物資配給運輸安全管理論文范文第1篇
摘 要：首先分析外商直接投資公司在東道國的融資渠道。研究表明，出于匯率風險和國家風險的考慮，外商直接投資公司更傾向于在東道國當地融資。在此基礎上，分別從利率途徑、信貸供給途徑、資金供給途徑等詳細分析了FDI對國內投資擠出的機制。從金融市場視角就FDI對國內投資的影響及其發生機制的分析豐富了國內這方面的研究。
關鍵詞：外商直接投資；國內投資；擠出效應；金融市場
引言
中國已經成為國際上吸引外商直接投資（FDI）數量最多的東道國之一。在過去的十年里，中國經濟所吸引的FDI數量一直高居發展中國家之首，與發達國家相比也毫不遜色。目前，中國每年吸引的FDI保持在600億美元～700億美元左右，約占國內生產總值的3％（李稻葵等，2007）。毫無疑問，FDI對中國經濟增長、技術進步、產業升級、就業擴大作出了重大貢獻。然而在過去十多年的發展中，中國經濟已經逐漸擺脫了資金稀缺的約束。事實上中國現在是世界上最大的資金輸出國之一。一方面我們保持了巨大的外貿順差，又將外匯儲備向海外投資。同時，長期以來中國國內儲蓄率基本保持在40％以上，① 家庭儲蓄率也在35％以上。在這樣的背景下，大量流入的FDI很可能對國內投資產生擠出效應（Crowding-out），也即FDI的流入阻礙或抑制了國內投資，從而使國內總投資的增量少于FDI流入量。國內大量的研究基本證實了FDI對國內投資或多或少存在擠出效應（程培罡等，2009；楊新房等，2006；王志鵬等，2004；王永齊，2005；劉洋，2006）。
然而遺憾的是，無論是國際（Lubitz ，1966；Richard Caves，1971；Borensztein，etal，1998；Agosin和Mayer，2000，2005），還是國內（楊新房等，2006；王志鵬等，2004；王永齊，2005；劉洋，2006），現有研究主要側重于實證研究，很少涉及擠出擠入機制研究。唯一例外是程培罡等（2009）從產業組織視角分析了FDI對國內投資的擠出（入）效應的產生機制。但是僅僅從產業組織視角考察FDI與國內投資的關系顯然是不完整的。本文試圖從金融市場視角來分析了FDI對國內投資的影響及其發生機制，以彌補國內這方面研究的不足。
一、外商直接投資公司的融資渠道
一般地，外國子公司在東道國的投資總額要超過FDI流入量，因為外國子公司可以從FDI流入流量之外的途徑來獲得投資支出的資金，也就是說外國子公司在東道國的投資來源包括內部融資和外部融資。外部融資包括東道國的資本市場和國際金融市場。人們可能會預期，在發展中東道國，由于借款成本往往高于發達國家和國際金融市場，因此外部融資往往來自于發達國家或國際金融市場。然而有足夠的證據表明（UNCTAD，2000）：盡管在各種渠道籌措的資金中，在發展中東道國金融市場籌集的資金所占的比重一般均低于發達國家，但這種差別并不大，在發展中國家籌措所占的比重都很高——超過了40%。美國的數據（見下頁表1）同樣表明：當地融資在跨國公司（TNCS）以外渠道的融資總額中占有很大的比重，并且在所有類型的東道國中籌資比重沒有顯著區別。也就是說，發展中東道國的高借款成本和欠發達的金融市場并沒有妨礙TNCS在當地融資，相反，出于匯率風險和國家風險的考慮，TNCS更傾向于在東道國當地融資。有關中國的研究也表明，跨國公司來華投資，實際上并沒有帶來大量資金，合資企業有時基本上使用中方合資的設備，流動資金主要靠國內融資，因此“是我們被TNCS利用”（江小涓，1999）。新加坡學者Huang Yasheng（1998）所做的一項調查表明：在中國的外國投資企業借貸與自有資本的比率（debt/equity）是相當高的，并且所有外資企業在海外籌資不足負債總額的5%。孫婉潔等（1995）通過對外資與國內銀行貸款相互關系所作的實證研究，得出如下結論：外資與國內銀行信貸比率為1∶1.01，即每吸收1美元外資，需要從國內銀行貸款8.5元。顧衛平、薛求知（1999）根據對54家跨國公司在華投資企業的調研，發現跨國公司在華投資企業的融資渠道主要是內部融資，其次是外部融資。在外部融資中，以在中國境內融資為主。明確外國子公司從FDI流入之外通過東道國金融市場融資非常重要，因為這是外資基于金融市場擠出內資的基礎和前提。
二、FDI對國內投資擠出機制分析
在金融市場，FDI對國內投資擠出主要通過三條途徑發生：利率途徑、信貸供給途徑、資金供給途徑。
（一）利率途徑
假設發展中國家存在初始儲蓄缺口I0I3，國內利率為i0（見圖1）。此時如果按此缺口I0I3引進FDI，則投資曲線I右移至i′，
圖1 擠出效應分析：利率途徑
儲蓄曲線S向右移到S′（I曲線的位移量大于S曲線的位移量，因為正如上文所述，一般情況下，外商投資總額要大于FDI流入量），新均衡點為E′。從圖中可見，此時國內利率上升到i1，總投資為OI2，其中I1I2為外資，內資則由于利率的上升，由OI0減少為OI1。由此可見，引進FDI將產生兩種效應，一是資本形成效應，即FDI的流入增加了國內資本存量（見圖I0I2）；另一則是擠出效應，即FDI的流入擠出了國內投資（見圖I0I1）。換句話，由于引進FDI，盡管國內總投資額增加了，但國內投資減少了。我們可以把利率傳導機制表述如下：
FDI↑→國內資金需求↑→國內利率↑→國內投資↓→擠出效應
（二）信貸供給途徑
由于許多發展中國家（包括中國）實行利率管制政策，因而FDI流入對國內利率的影響并不明顯。而且中國的儲蓄率已超過投資率，在此情況下，即使FDI流入使用了中國的儲蓄資源，利率也不會明顯上升。然而在發展中國家信貸市場上，信貸配給（Credit rationing）是一種普遍現象。與發展中國家的內資企業相比，跨國公司的子公司信譽更好，實力更雄厚，總體經營狀況優于內資企業，國內銀行傾向于向跨國公司子公司提供信貸。在信貸可得性（Credit availability）一定的前提下，外國子公司獲得的信貸配額增加，必然會導致國內企業可獲得信貸配額減少。這個途徑可以表述如下：
FDI↑→外資企業獲得的信貸額↑→在信貸可得性不變的前提下內資企業獲得的信貸額↓→內資企業投資↓→擠出效應
（三）資金供給途徑
FDI流入的增加使央行外匯儲備增加，在實行固定匯率制度或名義上是浮動匯率但實際上實行的是固定匯率制度的情況下，中央銀行以外匯占款形式投放的基礎貨幣被迫增加，國內貨幣供給也被動增加，通貨膨脹壓力加大。為緩解通脹壓力，央行被迫采取“對沖”政策，減少國內信貸總量，對沖政策雖然可以緩解其對貨幣供應量增長過快的壓力，但隨之而來會造成兩個方面的不利影響：一方面，外匯占款過多可能成為國內資金緊張（信貸可得性減少）的一個重要原因。在緊縮性政策的背景下，對沖政策所造成的資金緊張可能會變得更嚴重；另一方面，外匯收入的不平衡必然導致資金在外資部門、內資部門分配不平衡，外資部門由于有外匯流入，資金供應相對富裕，內資部門資金則相對短缺，原本有預期利潤的投資項目亦無法上馬，而不得不拱手讓給外資或尋求合資。此機制可直觀地表述如下：
FDI↑→央行負債中外匯占款↑→為保持MS不變，央行采取沖銷政策→國內信貸總量↓→內資部門資金短缺→國內投資↓→擠出效應
結論
本文從金融市場視角就FDI對國內投資的擠出效應進行了比較深入的理論分析。研究表明，出于匯率風險和國家風險的考慮，跨國公司的子公司更傾向于在東道國當地融資?？鐕緛砣A投資，實際上并沒有帶來大量資金，相反其在華子公司主要依靠國內融資。隨著外商投資公司在國內融資需求的增加，一方面驅使國內均衡利率提高，另一方面在信貸可得性不變的前提下內資企業獲得的信貸額減少，這兩個因素都將導致國內投資減少。除此之外，FDI流入使央行外匯儲備增加，央行被迫采取“對沖”政策，減少國內信貸總量，從而進一步導致國內投資下降。
最后值得指出的是，基于金融市場的外商直接投資的擠出效應不僅僅作用于同一產業的國內，而且對整個國內投資均有擠出效應。有研究表明，FDI擠出效應惡化了東道國福利（Bhagwatti，1973；Brecher and Alejandro，1977），并且帶來一系列的負面后果，譬如國民收入流失、市場和產業集中風險，甚至危及國家經濟安全等（萬解秋等，2006）。因此，有必要采取措施調整中國的外資政策以減弱或者消除這種擠出效應。
參考文獻：
[1] Agoisn R.Manuel，and Roberto Machado，2000，Foreign Investment in Developing Countries： Does It Crowd in Domestic Investment?UNCTAD Discussion Papers，OSG/DP/146.
[2] Agoisn R.Manuel，and Roberto Machado，2005，Foreign Investment in Developing Countries：Does It Crowd in Domestic Investment?Oxford Development Studies，Vol.33(2)，pp.149-162.
[3] Bhagwati，J.N，1973，The Theory of Immiserising Growth：Further Application，in M.B.Connolly and A.K Swododa eds，International Trade and Money，Toronto University Press，Toronto.
[4] Borensztein E.，J.De Gregorio，and J.W.Lee，1998，How Does Foreign Investment Affect Economic Growth? Journal of International Economics，Vol.45，pp.115-135.
[5] Brecher，R.A and Diaz Alexandro，C.F，1977，Taritts，Foreign Capital，and Immisering Growth，Journal of International Economics，Vol7， pp317-22.
[6] Caves，R.E.，1971，International Corporations：The Industrial Economies of Foreign Investment，Journal of International.Economics， Vol.38，pp.1-27.
[7] Huang Ya sheng，1998，“Foreign Direct Investment in China ： an Asian Perspective”，ISEAS，Singapore.
[8] Lubitz，Raymond，1966，The United States Direct Investment in Canada and Canadian Capital Formation，1950—1962，Unpublished Ph.D dissertation，Harvard University.
[9] 程培罡，周應恒，殷志揚.FDI對國內投資的擠出(入)效應：產業組織視角[J].經濟學季刊,2009，(4).
[10] 江小涓.關于外資規模的若干理論思考[G]//中國對外經貿理論前沿Ⅰ.北京：社會科學文獻出版社，1999.
[11] 李稻葵，梅松.中國經濟為何偏好FDI?[J].國際經濟評論，2007，(1-2).
[12] 聯合國貿易與發展會議跨國公司與投資司(UNCTAD).世界投資報告(1999)[M].北京：中國財政經濟出版社，2000.
[13] 劉洋.中國外商直接投資的擠出(擠入)效應研究[J].特區經濟，2006，(8).
[14] 孫婉潔，臧旭恒.試析外資流入對中國通貨膨脹的影響[J].經濟研究，1995，(9).
[15] 萬解秋，徐濤.論FDI與國家經濟安全[M].上海：復旦大學出版社,2006.
[16] 王永齊.外商直接投資對國內資本形成的擠出效應分析[J].世界經濟文匯，2005，(5).
[17] 王志鵬.外商直接投資“擠入”還是“擠出”了國內投資[J].當代財經，2004，(8).
[18] 楊大楷，劉慶生，劉偉.中級國際投資學[M].上海：上海財經大學出版社，2002.
[19] 楊新房，任麗君，李紅芹.外國直接投資對國內資本“擠出”效應的實證研究——從資本形成角度看FDI對中國經濟增長的影
響[J].國際貿易問題，2006，(9).
[責任編輯 安世友]
物資配給運輸安全管理論文范文第2篇
〔摘要〕 從貨幣政策傳導機制以及可控性、可測性的理論和實證分析發現，作為我國正規金融機構補充的影子銀行的存在降低了貨幣供應量的可控性和貨幣政策的有效性，對貨幣供應量的穩定性有較大負面影響，但同時對經濟增長也存在著大概率的正面影響，具有一定的促進作用。估測發現，2018年影子銀行信貸總規模達72.9萬億元，占當年GDP90萬億元的80.9%。對此我們必須思考規模龐大的影子銀行對貨幣供應量與經濟增長的影響，加快利率作為貨幣政策中介目標的改革進程，強化自身風險管理能力，疏通利率傳導機制，既保證有效監管也給予適當的發展空間，充分發揮影子銀行對貨幣供應量與經濟增長的積極作用，克服消極影響，注重預期的引導與調節。
〔關鍵詞〕 影子銀行;信貸總規模估測;貨幣供應量;貨幣政策;經濟增長;預期引導與調節
〔
〔基金項目〕江蘇省高校優勢學科三期南京審計大學應用經濟學〔蘇改辦發（2018）號〕資助
〔作者簡介〕江世銀，南京審計大學金融學院教授;
沈佳倩，南京審計大學經濟學院碩士研究生，江蘇南京 211815。
一、引言及文獻回顧
影子銀行作為我國金融創新的重頭發展勢頭猛烈。隨著經濟金融部門緊密程度的加深，影子銀行帶來的消極影響有可能在個人、商業銀行、金融市場和整個經濟社會中彌漫，為社會的穩定留下隱患。比如截至2019年1月，國內已停業及問題P2P平臺數量多達5433家，涉及投資人數216.2萬人、貸款余額1772.1億元。在這些問題平臺中，跑路、提現困難、經濟犯罪偵查警察介入調查的比比皆是，不僅影響居民的投資信心和熱情，更會影響貨幣供應量的可控性和穩定性，降低貨幣政策有效性，影響經濟的穩定和健康發展。
文獻檢索發現，最初人們對影子銀行影響經濟的研究是從它如何影響貨幣供應量開始的。Panageas（2009）指出，影子銀行的存在模糊了傳統的貨幣供應量的界限，加大了監管機構的監管難度。①Andrew Sheng（2011）認為，影子銀行的存在和發展導致金融活動過程中的流動性風險不斷積累，逆向選擇和道德風險問題加劇，從而將致使貨幣供應量多變和貨幣政策日趨復雜，建議將影子銀行盡快納入監管體系，拓寬貨幣政策的監管范圍。②周小川（2011）認為，影子銀行如地下錢莊、網絡借貸平臺等通過向企業、個人放貸，實際增加了社會上流通的資金數量，導致貨幣政策調整難上加難。③Verona et al.（2013）借助DSGE模型研究了影子銀行如何影響貨幣供應量及最終如何作用于貨幣政策的，結論同上面兩位學者的相同。④王森、周茜茜（2015）的研究發現，隨著影子銀行對貨幣供應量產生影響之后也會對貨幣政策的實施產生滯后作用。⑤賀軍（2011）闡述了影子銀行與貨幣政策之間的雙向影響作用，認為影子銀行在對貨幣供應量進而對貨幣政策產生影響的基礎上會因緊縮性貨幣政策帶來影子銀行規模的響應，即不斷擴大。⑥劉翠（2017）通過使用DSGE模型比較了影子銀行對不同貨幣政策的影響，以及三種貨幣政策中介指標帶來的不同程度的社會福利損失，結論表明，以貨幣供應量為主的貨幣政策工具的損失最大，以利率規則為主的貨幣政策框架的損失最小，將兩者作為中介目標的規則的社會福利損失居中。⑦隨著研究的深入和為了更好地減少其消極影響，學術界從更廣泛的視野研究了影子銀行對貨幣供應量的影響。高然、陳忱（2018）利用SVAR模型和DSGE模型發現影子銀行的融資規模是逆周期變動的，反事實模擬也表明在緊縮性貨幣政策的沖擊下，影子銀行能夠引起社會總體融資規模的下降，導致貨幣供應量減少，政策有效性下降。⑧呂思聰、趙棟（2019）采用的TVR-VAR模型表明：增加貨幣投放量會使市場利率下降，但是影子銀行卻會導致利率上升且上升幅度大于貨幣供應量變動帶來的利率下降幅度，從而使貨幣供應量作為中介指標的意義減弱，政策無法達到預計效果。⑨可見，影子銀行對貨幣供應量的影響一直受到理論界與官方的關注。
同對貨幣供應量影響的重視一樣，影子銀行對經濟增長的影響也受到相應的跟進研究。事實上，早在2005年時，李建軍等便研究了這一問題，認為影子銀行的發展對宏觀經濟具有重要影響，只不過所指的影子銀行僅為地下金融規模。李建軍與Sara Hsu等（2013）還比較了中國與歐洲影子銀行的差異。⑩Feng和Wang（2011）認為，資產證券化的快速發展帶來了2008年的金融危機，但不可否認的是，影子銀行的出現確實為全球經濟的繁榮和增長帶來正面影響。B11 李建偉、李樹生（2015）使用SVAR模型，從通貨膨脹的角度出發，得出影子銀行能夠促進經濟發展的結論。B12 李治章、王帥（2018）將影子銀行區別為內部與外部兩種，前者指商業銀行主導的理財產品等銀信合作產品，后者指典當、民間借貸等，并通過格蘭杰因果檢驗發現內部影子銀行規模擴大能促進宏觀經濟的發展，但外部的不一定能帶來經濟增長。B13 王慧、王軍（2019）運用成分分析法對我國30個省份經濟發展數據進行的分析表明：影子銀行能夠為我國經濟帶來質量的提升，其中帶給中部地區的經濟質量提升效果最大，然后是東部和西部地區。B14 黃益平（2013）認為，影子銀行作為傳統商業銀行信貸的補充，能夠滿足新興的和多元的融資需求，提升資源配置效率和經濟水平。B15 但也有研究者認為影子銀行對經濟增長的貢獻程度有限，甚至存在損害的可能性。張子榮、趙麗芬（2018）利用VAR模型對影子銀行、地方政府債務和經濟增長三者之間的動態關系進行了分析，認為經濟增長和地方債務受影子銀行的影響有限，但需要注意把握和防范其帶來的風險。B16 馮建秀等（2016）通過構建影子銀行系統風險測度模型發現，當前我國影子銀行存在的系統性風險主要來自信托公司、證券公司等，與此同時系統性風險也在逐漸上升，對國家經濟存在一定的負面影響。B17 周麗萍（2011）指出，由于影子銀行的經營特點導致信貸過程中的金融風險不斷積累，一旦超過一定限度將干擾宏觀調控，需要將影子銀行的規模和發展趨勢列入統計范圍。B18 Paul Tucker（2011）和陳青松（2014）也得出了類似的觀點。B19 因影子銀行對經濟增長帶來負面影響，所以張微微（2016）提出要加強對它的監管。B20
有關影子銀行對我國貨幣供應量與經濟增長影響的研究成果已使學術界和政府部門獲得了一定的認識，對減少其消極作用、發揮積極作用產生了一定作用。目前盡管針對影子銀行的稱呼和定義不盡相同，對貨幣供應量和經濟增長的影響程度的判斷亦有差異，研究也尚未完全跟上指導實踐的需要，但學者們的這些研究成果是難能可貴的。綜合來看，有關影子銀行的研究文獻中對貨幣供應量和經濟增長影響的文獻較多，但是綜合研究影子銀行對Loan、M1和GDP三者之間關系的較少。本文將從理論出發，進而建立我國的Loan、M1、GDP與影子銀行規模之間的VAR模型，由此研究彼此之間的動態關系。本文可能的貢獻在于：一是對影子銀行信貸總規模數據的估測;二是加強影子銀行監管的政策建議。如果將本文的研究用以指導實踐，發揮影子銀行對貨幣供應量與經濟增長的積極作用，可以克服消極影響，起到注重預期引導與調節的積極作用。
二、影子銀行影響我國貨幣供應量與經濟增長的機理
貨幣供應量作為我國貨幣當局制定貨幣政策主要依據的中介指標，理論上要求應該能夠被有力地監測和控制，并且要和政策的最終目標有密切聯系。本文將從可測性、可控性和相關性切入分析影子銀行對貨幣供應量產生的影響，同時通過對經典的貨幣政策傳導機制的分析，探索其與經濟增長之間的關系。
1.影子銀行對貨幣供應量的影響機理
較長時期以來體制性問題導致的信貸供求失衡及小微企業自身抵押擔保較難問題限制了我國企業的發展，比如融資歧視和金融資源的供求不平衡導致無法利用抵押擔保向商業銀行借貸的中小企業只能退而求其次，選擇貸款門檻低和貸款數量多的民間信貸平臺如人人貸、螞蟻借唄等獲得資金，從而通過體制外增加了貨幣供應量，使中央銀行依據貨幣供應量管控經濟的手段受到影響，貨幣當局需要根據市場形勢判斷是否會發生通貨膨脹抑或通貨緊縮，據此調控貨幣流通量，制定貨幣政策，穩定物價，促使經濟健康發展。通常，貨幣當局選擇貨幣供應量或者利率作為長期目標，在貨幣政策得以實施后由中央銀行等提供相關變量的反饋信息。而貨幣供應量作為中介指標有其自身的特點：作為內生變量時順循環，作為政策變量時逆循環。但是在影子銀行迅速發展的今天，它可測可控的優勢正在逐漸喪失。
從可控性的維度，影子銀行擴大了貨幣供應的主體范圍，信用創造的功能不再僅僅局限于商業銀行，民間借貸和網絡借貸成為融通資金的主要渠道。根據喬頓模型可以發現，貨幣乘數因多個變量的影響而復雜多變，從而導致貨幣供給隨之波動。同時，隨著金融創新及我國對外開放程度加深，除了預期變化之外，貨幣供給越來越多地受到資本流動和實體經濟增長的影響，內生性不斷增強，貨幣當局已無法按照自己的意愿控制其變動。
從可測性的維度，隨著影子銀行的不斷發展，狹義貨幣與廣義貨幣的界限變得難以劃清，M0、M1、M2、M3的內涵也難以界定。同時，信貸配給制下市場利率分割導致民間資金“棄實向虛”，大量資金通過利率雙軌制獲取利益，使貨幣流通速度不穩定，中央銀行對其可測性下降。
從相關性的維度，相對于傳統商業銀行，影子銀行或其他創新型金融工具提供的貸款是一種低成本融資，吸引了越來越多的居民和企業對存款進行“大搬家”，使貨幣供應量增長率與GDP增速的相關程度下降，為此2018年政府工作目標中已不再提M2增速的具體目標。
綜上，影子銀行是我國寬松貨幣政策和緊縮信貸政策的產物，與中小企業融資需求相吻合的優勢決定其將不斷發展壯大?？上覈两袢匀鄙傧鄳姆煞ㄒ幈Ｕ嫌白鱼y行的有序健康發展，這一方面使影子銀行長期處于監管的真空地帶，無法得到有效監督，另一方面也為其快速發展提供了溫床。本文認為，影子銀行已導致我國的M0、M1、M2、M3的統計數據不完整，無法真實反映市場資金流通情況，中央銀行需要隨時根據貨幣市場利率變動調控經濟。
2.影子銀行對經濟增長的影響機理
由于影子銀行主要通過信貸融資活動影響貨幣的供給，根據經典貨幣政策傳導機制，我們可從理論的角度得出貨幣供應量變動是如何引起投資、產出變化的。
凱恩斯學派的傳導機制理論認為，貨幣供應量的增加導致利率下降，進而投資增加、國民產出增加，其傳導機制可以表示為M↑→i↓→I↑→C↑→Y↑。以弗里德曼為主的貨幣主義學派認為，貨幣需求是穩定的，貨幣供應量增加將直接導致人們持有貨幣量的增加，為此消費支出增加，整個社會的產出增加、物價上漲，其傳導機制可以表達為M↑→E↑→Y↑→P↑。從托賓的q理論來看，貨幣供應量增加，利率下降，股票價格上升，q上升，投資和產出因而增加，該傳導機制可以表示為M↑→i↓→Ps↑→q↑→I↑→Y↑。莫迪利安尼的財富效應理論表明，貨幣供應量上升會導致實際利率下降，股票價格上升，金融財富增加，居民個人畢生財富增加，消費支出增加，進而國民收入增加，該傳導機制可以表示為M↑→PS↑→W↑→C↑→Y↑。而匯率傳導機制顯示，一國貨幣供應量上升利率下降，本幣貶值，在滿足馬歇爾-勒納條件和J曲線效應后，該國凈出口上升，總體經濟產出水平提高，該過程可以表示為：M↑→r↓→e↑→NX↑→Y↑。
綜上，由于貨幣供應量的增加會通過投資、消費、政府支出、進出口等多種渠道帶來產出的增加，從而由影子銀行擴大的貨幣供應促進了經濟增長。有些學者認為影子銀行會給經濟穩定發展帶來負面影響，但我們認為，理論上，影子銀行對經濟增長有積極作用，因為它能夠帶來投資規模的擴大和產出的增加。
三、影子銀行對我國貨幣供應量與經濟增長影響的實證分析
本部分主要是通過建立商業銀行表內信貸規模Roan、貨幣供應量M1、國內生產總值GDP和影子銀行信貸總規模SB四個變量的VAR模型，分析影子銀行對貨幣供應量和經濟增長的影響。
1.變量選擇、數據說明與模型選擇
（1）商業銀行表內信貸規模：以社會融資規模中的人民幣貸款表示，記為RLoan。
（2）貨幣供應量：因為影子銀行以短期信貸為主，并且M1一直以來被作為衡量經濟社會周期波動和市場價格變動的重要指標，本文選用狹義貨幣供應量M1表示，記為RM1。
（3）國內生產總值：由于商業銀行壟斷了我國的大量資金資源，導致農民群體貸款融資的難度加大，所以影子銀行不僅影響我國的第二、第三產業，對第一產業農林牧漁的發展也帶來很大影響。因此，本文選用GDP總量數據并放棄使用產業數據，將GDP年度值記為RGDP。
（4）影子銀行信貸總規模：內部影子銀行信貸規模主要是由委托貸款、信托貸款和未貼現票據等銀行表外業務和非銀行金融機構表外業務組成，由于外部影子銀行又稱“非核心”影子銀行，如地下錢莊、典當行等的數據難以獲取，本文根據統計年鑒相關數據進行估測，采用李建軍（2008）提出的未觀測信貸規模對影子銀行進行整體規模測算B21 ，并將其記為RSB。
2.影子銀行信貸總規模估測
結合已有文獻，本文認為影子銀行是對傳統銀行體系功能的分解和證券化，是游離于現有金融監管體系之外、不受公共部門保障的信用媒介體系;影子銀行不僅指那些未受監管的民間金融機構，正規金融機構創新的銀信合作理財產品也應包含在內。由于我國影子銀行信貸總規模由“內部影子銀行”和“外部影子銀行”信貸量共同組成，而“外部影子銀行”因為業務的多樣性、操作的復雜性和主體的隱蔽性，通常數據難以獲得且無法精確計量，導致我們只能對影子銀行的信貸總規模進行粗略的間接計算和估計。本文借鑒Sara HSU和Jianjun Li提出的利用未觀測信貸規模對影子銀行整體規模進行測算的方法B22 ：影子銀行信貸總規模與未觀測的經濟規模之比和金融機構貸款余額與可觀測的經濟規模（GDP）之比相符，其中未觀測的經濟規模指國民總收入扣除可觀測收入。具體公式表示如下：
未觀測經濟規模=國民生產總值-城鄉居民總收入
影子銀行總體規模/未觀測經濟規模=金融機構人民幣各項貸款余額/國內生產總值
本文對國家統計局統計年鑒、中經網統計數據庫、WIND數據庫對金融機構貸款余額、城鄉人均可支配收入、城鄉人口數、國民總收入、國內生產總值等指標進行了搜集與分析，選擇1998-2018年共計21個年度數據為樣本數據，再結合上述公式推算影子銀行信貸總規模，具體如下表：
根據表1，2018年影子銀行信貸總規模達72.9萬億元，占當年GDP90萬億元的80.9%。對此我們不能不深入思考規模龐大的影子銀行對經濟特別是貨幣供應量與經濟增長的影響。
3.模型選擇
向量自回歸模型簡稱VAR模型，是一種不依據理論即可進行操作的經濟統計模型。由于那些以經濟理論為基礎的模型常常受到太多假設條件的限制，從定性角度又無法準確說明變量之間的現實動態關系，所以通常需要使用非結構性模型和真實有效的經濟數據分析相關變量之間的聯系，顯然這一模型促進了對多個變量之間動態關系的研究。其主要特點：首先，VAR模型是根據數據來運行的模型方法，不需要太多理論作為模型支撐;其次，VAR模型是無約束的，但由于模型中的參數較多，需要保證數據是平穩數列，因此要對相關變量進行平穩性檢驗;最后，由于向量自回歸模型存在參數量龐大的限制，所以在實際操作過程中通常通過脈沖函數分析和方差分解進一步分析數據間的聯系。
關于VAR模型的數學表達式可以寫為：
Yt=et+α1Yt-1+α2Yt-2+…+αkYt-k
其中，α1…αk是參數矩陣，Yt是時間序列列向量，et是誤差項。在本文中，影子銀行規模RSB、商業銀行表內信貸RLoan、狹義貨幣供應量RM1和經濟增長RGDP共同構成模型中的內生變量，即Yt=RSB、RLoan、RM1、RGDP。本文構建的模型如下：
RSBRLoanRM1RGDP=∑niα11i α12i α13i α14iα21i α22i α23i α24iα31i α32i α33i α34iα41i α42i α43i α44iRSBRLoanRM1RGDP+e1e2e3e4
按照影子銀行的信貸活動最先可能擠占、分流商業銀行表內信貸總量，然后導致社會上的資金流通數量增加進而影響貨幣供應量，最后影響GDP的傳導路徑，本文將內生變量的順序定為RSB、RLoan、RM1、RGDP。
4.實證檢驗
（1）ADF單位根檢驗。在對變量進行脈沖響應分析和方差分解之前，需要對變量的平穩性進行檢驗，確定其是否為平穩時間序列，如果不是，則要通過取對數和差分的方法使其符合平穩時間序列要求，否則無法進行建模和實證分析。本文首先對SB、LOAN、M1、GDP四個變量進行單位根檢驗：RSB、RLoan、RM1、RGDP的ADF值大于1%、5%和10%顯著性水平下的臨界值，表示四個變量為非平穩，進行對數處理后，LNRSB、LNRLOAN、LNRM1、LNRGDP也為非平穩，故再對四個變量進行二階差分，二階差分后的數據P值小于0.01，在1%顯著性水平下是平穩的，即所有數據均為二階差分平穩。
（2）AR檢驗。一般在進行VAR模型實證檢驗時需要保證變量是平穩的才能繼續接下來的脈沖響應分析等操作。進行AR檢驗主要是判斷序列中是否存在單位根，如存在，表示時間序列不平穩。從圖1可以看出，沒有特征根落在單位圓外，表明序列穩定，所建VAR模型合適，可以對Loan、M1、GDP、Shadow Bank進行脈沖響應分析。
（3）脈沖響應分析。脈沖響應分析圖便于研究當一個變量發生變化時，其余變量受到的沖擊。本文的脈沖響應分析圖（圖2、圖3、圖4）分別是Loan、M1、GDP受到影子銀行信貸總規模變動影響后的反映路徑，顯示了影子銀行信貸總規模變動一個標準差后，其余三個變量的動態變化路徑?？v軸表示Loan、M1、GDP受影子銀行信貸總規模沖擊的響應程度，橫軸表示滯后期數。由于在第三十期之后波動趨于平穩，本文只考慮前三十期的波動情況。
圖2為影子銀行與商業銀行信貸規模的脈沖響應分析圖。從上圖可以看出，RLoan在受到RSB一個標準差的沖擊后初始效應為正，達到0.2左右。之后，從第一期至第三期，沖擊開始持續呈現較明顯的減弱趨勢。第三期至第五期時，沖擊開始反彈向上，達到0.4左右。第五期后，脈沖響應值下降至0.3左右，并于第七期后上升，趨勢一直持續到第十五期左右，達到最大值0.5，之后開始持續下降，并最終于第三十期時逐漸靠近0。說明影子銀行的發展對商業銀行信貸規模造成了較為復雜且長期的影響。產生這種較長時間沖擊的原因是影子銀行可以和商業銀行一樣進行放貸，形成了促進社會資金流轉和提升資源利用效率的作用。因此，一開始影子銀行信貸規模的增長會擠占一些商業銀行資產負債表內的信貸總量，對表內信貸產生替代作用，使傳統銀行的信貸增速急劇下降、規模大幅度縮減，但隨后，嚴格的監管以及各類新興投融資平臺的出現使商業銀行的傳統業務發展遭遇瓶頸，在經濟預期的作用和影響下，商業銀行為了緩解金融脫媒下傳統存貸款業務面臨的壓力，只能積極進行金融創新，大力發展表外業務，如擔保、貸款出售等，從而不斷擴大信貸量，同時因為風險管理技術的提高，商業銀行通過表外業務節約了資本并獲得超額回報。就時間而言，SB對LOAN的影響在第三十期后開始出現平穩且趨近于0的態勢，這意味著影子銀行對商業銀行信貸規模影響的持續時間較長。
圖3為影子銀行與狹義貨幣供應量M1的脈沖響應分析圖。從此圖可以看出，RM1在RSB變動一單位標準差之后，由開始時的0.5持續下降至第三期的0.3左右。在第三期之后，影子銀行對M1的脈沖響應路徑開始出現反向變動趨勢，一直于第六期回升至0.5左右，之后，路徑變動趨勢不明顯，總體上SB對M1的脈沖響應值介于0.4-0.5，最終，在第二十期時路徑開始明顯下滑，并于第三十期時趨于穩定，說明影子銀行的發展對貨幣供應量造成了較為復雜且長期的影響，總體上影子銀行通過向企業、個人進行放貸等操作，使市場上流通的現金增加，在一定程度上擴大了M1的數量，但后期這種擴大效應有所減弱。造成這種情況的原因，從短期來看，影子銀行增加了貨幣供給量，使資本市場和實體經濟的資金都得以擴大;從長期來看，影子銀行對貨幣供應量存在較大的反向沖擊，同時由于影子銀行信用創造的這部分資金沒有納入監管范圍，中央銀行根據貨幣供給量這一中介目標制定的貨幣政策正在逐漸喪失指導意義。
圖4為影子銀行與GDP的脈沖響應分析圖。從此圖可以看出，RGDP受到影響的大致動態路徑為先上升后下降。具體而言，RGDP在第一期至第四期經歷正向沖擊，并于第四期達到0.5左右。之后，正向影響減弱并于第五期達到0.3。第五期至第七期路徑開始反向變動，返回至0.5。隨后，脈沖響應路徑基本上呈現上升態勢，直至第十五期，影子銀行對GDP的影響路徑開始出現明顯的反向趨勢，并最終于第三十期趨向于0。這說明影子銀行的發展對GDP造成了較為復雜且長期的影響。根據上圖可以發現，影子銀行規模變動對GDP的影響總體上都屬于正面影響，但此間存在著復雜的變動情形。從短期來看，影子銀行對GDP的提高有顯著推動作用，這是因為其作為金融創新的產物不斷地豐富了信貸融資渠道，提高了資源利用效率。從長期來看，影子銀行規模的擴大對經濟增長的貢獻程度有所減弱，這一情況可能跟影子銀行高風險、高杠桿的操作模式有關。但總體上，影子銀行帶給經濟的影響以正面為主。
（4）方差分解。為了進一步分析RLoan、RM1、RGDP對RSB增長率波動的貢獻程度，需要對RSB進行方差分解。假如長期方差分解趨于20%左右，說明這個沖擊對變量波動的貢獻在20%左右。因此，本文從Loan、M1與GDP三方面對SB進行方差分解，期限設定為10（單位：季度）。
根據表3，除了影子銀行自身貢獻度之外，M1在促進影子銀行規模擴大方面有顯著的作用，貨幣供應量對影子銀行增長率的貢獻程度大概在30.1%-39.5%。Loan對影子銀行增長率的貢獻程度其次，大概在8.8%-13.5%。GDP對影子銀行增長率的作用大概在6.3%-9.5%。表明影子銀行不僅對Loan、GDP產生影響，而且自身的發展擴大也會受到來自貨幣供應量、商業銀行信貸量和國內生產總值的影響。
5.實證小結
本文在對數據進行平穩性檢驗與調整后建立了商業銀行表內信貸規模、貨幣供應量、經濟增長與影子銀行規模的VAR模型，通過脈沖響應分析和方差分解得出如下實證結論：
（1）脈沖響應分析顯示影子銀行對商業銀行表內信貸總量影響較大且影響時間較長，存在替代效應，對銀行信貸有擠占和分流效應。具體表現為前期脈沖響應出現下降沖擊，路徑波動劇烈，后期逐漸上升并最終趨向于0。
（2）通過脈沖響應分析，我們認為，影子銀行信貸規模對貨幣供應量的穩定存在較為復雜和長期的影響。具體表現是剛開始為下降沖擊，之后轉變為反向沖擊，脈沖響應值回升但上升程度較小，經過一個較長時期后路徑趨于平穩，圍繞著0上下波動。
（3）通過脈沖響應分析，本文發現影子銀行信貸規模對經濟增長存在著大概率的正面影響。具體表現為總體在0以上波動，但在脈沖過程中的路徑波動情況復雜，且持續時間較長。尤其需注意影子銀行對GDP的正向沖擊在后期有所減緩、邊際效用下降的問題，說明其對經濟增長存在一定的負面作用。
（4）通過進一步的方差分解，可以看出經濟發展、商業銀行表內信貸量和國內生產總值在促進影子銀行規模方面都發揮著或大或小的作用，換言之，Shadow Bank、GDP與Loan之間存在相互影響的關系。
四、結論及政策建議
綜上所述，我們有以下結論：第一，影子銀行信貸規模擴大對商業銀行正規信貸的影響最為顯著，會對其形成擠占和分流。但從長期來看，影子銀行這類金融創新也刺激了傳統商業銀行創新自身盈利模式，從而可以緩解金融脫媒給銀行帶來的壓力。第二，雖然影子銀行通過向企業、個人放貸增加了市場流動性，但是削弱了貨幣供應量作為貨幣政策中介目標的指導意義，增加了貨幣政策調節經濟的難度，政策操作中需要注重預期引導和調節。第三，影子銀行作為我國正規金融機構的補充，與中小企業融資需求相吻合的優勢有利于其在資本市場的融資，進而推動中小企業的發展，但同時影子銀行也會給經濟增長帶來風險和不確定性?？傮w而言，影子銀行對貨幣供應量和GDP的影響持續時間長，影響程度較為復雜。
根據以上結論，本文提出如下對策建議：
1.商業銀行面對信貸總量被不斷擠占與分流的情況，應進行金融創新和內部風險控制?？梢酝ㄟ^資產證券化設立和參股基金公司，開展基金、信托、保險、證券等業務，拓寬表外業務范圍，提高盈利能力。同時，商業銀行擁有強大的客戶群體和銷售渠道，可以通過大力發展不需要運用自有資金的中間業務如代收業務、代客買賣等獲得收益。當然，商業銀行開展有影子銀行特征的業務活動必定要承受各種風險帶來的不確定性和損失，必須建立和完善自身“防火墻”系統，強化自身風險管理能力，針對相關業務制定風控措施，同時應理性看待和進行金融產品的創新。
2.貨幣當局應重新審視貨幣政策中介指標，加快貨幣政策框架的轉變?，F階段應由以廣義貨幣量為中介目標的數量型調控向以公開市場利率為中介目標的價格型調控轉變。中國人民銀行應運用回購利率和SLF利率穩定短期利率，利用再貸款、MLF、PSL等工具調節長期利率，完善收益率曲線和利率衍生品市場，疏通利率傳導機制。
3.加強有效監管的同時應給予發展空間，推動影子銀行發揮積極效用。在融資難、融資貴的背景下，影子銀行的資金確實解決了一部分中小企業的融資問題。從結果看，無論影子銀行采取何種金融拆借工具，最終都帶動了實體經濟的發展。因此宜盡快對影子銀行形成統一、明確的認識，根據影子銀行不同的風險水平和影響程度實行動態比例監管;同時完善金融基礎設施，努力構建針對影子銀行的風險保障制度，給予影子銀行健康發展所必需的正向激勵和空間。
① Panageas K，“The Decline and Fall of the Securitization Markets，”J.P.Morgan Report，2009.
② Andrew Sheng，The Erosion of U.S. Monetary Police Management Under Shadow Banking，Thailand： International Conf.
③ 周小川：《金融政策對金融危機的響應——宏觀審慎政策框架的形成背景、內在邏輯和主要內容》，《金融研究》2011年第1期。
④ Verona F，Martins M F，Drumnd I，（Un）“Anticipated Monetary Police in a DSGE Model with a Shadow Banking System，”Imfs Working Paper，2013.
⑤ 王森、周茜茜：《影子銀行、信用創造與貨幣政策傳導機制》，《經濟問題》2015年第5期。
⑥ 賀軍：《對“影子銀行”也要一分為二》，《金融管理與研究》2011年第11期。
⑦ 劉翠：《影子銀行體系對我國貨幣政策工具規則選擇的影響——基于DSGE模型的數值模擬分析》，《財經論叢》2017年第8期。
⑧ 高然、陳忱、曾輝等：《信貸約束、影子銀行與貨幣政策傳導》，《經濟研究》2018年第12期。
⑨ 呂思聰、趙棟：《貨幣政策、影子銀行和銀行間市場利率》，《國際金融研究》2019年第2期。
⑩ 李建軍：《中國地下金融規模與宏觀經濟影響研究》，北京：中國金融出版社，2005年。
B11Feng，L Wang D，“Shadow Banking Exposure less than Feared and more than Priced，”Kyo： Nomura Securities，2011，pp.15-20.
B12李建偉、李樹生：《影子銀行、利率市場化與實體經濟景氣程度——基于SVAR模型的實證研究》，《中南財經政法大學學報》2015年第3期。
B13李治章、王帥：《中國影子銀行業務規模與宏觀經濟增長影響研究》，《特區經濟》2018年第7期。
B14王慧、王軍：《影子銀行規模對經濟發展質量影響的實證》，《統計與決策》2019年第2期。
B15黃益平、常健、楊靈修：《中國的影子銀行會成為另一個次債？》，《國際經濟評論》2012年第2期。
B16張子榮、趙麗芬：《影子銀行、地方政府債務與經濟增長——基于2002-2016年經濟數據的分析》，《商業研究》2018年第8期。
B17馮建秀、張國祚：《時空雙重維度的中國影子銀行系統性風險模型建構與測算》，《新疆社會科學》2016年第3期。
B18周麗萍：《影子銀行體系的信用創造：機制、效應和應對思路》，《金融評論》2011年第4期。
B19Paul Tucker，“Shadow Banking， Financing Markets and Financial Stability，”Remarks to Bernie Gerald Cantor（BGC） Partners Seminar，London， no.1（2010），pp.34-40;陳青松：《影子銀行》，北京：電子工業出版社，2014年。
B20張微微：《中國影子銀行監管問題研究——基于2002-2012年月度數據的實證研究》，《山東社會科學》2016年第1期。
B21李建軍等：《未觀測金融與經濟運行——基于金融經濟統計視角的未觀測金融規模及其對貨幣經濟運行影響研究》，北京：中國金融出版社，2008年。
B22Sara Hsu，Jianjun Li，Yanzhi Qin，“Shadow Banking and Systemic Risk in Europe and China，”CITYPERC Working Paper Series，no.2（2013）， pp.1-20;Jianjun Li，Sara Hsu，Yanzhi Qin，“Shadow Banking in China： Institutional Risks，”China Economic Review，no.31（2014），pp.49-56.
（責任編輯：張 琦）
物資配給運輸安全管理論文范文第3篇
第一條 貨物名稱及數量：
第二條 裝貨及車輛要求
托運方必須按照國家主管機關規定的超限標準裝貨;沒有統一規定裝貨標準的，應根據保證貨物運輸安全的原則進行包裝，否則承運方有權拒絕承運。貨物由托運方組織裝車，車到按現場實際情況裝車，裝完陸續發車。
由于承運方的地理位置限制和貨物尺寸，托運方車輛控制在9.6米板車和13米板車兩種車型，承運方保證司機對地理路況的熟悉度。
第三條 貨物起運地點：
貨物到達地點：
第四條 貨物承運日期：由甲方視現場情況通知乙方進車裝貨;貨物運到期限為裝好后兩日內，貨到承運方卸車。
第五條 運輸質量及安全要求。
承運方應保證貨物的安全完整，并順利到達目的的，中途遇見任
何安全事故及其安全罰款均由承運方承擔，與托運方無關。
第六條 貨物裝卸責任和方法。
貨物由托運方組織裝車，承運方負責貨到后的卸車，保證貨物堆
卸的歸整和安全。該卸車費用含在運費中。托運方不再承擔卸車等費用。
第七條 收貨人領取貨物及驗收辦法。
第八條 運輸費用、結算方式。
運費單價： 結算方式：貨到卸完車后按每到實際車輛現金支付。
第九條 各方的權利義務
一、托運方的權利義務
1.托運方的權利：要求承運方按照合同規定的時間、地點，
把貨物運輸到目的地。貨物托運后，托運方需要變更到貨地點或收貨
人，或者取消托運時，有權向承運方提出變更合同的內容或解除合同
的要求。但必須在貨物未運到目的地之前通知承運方，并應按有關規
定付給承運方所需費用，同時托運方只需支付合同單價的運輸費，其
他一切法均不在托運方受理范圍。
2.托運方的義務：按約定向承運方交付運輸費(含卸車費)。
否則，承運方有權停止運輸，并要求對方支付違約金。托運方對托運
的貨物，應按照規定的標準進行包裝，遵守有關危險品運輸的規定，
按照合同中規定的時間和數量交付托運貨物。
二、承運方的權利義務
1.承運方的權利：向托運方、收貨方收取運輸費用。如果
收貨方不交或不按時交納規定的各種運雜費用，承運方對其貨物有扣
壓權。查不到收貨人或收貨人拒絕提取貨物，承運方應及時與托運方
聯系，在規定期限內負責保管并有權收取保管費用，對于超過規定期
限仍無法交付的貨物，承運方有權按有關規定予以處理。
2.承運方的義務：在合同規定的期限內，將貨物運到指定
的地點，按時向收貨人發出貨物到達的通知。對托運的貨物要負責安
全，保證貨物無短缺、無損壞、無人為的變質，如有上述問題，應承
擔賠償義務。在貨物到達以后，按規定的期限，負責保管。在到達卸
貨地點后，按時吊卸貨物。超過規定卸貨時，應向托運人交付保管費。
三、收貨人的權利義務
1.收貨人的權利：在貨物運到指定地點后有以憑證領取貨
物的權利。必要時，收貨人有權向到站、或中途貨物所在站提出變更
到站或變更收貨人的要求，簽訂變更協議。
2.收貨人的義務：監管承運方卸車，保證貨物堆碼歸整，
并辦好清點交接手續，卸完貨后現金按車支付運輸費。
第十條 違約責任
一、托運方責任
1.未按合同規定的時間和要求提供托運的貨物，托運方應
償付給承運方違約金200元。
2.由于在普通貨物中夾帶、匿報危險貨物，錯報笨重貨物
重量等而招致吊具斷裂、貨物摔損、吊機傾翻、爆炸、腐蝕等事故，
托運方應承擔賠償責任。
3.由于貨物包裝缺陷產生破損，致使其它貨物或運輸工具、
機械設備被污染腐蝕、損壞，造成人身傷亡的，托運方應承擔賠償責
任。
4.在托運方專用線或在港、站公用線、專用鐵道自裝的貨
物，在到站卸貨時，發現貨物損壞、缺少，在車輛施封完好或無異狀
的情況下，托運方應賠償收貨人的損失。
5.罐車發運貨物，因未隨車附帶規格質量證明或化驗報告，
造成收貨方無法卸貨時，托運方應償付承運方卸車等存費及違約金。
二、承運方責任
1.不按合同規定的時間和要求配車發運的，承運方應償付
托運方違約金3000元。
2.承運方如將貨物錯運到貨地點或接貨人，應無償運至合
同規定的到貨地點或接貨人。如果貨物逾期達到，承運方應償付逾期
交貨的違約金。
3.運輸過程中貨物滅失、短少、變質、污染、損壞，承運
方應按貨物的實際損失(包括包裝費、運雜費)賠償托運方。
4.聯運的貨物發生滅失、短少、變質、污染、損壞，應由
承運方承擔賠償責任的，由終點階段的承運方向負有責任的其它承運
方追償。
5.在符合法律和合同規定條件下的運輸，由于下列原因造
成貨物滅失、短少、變質、污染、損壞的，承運方不承擔違約責任：
(1)不可抗力;
(2)貨物本身的自然屬性;
(3)貨物的合理損耗;
(4)托運方或收貨方本身的過錯。
第十一條 本合同正本一式二份，合同雙方各執一份。
物資配給運輸安全管理論文范文第4篇
摘要：本文利用世界銀行2012年關于中國企業的調查問卷數據，實證檢驗了民營企業的股權集中度對其信貸可得性的影響。實證研究結果表明，民營企業的股權集中度對企業信貸可得性具有顯著的負向影響，即隨著民營企業股權集中度的提高，其面臨的信貸約束增強。進一步的檢驗表明，民營企業股權集中度和企業信貸可得性之間的負向關系在較大規模和中等規模的民營企業中更為顯著。在控制了內生性以及考慮到企業信貸水平可能面臨自我選擇等一系列問題的穩健性檢驗后，得出的基本結論保持不變。本文的研究結論具有鮮明的政策含義，在我國大力發展多層次的股權融資市場建設，擴展民營企業直接融資渠道，能夠緩解企業面臨的信貸融資約束，解決民營中小企業的“融資難”問題。
關鍵詞： 股權集中度；信貸可得性；公司治理；民營企業融資
一、問題的提出
在我國經濟結構轉型的背景下，金融體系建設還不完善，針對各種規模和類型的企業多層次融資體系還未健全。Cull等[1]的研究指出，民營企業，特別是民營中小企業，在我國信貸融資中一直處于弱勢地位。Manova等[2]的研究發現，這種現象并沒有因近幾年我國高速的經濟發展而得到改善。近來中國企業經營者問卷跟蹤調查報告顯示，民營企業經營者認為企業流動資金緊張的比重比國有及國有控股公司平均要高出5—10個百分點。因此，研究民營企業融資困境的成因并據此提出政策建議具有重要的現實意義。
對于民營企業所存在的融資難問題，部分學者認為這同我國的制度環境存在著密切關系。易綱[3]的研究指出，改革開放以來，我國的信貸市場經歷了從管制到逐步放開的過程，金融抑制環境下的利率管制扭曲了信貸資源的配置。這種信貸資源配置的扭曲有兩方面的表現：其一，正如Song等[4]所指出的，信貸配給在我國存在著明顯的“所有制歧視”。以銀行為主的金融部門傾向于向效率較低的國有企業提供信貸支持，造成國有部門資金的充裕，而具有較高效率的民營企業信貸需求得不到滿足，資金的稀缺阻礙了其進一步發展。其二，如余明桂等[5]的研究指出，“關系”因素在信貸資源的獲得中發揮著重要的作用，而“關系”的建立和維持常常同尋租行為有著密切的聯系，損害了資源的配置效率。
但一些學者對此提出質疑，如茍琴等[6]認為，對于民營企業融資困境的制度環境研究中忽視了對民營企業自身稟賦情況的考察，如果同時考慮到所有制歧視以及資源稟賦情況，則民營企業融資難的主要原因在于企業自身的稟賦特點，而“歧視性制度”的影響并不突出。方軍雄[7]也指出，民營企業的融資情況很可能是因為企業依據自身稟賦特點自主選擇的結果。那么，具體是哪些稟賦因素造成了民營企業的這種融資現狀呢？已有研究對此問題的討論稍顯不足。部分學者關注于企業的規模因素，白俊和連立帥[8]指出企業規模是影響銀行信貸最重要的稟賦特征；而林毅夫和孫希芳[9]的研究表明，民營企業的擔保和抵押品不足是其獲得融資的主要障礙。這些研究均為從企業稟賦特征的角度來討論民營企業融資問題提供了有價值的探索，但這些研究均得出了具有否定性的結論，因為企業規?；蛘咂髽I抵押擔保品缺失這些因素更多的是民營企業受制于融資情況而造成的結果，也是企業尋求信貸融資而力圖擺脫的困境，因此，從企業自身角度講，很難通過改變這些因素來緩解民營企業的融資束縛。筆者認為，對企業而言，作為直接融資的股權融資，是以銀行信貸為代表的間接融資的替代和補充，正是這種替代關系而不是像企業規模等因素同企業融資之間的互補關系，能為我們提供從企業自身稟賦因素解決民營企業融資問題的方法，而姚立杰等[10]的研究表明，除股權集中度指標外的公司治理狀況對企業融資的作用有限。因此，本文延續以企業自身稟賦特點來考察民營企業信貸困境這一思路，創新性地從公司治理的角度出發，探究企業的股權集中度對于民營企業融資問題的影響。
公司治理中的“隧道效應”是解釋股權集中度與企業信貸之間關系的理論基礎，Johnson等[11]指出，控股大股東的存在，在緩解了股東與管理層之間利益沖突的同時，卻可能帶來大股東與其它投資者之間利益沖突的加劇。當其它投資者是以債權形式投資企業時，這一問題更為嚴重。因此，股權集中現象的存在，可能會加劇大股東對于債權人的掠奪行為，大股東的道德風險增加了借款的風險成本，債權人勢必會要求更高的風險回報或者主動規避風險。如Boubakri和Ghouma[12]的研究表明，管理層控股以及更寬泛意義上內部人控股的高集中度，會惡化企業的債務評級和信貸條件。An等[13]的研究發現，股權集中會提高銀行對企業的抵押擔保要求，從而降低了企業外部融資的規模。Lin等[14]的研究表明，股權集中帶來的道德風險和管理成本，是企業債務融資成本提高的重要原因，因此，正如Hu和Zheng[15]的研究所指出，股權集中更易引發企業的融資困境。這部分研究擴展了我們對股權集中和企業信貸之間關系的認識，但是也留下了一些問題有待補充和完善：首先，股權集中對企業的影響，現有研究多從企業業績和企業效率的視角來加以分析，而從融資視角對于股權集中和企業信貸之間關系的討論較少，并且僅有的這些研究對該問題的討論呈現碎片化的現狀，如關注某一特定類型股東的股權集中度對企業信貸的影響，沒有從更一般意義上考察股權集中和企業信貸之間的關系。其次，實證研究中多采用上市公司數據，這可能會帶來“選擇性樣本”問題，上市公司規模較大，融資工具和手段較為豐富，在信貸市場上也常處于優勢地位，而且在我國企業中的占比較少，因此，并不能很好地代表我國大部分企業的融資現狀。最后，基于國外特別是發達國家數據的實證研究較多，而使用我國微觀數據的實證研究相對缺乏。因此，在金融和法制制度尚不健全的發展中國家背景下探討此問題，是對原有研究的重要擴展。
本文的貢獻主要體現在以下三個方面：首先，本文從公司治理的角度去研究民營企業融資問題，提出股權結構對于民營企業信貸融資的影響，為從企業自身稟賦特征考察民營企業融資問題提供了新的視角。其次，本文使用世界銀行關于中國企業經營的微觀調查數據，該數據中包含各種規模和各種類型的民營企業，能夠克服采用上市公司數據作為民營企業融資問題的研究樣本所造成的“選擇性樣本”問題。
采用上市公司作為研究樣本存在的“選擇性樣本”問題主要在于，一般來說，上市公司的規模較大，并且常具有較好的經營業績，而其在資本市場上IPO和再融資等來籌集資金相比于其它企業要更為容易，其融資工具也更加豐富，因此，上市公司所面臨的融資約束較弱，在研究民營企業的融資困境問題上的代表性不強。最后，本文具有鮮明的政策含義，在股權集中度的改善能夠帶來民營企業信貸約束緩解的情況下，政府應該著力培育股權融資環境，繼續健全多層次的資本市場體系，特別是鼓勵發展以風險資本投資機構為代表的股權投資機構，促進民營企業直接融資的便利化和融資渠道的多樣化，這些是緩解民營企業信貸融資約束的重要舉措。
二、數據來源
本文所選用的數據來自世界銀行2012年關于中國的企業調查問卷，該調查是世界銀行針對企業經商環境的影響因素在世界范圍內所進行的微觀企業調查，調查對象是制造業和服務業中的私營企業，不包括“國有或國有控股企業”部分，筆者使用的數據是該調查的中國數據部分。調查采用分層隨機抽樣的方法，從所涉及的行業和城市所有多于5個雇員且未資不抵債的企業樣本總體中抽出具有代表性的樣本，本文研究所選用的問卷數據來自2 700家民營企業。
（一）調查企業的行業分布
調查所采用的行業分類標準是國際標準產業分類體系（ISIC）31版，調查中涉及到的行業包括制造業的所有門類、建筑業、服務業及交通、倉儲、通信業和IT產業，但不包括第一產業、公用事業部門、金融中介和房地產及相關租賃業務，調查問卷中的行業分布較為平均，除了較為突出的金屬合成業和較為少量的金屬材料業，大體每個行業的企業數量在140家左右。
（二）調查企業的地域分布
調查所涉及企業，涵蓋東部沿海地區和中部地區的25個較大型城市，具體包括北京、上海兩個直轄市，以及成都、大連、東莞、佛山、廣州、杭州、合肥、濟南、洛陽、南京、南通、寧波、青島、沈陽、深圳、石家莊、蘇州、唐山、溫州、武漢、無錫、煙臺和鄭州。調查問卷所選擇的城市至少都是區域性代表城市，在其所在省份的GDP份額中占有較大比重，因此，相對于上市公司樣本而言，能夠較好地代表整個國家微觀企業層面的民營經濟狀況。調查問卷樣本中的企業分布也大體平均，每個城市的企業數量大體在100—110家，只有上海和杭州的企業數量偏少。
三、變量說明
（一）被解釋變量
本文的被解釋變量選取的是問卷中如下的兩個問題：其一，企業在現階段是否有透支便利（Overdraft Facility）；其二，企業在現階段是否有來自金融機構的借款，本文通過把這兩個問題綜合起來反映企業的信貸狀況。本文的被解釋變量是二值變量，如果企業在現階段有透支便利和金融機構借款任意一種，就將被解釋變量所代表的企業信貸情況設為1，否則設為0。
在一定限度內，企業增加其自身負債會帶來稅收利益，從而能夠提高企業自身價值，減少其資本成本。因此，我們有理由相信，企業在追求市場價值最大化的過程中，都會在適當限度內負債經營。而如果企業沒有獲取任何的負債，那么，我們認為企業在信貸層面存在約束。因為在這樣的條件下，企業只要增加一點負債就會帶來自身價值的提高，此時與負債相關的破產和代理成本極小，企業管理者沒有理由不去試圖采取這一舉措（這一假設較強，后文放松這一假設做了穩健性檢驗，結果并不改變本文的結論）。因此，本文選取該被解釋變量作為企業信貸可得性的代理變量。
（二）解釋變量
在研究企業的股權集中度問題時，通常會選用第一大股東的持股比例、前五（十）大股東持股比例之和或者赫芬達爾指數以及最終控股股東的持股比例等作為股權集中度的度量指標。在本文的調查問卷中，除對第一大股東外的其它股東持股情況均未做統計，因此，在本文的實證分析中，只采用單一大股東持股比例作為衡量股權集中度的代理變量具有一定的合理性。
（三）控制變量
1企業規模
企業規模因素在本文中主要用兩個指標來加以衡量：一個是按照調查問卷中的問題“企業規?！眮韺ζ髽I進行分類，該問題將調查企業按照員工人數劃分成小型企業（5—19人）、中型企業（20—99人）和大型企業（大于99人），按此方法劃分，本文的大中小型企業分布較為平均，大約均占1/3左右，本文通過設置虛擬變量的方法用以控制由員工數來劃分的企業規模特征。另一個是采用員工人數的對數作為替代變量來進行穩健性檢驗，結果表明，無論采用設置虛擬變量分組的方法還是使用對數值作為代理變量的方法，均不影響本文結論。反映企業規模的另一指標選取的是調查問卷中的問題“企業是否存在分支機構”，規模較大的企業，才會通過設立分支結構來擴大其生產和經營，因此，本文通過企業分支機構的存在情況進一步控制企業規模。若對該問題回答“是”，變量值設為1，否則為0。
2企業業績
企業經營業績的提升，為企業的還款能力提供了穩定的保障，經營業績得不到提升的企業，往往表現為盈利能力不足，企業內部現金積累逐漸下降，從而加劇其還款負擔，因此，這類企業常不被債權人所看好。
由于調查問卷中沒有利潤方面的數據，選擇能夠替代該指標的兩個問題：第一個問題是“企業2011財年的銷售收入”，企業的銷售收入是企業經營業績評價體系中的重要一環，在缺少現金流量數據和企業盈利能力數據的情況下，選擇企業銷售收入作為企業經營狀況的代理變量，實證分析中采用的是其對數值。第二個問題是“企業過去三年中是否引進新產品和服務”來反映企業內部的創新活動，不同于企業的銷售收入，創新活動能夠在一定程度上反映企業未來的經營情況，并且業績較好的企業，也常有意愿和資源去投資和應用技術創新，使得企業不斷保持競爭的優勢地位，因此，本文采用這一問題作為企業業績的另一代理變量，該變量設置為二值變量，若回答“是”則變量值為1，否則為0。
3企業信用風險狀況
本文選用調查問卷中“企業產品賒銷的比例”和“企業財務報表是否經過審計”這兩個問題來作為企業信用狀況的反映。企業產品的銷售條件，反映了企業對其日?，F金的管理能力，這能夠從一個側面反映企業的現金流量特性，從而也能使得債權人對企業的短期償債能力做以判斷。賒銷比例越高，企業面臨的未能按時收回款項的不確定性也就越大，因此，企業相對應的信用風險也就越大。在本文中，這一比例直接來自于調查問卷中的數據?！捌髽I財務報表是否經過審計”，經審計的財務報表反映了企業良好的會計信息質量，使得債權人對于企業經營的會計數據的真實度獲得了一定的信任，審計機構的信譽無疑提高了企業的信用等級，更有利于獲得債權人的信賴和投資，而未經審計的財務報表，可信度上會大打折扣。若對該問題的回答為“是”，則設為1，否則為0。
除此之外，本文還控制了企業經營年限因素作為企業與銀行等信貸主體關系的代理變量，良好的銀企關系能夠緩解企業逆向選擇問題，從而打消債權人對企業的貸款顧慮，緩解企業的融資約束。本文還控制了企業固定效應（企業的組織形式）、行業和地域固定效應等因素。
主要變量描述性統計如表1所示。
四、模型構建及結果分析
（一）回歸模型構建
本文構建如下實證回歸模型：
loan_conseic=α+βowner_streic+X′eicξ+λei+μec+εeic（1）
其中，loan_conseic為城市c、行業i的企業e是否獲得銀行信貸的企業信貸可得性情況，owner_streic為企業的股權集中度，Xeic為一系列控制變量，λei為城市固定效應，μec為行業固定效應，εeic為殘差項。為了解決可能存在的異方差問題，回歸中采用異方差穩健的標準差。
（二）民營企業的股權集中度與信貸可得性
根據式（1）實證回歸得到的結果如表2所示。由表2可知，股權集中度與民營企業的信貸可得性之間有著顯著的負向關系，無論第（1）列是用虛擬變量“企業是否為大型企業”和“企業是否為中型企業”作為企業規模的代理變量得到的回歸結果，還是第（2）列是用企業現有員工人數的對數作為企業規模的代理變量得到的回歸結果，股權集中度對民營企業信貸可得性均有顯著的負效應，股權集中度越高的民營企業，越面臨著嚴重的信貸約束，這一結果構成了本文的基本結論。
其它控制變量的系數及其影響方向也基本符合我們的預期。企業的規模越大，企業面臨的信貸約束越弱，這一結果同茍琴等[6]的結論一致，證實了企業規模這一企業自身的稟賦特征對信貸約束有著重要的影響。企業的銷售收入和企業的創新活動對于企業信貸的幫助作用均很顯著，企業銷售收入越高，企業創新活動越強，企業就越容易獲得貸款?？梢妭鶛嗳嗽谠u估是否發放貸款時，企業業績占有較大的考量比重，其原因在于，企業業績是確保債務人有能力歸還貸款的重要依據，現階段企業的銷售收入和企業創新能夠帶來未來可能的業績增長共同擔保了企業的現金流收入，從而使得債權人對于發放貸款給企業更有信心，本文的實證結果有力地證明了這一點。企業產品的賒銷比例，反映了企業對于現金流的管理能力，若企業產品賒銷比例高，會給企業帶來現金管理的財務壓力，履行貸款的難度就會增加，因此，我們預期，企業產品賒銷比例越高，企業獲得信貸的可能性越低。但本文的實證結果表明，企業產品賒銷比例與企業信貸獲得之間的關系并不顯著，可能的原因是，企業的現金流資金壓力可能在企業業績等因素中已經控制，因此，該控制變量在此表現得并不顯著。若企業的財務報表經過審計，則企業的會計信息質量相比沒有經過審計的企業要高，債權人對于其能觀察到的企業財務報表的數據更加有把握，從而，也對企業的信用有了更好的評價，增強了企業獲得信貸的可能性，實證結果顯示，企業財報是否經過審計對于企業的信貸獲得具有顯著的正向影響。
（三）企業規模分樣本下股權集中度與企業的信貸可得性
正如前文所述，企業規模是造成民營企業信貸約束的重要稟賦特征，因此，在探究股權集中度與民營企業信貸可得性之間的關系時，應該考慮到企業規模的異質性?；谝陨峡紤]，本文按照企業規模對樣本進行分組，來考察在不同的企業規模情況下，股權集中度對于企業獲得信貸的影響。具體來說，本文按照對調查問卷中“企業規?！眴栴}的回答將企業分為大型企業、中型企業和小型企業三組，分組回歸的結果如表3所示。
表3中第（1）列和第（2）列分別為大型企業和中型企業的分樣本回歸結果，從中我們可以看出，不論是對于大型民營企業還是中型民營企業而言，民營企業的股權集中度越高，企業越會存在信貸約束現象，且均在5%水平下顯著。表3中第（3）列為小型企業樣本的回歸結果，該結果表明在小型民營企業中，股權集中并不構成企業獲得信貸的阻礙，對于企業信貸約束的影響并不顯著。之所以在不同的企業規模下，股權集中對于民營企業信貸約束的影響不同，我們認為可能的原因在于，較小的企業規模下，企業通常依賴自有資金積累來滿足企業的融資需求，因此對于外部信貸的依賴程度不高，而在企業經營達到一定規模以后，融資需求逐漸增加，自有資金的積累不足以滿足此時企業的需要，因此，在企業更依賴于外部的信貸融資條件下，股權集中對于民營企業獲得信貸的阻礙作用就逐漸顯現出來。另外，表3中的結果表明，股權集中對于民營企業獲得信貸的影響，在中型企業中要強于大型企業，這可能在于大型企業因規模原因可能更受到資本市場以及信貸主體的青睞，而中型企業面臨信貸融資的需求更為迫切，卻因不具有大型企業的規模而得不到相應的外部資金支持，從而股權集中加劇了企業的融資約束。
（四）內生性問題的解決
本文的內生性問題主要來自于兩個方面：其一，民營企業的股權集中程度與企業的信貸約束之間可能存在著互為因果的關系，面臨信貸約束的企業，為了籌集企業經營所需要的資金，在自有資金積累不足的情況下，可能不得不向股東（特別是控股股東）尋求資金幫助，這一舉措無疑會增加公司大股東的持股比例，這一影響路徑的存在可能對本文的實證分析結果造成干擾；其二，遺漏變量問題可能導致的內生性，本文在實證分析中，通過控制企業、行業和城市的固定效應，削弱了遺漏變量問題對結果造成的影響。
為了進一步地減弱內生性問題的影響，本文采用工具變量回歸的方法對結果進行進一步地分析。本文借鑒Fisman和Svensson[16]的研究，采用的股權集中程度的工具變量是各個城市每個行業的企業股權集中程度的平均值，這一工具變量的選取方法在微觀計量的實證分析中被廣泛采用。這里采用各個城市每個行業股權集中度的平均值來作為股權集中度的工具變量，工具變量與原有解釋變量的相關性是不言自明的，而個別企業所面臨的信貸約束或許會造成其股權集中度的變化，但個別企業的信貸約束情況對于各個城市整個行業的股權集中度的平均情況來說，難以造成顯著的影響，可以認為，這一工具變量是外生的?；貧w結果如表4所示。
可知，在采用工具變量方法解決了內生性問題之后，民營企業的股權集中程度對于企業信貸約束的影響變得更為顯著，程度也更強，可見，在表2的實證分析中，實證結果關于股權集中對民營企業信貸獲得的阻礙作用有所低估。根據第一階段回歸的F值可知，本文的工具變量與解釋變量高度相關，不存在弱工具變量問題。關于內生性的DWH檢驗結果表明，內生性問題在原有實證分析中是存在的，從而工具變量回歸的結果更可信。因此，在解決內生性問題后，筆者發現，股權集中對于企業獲得信貸的阻礙作用有所增強。
（五）Probit模型估計及信貸約束動機檢驗
因為本文所選擇的被解釋變量信貸約束情況為二值變量，而在被解釋變量離散情況下使用普通最小二乘法回歸可能帶來結果的偏差，為了獲得股權集中度對企業信貸可得性影響的更令人信服的解釋，本文建立Probit模型進行回歸，并將所得結果與固定效應的回歸結果進行比較。本文建立如下的Probit模型進行實證分析：
loan_conseic=α+βowner_streic+X′eicξ+λei+μec+εeicp=F（loan_conseic）=12π∫loan_conseic-∞e-t22dt（2）
Probit模型的回歸結果如表5第（2）列所示，表5中第（1）列是復制了表2第（2）列的回歸結果，均采用員工人數的對數作為企業規模的代理變量。表5中第（2）列是Probit模型估計下各解釋變量的邊際效應，這一邊際效應反映了各解釋變量對于被解釋變量的解釋力。
從表5中我們可以看出，Probit模型下的實證結果與我們的基本回歸結果相差不大，并且主要變量的顯著性沒有發生變化。具體來說，在股權集中度對企業信貸的影響性上，Probit模型所得的實證結果顯示，若企業股權從充分分散（接近0%）到獨資（100%）的情況下，會使得企業獲得信貸的概率降低約23%，考慮到企業股權集中度的平均值為80%左右，因此，在經濟意義上，企業的信貸約束情況還有很大程度的緩解空間。因此，Probit模型估計的結果仍支持原有的結論，即民營企業的股權集中度和企業信貸之間存在著顯著的負向關系。
除此之外，本文還對造成企業信貸約束的動機進行了穩健性檢驗。在被解釋變量的說明部分假定，企業均有意愿負債經營，因而無負債企業即為存在信貸約束，但是，企業的融資情況可能并不只是受制于債權人，而也可能是出于企業自身的決策選擇。為了排除企業信貸約束是出于自身意愿決策的這一假設，本文使用問卷中的如下問題“企業未申請信貸便利和借款的主要原因是什么？”進行穩健性檢驗。在調查問卷中，該問題的回答有七個選項：企業具有充足的資本而不需要貸款；申請程序復雜；貸款利率高；擔保要求高；貸款規模和期限不足；不認為申請會通過；其他原因。在穩健性檢驗中，我們先剔除了回答“企業具有充足的資本而不需要貸款”和“其他原因”的樣本，再利用模型1進行回歸分析，所得結果如表5第（3）列和第（4）列所示。
表5中第（3）列是剔除部分樣本后的穩健檢驗結果。該結果表明，民營企業股權集中程度對于信貸約束而言，仍有著顯著的影響，雖然顯著性水平有所降低，僅在10%的顯著性水平下成立。第（4）列是采用工具變量回歸的方法對剔除后的樣本進行的回歸結果。從該結果中我們可以看到，企業的股權集中程度對于民營企業信貸約束具有顯著的影響，在解決了內生性問題之后，顯著性水平從未解決內生性時的10%提高到1%，因此，本文的基本結論保持穩健，即民營企業股權集中會阻礙企業的信貸獲得。
五、結論
本文利用世界銀行2012年關于中國企業的調查問卷，建立實證模型來檢驗民營企業的股權集中度與信貸可得性之間的關系?；貧w分析的結果表明，在我國的民營企業中，股權集中度的提高，伴隨著企業獲得信貸可能性的減少，在控制了企業、地域和行業固定效應的情況下，這種顯著的負向影響依然存在。在對企業規模分組進行的分樣本回歸中，筆者發現，較大規模和中等規模的民營企業，股權集中對于企業獲取信貸的阻礙效應更為顯著，而小規模企業這一效應并不明顯。針對內生性等問題所做的一系列檢驗，證明本文的結論具有穩健性。
本文的實證結果具有鮮明的政策含義：首先，本文的結論揭示了股權融資渠道的不暢可能造成企業在信貸市場上也面臨著融資約束，因此，政府應著力培育良好的股權融資環境，特別是對民營中小企業的股權融資渠道。這種渠道建設，不僅能夠使得民營中小企業資金來源多樣化，豐富了資金充裕部門的投資方式，還能夠促進民營中小企業獲得信貸資金，從而能夠從直接融資和間接融資兩個渠道上緩解民營企業的融資困境。其次，本文的實證結果還體現了債權人對于公司治理問題的擔憂，股權集中可能帶來的治理問題形成了企業在信貸市場上的融資約束，因此，政府應通過法律法規等制度建設來規范企業的大股東行為，保護中小投資者利益，這樣才能確保民營企業獲得更多的信貸支持。
參考文獻：
[1]Cull，R，Li，W，Sun，B，Xu，LCGovernment Connections and Financial Constraints： Evidence From a Large Representative Sample of Chinese Firms[J]Journal of Corporate Finance，2015，32（1129）：271-294
[2]Manova，K，Wei，S，Zhang，ZFirm Exports and Multinational Activity Under Credit Constraints[J]Review of Economics and Statistics，2015，97（3）：574-588
[3]易綱中國改革開放三十年的利率市場化進程[J]金融研究，2009，（1）：1-14
[4]Song，Z，Storesletten，K，Zilibotti，FGrowing Like China[J]The American Economic Review，2011，101（1）：196-233
[5]余明桂，回雅甫，潘紅波政治聯系、尋租與地方政府財政補貼有效性[J]經濟研究，2010，（3）：65-77
[6]茍琴，黃益平，劉曉光銀行信貸配置真的存在所有制歧視嗎？[J]管理世界，2014，（1）：16-26
[7]方軍雄民營上市公司，真的面臨銀行貸款歧視嗎？[J]管理世界，2010，（11）：123-131
[8]白俊，連立帥信貸資金配置差異：所有制歧視抑或稟賦差異？[J]管理世界，2012，（6）：30-42
[9]林毅夫，孫希芳信息、非正規金融與中小企業融資[J]經濟研究，2005，（7）：35-44
[10]姚立杰，羅玫，夏冬林公司治理與銀行借款融資[J]會計研究，2010，（8）：55-61
[11]Johnson，S，La Porta，R，Florencio，L，Shleifer，ATunneling [J]The American Economic Review，2000，90（2）：22-27
[12]Boubakri，N，Ghouma，H Control/Ownership Structure，Creditor Rights Protection，and the Cost of Debt Financing：International Evidence[J]Journal of Banking & Finance，2010，34（10）：2481-2499
[13]An，C，Pan，X，Tian，GHow does Corporate Governance Affect Loan Collateral？ Evidence From Chinese SOEs and Non-SOEs[J]International Review of Finance，2016，16（3）：325-356
[14]Lin，C，Ma，Y，Malatesta，P，Xuan，YOwnership Structure and the Cost of Corporate Borrowing[J]Journal of Financial Economics，2011，100（1）：1-23
[15]Hu，D，Zheng， HDoes Ownership Structure Affect the Degree of Corporate Financial Distress in China？[J]Journal of Accounting in Emerging Economies，2015，5（1）：35-50
[16]Fisman，R，Svensson，JAre Corruption and Taxation Really Harmful to Growth？Firm Level Evidence[J]Journal of Development Economics，2007，83（1）：63-75
（責任編輯：楊全山）