李 成 黃友希 李玉良

西安交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，陜西 西安 710061

一、引言

迄今為止，已有大量研究表明，中國(guó)國(guó)有經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)效率和資金利用效率下降，甚至對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生了拖尾作用(Jefferson，2006［1］;戴靜和張建華，2013［2］)。但是在拉動(dòng)就業(yè)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和技術(shù)創(chuàng)新方面具有重要作用的非國(guó)有經(jīng)濟(jì)由于面臨嚴(yán)重貸款約束，發(fā)展規(guī)模和速度受限。因此，提高市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)作用的前提是改變當(dāng)前非國(guó)有企業(yè)融資處境，加大對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的資金支持。

信息經(jīng)濟(jì)學(xué)的奠基人Stiglitz and Weiss(1981)［3］認(rèn)為，信貸配給是信息不完美的信貸市場(chǎng)，信貸市場(chǎng)中超額需求和超額供給同時(shí)存在是對(duì)稱均衡結(jié)果。La Porta and Shleifer(2002)［4］研究發(fā)現(xiàn)具有政府關(guān)系的企業(yè)在銀行被國(guó)家控制時(shí)容易獲得信貸資金。國(guó)有企業(yè)承擔(dān)過多政策性負(fù)擔(dān)，其經(jīng)營(yíng)的好壞對(duì)社會(huì)的穩(wěn)定具有重大意義(林毅夫和劉培林，2001［5］)。國(guó)有企業(yè)經(jīng)營(yíng)出現(xiàn)困難時(shí)，政府往往會(huì)伸出“援助之手”，通過國(guó)家信用的形式提供隱性擔(dān)保，信貸資金流向資源配置效率相對(duì)較低的國(guó)有企業(yè)(Megginson and Netter，2001［6］)。相比于國(guó)家信用的形式，SME更多地是通過商業(yè)信用形式獲得貸款來源(Brandt and Li，2003［7］)。利率是影響企業(yè)融資的重要變量。對(duì)企業(yè)而言，利率管制限制了企業(yè)的貸款規(guī)模;對(duì)銀行而言，其扭曲資產(chǎn)定價(jià)機(jī)制和目標(biāo)利潤(rùn)函數(shù)提高了經(jīng)營(yíng)成本，削弱了定價(jià)能力，最終致使企業(yè)融資約束問題嚴(yán)重，資源配置效率低(Obstfeld，1994)［8］。Allen et al.(2005)［9］研究發(fā)現(xiàn)，在市場(chǎng)化程度不高的國(guó)家，政府干預(yù)使得銀行激勵(lì)機(jī)制軟化，稀缺資源配置于受保護(hù)的企業(yè)。資源利用效率高的企業(yè)無法獲得貸款，有較大增長(zhǎng)潛力的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)主體得不到資金支持，對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型不利。Ameer(2003)［10］研究東南亞國(guó)家的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，提高東南亞國(guó)家利率有利于減少企業(yè)負(fù)債，優(yōu)化企業(yè)資本結(jié)構(gòu)，提高經(jīng)濟(jì)效率。

在信息不對(duì)稱的金融市場(chǎng)中，利率管制和信貸規(guī)模控制導(dǎo)致具有抵押物、規(guī)模、信譽(yù)和信息等優(yōu)勢(shì)的大型公司成為銀行的優(yōu)質(zhì)客戶(徐東明和陳學(xué)彬，2012［11］)。相比于國(guó)有上市公司，民營(yíng)上市公司獲得更多的是股權(quán)融資，銀行借款融資較少，民營(yíng)經(jīng)濟(jì)困境本質(zhì)為信用困境(方軍雄，2010［12］)。隨著金融改革深化，利率提高趨向至市場(chǎng)均衡利率，銀行代理成本下降，擔(dān)保品和抵押資產(chǎn)價(jià)值要求隨之下降(Ayari and Bennaceur，2005［13］)。戰(zhàn)明華等(2013)［14］的研究證實(shí)利率管制導(dǎo)致了信用過度非均衡擴(kuò)張。利率市場(chǎng)化程度低造成銀行無法通過利率市場(chǎng)機(jī)制獲得最大收益，只好通過偏好上市公司放貸彌補(bǔ)由于利率管制、風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)而無法得到補(bǔ)償?shù)膿p失。

綜上所述可知，政府隱性擔(dān)保和利率管制是導(dǎo)致中國(guó)民營(yíng)企業(yè)或中小企業(yè)等非國(guó)有經(jīng)濟(jì)融資約束加重的重要原因，但是文獻(xiàn)并沒有就政府隱性擔(dān)保和利率管制對(duì)非國(guó)有企業(yè)融資困難的共同機(jī)制進(jìn)行分析。本文擬從理論上揭示政府隱性擔(dān)保、利率管制和信貸規(guī)模控制三因素共同作用下的信貸資源分配機(jī)理，研究金融市場(chǎng)化程度低和所有制差異是否增加民營(yíng)企業(yè)和中小企業(yè)等非國(guó)有企業(yè)融資難度;同時(shí)以中國(guó)工業(yè)部門39個(gè)行業(yè)2002～2011年的面板經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，檢驗(yàn)理論模型的正確性。

二、理論模型:政府隱性擔(dān)保、利率管制和信貸規(guī)?？刂葡碌男刨J資源配置

1.基準(zhǔn)模型構(gòu)建。本文建立包含廠商和金融機(jī)構(gòu)(主要指銀行)兩部門的模型。模型假設(shè)條件以Sitglitz and Weiss(1981)為基礎(chǔ)，廠商獨(dú)立選擇投資項(xiàng)目，項(xiàng)目期望收益相等，雙方以利潤(rùn)最大化為目標(biāo)。市場(chǎng)上存在兩個(gè)(類)廠商，廠商A和廠商B，廠商可選擇的投資項(xiàng)目為θi，隨著θ的增大，項(xiàng)目的風(fēng)險(xiǎn)增大;θi項(xiàng)目的收益為R，其概率密度函數(shù)為f(R，θi)，分布函數(shù)為F(R，θi);該項(xiàng)目選定后，便是企業(yè)惟一的項(xiàng)目，即一個(gè)企業(yè)對(duì)應(yīng)一個(gè)項(xiàng)目，通過項(xiàng)目類型確定借款人風(fēng)險(xiǎn)的類型;存在所有制歧視的金融部門或銀行總共只有一個(gè)(類)。廠商借款金額為K;利率為r;擔(dān)保品和抵押資產(chǎn)價(jià)值為Z。在不存在破產(chǎn)成本和監(jiān)控成本的條件下，項(xiàng)目投資期望收入大于本息:

其中，c是一個(gè)大于零的常數(shù)，代表期望收入大于本息的差額。在不討論政府隱性擔(dān)保情況下，銀行為兩個(gè)廠商提供相同的合同。對(duì)廠商而言，只有R+Z≥K(1+r)，才能按時(shí)償還貸款。當(dāng)R+Z≤K(1+r)時(shí)，銀行具有優(yōu)先索取權(quán)，項(xiàng)目現(xiàn)金流、擔(dān)保品和抵押資產(chǎn)即R+Z全部歸銀行所有。推出項(xiàng)目收益較好時(shí)，廠商現(xiàn)金流為R－K(1+r);項(xiàng)目收益較低時(shí)，現(xiàn)金流為－Z。借鑒Stiglize and Weiss(1981)的方法，可以得到廠商利潤(rùn)函數(shù):

正如Stiglitz and Weiss(1981)所述，企業(yè)的利潤(rùn)函數(shù)隨著風(fēng)險(xiǎn)的增大而增大，即dπ/dθ≥0。金融部門利潤(rùn)函數(shù)如式(4):

金融部門獲得的期望利潤(rùn)函數(shù)則如式(5):

2.借款人異質(zhì)性。廠商A代表非國(guó)有企業(yè)，具有價(jià)值為Z的擔(dān)保品和抵押資產(chǎn)，政府對(duì)該類企業(yè)不進(jìn)行隱性擔(dān)保;廠商B代表國(guó)有企業(yè)，同樣具有價(jià)值為Z的擔(dān)保品和抵押資產(chǎn);政府提供隱性擔(dān)保m，m∈(0，M);概率密度函數(shù)為f(m);分布函數(shù)為F(m)。f(m)函數(shù)的性質(zhì)受政府對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的判斷、廠商所處的行業(yè)及其對(duì)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要性等影響。政府隱性擔(dān)保的期望如式(6):

忽略廠商破產(chǎn)成本和制度因素影響，政府隱性擔(dān)保作為一種不明自言的擔(dān)保，只會(huì)在廠商無法償還貸款時(shí)作為擔(dān)保改變銀行的利潤(rùn)函數(shù)，并不會(huì)改變廠商的利潤(rùn)函數(shù)。此時(shí)銀行利潤(rùn)函數(shù)如式(7):

金融部門期望利潤(rùn)函數(shù)Ω如式(8)、式(9):

3.利率管制和信貸規(guī)?？刂?。中央銀行對(duì)金融部門信貸規(guī)模控制設(shè)定最高值K Max。引用Stiglitz and Weiss(1981)的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，貸款需求是利率r的減函數(shù)。整個(gè)模型中(圖1、圖2)，擔(dān)保品和抵押資產(chǎn)價(jià)值Z同利率r甄別作用具有相似性，均是通過降低廠商利潤(rùn)對(duì)貸款需求產(chǎn)生影響，增加金融部門利潤(rùn)對(duì)貸款供給產(chǎn)生影響，因此貸款需求是擔(dān)保品和抵押資產(chǎn)價(jià)值要求Z的減函數(shù)。供給函數(shù)由金融部門貸款平均回報(bào)率決定，利率對(duì)貸款平均回報(bào)率正負(fù)效應(yīng)相互作用決定存在一個(gè)利率水平r＊＊。當(dāng)貸款利率為r＊＊時(shí)，銀行貸款平均回報(bào)率最大，銀行提供的貸款資金供給總量最大;利率低于r＊＊，銀行貸款供給隨著利率提高而增加;利率高于r＊＊時(shí)，貸款供給隨著利率提高而下降。r*為中國(guó)管制利率最高水平，由中國(guó)長(zhǎng)期實(shí)行低利率制，推斷r*≤r＊＊。國(guó)有企業(yè)政府控股和隱性擔(dān)保誘使信貸規(guī)?？刂?、利率管制具體到不同類型企業(yè)表現(xiàn)出不同的效應(yīng)。

假設(shè)利率為rB時(shí)，金融部門信貸供給總量恰好等于國(guó)有企業(yè)信貸需求。當(dāng)利率管制和信貸規(guī)?？刂剖沟胷*＞rB、KMax＜S(rB，z)時(shí)，市場(chǎng)存在較大的融資約束。在以KMax為信貸規(guī)?？刂普吣繕?biāo)調(diào)控下，信貸資金供給總量不僅無法滿足整個(gè)市場(chǎng)信貸需求，也無法滿足廠商B信貸需求，非國(guó)有企業(yè)幾乎很難獲得銀行貸款。此時(shí)只有取消信貸規(guī)?？刂?，才能改善廠商融資困境。當(dāng)利率管制和信貸規(guī)模控制使得r*＜rB、KMax≥S(rB，z)時(shí)，金融部門提供信貸資金總量小于信貸規(guī)?？刂颇繕?biāo)和廠商B信貸資金的需求。廠商A獲得的貸款數(shù)量與上述情況相似，仍為0。要改善上述融資困境，首先應(yīng)該放寬利率限制水平，增加金融部門信貸供給。引入政府隱性擔(dān)保能夠增加給定管制利率水平下的金融部門信貸供給總量。

當(dāng)利率管制和信貸規(guī)?？刂剖沟胷*＞rB，且S(r*，z)≥KMax≥DB(rB，z)時(shí)，金融部門提供信貸資金總量大于廠商B的需求和中央銀行信貸規(guī)?？刂?，但小于市場(chǎng)總需求也即廠商A和廠商B需求之和，此時(shí)國(guó)有企業(yè)貸款需求基本得到滿足，非國(guó)有企業(yè)面獲得的信貸資金為KMax－SB(rB，z)，非國(guó)有企業(yè)融資困難主要源于信貸規(guī)?？刂葡拗屏私鹑诓块T可貸資金總量，信貸供給總量小于利率管制水平下的金融部門信貸供給總量，政府隱性擔(dān)保造成信貸資源向國(guó)有企業(yè)傾斜加劇了非國(guó)有企業(yè)融資難度。當(dāng)利率管制和信貸規(guī)?？刂剖沟胷*＜r＊＊，且KMax≥S(r*，z)≥DB(rB，z)時(shí)，此種情況符合目前轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)條件下的信貸資源配置狀況。進(jìn)一步設(shè)定λ=Demand/Supply，則λB≥1，λA=SA/DA=(S－λDB)/DA＜1。這表明當(dāng)管制利率水平低于市場(chǎng)均衡利率，并且信貸控制規(guī)模大于利率管制水平下金融部門信貸供給總量時(shí)，信貸市場(chǎng)上超額需求和超額供給同時(shí)存在。金融部門對(duì)B類廠商即國(guó)有企業(yè)過分借貸，信貸資金出現(xiàn)超額供給，λB大于1。金融部門對(duì)A類廠商即非國(guó)有企業(yè)過分惜貸，信貸資金出現(xiàn)超額需求。在B類廠商信貸市場(chǎng)，信貸資金有剩余，“拒絕向違約者貸款”的金融部門并不會(huì)將全部多余資金貸給A類廠商，多余資金會(huì)以超額供給形式存在于信貸市場(chǎng)中。

4.非國(guó)有企業(yè)融資困境的改善。在風(fēng)險(xiǎn)厭惡和利潤(rùn)最大化條件下，金融部門向特定借款對(duì)象貸款激勵(lì)機(jī)制主要取決于期望利潤(rùn)水平。政府隱性擔(dān)保和政府干預(yù)修改了金融部門的利潤(rùn)函數(shù)，造成金融部門向國(guó)有企業(yè)單位貸款回報(bào)率高于向非國(guó)有企業(yè)單位貸款回報(bào)率，致使信貸資金配置失衡。也正是上述特性，使得某種程度上銀行忽略了資金利用效率而將A廠商劃分為高風(fēng)險(xiǎn)借款人，B廠商劃分為低風(fēng)險(xiǎn)借款人。隨著不同類型貸款人期望利潤(rùn)差異的縮小，金融部門信貸資金向某類貸款人傾斜的激勵(lì)機(jī)制也會(huì)隨之縮小。當(dāng)政府隱性擔(dān)保降至0時(shí)，λA=λB?；诖耍疚倪M(jìn)一步討論利率市場(chǎng)化和國(guó)有企業(yè)改革對(duì)非國(guó)有企業(yè)融資困境影響。

設(shè)單位貸款回報(bào)差異函數(shù)為Y。Y越大，金融部門對(duì)廠商B貸款單位回報(bào)和廠商A貸款單位回報(bào)差值越大，向B企業(yè)貸款的激勵(lì)機(jī)制就越大。β表示在利率水平r、擔(dān)保品和抵押價(jià)格Z和項(xiàng)目類型θ相同條件下，金融部門向廠商A貸款資金回報(bào)率與向廠商B貸款資金回報(bào)率之比。

由式(11)可知，β越大，Y越小，則金融部門向廠商A提供信貸資金的激勵(lì)機(jī)制越大。

λ關(guān)于r的導(dǎo)數(shù)見式(13):

除去隱性擔(dān)保因素，廠商A和廠商B提供的擔(dān)保品和抵押資產(chǎn)價(jià)值相等。為了簡(jiǎn)化分析，以式(1)為基礎(chǔ)，假設(shè)R服從均值為K(1+r)+c的正態(tài)分布，因此f［θi，K(1+r)－ ZA］≥f［θi，B(1+r)－ ZA－ m］，則du/dr＜0。當(dāng) r→0時(shí)，u=dβ/dr=0，且只有個(gè)別點(diǎn)取值為0?？梢妘≥0，金融部門向廠商A貸款資金回報(bào)率與向廠商B貸款資金回報(bào)率之比β是r增函數(shù)。隨著利率水平提高，β增大，Y減小，金融部門向A類企業(yè)貸款的激勵(lì)機(jī)制增大。β函數(shù)對(duì)政府隱性擔(dān)保水平m求導(dǎo)如式(15):

式(15)表明，隨著m減小，β增大。隨著政府隱性擔(dān)保和政府干預(yù)的減少，金融部門向A類企業(yè)貸款的激勵(lì)機(jī)制增大，間接證明了前文的推斷。

三、研究設(shè)計(jì)

1.實(shí)證模型和變量選取?；跀?shù)據(jù)的限制，無法直接得到不同類型企業(yè)通過銀行借款渠道融資規(guī)模具體數(shù)值，因此本文主要選取長(zhǎng)期負(fù)債/資產(chǎn)(credit)和長(zhǎng)期負(fù)債/負(fù)債總計(jì)(credit1)作為被解釋變量主要衡量指標(biāo);另外也列示了資產(chǎn)負(fù)債率(credit2)作為衡量指標(biāo)的穩(wěn)健型檢驗(yàn)結(jié)果。

相比于融資規(guī)模，融資難度指標(biāo)更難確定，已有參考文獻(xiàn)基本沒有對(duì)該類指標(biāo)進(jìn)行定量衡量。鑒于此，本文以理論模型為基礎(chǔ)，將β變量作為融資難度的衡量指標(biāo)，選用非國(guó)有企業(yè)融資規(guī)模/國(guó)有企業(yè)融資規(guī)模作為替代變量。具體通過三組指標(biāo)creditb(creditA/creditB)Creditb1(credit1A/credit1B)和creditb2(credit2A/credit2B)作為被解釋變量融資難度主要衡量指標(biāo)，進(jìn)行結(jié)果分析和穩(wěn)健型檢驗(yàn)。

核心解釋變量以理論模型為基礎(chǔ)，由四組變量構(gòu)成，分別是政府干預(yù)和隱性擔(dān)保因素變量?jī)山M(即所有制差異和政府控股程度)和金融市場(chǎng)化信息變量?jī)山M(即利率管制和信貸規(guī)模控制)。通過虛擬變量形式引入所有制差異變量(owner)，當(dāng)該企業(yè)為國(guó)有及國(guó)有控股時(shí)，虛擬變量owner取值為0，否則為1。一般而言，國(guó)有持股比例越高，政府隱性擔(dān)保力度越大，因此運(yùn)用國(guó)有資金/實(shí)收資本比值(govern)作為政府隱性擔(dān)保水平指標(biāo)。中央銀行設(shè)定的其他期限貸款利率水平均是以一年期貸款利率為基礎(chǔ)確定，選用一年期貸款利率(interest)作為利率管制變量衡量指標(biāo)。中國(guó)人民銀行一年期貸款利率調(diào)節(jié)函數(shù)為離散且不規(guī)律的，在轉(zhuǎn)變?yōu)槟甓葦?shù)據(jù)時(shí)，本文采用方法是，如果年度內(nèi)呈現(xiàn)出多次調(diào)整，則通過加權(quán)平均法進(jìn)行處理;并運(yùn)用對(duì)數(shù)化處理后的年度實(shí)際貸款規(guī)模(gmkz)作為信貸規(guī)?？刂谱兞亢饬恐笜?biāo)。同時(shí)，本文引入影響企業(yè)融資的常見變量(分別是規(guī)模變量，效率變量和擔(dān)保品和抵押資產(chǎn)價(jià)值變量)作為控制變量。其中，規(guī)模變量通過總資產(chǎn)對(duì)數(shù)(size)指標(biāo)表示;效率變量通過資產(chǎn)收益率(profit)表示;抵押擔(dān)保能力大小通過固定資產(chǎn)對(duì)數(shù)(gdzc)表示。

2.數(shù)據(jù)來源與計(jì)量模型設(shè)定。本文數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，樣本研究區(qū)間為2002～2011年。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局將中國(guó)工業(yè)數(shù)據(jù)“按行業(yè)分國(guó)有及國(guó)有控股工業(yè)企業(yè)主要指標(biāo)”和“按行業(yè)分私營(yíng)工業(yè)企業(yè)主要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)”劃分行業(yè)，總共39個(gè)，共取得樣本數(shù)780個(gè)。因?yàn)椴糠謹(jǐn)?shù)據(jù)缺失，可能本文研究中的樣本數(shù)據(jù)有所減少。但因數(shù)據(jù)樣本較大，少量缺失的數(shù)據(jù)對(duì)研究結(jié)果影響較小，故本文缺失數(shù)據(jù)基本可以忽略不計(jì)。

回歸方程組1:

回歸方程組2:

回歸方程組1方程式左邊是被解釋變量融資規(guī)模，右邊包括所有者差異(owner)，政府隱性擔(dān)保(govern)、利率管制(interest)和信貸規(guī)模控制(gmkz)等核心解釋變量及一系列的控制變量。其中，i代表企業(yè)類型，包括非國(guó)有企業(yè)A和國(guó)有企業(yè)B兩類;t代表時(shí)間?；貧w方程組1主要研究利率管制、信貸規(guī)?？刂茥l件下，國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)融資規(guī)模是否存在差異?；貧w方程組2方程式左邊是被解釋變量融資難度，右邊包括利率管制(interest)、信貸規(guī)模控制(gmkz)及政府隱性擔(dān)保(governB)等核心解釋變量和一系列控制變量，其中政府隱性擔(dān)保數(shù)據(jù)僅含有國(guó)有及控股企業(yè)國(guó)有資本金/實(shí)收資本數(shù)據(jù)。方程組2是在方程組1的基礎(chǔ)上分析政府隱性擔(dān)保、利率管制和信貸規(guī)?？刂茖?duì)非國(guó)有企業(yè)融資難度的影響。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

1.所有制差異、利率管制和信貸規(guī)?？刂葡碌男刨J資源配置失衡。本文運(yùn)用Ls估計(jì)，在權(quán)重為零的情況下，符號(hào)整體與預(yù)期一致，F(xiàn)值也較為顯著，但是D－W不理想。進(jìn)一步使用Period SUR設(shè)置權(quán)重，運(yùn)用GlS(廣義最小二乘法)進(jìn)行估計(jì)(表1)。

表1 方程組1的GLS估計(jì)

續(xù)表1

由表1可以看出，加入控制變量前所有制差異變量系數(shù)為負(fù)，且顯著。加入控制變量后，不僅方程R2有了較大程度的提高，同時(shí)無論是以credit、credit1還是credit2作為融資規(guī)模衡量指標(biāo)，所有制差異變量系數(shù)符號(hào)不變，且均顯著，說明由于所有制差異造成信貸資源向國(guó)有企業(yè)傾斜效應(yīng)明顯。而利率管制Interest、貸款規(guī)?？刂苂mkz和政府隱性擔(dān)保govern三個(gè)解釋變量無論是系數(shù)符號(hào)還是顯著性水平均沒有通過穩(wěn)健型檢驗(yàn)，充分說明上文推斷的正確性，即利率管制、貸款規(guī)?？刂坪驼[性擔(dān)保對(duì)國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)影響效應(yīng)不一致。在利率管制、貸款規(guī)?？刂浦贫瓤蚣芟?，信貸資源向國(guó)有企業(yè)傾斜，國(guó)有企業(yè)獲得貸款規(guī)模顯著高于非國(guó)有企業(yè)。

2.國(guó)有企業(yè)改革、利率市場(chǎng)化和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)融資困境改善。本文使用Period SUR設(shè)置權(quán)重，運(yùn)用GlS(廣義最小二乘法)進(jìn)行估計(jì)(表2)。

表2 方程組2的GLS估計(jì)

由表2可以看出，無論是選取creditb、credib1還是creditb2作為非國(guó)有企業(yè)融資難度衡量指標(biāo)，利率管制interest、政府隱性擔(dān)保水平govern、信貸規(guī)?？刂苂mkz系數(shù)符號(hào)均顯著，方程估計(jì)通過穩(wěn)健型檢驗(yàn)。加入控制變量前后利率管制interest系數(shù)基本為正，說明在中國(guó)國(guó)確實(shí)存在利率壓抑的現(xiàn)象，隨著利率水平提高至市場(chǎng)均衡利率，非國(guó)有企業(yè)融資難度減小，銀行向非國(guó)有企業(yè)貸款激勵(lì)機(jī)制增大。貸款規(guī)?？刂谱兞縢mkz系數(shù)為正，且顯著，說明隨著金融市場(chǎng)化進(jìn)程的推進(jìn)，信貸規(guī)?？刂迫∠?，非國(guó)有企業(yè)融資困境程度得到改善。政府擔(dān)保水平governB系數(shù)為負(fù)，說明國(guó)有企業(yè)控股程度越高，非國(guó)有企業(yè)獲得融資的難度越大，金融部門向貸款激勵(lì)機(jī)制越小。因此，推進(jìn)國(guó)有企業(yè)改革，適當(dāng)降低國(guó)有控股和政府干預(yù)程度，有利于改善非國(guó)有企業(yè)融資困境。

五、結(jié)論與政策建議

本文通過理論推導(dǎo)發(fā)現(xiàn)，政府隱性擔(dān)保導(dǎo)致中國(guó)信貸市場(chǎng)上，銀行對(duì)國(guó)有企業(yè)貸款存在超額供給，非國(guó)有企業(yè)對(duì)貸款存在超額需求，降低了資源配置效率。中國(guó)長(zhǎng)期實(shí)行的利率管制和信貸規(guī)?？刂七M(jìn)一步加大了銀行信貸資源向國(guó)有企業(yè)傾斜度，打擊了無法獲得政府隱性擔(dān)保的非國(guó)有經(jīng)濟(jì)活力。隨著利率市場(chǎng)化推進(jìn)，利率水平提高接近至市場(chǎng)均衡利率，銀行向國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)單位貸款回報(bào)差距縮小。降低政府隱性擔(dān)保水平結(jié)果亦如是。運(yùn)用中國(guó)工業(yè)部門39個(gè)行業(yè)國(guó)有企業(yè)和私營(yíng)企業(yè)2002～2011年面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了理論模型正確性。在利率管制，貸款規(guī)?？刂?，金融市場(chǎng)化程度低的條件下，所有制差異變量系數(shù)顯著為負(fù)，國(guó)有企業(yè)獲得融資規(guī)模顯著高于非國(guó)有企業(yè)。在對(duì)非國(guó)有企業(yè)融資難度檢驗(yàn)中，政府隱性擔(dān)保變量顯著為負(fù)，降低國(guó)有企業(yè)政府持股程度有利于增加銀行向非國(guó)有企業(yè)貸款激勵(lì)機(jī)制。利率管制、信貸規(guī)?？刂坪徒鹑谑袌?chǎng)化變量系數(shù)為正，利率市場(chǎng)化和金融市場(chǎng)化有利于改善非國(guó)有經(jīng)濟(jì)融資困境。

因此，政府應(yīng)加快利率市場(chǎng)化、金融市場(chǎng)化和國(guó)有企業(yè)改革步伐，放寬利率限制，降低政府干預(yù)，為改善非國(guó)有企業(yè)融資處境掃清制度障礙;否則，長(zhǎng)期利率管制、信貸規(guī)?？刂坪驼[性擔(dān)保導(dǎo)致的非國(guó)有經(jīng)濟(jì)融資約束和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失調(diào)，必將阻礙中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式的成功轉(zhuǎn)型。

［1］Jefferson G.，2006.Privatization and restructuring in China:Evidence from Shareholding Ownership，1995 －2001.Journal of Comparative Economics，Vol.34，No.1:46－166.

［2］戴靜，張建華.金融所有制歧視、所有制結(jié)構(gòu)與創(chuàng)新產(chǎn)出——來自中國(guó)地區(qū)工業(yè)部門的數(shù)據(jù)［J］.金融研究，2013(5).

［3］Stiglitz J.，and Andrew W.，1981.Credit Rationing in Markets with Imperfect Information.American Economic Review，Vol.71，NO.3:393－410.

［4］La Porta L.F.，and Shleifer A.，2002.Government Ownership of Banks.Journal of Finance，Vol.57.No.1:265－301.

［5］林毅夫，劉培林.自生能力和國(guó)企改革［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2001(9).

［6］Megginson W.，and Netter J.，2001.From State to Market:A Survey of Empirical Studies on Privatization.Journal of Economic Literature，Vol.39，No.2:321－89.

［7］Brandt L.，and Hu L.，2003.Bank Discrimination in Transition Economies:Ideology，Information，or Incentives.Journal of Comparative Economics，Vol.31，No.3:387 －413.

［8］Obstfeld M.，1994.Risk － Taking，Global Diversification，and Growth.The American Economic Review，Vol.84，No.5:1310.

［9］Allen F.，Qian J.，and Qian M.，2005.Law，F(xiàn)inance and Economic Growth in China.Journal of Financial Economics，Vol.77，No.57:116 －227.

［10］Ameer R.，2003.Financial Liberalizaiton and Capital Structure Dynamics in Developing Countries:Evidence from Emerging Market of South East Asia.SSRN Working Papers.

［11］徐明東，陳學(xué)彬.中國(guó)工業(yè)企業(yè)投資的資本成本敏感型分析［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2012(3).

［12］方軍雄.民營(yíng)上市公司，真的面臨銀行貸款歧視嗎?［J］.管理世界，2010(11).

［13］Ayari S.，and Benaccur S.，2005.Does Financial Liberalization Spour Tunisian Banking Industry Efficiency?SSRN Working Paper.

［14］戰(zhàn)明華，王曉軍，應(yīng)誠(chéng)煒.利率控制、銀行信貸配給行為變異與上市公司的融資約束［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2013(4).