货币政策_产权性质与信贷资金配置_白俊
货币政策、产权性质与信贷资金配置
白俊连立帅
石河子大学经济与管理学院新疆石河子 832000
【摘要】本文以中国A股非金融上市公司为研究对象，根据中国人民银行自2004年第1季度发布的季度性“全国银行家问卷调查报告”,分析了银行信贷资金配置时存在的对非国有上市公司的“信贷歧视”。研究结果表明，在银根紧缩的情况下，相对于国有上市公司，非国有上市公司的银行信贷资金增长率均放缓，这表明在银根紧缩时期，非国有上市公司受到了“信贷歧视”。本文结论还表明由于政府干预的存在，银根紧缩时期金融环境的改善并不能提高非国有上市公司所面临的“信贷歧视”。另外，借鉴林毅夫等（2004a,2004b）的研究，我们还验证了非国有企业所面临的政策性负担是造成银根紧缩下其“信贷歧视”的原因。
【关键词】银根紧缩产权性质信贷歧视制度环境
Monetary policy，Ownership Nature and Monetary Contractions and Allocation of Credit Resources
【Abstract】This paper examines whether there is bank discrimination among firms with different nature when they obtain loans under the circumstance that monetare policy had changed,and whether the development of financial environment can impove the unfair policy of loans that the non-state owned firms have confronted.The empirical results show that ,comparing with state owned firms , non-state owned firms usually have less loans.And furthermore ,the development of financial environment cannot improve the dilema of non-state owned firms have faced when they borrow money from the bank because of the severe o intervention of government.At last ,by using the reference of Lin Yifu(2004a,2004b), we find that the policy burden is one of the important reasons that lead to the bank discrimination throuth “budgetary soft constraint”.
【Key words】monetary constrations ,ownership nature,bank discrimination,instituional environment
一、引言
“加息或减息”是近几年财经新闻中出现的高频词汇，意即货币政策作为宏观经济的调控手段在近年来被频繁使用①，而在我国货币政策的主要传导渠道是信贷（周英章等，2002；蒋瑛琨等，2005；盛松成、吴培新，2008），货币政策变动最终主要影响了银行的信贷规模。在我国现有以国有经济为主体的经济体制下，银行尤其是国有银行对不同产权性质的企业存在着“信贷歧视”（Brandt and Li，2003；方军雄，2007），即银行贷款更易向国有企业倾斜，
①针对从2006年我国经济中出现的投资增长过快、信贷投放过多等呈现出的经济过热现象，在2008年1-8月中国人民银行延续了偏紧的货币政策，先后5次提高金融类机构人民币存款准备金至17%；在全球金融危机的冲击下，9月16日人民银行宣布全面下调金融机构人民币货款基准利率，实行偏松的货币政策，至2008年年末，先后5次下调金融机构各期人民币贷款基准利率、3次下调金融机构的人民币存款准备金率、1次下调人民银行对金融机构再贷款（再贴现）利率。资料来源：中国人民银行网站。
而在银根紧缩时更是如此（陆正飞等，2009；叶康涛、祝继高，2009）。但与此同时，三十年的经济体制改革为我国非国有企业的发展提供了良好的发展环境，国家甚至以法律的形式鼓励非国有经济的发展。从非国有上市公司外部金融环境看，国企改革及外资银行的进入促使银行业的竞争日益激烈，从而加强了国有银行的商业化特征和独立性，银行更多地基于经济原则而非在地方政府的干预下进行信贷决策，因而金融水平的发展能够缓解非国有企业所面临的“信贷歧视”（江伟和李斌，2006；余明桂和潘红波，2008）。然而，现有研究主要分析“信贷歧视”现象本身以及存在原因（江伟和李斌，2006；李方军雄，2007等），或其结合货币政策研究其经济后果（陆正飞等，2009），而较少结合我国货币政策的宏观制度环境去研究“信贷歧视”存在的原因，以及目前的金融体制改革能否有效的缓解这个“信贷歧视”。因此，本文希望通过研究回答以下三个问题：（1）银根紧缩时期非国有企业是否面临“信贷歧视”；（2）在我国普遍存在政府干预等制度环境下，银根紧缩时期金融环境的改善是否能够有效缓解非国有企业所面临的“信贷歧视”；（3）假如银根紧缩时期非国有企业是否面临“信贷歧视”，且金融环境的改善不能缓解非国有企业所面临的“信贷歧视”，则进一步寻找其制度原因。本文的研究不仅有利于我们理解及制定货币政策，同时对不同货币政策下国有银行的贷款差别行为的制度根源也会有更深入的认识。
本文结构如下：第二部分是文献回顾和研究假设；第三部分是研究设计；第四部分是实证结果和分析；第五部分是简单的结论。
二、文献回顾与研究假设
（一）货币政策与银行信贷
Bernanke and Blinder(1992)、Bernanke and Gertler(1995)等研究发现，货币政策的传导渠道有货币渠道和信贷渠道。货币渠道是指货币政策通过利率、相对价格和汇率影响宏观经济；信贷渠道是指货币政策的变化通过银行系统引起信贷市场的系统性变化，从而影响宏观经济。信贷渠道又可分为银行信贷渠道和资产负债表渠道，具体而言，紧缩的货币政策不但能够直接减少信贷银行的直接可贷资金，而且还可以使借贷双方的资产负债表恶化，从而降低借贷双方的借贷能力。从国外的研究上看，信贷渠道的传导速度更快（Romer and Romer,1993）。对货币政策通过信贷渠道对企业的银行贷款作用机制, 已有研究中存在两种更细致的解释：信贷配给观点和借贷观点( Morris and Sellon,1995)。信贷配给观点认为，信息不对称的情况下商业银行不仅根据利率决定对企业的贷款，同时还要考虑借款企业可能存在的逆向选择或道德风险( Stiglitz and Weiss,1981) 。因此，信贷紧缩或经济衰退时，一部分融资企业即使愿意支付更高的利息也不能够得到贷款。商业银行的这种配给行为会使得贷款量下降，而且银行贷款利率上升幅度低于市场利率。借贷观点则强调货币政策或外部环境改变时，贷款的供给曲线和需求曲线移动的相对幅度。因此在银根紧缩时银行贷款的意愿下降，信贷供给曲线移动幅度将大于需求曲线移动幅度,因此贷款量的下降。
我国目前处于经济转轨时期，银行在国民经济中占据主要地位（Allen et al,2005），而作为银行的银行-中国人民银行某种程度上能够控制银行的信贷供给；对企业而言，企业的外部债务融资主要依靠银行信贷融资。经济转轨时期的另一个特征就是政府对经济活动的广泛干预，而信贷管理政策是政府控制经济的重要措施之一，政府不但是银行体系的监管者，更是主要商业银行的所有者。因此，我国借款人对银行信贷的高依赖程度和货币政策当局对商业银行信贷行为的较强控制导致了政府对商业银行的信贷行为实施了强有力的影响。国内的实证研究也大多支持货币政策主要通过信贷渠道对实体经济产生影响，即信贷渠道是我国货币政策的主要传导机制（周英章等，2002；蒋瑛琨等，2005，盛松成、吴培新，2008）。
（二）产权性质、信贷歧视与信贷资金配置效率
在转型经济国家中，政府干预经济活动是广泛存在的。自1984年我国实行拨改贷以来，政府财政的直接控制力量下降，这同由财政分权改革以来地方政府有着强烈的扶持地方经济发展的意愿是相冲突的，为此，政府强化了对商业银行的控制，以便向政府偏好的企业和产业提供金融支持。因此，当政府推动的商业银行贷款出现问题时，政府自然有义务对商业银行提供支持，从而导致了商业银行对政府预算软约束的预期。同时，从我国商业银行的产权结构看，大部分银行都由政府直接控股或通过国有法人间接控股。在国家直接或间接控股的前提下，银行高级管理人员的任命和银行重大战略决策由政府决定。政府同时通过市场准入、业务范围、利率控制、银行服务定价等一系列监管措施，使中国的银行业牢牢控制在政府手中。从而，银行的理性行为必然以服从政府利益为要务( 田利辉, 2005)。巴曙松等（2005）研究表明政府特别是地方政府对经济活动和资源配置的干预仍然广泛存在，其中一个常见的现象就是地方政府通过行政干预国有银行的信贷决策，为辖区内的国有企业提供优惠贷款。方军雄（2007），李广子、刘力（2009）等均证实了这种“信贷歧视”的存在结合上述分析，在银根紧缩时，企业的融资渠道会受到限制，银行贷款总量会下降，但由于“信贷歧视”的存在，银行更有可能将有限的信贷资金投向国有上市公司，从而限制非国有上市公司的信贷融资总额及长期信贷资金的增加。因此，我们提出假设一：假设1：当银根紧缩时，非国有上市公司相对于国有上市公司具有更低借款总额及长期借款增长率
企业的融资约束是与一国（或地区）的制度环境密切相关的。发达的金融市场不仅能为企业提供充足的外部资金，而且能通过减轻投资者与企业间的信息不对称，使企业更容易获得外部资金（Demirguc-Kunt and Maksimovic，1998）。我国国企改革经过80年代的“放权让利”和90年代的“改善国有企业经营机制”两个阶段，从1997年开始进入产权改革阶段（Xu，Pan，Wu and Yim，2005），其基本特征可以概括为将经营决策和剩余索取权从政府逐步转移到企业（张军、王祺，2004）。国有企业产权改革的深入一方面使得国有企业的政策性负担不断剥离和减轻（邓鸿勋，1997），另一方面导致了国有企业预算约束的硬化以及政府管制的放松（陈钊，2004），而对国有商业银行而言，中央银行的建立、商业性银行体系的购建、政策性银行的分离以及各专业银行相对独立性和经营活动自主性的加强（刘伟、李绍荣，2001），国有企业改革增强了其商业化特征。而与此同时，随着金融改革深入，股份制银行的发展壮大制及外资银行的进入，国有商业的信贷份额正在逐渐降低②。方军雄（2007）的研究证明了市场治理环境的改善有利于缓解银行的贷款差别，具体表现在非国有上市公司能够获得更多的长期债务融资。孙铮等（2005）、江伟和李斌（2006）则从政府干预的角度研究表明市场化程度越高，政府参与企业经营和银行借贷的程度越低，国有企业的长期借款比重反而越低。基于此，那么随着金融市场的发展，政府干预的减少、预算软约束的硬化、信息不对称的缓解以及银行自主性的提高和银行决定的市场化，目前非国有企业银根紧缩时的“信贷歧视”现象将有所缓解。如是，则可以预见在货币紧缩时期治理环境的改善可以缓解非国有企业所面临的“信贷歧视”。
然而在我国，国有企业作为国民经济的命脉，由于经济赶超等战略性政策负担和维护社会就业等社会性政策负担（林毅夫等，2004），银根紧缩情况下政府对企业的干预加强③，银行有限的信贷资金更容易向国有企业倾斜，那么此时更为严重的“信贷歧视”可能是在政府干预下的银行对国家货币政策从紧的必然选择，如是，可以预见在货币紧缩时期市场金融环
②1997年，“四大”国有商业银行贷款占当年所有银行新增贷款的75%以上，而股份制银行的份额公为7%；至2001年， “四大”国有商业银行贷款占所有银行新增贷款的比重降为49%，而同期股份制银行的份额则上升至23.15%（Allen et al，2005）。
③ 1998年以前，中国人民银行对银行信贷实行限额管理。1998年1月以后人民银行取消信贷限额，实行现代意义的货币政策，但以行政命令的方式干预信贷仍然是政府控制经济的重要手段之一，如在2004年的国家宏观经济调控中，信贷收缩导致信贷和投资短时间内迅速回落。
境的改善并不能提高非国有企业的银行借款总额及长期借款增长率，即此时金融环境的改善并不能缓解非国有企业所面临的“信贷歧视”。基于此，本文提出两个相互矛盾的假设：假设2a：随着金融环境的改善，当银根紧缩时国有企业与非国有企业的贷款差别行为将有所减弱
假设2b：随着金融环境的改善，当银根紧缩时国有企业与非国有企业的贷款差别行为将有所加剧或无显著差异
随着研究的深入，大量文献开始关注国有企业相对于非国有企业更容易获得银行信贷支持，即“信贷歧视”的制度原因④。林毅夫和李志赟（2004）认为其原因为政策性负担造成的预算软约束。在国有企业普遍存在由于政策性负担而导致的预算软约束，政府对企业的政策性负担所造成的亏损有责无旁贷的责任，为了让这些承担着政策性负担的国有企业继续生存，就必然对国有企业进行事前和事后的补贴，给予国有企业更便利、成本更低廉的贷款便是其中之一；同时相比于非国有企业，国有企业债务违约风险较低，一方面在于产品市场、要素市场等市场中国有企业拥有更多的“优待”，使得其经营风险相对较低（Loury，1998）,另一方面国有企业拥有更多正式的政治关系(Tsang，1998)，在其陷入财务困境时更容易获得政府的救济（孙铮等，2005）。
综上所述，在银根紧缩时期，相对于非国有企业而言，国有企业作为国民经济的命脉，由于经济赶超等战略性政策负担和维护社会就业等社会性政策负担（林毅夫等，2004），即使其可能存在较为严重的融资问题，但由于政府与国有企业、政府与银行的特殊关系也能够使其在该时期更容易获得有限的银行信贷资金。
假设3：当银根紧缩时，政策性负担加剧了国有企业与非国有企业的贷款差别
三、研究设计
（一）研究模型和变量设计
影响银行信贷决策的变量可以分为客户自身因素和外部因素（陈铮等，2005），前者反映客户的特征，包括企业所有制性质、公司规模、盈利状况、资产构成等（吕长江、韩慧博，2001），后者主要是指企业所属行业性质、制度环境。本文借鉴（叶康涛、祝继高，2009）的方法，根据中国人民银行自2004年开始发布的季度性《全国银行家问卷调查报告》中的编制季度性货币政策紧缩指数④，如图1所示，本文确定2004年第1季度，2005年第2、3季度，2006年第3季度，2007年第3季度和2008年1、2、3季度为银根紧缩时期，其余则为银根宽松或适度时期。由于银行信贷往往具有滞后性，即企业当期的信贷申请往往要延迟一段时间才能得到批准，所以企业本季度获得的借款往往与上一季度的信贷政策相关性更密切。因此本文对银根紧松时期采取滞后一个季度的方法进行处理。本文的变量定义见表1。
图1 银行家货币政策感觉指数图
④根据Kornai(1998)年对“预算软约束”的概念解释，它描述的是社会主义经济中普遍的政府去解救亏损的国有企业，包括财政、信贷支持等，因此，“信贷歧视”实际上也是“预算软约束”的一种具体表现形式。
图表说明：横轴代表时间，04.q1代表2004年第一季度；纵轴代表货币政策感觉指数百分比，为选择货币政策“适度”的银行家占比。资料来源：中国人民银行网站。
表1 主要变量定义表 变量类型 变量标识
变量含义 被解释变量 Dcredit it 银行信贷变量，分别选取Dloan it =（期末短期借款+期末一年内到期的长期负债+期末长期借款-期初短期借款+期初一年内到期的长期负债+期初长期借款）
/期初总资产。
Mc it-1
若时间为2004年第3季度，2005年第3、4季度，2006年第4季度，2007年第4季度和2008年2、3、4季度为银根紧缩时期⑤。 Property it
产权性质，若国有企业则取0，非国有企业取1。 解释变量 Finance it
金融市场水平变量，借鉴江伟和李赋（2006）的研究，我们以樊刚和王小鲁（2009）⑥的市场中介组织发育与法律制度环境指数作为衡量指标。 Roa it
总资产收益率，其计算公式为净利润/平均总资产 Size it
企业规模，其计算公式为期初总资产的自然对数。 Lev it
资产负债率，其计算公式为期末负债合计/平均总资产。 Growth it
销售收入增长率，其计算公式为（期末销售收入-期初销售收入）/平均总资产。Rloan it-1
基期借款总额比率，其计算公式为上期借款合计/期初总资产。 Guaranty it
清算资产价值比率，其计算公式为期末固定资产净额/平均总资产。 Shelter it
政策性保护行业虚拟变量，属于能源、原材料、基础设施取1，否则取0⑦。 控制变量 Cfo it 经营活动现金流量比率，其计算公式为期末经营活动现金流量/平均总资产。
结合本文的假设，借鉴方军雄（2007）、叶康涛等（2009）和陆正飞等（2009）的实证模型，我们提出的实证检验模型如下：
Dcredit it =β1+β2Mc it-1+β3 Property it +β4Mc it-1* Property it +ΣControl it +ε (1) Dcredit it =β1+β2Mc it-1+β3 Property i +β4Mc it-1* Property it +β5Mc it-1* Property it *Finance it
+ΣControl it +ε (2) Dcredit it =β1+β2Mc it-1+β3 Property it +β4Mc it-1* Burden it +ΣControl it +ε (3)
模型（1）检验假设1，在模型（1）回归结果中如果β3显著为负，则表明银根紧缩紧时信贷资源更多地投放给国有企业，否则则反之；模型（2）检验假设2，如果回归结果中β5
⑤中国人民银行网站提供的“银行家货币政策感觉指数”只反映银行家对货币政策“适度”的占比，但无法据此了解该指标的变化是银根紧缩或是银根宽松，因此本文在判断银根松紧程度上还参考了中国人民银行提供的“2004-2008年货币政策执行报告”。
⑥由于王小鲁、樊刚（2009）估算截止至2007年，因此我们采用2007年指数加2007年与2005年指数之差的1/3作为2008年指数的替代。
⑦借鉴辛清泉（2009）对保护性行业的界定，确定采掘业（B）、石油加工及炼焦业（C41）、黑色金属冶炼及压延加工业（C65）、有色金属冶炼及压延加工业C67）、电力、煤气及水的生产和供应业（D）为政策保护性行业。
不显著或显著为负，则支持了在银根紧缩时期政府干预加强情况下银行对国家宏观经济政策
的必然选择,即支持假设2a，否则即支持了银行是对既定制度的次优选择理论, 即支持假设
2b；模型（3）检验假设3，如果回归结果中β4显著为负，则表明银根紧缩时期信贷资源更
多地投放政策性负担较重的企业，否则则反之。
（二）数据来源与描述性统计
由于《全国银行家问卷调查报告》从2004年第1季度才开始发布，因此，本文以2004
第2季度-2008第4季度的A股上市公司为研究对象，样本的筛选遵循以下原则：（1）剔
除含B股及H股交叉上市公司，因为这些公司除受国内货币政策的影响外，还更有可能受
国际市场经济波动的影响；（2）不考虑金融类上市公司；（3）不考虑IPO当季及滞后一
季的公司数据；（4）剔除研究期间内ST、PT等非正常经营及相关数据缺失的公司样本；
（5）采用Winsorization的方法对异常值进行处理，对所有小于1%分位数（大于99%分位
数）的变量，令其值分别等于1%分位数（99%分位数）。最后获得20486个公司季度数据，
样本数据按季度分布如表2。数据来源于CSMAR数据财务数据库和CCER数据库。
表2 样本数据分布表
会计期间国有上市公司非国有上市公司合计
2004q2 690 259 949
2004q3 730 288 1,018 2004q4 752 310 1,062 2005q1 761 323 1,084 2005q2 759 322 1,081 2005q3 750 320 1,070 2005q4 756 329 1,085 2006q1 699 349 1,048 2006q2 698 349 1,047 2006q3 712 353 1,065 2006q4 716 354 1,070 2007q1 683 355 1,038 2007q2 676 364 1,040 2007q3 690 384 1,074 2007q4 696 399 1,095 2008q1 712 417 1,129 2008q2 725 437 1,162 2008q3 725 450 1,175 2008q4 725 469 1,194
合计13,655 6,831 20,486 图2揭示的是2004年第1季度到2008年第4季度上市公司的银行信贷指标的变动趋势，
其与滞后一个季度的银行家货币政策感觉指数图的变动趋势基本吻合，这在证明了银根松紧
程度会在一定程度上决定企业的银行信贷资金量。
图2 银行信贷指标变动趋势图
表3是2004年第2季度至2008年第4季度A股非金融类上市公司变量指标按实际控
制人产权性质分类的描述性统计。从中我们可以发现时非国有上市公司的银行借款总额增长
率低于国有上市公司，从而初步验证了在银根紧缩时相对于国有上市公司而言，非国有上市
公司而面临着“信贷歧视”。而从财务指标分析来看，非国有上市公司的盈利能力（资产收益
率）平均数和中位数均高于国有上市公司；国有上市公司经营现金流量净额比率的中位数和
平均数均高于非国有上市公司，表明在银根紧缩时国有上市有更为充足的内部资金来源；国
有上市公司的资产规模也更大，资产期限结构更长，但以销售增长率衡量成长能力时非国有
上市公司的高于国有上市公司。值得注意的是，中值及均值检验表明国有与非国有上市公司
的借款总额比率，以及的销售收入增长率无显著性差异，对此，可能的解释是国有与非国有
上市公司的银行贷款差别主要体现在长期借款上（江伟和李斌，2006；方军雄，2007），及
国有企业的高销售收入增长率源自于其较多处于垄断行业，而非完全体现为技术创新等竞争
力优势（严海宁和汪红梅，2009）。
表3 相关研究变量的描述性统计
国有上市公司非国有上市公司国有与非国有上市公司比较变量
均值中值均值中值T值检验Z值检验Dloan 0.009117 0 0.007949 0 1.6832* 2.254**
Mc 0.475943 0 0.499195 0 -3.1402*** -3.140***
0 0 1 1 -- -- Property
Roa 0.023111 0.016379
0.018475
-2.3951** -4.583***
0.024468
Size 21.49714 21.43748 21.00591 20.9474 37.4148*** 35.749***
Lev 0.5137639 0.5257158 0 .5024353 0 .511929 3.9748*** 4.095***
Growth 0.429384 0.481089 0.427576 0.469927 0.1614 1.759*
Rloan 0.25191 0.247874 0.251974 0.253078 -0.0274 -0.531 Cfo 0.027099 0.022541 0.017172 0.015069 9.6784*** 9.956*** Guaranty 0.327425 0.301032 0.259996 0.242242 25.0938*** 23.246***
0.157232 0 0.044796 0 23.6856*** 23.368***
Shelter
Mar 8.128598 8.03 8.741028 8.93 -19.8973*** -20.245***
Finance 7.374014 6.14 8.426437 7.37 -18.9627*** -18.449***
注：***、**、*分别表示显著性水平为1%、5%、10%。
四、实证结果及分析
（一）货币政策、产权性质与银行信贷资金配置
表4是采用面板数据的回归结果，研究中我们分别采用借款总额增长率（Dloan）作为
银行信贷的衡量指标。通过回归结果（1）分析我们发现在未区分银根紧松的情况下，在控
制了企业盈利、规模等因素后，企业产权性质与借款总额增长率呈显著的负相关关系，表明
非国有企业未区分银根松紧的情况下已存在较为严重的“信贷歧视”；银根紧缩与银行信贷衡
量指标均呈显著的负相关关系，表明在银根紧缩时期，企业银行信贷资金增长放缓；通过回
归结果（3）的分析，我们发现银根紧缩与产权性质交叉项的系数显著为负，这表明相对于
国有上市公司而言，非国有上市公司的借款总额增长率在银根紧缩时显著放缓，即银根紧缩
加重了非国有上市公司会面临“信贷歧视”。因此，本文所提的假设一得到验证。
此外，与江伟和李斌（2006）、方军雄（2007）的研究一致，在回归结果中可以看出借
款总额增长率与资产收益率、资产负债率、基期借款规模、市场化进程、清算价值、政策性
保护产业、市场化进程呈显著正相关关系，与企业规模、经营现金流量比率负相关。这表明
银行在进行放贷时也会考虑企业的经营和偿债能力，但同时也可能存在较为严重的“套牢”
效应，且充足的自由现金流动会减少企业的债务融资。
表4 银根紧缩、产权性质、金融发展水平与信贷资金配置回归结果
回归结果（1）回归结果（2）
Dloan T值Dloan T值Constant 0.0459*** 5.92 0.0411*** 5.41 Mc -0.00423*** -6.69 -0.00319*** -4.51 Property -0.00307*** -4.56
Mc*Property -0.00324*** -3.48 Roa 0.271*** 30.65 0.270*** 30.56 Size -0.00411*** -10.81 -0.00391*** -10.45 Growth 0.00112*** 2.69 0.00117** 2.80 Lev 0.0436*** 19.57 0.0436*** 19.55 Rloan 0.0634*** 23.28 0.0629*** 23.12 Guaranty 0.0213*** 11.21 0.0218*** 11.52 Cfo -0.158*** -32.39 -0.159*** -32.44 Shelter 0.00371*** 3.68 0.00384*** 3.81 Mar 0.000634*** 4.23 0.000595*** 3.99
F 385.84*** 384.89***
Adj-R2 0.1713 0.1709 N 20486 20486 注： ***、**、*分别表示显著性水平为1%、5%、10%。此外，多元回归分析检验多重共线性的方式膨
胀因子VIF均小于2，表明各变量之间不存在多重共线性问题。
（二）金融环境、银根紧缩、产权性质与银行信贷资金配置
表5是在回归模型中引入了银根紧缩、产权性质与金融发展的交叉项后采用面板数据的
回归结果。从中我们发现无论是在国有样本，还是在非国有样本中，银根紧缩与金融市场发
展指数的交叉项系数均显著为负，这表明金融发展环境的改善并没有缓解非国有上市公司所
面临的“信贷歧视”，从而支持了银行对不同产权性质的企业采取信贷差别政策是在政府干预
下其对国家货币政策从紧的必然反映的理论解释。
表5银根紧缩、金融环境、产权性质与信贷资金配置回归结果
国有样本非国有样本
Dloan T值Dloan T值Constant 0.0194** 2.14 0.101*** 6.82
Mc -0.00295** -3.15 -0.00161 -1.04 Mc*Finance -0.00283** -2.19 -0.00517*** -2.64 Roa 0.278*** 25.13 0.258*** 17.47 Size -0.00292*** -6.57 -0.00723*** -9.86 Growth 0.00116** 2.30 0.00129* 1.75 Lev 0.0435*** 16.23 0.0431*** 10.73 Rloan 0.0619*** 19.36 0.0702*** 13.56 Guaranty 0.0210*** 9.47 0.0200*** 5.44 Cfo -0.159*** -26.16 -0.158*** -19.09 Shelter 0.00350*** 3.22 0.000601 (0.23 Mar 0.000796*** 3.55 0.00138*** 4.25
F 267.85*** 123.69***
Adj-R2 0.1769 0.1650 N 13655 6831 注： ***、**、*分别表示显著性水平为1%、5%、10%。此外，多元回归分析检验多重共线性的方式膨
胀因子VIF均小于3，表明各变量之间不存在多重共线性问题。
（三）进一步检验：对“信贷歧视”原因的检验
通过以上检验，我们发现非国有企业相对于国有企业在获取银行信贷时存在“歧视”，并
且银根紧缩加重了此种“信贷歧视”，并且我们还检验了金融环境的改善并不能缓解银根紧缩
时期非国有企业相对于国有企业所面临的“信贷歧视”，然而对于其制度原因我们并未了解。
叶康涛等(2009)认为地方政府为了实现社会稳定而可能要求银行在银根紧缩时优先将信贷
资源配置给劳动密集型企业，据此提出稳定就业假说并以实证进行了证明。林毅夫、李志赟
（2004a）提出预算软约束的真正原因在于企业所承担的政策性负担，社会稳定只是其中之
一，所以叶康涛等（2009）只是对预算软约束的部分验证。因此，我们借鉴林毅夫等（2004b）
的研究，对政策性负担是否引起预算软约束，并进而导致非国有企业所面临的“信贷歧视”
进行进一步检验。
林毅夫等（2004）以企业实际资本密集程度与按要素禀赋决定其在该产业具有比较优势
区段的资本密集程度的差额平方作为政策性负担的衡量指标。鉴于指标的简便易得性，我们
按公司所处行业及地区所计算的资本密集程度平均数作为产业具有比较优势区段的资本密
集程度的替代变量，在模型中加入政策性负担(Burden)以及相应的交叉变量。其中资本密集
程度用企业期末总资产除以相应的职工人数。
表6 政策性负担变量的描述性统计
国有上市公司非国有上市公司国有与非国有上市公司比较变量
均值中值均值中值T值检验Z值检验Dloan 2.007673 1.160948 1.926703 1.13588 1.9827** 2.954***
注： ***、**、*分别表示显著性水平为1%、5%、10%。
表6是按实际控制人产权性质分类对政策性负担指标的描述性统计。从中我们可以发现
时国有上市公司的政策性负担显著高于非国有企业的政策性负担。
表7 银根紧缩、产权性质、政策性负担与信贷资金配置回归结果
国有样本非国有样本
(1) (2) (3) (4)
Dloan Dloan Dloan Dloan Constant -0.0206** -0.0213** 0.0843*** 0.0848***
(-2.09) (-2.17) (5.01) (5.04) Mc -0.00446***-0.00447**
(-4.87) (-3.14) Burden 0.000326** -0.000412*
(2.06) (-1.72)
Mc* Burden 0.000414* -0.000209
(1.84) (-0.63)
Roa 0.238*** 0.240*** 0.221*** 0.229***
(19.42) (19.59) (12.39) (12.77)
Size 0.000335 0.000421 -0.00515*** -0.00517***
(0.68) (0.86) (-6.08) (-6.11)
Rrev 0.000723 0.00134** 0.000487 0.00137*
(1.38) (2.48) (0.61) (1.65)
Lev -0.0240*** -0.0237*** -0.0254*** -0.0252***
(-7.26) (-7.19) (-4.93) (-4.90) Rloan 0.109*** 0.109*** 0.129*** 0.128***
(31.11) (31.16) (22.16) (22.08)
Guaranty 0.0109*** 0.0104*** 0.00107 0.00153
(4.48) (4.29) (0.24) (0.34)
Cfo -0.151*** -0.147*** -0.146*** -0.143***
(-23.16) (-22.41) (-14.94) (-14.54) Shelter 0.00211* 0.00207* 0.00170 0.00176
(1.82) (1.78) (0.59) (0.61)
Mar 0.0000582 0.000166 0.00116*** 0.00125***
(0.29) (0.83) (4.01) (4.31)
F 221.22*** 203.23*** 102.52*** 94.47***
Adj-R20.1572 0.1585 0.1550 0.1566 N 11812 11812 5537 5537 注：括号内为t值，***、**、*分别表示显著性水平为1%、5%、10%。此外，多元回归分析检验多重共
线性的方式膨胀因子VIF均小于2，表明各变量之间不存在多重共线性问题。
表7是按产权性质加入银根紧缩与政策性负担后采用面板数据的回归结果。在未区分产
权性质的情况下，银根紧缩与政策性负担的交叉项系数均显著为负，表明在银根紧缩时期政
策性负担的增加有利于企业借款总额增长率的增加。在区分产权性质的情况下，当回归样本
为国有上市公司时，银根紧缩与政策性负担的交叉项系数均显著为正，而当回归样本为非国
有上市公司时，银根紧缩与政策性负担的交叉项系数却不并显著，表明在银根紧缩时期政策
性负担的增加仅仅有利于国有企业借款总额增长率的提高。总之，本文的实证结果对非国有
企业的“信贷歧视”作出了进一步解释，表明政策性负担导致了国有企业的预算软约束，从而
最终造成了非国有企业之间的“信贷歧视”，假设三得到验证。
五、稳健性检验
1、在稳健性检验中，借鉴陆正飞等（2009）的设计，将银行信贷指标的分母由期初总
资产调整为期初负债合计，以避免企业所有者权益变动的可能影响。检验结果依然成立，主
要回归结果并不受影响。
2、考虑到外部股权融资可能对债务融资替代的可能性，即企业可能通过在二级市场上
配股和增发来进行股权融资来替代债务融资，我们剔除了样本中在2004第2季度-2008年第4季度进行股权再融资的上市公司样本，主要回归结果仍不受影响，结论依然成立。
3、在银根紧缩时期，上市公司尤其是非国有上市公司的债务融资减少，可能的解释是企业在此期间对外部资金的需求减少，而非银行对其债务融资进行限制。因此我们借鉴Durnev、Kim(2005)及陆正飞等（2009）以实际增长率减去可持续增长率衡量外部融资需求对样本公司的外部融资需求⑧进行了计算，结果表明在未区分银根紧缩及银根紧缩时期非国有上市公司的外部融资需求均显著高于国有上市公司，从而排除了非国有上市公司外部债务融资的减少源自于外部资金需求的减少。
4、在进行金融发展水平相关检验时，为了消除不同地区样本数量的差异对检验结果造成的偏差，本文剔除了样本数最多的上海（1703个）和广东（1888个）以及最少的青海（129个）和西藏（114个）四个地区后对假设进行稳定性检验，但主要回归结果仍不受影响，结论依然成立。
六、研究结论与局限
国家货币政策的调整会通过信贷渠道传导影响银行的信贷资金的投放。具体而言，在我国，由于非国有上市公司相对于国有上市公司有更好的财务状况和更高的成长能力，银根紧缩时银行有限的信贷资金应更多向非国有企业倾斜，但政府干预造成的国有企业预算软约束、政府对国有企业的债务担保等信贷支持行为扭曲银行信贷资金的配置，从而导致了在银根紧缩时银行信贷资金配置的低效。在这一逻辑框架下，本文从银根紧缩下银行信贷资金配置存在低效这一制度背景出发，对银根紧缩情况下政府干预对银行信贷资金配置进行了理论分析，并根据中国人民银行自2004年第1季度发布的季度性“全国银行家问卷调查报告”，以2004年第2季度到2008年第4季度的上市公司的数据为样本进行了实证检验。结果发现，我国非国有上市公司相对于国有公司存有较为严重的“信贷歧视”，而银根紧缩则加重了这种“信贷歧视”。此外，本文还发现金融环境的改善并不能提高银根紧缩下银行信贷资金的配置效率；其原因可能在银根紧缩时期，政府基于国有企业的政策性负担会要求银行有限的资金更多的向国有企业倾斜。上述研究发现，对理解现阶段我国非国有企业所面临的融资难问题提供了一个有益的视角。
国家宏观经济政策的调整往往是一系列措施的组合，而不仅仅是货币政策的变动，因此本文可能忽视了部分某些对信贷资金配置有关的其他重要影响变量。
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⑧ Durnev、Kim(2005)及陆正飞等（2009）以总资产增长率作为实际增长率，但由于本文样本选择期间涉及“国进民退”的争论，即国有企业以购并等方式增大了企业规模，因此此时国有企业的总资产增长率是高于非国有企业（正略钧策顾问公司研究院上市公司国进民退项目课题组，《北大商业评论》2010年第8期），本文的描述性统计也验证了这一点，因此本文选择销售收入增长率作为实际增长率。
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