構建的KZ指數；四是White和Wu[23]基于動態結構估計方法的融資約束WW指數；五是Hadlock和Pierce[24]構建的SA 指數。本文基于 Almeida et al.[21]提出的現金-現金流敏感性模型，同時還參考 Khurana et al.[25]、Wan和Zhu[26]的研究設計，最后采用模型(1)來進行假設檢驗。

Cashi，t=α0+α1CFOi，t+α2downi，t+α3downi，t×CFOi，t+α4Sizei，t+α5Chnwci，t+α6Expendi，t+α7Growthi，t+α8Qi，t+Industry+Year+ε

(1)

2.分組回歸衡量指標選擇與主要變量定義

經濟發展質量衡量：高質量經濟發展評價指標體系在國內已經日趨完善，在新經濟發展模式下，我國已由原來的粗放式發展轉變為了以平衡、協調、可持續作為關鍵評價要素的精益式發展。自從黨的十八屆五中全會提出新的五大發展理念：創新、協調、綠色、開放、共享，學者們就開始以新發展理念來構建更系統更全面化的指標體系，認為評價經濟質量的高低不能只采用經濟指標，還要加入社會、民生、環境情況等指標，這樣才能更全面構建經濟發展評價指標體系[27]。本文基于魏蓉蓉[19]研究，選取有效性(人均GDP)、協調性(第三產業占GDP比重)、開放性(外商投資企業進出口總額)、創新性(國內專利申請受理量)、環保性(森林覆蓋率)這五個指標，并通過熵值法計算出綜合得分作為各地區經濟質量發展水平的衡量指標，指標數據均來源于國家統計局官網。

行業競爭程度衡量：赫芬達爾指數( HHI)是目前學者運用較為廣泛的衡量市場競爭程度的指標之一，本文采用赫芬達爾指數來衡量行業的競爭程度，計算公式為：

其中：Xi表示行業內第i家企業的營業收入，X表示行業內所有企業的總營業收入。HHI越大表示市場集中程度越高，壟斷程度越高，即行業內競爭程度越低。為了能夠直觀地顯示本文所采用模型的變量及其定義，相關變量定義說明見表1。

表1 變量定義表

五、實證分析

(一)描述性統計

表2列示了主要變量的描述性統計結果。根據表2數據分析可知，企業所擁有的現金持有量變動率(Cash)在總體上呈現增加趨勢，與上一年比較平均而言大約占其總資產的3%，最小值為 -0.199，最大值為0.637，標準差為0.112，表明公司之間的現金持有量水平差距較大。經營活動現金流量(CFO)約占本年總資產的的5.3%，最小值為-0.167，最大值為0.263，標準差為0.073，表明各公司之間差異較大。公司規模(Size)平均值為22.17，最小值為19.140，最大值為25.797，標準差為1.321，表明我國大小公司規模差異較大。公司運營資本變動率(Chnwc)平均值為0.025，最小值為 -0.359，最大值為0.723，標準差為0.146，表明我國各公司之間長期投融資能力存在著一定差距。公司資本支出(Expend)平均值為0.060，最小值為-0.101，最大值為0.457，標準差為0.081，表明我國各公司之間對資本性的投資規劃有著較大區別。公司成長性(Growth)平均值為0.192，最小值為 -0.608，最大值為3.996，標準差為0.551，表明我國各公司之間發展速度存在一定差距，這可能是由于不同企業正處于不同的生命周期造成的。托賓Q值(Q)平均值為2.334，最小值為0.862，最大值為11.423，標準差為1.741，表明我國各公司之間所面臨的投資機會是不同的，并且存在較大差異。

表2 主要變量描述性統計結果

(二)相關性檢驗

為了確保多元回歸結果的可靠性，以及便于為后續的多元回歸分析和穩健性檢驗分析提供基礎，本文先對主要變量進行皮爾森相關性系數檢驗。主要的相關性系數檢驗結果如表3所示。從表3中結果可知，主要變量之間的相關系數均不超過0.6，這就說明本文主要研究變量間不存在嚴重的多重共線性問題。

表3 主要變量相關系數表

(三)多重共線性檢驗

通過上文對各變量進行的皮爾森相關性檢驗，可以看到各相關變量之間存在著一定的相互依存關系，說明各變量之間并非完全獨立。所以本文對主要變量進行了VIF檢驗。由表4數據觀察可知，各變量之間VIF值小于3，并且平均值VIF值小于2，所以不存在多重共線性，這表明回歸數據結果是可靠的。

表4 多重共線性檢驗

(四)總樣本回歸分析及分組檢驗

按照本文所設計的模型(1)，采用多元回歸分析方法，以此來檢驗貸款利率下限放開對融資約束的影響。由表5中列(1)回歸結果數據分析可知，其中CFO的系數為0.265，并且在1%的水平上顯著，由此可知融資約束普遍存在于我國各企業中。貸款利率下限放開啞變量(down)與經營活動現金流量(CFO)的交乘項系數為-0.080，并且在1%的水平上顯著，這就表明了貸款利率下限的放開有助于企業融資約束的緩解，驗證了假設1。

按照本文所設計的模型(1)，采用多元回歸分析方法，以此來檢驗貸款利率下限放開對融資約束影響的異質性。將經濟發展質量作為分組回歸依據，用以檢驗研究假設2。其回歸結果如表5中列(2)和列(3)所示，其中高質量經濟發展水平區域組交互項down×CFO的系數為 -0.086，并且在10%的水平上顯著；低質量經濟發展水平區域組交互項down×CFO的系數為 -0.072，并且在10%的水平上顯著，由此可知融資約束對不同經濟發展質量的地區存在著不同的影響。這就表明了相對于區域經濟發展質量低的企業，貸款利率下限的放開能更顯著緩解區域經濟發展質量高企業的融資約束，驗證了假設2。

由表5中列(4)和列(5)回歸結果數據分析可知，其中高行業競爭程度組交互項down×CFO的系數為-0.099，并且在5%的水平上顯著；低行業競爭程度組交互項down×CFO的系數為 -0.081，并且在10%的水平上顯著，由此可知融資約束對處在不同行業競爭程度中的企業存在著不同的影響。這就表明了相對于行業競爭程度低的企業，貸款利率下限的放開能更顯著緩解行業競爭程度高企業的融資約束，驗證了假設3。

表5 貸款利率下限放開對企業融資約束的影響

(五)穩健性檢驗

1.改變融資約束的衡量

雖然KZ指數和WW指數是現在許多學者較常用于衡量企業融資約束程度的兩種方法，但由于這兩個指標都具有內生性問題，變量之間會互相干擾。為了處理這兩個指標的局限性，Hadlock 和Pierce[24]在 KZ 指數構建方法的基礎上加入了外生性指標，最終構建了SA指數。很多學者認為SA指數能更準確地衡量企業融資約束程度，所以本文在此進行穩健性檢驗時，將融資約束的衡量指標改為使用SA指數，具體見公式(2)：

SA=0.043Size2-0.040Age-0.737Size

(2)

其中Size是公司期末總資產的自然對數，Age是樣本公司觀測年度減去公司成立年度差額的年數。另外由于 SA 指數計算結果均為負值，并且為了方便與計算的結果進行比較分析，本文借鑒鞠曉生等[28]的做法，將SA指數取絕對值，絕對值越大則表明公司面臨的融資約束程度越高。

表6中列(1)的回歸結果中顯示的down×CFO系數為-0.131，且在1%的水平上顯著，表明貸款利率下限放開緩解了企業所面臨的融資約束。從表6中列(2)和列(3)所示回歸結果數據分析可知，與前面假設2預期一致。其中高質量經濟發展水平區域組交互項down×CFO的系數為 -0.149，并且在1%的水平上顯著；低質量經濟發展水平區域組交互項down×CFO的系數為 -0.115，并且在5%的水平上顯著，驗證了假設2。從表6中列(4)和列(5)所示回歸結果數據分析可知，與前面假設3預期一致。其中高行業競爭程度組交互項down×CFO的系數為-0.141，并且在1%的水平上顯著；低行業競爭程度組交互項down×CFO的系數為-0.127，并且在5%的水平上顯著，驗證了假設3。這些回歸結果都表明了與之前假設的一致性。

表6 貸款利率下限放開對企業融資約束的影響(改變融資約束的衡量)

2.安慰劑檢驗

將貸款利率下限放開前四年定義為貸款利率下限放開變量的安慰劑，假設政策事件發生在2009年，并將該變量代入回歸模型進行分析。表7中列(1)的全樣本回歸結果中顯示交乘項down×CFO的系數為-0.036且并不顯著，分組回歸結果中列(2)～(5)的交乘項結果也都并不顯著，這表明了本文結果的穩健性。

表7 貸款利率下限放開對企業融資約束的影響(安慰劑檢驗)

六、結論與建議

本文以我國滬深兩市A股上市公司2006—2018年數據為樣本，考察貸款利率下限放開對企業融資約束的影響，研究發現貸款利率下限放開改革能緩解企業融資約束。同時通過進一步研究可以發現這種緩解存在異質性，相對于區域經濟發展質量低的企業，貸款利率下限的放開能更顯著緩解區域經濟發展質量高企業的融資約束；相對于行業競爭程度低的企業，貸款利率下限的放開能更顯著緩解行業競爭程度高企業的融資約束。

我國所實施的利率市場化改革作為金融自由化方面推進的一小步，雖然在逐步完全放開存貸款利率上下限后已經基本完成，但金融自由化改革道路依舊任重道遠，企業普遍存在的融資約束問題也是我們所一直要關注和解決的問題。對于我國不同地區具有差異化的區域經濟發展質量，在區域經濟發展質量低的地方，政府可以推行更具有針對性的金融政策或者更寬松的貸款融資政策，幫助處在這些地區的企業緩解其所面臨的融資約束，推進這些企業的發展和創新，以區域金融發展推進企業高質量發展。處在行業競爭激烈的企業由于金融資源的有限性，出于自身發展和外源融資需求可能會出現操作盈余管理而向市場傳達利好信息的動機，對于處于不同行業具有不同行業性質及特征的企業，政府可以依據每個行業的不同特質制定差異化的科學決策，對于競爭激烈和具有優質發展前景的行業可以推行較為寬松的融資優惠政策，更大程度上滿足大部分企業的融資需求，同時也要加強金融監管以確保金融機構的公平經營和保護投資者權益。