物资配给运输安全管理论文范文第1篇
摘 要：首先分析外商直接投资公司在东道国的融资渠道。研究表明，出于汇率风险和国家风险的考虑，外商直接投资公司更倾向于在东道国当地融资。在此基础上，分别从利率途径、信贷供给途径、资金供给途径等详细分析了FDI对国内投资挤出的机制。从金融市场视角就FDI对国内投资的影响及其发生机制的分析丰富了国内这方面的研究。
关键词：外商直接投资；国内投资；挤出效应；金融市场
引言
中国已经成为国际上吸引外商直接投资（FDI）数量最多的东道国之一。在过去的十年里，中国经济所吸引的FDI数量一直高居发展中国家之首，与发达国家相比也毫不逊色。目前，中国每年吸引的FDI保持在600亿美元～700亿美元左右，约占国内生产总值的3％（李稻葵等，2007）。毫无疑问，FDI对中国经济增长、技术进步、产业升级、就业扩大作出了重大贡献。然而在过去十多年的发展中，中国经济已经逐渐摆脱了资金稀缺的约束。事实上中国现在是世界上最大的资金输出国之一。一方面我们保持了巨大的外贸顺差，又将外汇储备向海外投资。同时，长期以来中国国内储蓄率基本保持在40％以上，① 家庭储蓄率也在35％以上。在这样的背景下，大量流入的FDI很可能对国内投资产生挤出效应（Crowding-out），也即FDI的流入阻碍或抑制了国内投资，从而使国内总投资的增量少于FDI流入量。国内大量的研究基本证实了FDI对国内投资或多或少存在挤出效应（程培罡等，2009；杨新房等，2006；王志鹏等，2004；王永齐，2005；刘洋，2006）。
然而遗憾的是，无论是国际（Lubitz ，1966；Richard Caves，1971；Borensztein，etal，1998；Agosin和Mayer，2000，2005），还是国内（杨新房等，2006；王志鹏等，2004；王永齐，2005；刘洋，2006），现有研究主要侧重于实证研究，很少涉及挤出挤入机制研究。唯一例外是程培罡等（2009）从产业组织视角分析了FDI对国内投资的挤出（入）效应的产生机制。但是仅仅从产业组织视角考察FDI与国内投资的关系显然是不完整的。本文试图从金融市场视角来分析了FDI对国内投资的影响及其发生机制，以弥补国内这方面研究的不足。
一、外商直接投资公司的融资渠道
一般地，外国子公司在东道国的投资总额要超过FDI流入量，因为外国子公司可以从FDI流入流量之外的途径来获得投资支出的资金，也就是说外国子公司在东道国的投资来源包括内部融资和外部融资。外部融资包括东道国的资本市场和国际金融市场。人们可能会预期，在发展中东道国，由于借款成本往往高于发达国家和国际金融市场，因此外部融资往往来自于发达国家或国际金融市场。然而有足够的证据表明（UNCTAD，2000）：尽管在各种渠道筹措的资金中，在发展中东道国金融市场筹集的资金所占的比重一般均低于发达国家，但这种差别并不大，在发展中国家筹措所占的比重都很高——超过了40%。美国的数据（见下页表1）同样表明：当地融资在跨国公司（TNCS）以外渠道的融资总额中占有很大的比重，并且在所有类型的东道国中筹资比重没有显著区别。也就是说，发展中东道国的高借款成本和欠发达的金融市场并没有妨碍TNCS在当地融资，相反，出于汇率风险和国家风险的考虑，TNCS更倾向于在东道国当地融资。有关中国的研究也表明，跨国公司来华投资，实际上并没有带来大量资金，合资企业有时基本上使用中方合资的设备，流动资金主要靠国内融资，因此“是我们被TNCS利用”（江小涓，1999）。新加坡学者Huang Yasheng（1998）所做的一项调查表明：在中国的外国投资企业借贷与自有资本的比率（debt/equity）是相当高的，并且所有外资企业在海外筹资不足负债总额的5%。孙婉洁等（1995）通过对外资与国内银行贷款相互关系所作的实证研究，得出如下结论：外资与国内银行信贷比率为1∶1.01，即每吸收1美元外资，需要从国内银行贷款8.5元。顾卫平、薛求知（1999）根据对54家跨国公司在华投资企业的调研，发现跨国公司在华投资企业的融资渠道主要是内部融资，其次是外部融资。在外部融资中，以在中国境内融资为主。明确外国子公司从FDI流入之外通过东道国金融市场融资非常重要，因为这是外资基于金融市场挤出内资的基础和前提。
二、FDI对国内投资挤出机制分析
在金融市场，FDI对国内投资挤出主要通过三条途径发生：利率途径、信贷供给途径、资金供给途径。
（一）利率途径
假设发展中国家存在初始储蓄缺口I0I3，国内利率为i0（见图1）。此时如果按此缺口I0I3引进FDI，则投资曲线I右移至i′，
图1 挤出效应分析：利率途径
储蓄曲线S向右移到S′（I曲线的位移量大于S曲线的位移量，因为正如上文所述，一般情况下，外商投资总额要大于FDI流入量），新均衡点为E′。从图中可见，此时国内利率上升到i1，总投资为OI2，其中I1I2为外资，内资则由于利率的上升，由OI0减少为OI1。由此可见，引进FDI将产生两种效应，一是资本形成效应，即FDI的流入增加了国内资本存量（见图I0I2）；另一则是挤出效应，即FDI的流入挤出了国内投资（见图I0I1）。换句话，由于引进FDI，尽管国内总投资额增加了，但国内投资减少了。我们可以把利率传导机制表述如下：
FDI↑→国内资金需求↑→国内利率↑→国内投资↓→挤出效应
（二）信贷供给途径
由于许多发展中国家（包括中国）实行利率管制政策，因而FDI流入对国内利率的影响并不明显。而且中国的储蓄率已超过投资率，在此情况下，即使FDI流入使用了中国的储蓄资源，利率也不会明显上升。然而在发展中国家信贷市场上，信贷配给（Credit rationing）是一种普遍现象。与发展中国家的内资企业相比，跨国公司的子公司信誉更好，实力更雄厚，总体经营状况优于内资企业，国内银行倾向于向跨国公司子公司提供信贷。在信贷可得性（Credit availability）一定的前提下，外国子公司获得的信贷配额增加，必然会导致国内企业可获得信贷配额减少。这个途径可以表述如下：
FDI↑→外资企业获得的信贷额↑→在信贷可得性不变的前提下内资企业获得的信贷额↓→内资企业投资↓→挤出效应
（三）资金供给途径
FDI流入的增加使央行外汇储备增加，在实行固定汇率制度或名义上是浮动汇率但实际上实行的是固定汇率制度的情况下，中央银行以外汇占款形式投放的基础货币被迫增加，国内货币供给也被动增加，通货膨胀压力加大。为缓解通胀压力，央行被迫采取“对冲”政策，减少国内信贷总量，对冲政策虽然可以缓解其对货币供应量增长过快的压力，但随之而来会造成两个方面的不利影响：一方面，外汇占款过多可能成为国内资金紧张（信贷可得性减少）的一个重要原因。在紧缩性政策的背景下，对冲政策所造成的资金紧张可能会变得更严重；另一方面，外汇收入的不平衡必然导致资金在外资部门、内资部门分配不平衡，外资部门由于有外汇流入，资金供应相对富裕，内资部门资金则相对短缺，原本有预期利润的投资项目亦无法上马，而不得不拱手让给外资或寻求合资。此机制可直观地表述如下：
FDI↑→央行负债中外汇占款↑→为保持MS不变，央行采取冲销政策→国内信贷总量↓→内资部门资金短缺→国内投资↓→挤出效应
结论
本文从金融市场视角就FDI对国内投资的挤出效应进行了比较深入的理论分析。研究表明，出于汇率风险和国家风险的考虑，跨国公司的子公司更倾向于在东道国当地融资。跨国公司来华投资，实际上并没有带来大量资金，相反其在华子公司主要依靠国内融资。随着外商投资公司在国内融资需求的增加，一方面驱使国内均衡利率提高，另一方面在信贷可得性不变的前提下内资企业获得的信贷额减少，这两个因素都将导致国内投资减少。除此之外，FDI流入使央行外汇储备增加，央行被迫采取“对冲”政策，减少国内信贷总量，从而进一步导致国内投资下降。
最后值得指出的是，基于金融市场的外商直接投资的挤出效应不仅仅作用于同一产业的国内，而且对整个国内投资均有挤出效应。有研究表明，FDI挤出效应恶化了东道国福利（Bhagwatti，1973；Brecher and Alejandro，1977），并且带来一系列的负面后果，譬如国民收入流失、市场和产业集中风险，甚至危及国家经济安全等（万解秋等，2006）。因此，有必要采取措施调整中国的外资政策以减弱或者消除这种挤出效应。
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[责任编辑 安世友]
物资配给运输安全管理论文范文第2篇
〔摘要〕 从货币政策传导机制以及可控性、可测性的理论和实证分析发现，作为我国正规金融机构补充的影子银行的存在降低了货币供应量的可控性和货币政策的有效性，对货币供应量的稳定性有较大负面影响，但同时对经济增长也存在着大概率的正面影响，具有一定的促进作用。估测发现，2018年影子银行信贷总规模达72.9万亿元，占当年GDP90万亿元的80.9%。对此我们必须思考规模庞大的影子银行对货币供应量与经济增长的影响，加快利率作为货币政策中介目标的改革进程，强化自身风险管理能力，疏通利率传导机制，既保证有效监管也给予适当的发展空间，充分发挥影子银行对货币供应量与经济增长的积极作用，克服消极影响，注重预期的引导与调节。
〔关键词〕 影子银行;信贷总规模估测;货币供应量;货币政策;经济增长;预期引导与调节
〔
〔基金项目〕江苏省高校优势学科三期南京审计大学应用经济学〔苏改办发（2018）号〕资助
〔作者简介〕江世银，南京审计大学金融学院教授;
沈佳倩，南京审计大学经济学院硕士研究生，江苏南京 211815。
一、引言及文献回顾
影子银行作为我国金融创新的重头发展势头猛烈。随着经济金融部门紧密程度的加深，影子银行带来的消极影响有可能在个人、商业银行、金融市场和整个经济社会中弥漫，为社会的稳定留下隐患。比如截至2019年1月，国内已停业及问题P2P平台数量多达5433家，涉及投资人数216.2万人、贷款余额1772.1亿元。在这些问题平台中，跑路、提现困难、经济犯罪侦查警察介入调查的比比皆是，不仅影响居民的投资信心和热情，更会影响货币供应量的可控性和稳定性，降低货币政策有效性，影响经济的稳定和健康发展。
文献检索发现，最初人们对影子银行影响经济的研究是从它如何影响货币供应量开始的。Panageas（2009）指出，影子银行的存在模糊了传统的货币供应量的界限，加大了监管机构的监管难度。①Andrew Sheng（2011）认为，影子银行的存在和发展导致金融活动过程中的流动性风险不断积累，逆向选择和道德风险问题加剧，从而将致使货币供应量多变和货币政策日趋复杂，建议将影子银行尽快纳入监管体系，拓宽货币政策的监管范围。②周小川（2011）认为，影子银行如地下钱庄、网络借贷平台等通过向企业、个人放贷，实际增加了社会上流通的资金数量，导致货币政策调整难上加难。③Verona et al.（2013）借助DSGE模型研究了影子银行如何影响货币供应量及最终如何作用于货币政策的，结论同上面两位学者的相同。④王森、周茜茜（2015）的研究发现，随着影子银行对货币供应量产生影响之后也会对货币政策的实施产生滞后作用。⑤贺军（2011）阐述了影子银行与货币政策之间的双向影响作用，认为影子银行在对货币供应量進而对货币政策产生影响的基础上会因紧缩性货币政策带来影子银行规模的响应，即不断扩大。⑥刘翠（2017）通过使用DSGE模型比较了影子银行对不同货币政策的影响，以及三种货币政策中介指标带来的不同程度的社会福利损失，结论表明，以货币供应量为主的货币政策工具的损失最大，以利率规则为主的货币政策框架的损失最小，将两者作为中介目标的规则的社会福利损失居中。⑦随着研究的深入和为了更好地减少其消极影响，学术界从更广泛的视野研究了影子银行对货币供应量的影响。高然、陈忱（2018）利用SVAR模型和DSGE模型发现影子银行的融资规模是逆周期变动的，反事实模拟也表明在紧缩性货币政策的冲击下，影子银行能够引起社会总体融资规模的下降，导致货币供应量减少，政策有效性下降。⑧吕思聪、赵栋（2019）采用的TVR-VAR模型表明：增加货币投放量会使市场利率下降，但是影子银行却会导致利率上升且上升幅度大于货币供应量变动带来的利率下降幅度，从而使货币供应量作为中介指标的意义减弱，政策无法达到预计效果。⑨可见，影子银行对货币供应量的影响一直受到理论界与官方的关注。
同对货币供应量影响的重视一样，影子银行对经济增长的影响也受到相应的跟进研究。事实上，早在2005年时，李建军等便研究了这一问题，认为影子银行的发展对宏观经济具有重要影响，只不过所指的影子银行仅为地下金融规模。李建军与Sara Hsu等（2013）还比较了中国与欧洲影子银行的差异。⑩Feng和Wang（2011）认为，资产证券化的快速发展带来了2008年的金融危机，但不可否认的是，影子银行的出现确实为全球经济的繁荣和增长带来正面影响。B11 李建伟、李树生（2015）使用SVAR模型，从通货膨胀的角度出发，得出影子银行能够促进经济发展的结论。B12 李治章、王帅（2018）将影子银行区别为内部与外部两种，前者指商业银行主导的理财产品等银信合作产品，后者指典当、民间借贷等，并通过格兰杰因果检验发现内部影子银行规模扩大能促进宏观经济的发展，但外部的不一定能带来经济增长。B13 王慧、王军（2019）运用成分分析法对我国30个省份经济发展数据进行的分析表明：影子银行能够为我国经济带来质量的提升，其中带给中部地区的经济质量提升效果最大，然后是东部和西部地区。B14 黄益平（2013）认为，影子银行作为传统商业银行信贷的补充，能够满足新兴的和多元的融资需求，提升资源配置效率和经济水平。B15 但也有研究者认为影子银行对经济增长的贡献程度有限，甚至存在损害的可能性。张子荣、赵丽芬（2018）利用VAR模型对影子银行、地方政府债务和经济增长三者之间的动态关系进行了分析，认为经济增长和地方债务受影子银行的影响有限，但需要注意把握和防范其带来的风险。B16 冯建秀等（2016）通过构建影子银行系统风险测度模型发现，当前我国影子银行存在的系统性风险主要来自信托公司、证券公司等，与此同时系统性风险也在逐渐上升，对国家经济存在一定的负面影响。B17 周丽萍（2011）指出，由于影子银行的经营特点导致信贷过程中的金融风险不断积累，一旦超过一定限度将干扰宏观调控，需要将影子银行的规模和发展趋势列入统计范围。B18 Paul Tucker（2011）和陈青松（2014）也得出了类似的观点。B19 因影子银行对经济增长带来负面影响，所以张微微（2016）提出要加强对它的监管。B20
有关影子银行对我国货币供应量与经济增长影响的研究成果已使学术界和政府部门获得了一定的认识，对减少其消极作用、发挥积极作用产生了一定作用。目前尽管针对影子银行的称呼和定义不尽相同，对货币供应量和经济增长的影响程度的判断亦有差异，研究也尚未完全跟上指导实践的需要，但学者们的这些研究成果是难能可贵的。综合来看，有关影子银行的研究文献中对货币供应量和经济增长影响的文献较多，但是综合研究影子银行对Loan、M1和GDP三者之间关系的较少。本文将从理论出发，进而建立我国的Loan、M1、GDP与影子银行规模之间的VAR模型，由此研究彼此之间的动态关系。本文可能的贡献在于：一是对影子银行信贷总规模数据的估测;二是加强影子银行监管的政策建议。如果将本文的研究用以指导实践，发挥影子银行对货币供应量与经济增长的积极作用，可以克服消极影响，起到注重预期引导与调节的积极作用。
二、影子银行影响我国货币供应量与经济增长的机理
货币供应量作为我国货币当局制定货币政策主要依据的中介指标，理论上要求应该能够被有力地监测和控制，并且要和政策的最终目标有密切联系。本文将从可测性、可控性和相关性切入分析影子银行对货币供应量产生的影响，同时通过对经典的货币政策传导机制的分析，探索其与经济增长之间的关系。
1.影子银行对货币供应量的影响机理
较长时期以来体制性问题导致的信贷供求失衡及小微企业自身抵押担保较难问题限制了我国企业的发展，比如融资歧视和金融资源的供求不平衡导致无法利用抵押担保向商业银行借贷的中小企业只能退而求其次，选择贷款门槛低和贷款数量多的民间信贷平台如人人贷、蚂蚁借呗等获得资金，从而通过体制外增加了货币供应量，使中央银行依据货币供应量管控经济的手段受到影响，货币当局需要根据市场形势判断是否会发生通货膨胀抑或通货紧缩，据此调控货币流通量，制定货币政策，稳定物价，促使经济健康发展。通常，货币当局选择货币供应量或者利率作为长期目标，在货币政策得以实施后由中央银行等提供相关变量的反馈信息。而货币供应量作为中介指标有其自身的特点：作为内生变量时顺循环，作为政策变量时逆循环。但是在影子银行迅速发展的今天，它可测可控的优势正在逐渐丧失。
从可控性的维度，影子银行扩大了货币供应的主体范围，信用创造的功能不再仅仅局限于商业银行，民间借贷和网络借贷成为融通资金的主要渠道。根据乔顿模型可以发现，货币乘数因多个变量的影响而复杂多变，从而导致货币供给随之波动。同时，随着金融创新及我国对外开放程度加深，除了预期变化之外，货币供给越来越多地受到资本流动和实体经济增长的影响，内生性不断增强，货币当局已无法按照自己的意愿控制其变动。
从可测性的维度，随着影子银行的不断发展，狭义货币与广义货币的界限变得难以划清，M0、M1、M2、M3的内涵也难以界定。同时，信贷配给制下市场利率分割导致民间资金“弃实向虚”，大量资金通过利率双轨制获取利益，使货币流通速度不稳定，中央银行对其可测性下降。
从相关性的维度，相对于传统商业银行，影子银行或其他创新型金融工具提供的贷款是一种低成本融资，吸引了越来越多的居民和企业对存款进行“大搬家”，使货币供应量增长率与GDP增速的相关程度下降，为此2018年政府工作目标中已不再提M2增速的具体目标。
综上，影子银行是我国宽松货币政策和紧缩信贷政策的产物，与中小企业融资需求相吻合的优势决定其将不断发展壮大。可惜我国至今仍缺少相应的法律法规保障影子银行的有序健康发展，这一方面使影子银行长期处于监管的真空地带，无法得到有效监督，另一方面也为其快速发展提供了温床。本文认为，影子银行已导致我国的M0、M1、M2、M3的统计数据不完整，无法真实反映市场资金流通情况，中央银行需要随时根据货币市场利率变动调控经济。
2.影子银行对经济增长的影响机理
由于影子银行主要通过信贷融资活动影响货币的供给，根据经典货币政策传导机制，我们可从理论的角度得出货币供应量变动是如何引起投资、产出变化的。
凯恩斯学派的传导机制理论认为，货币供应量的增加导致利率下降，进而投资增加、国民产出增加，其传导机制可以表示为M↑→i↓→I↑→C↑→Y↑。以弗里德曼为主的货币主义学派认为，货币需求是稳定的，货币供应量增加将直接导致人们持有货币量的增加，为此消费支出增加，整个社会的产出增加、物价上涨，其传导机制可以表达为M↑→E↑→Y↑→P↑。从托宾的q理论来看，货币供应量增加，利率下降，股票价格上升，q上升，投资和产出因而增加，该传导机制可以表示为M↑→i↓→Ps↑→q↑→I↑→Y↑。莫迪利安尼的财富效应理论表明，货币供应量上升会导致实际利率下降，股票价格上升，金融财富增加，居民个人毕生财富增加，消费支出增加，进而国民收入增加，该传导机制可以表示为M↑→PS↑→W↑→C↑→Y↑。而汇率传导机制显示，一國货币供应量上升利率下降，本币贬值，在满足马歇尔-勒纳条件和J曲线效应后，该国净出口上升，总体经济产出水平提高，该过程可以表示为：M↑→r↓→e↑→NX↑→Y↑。
综上，由于货币供应量的增加会通过投资、消费、政府支出、进出口等多种渠道带来产出的增加，从而由影子银行扩大的货币供应促进了经济增长。有些学者认为影子银行会给经济稳定发展带来负面影响，但我们认为，理论上，影子银行对经济增长有积极作用，因为它能够带来投资规模的扩大和产出的增加。
三、影子银行对我国货币供应量与经济增长影响的实证分析
本部分主要是通过建立商业银行表内信贷规模Roan、货币供应量M1、国内生产总值GDP和影子银行信贷总规模SB四个变量的VAR模型，分析影子银行对货币供应量和经济增长的影响。
1.变量选择、数据说明与模型选择
（1）商业银行表内信贷规模：以社会融资规模中的人民币贷款表示，记为RLoan。
（2）货币供应量：因为影子银行以短期信贷为主，并且M1一直以来被作为衡量经济社会周期波动和市场价格变动的重要指标，本文选用狭义货币供应量M1表示，记为RM1。
（3）国内生产总值：由于商业银行垄断了我国的大量资金资源，导致农民群体贷款融资的难度加大，所以影子银行不仅影响我国的第二、第三产业，对第一产业农林牧渔的发展也带来很大影响。因此，本文选用GDP总量数据并放弃使用产业数据，将GDP年度值记为RGDP。
（4）影子银行信贷总规模：内部影子银行信贷规模主要是由委托贷款、信托贷款和未贴现票据等银行表外业务和非银行金融机构表外业务组成，由于外部影子银行又称“非核心”影子银行，如地下钱庄、典当行等的数据难以获取，本文根据统计年鉴相关数据进行估测，采用李建军（2008）提出的未观测信贷规模对影子银行进行整体规模测算B21 ，并将其记为RSB。
2.影子银行信贷总规模估测
结合已有文献，本文认为影子银行是对传统银行体系功能的分解和证券化，是游离于现有金融监管体系之外、不受公共部门保障的信用媒介体系;影子银行不仅指那些未受监管的民间金融机构，正规金融机构创新的银信合作理财产品也应包含在内。由于我国影子银行信贷总规模由“内部影子银行”和“外部影子银行”信贷量共同组成，而“外部影子银行”因为业务的多样性、操作的复杂性和主体的隐蔽性，通常数据难以获得且无法精确计量，导致我们只能对影子银行的信贷总规模进行粗略的间接计算和估计。本文借鉴Sara HSU和Jianjun Li提出的利用未观测信贷规模对影子银行整体规模进行测算的方法B22 ：影子银行信贷总规模与未观测的经济规模之比和金融机构贷款余额与可观测的经济规模（GDP）之比相符，其中未观测的经济规模指国民总收入扣除可观测收入。具体公式表示如下：
未观测经济规模=国民生产总值-城乡居民总收入
影子银行总体规模/未观测经济规模=金融机构人民币各项贷款余额/国内生产总值
本文对国家统计局统计年鉴、中经网统计数据库、WIND数据库对金融机构贷款余额、城乡人均可支配收入、城乡人口数、国民总收入、国内生产总值等指标进行了搜集与分析，选择1998-2018年共计21个年度数据为样本数据，再结合上述公式推算影子银行信贷总规模，具体如下表：
根据表1，2018年影子银行信贷总规模达72.9万亿元，占当年GDP90万亿元的80.9%。对此我们不能不深入思考规模庞大的影子银行对经济特别是货币供应量与经济增长的影响。
3.模型选择
向量自回归模型简称VAR模型，是一种不依据理论即可进行操作的经济统计模型。由于那些以经济理论为基础的模型常常受到太多假设条件的限制，从定性角度又无法准确说明变量之间的现实动态关系，所以通常需要使用非结构性模型和真实有效的经济数据分析相关变量之间的联系，显然这一模型促进了对多个变量之间动态关系的研究。其主要特点：首先，VAR模型是根据数据来运行的模型方法，不需要太多理论作为模型支撑;其次，VAR模型是无约束的，但由于模型中的参数较多，需要保证数据是平稳数列，因此要对相关变量进行平稳性检验;最后，由于向量自回归模型存在参数量庞大的限制，所以在实际操作过程中通常通过脉冲函数分析和方差分解进一步分析数据间的联系。
关于VAR模型的数学表达式可以写为：
Yt=et+α1Yt-1+α2Yt-2+…+αkYt-k
其中，α1…αk是参数矩阵，Yt是时间序列列向量，et是误差项。在本文中，影子银行规模RSB、商业银行表内信贷RLoan、狭义货币供应量RM1和经济增长RGDP共同构成模型中的内生变量，即Yt=RSB、RLoan、RM1、RGDP。本文构建的模型如下：
RSBRLoanRM1RGDP=∑niα11i α12i α13i α14iα21i α22i α23i α24iα31i α32i α33i α34iα41i α42i α43i α44iRSBRLoanRM1RGDP+e1e2e3e4
按照影子银行的信贷活动最先可能挤占、分流商业银行表内信贷总量，然后导致社会上的资金流通数量增加进而影响货币供应量，最后影响GDP的传导路径，本文将内生变量的顺序定为RSB、RLoan、RM1、RGDP。
4.实证检验
（1）ADF单位根检验。在对变量进行脉冲响应分析和方差分解之前，需要对变量的平稳性进行检验，确定其是否为平稳时间序列，如果不是，则要通过取对数和差分的方法使其符合平稳时间序列要求，否则无法进行建模和实证分析。本文首先对SB、LOAN、M1、GDP四个变量进行单位根检验：RSB、RLoan、RM1、RGDP的ADF值大于1%、5%和10%显著性水平下的临界值，表示四个变量为非平稳，进行对数处理后，LNRSB、LNRLOAN、LNRM1、LNRGDP也為非平稳，故再对四个变量进行二阶差分，二阶差分后的数据P值小于0.01，在1%显著性水平下是平稳的，即所有数据均为二阶差分平稳。
（2）AR检验。一般在进行VAR模型实证检验时需要保证变量是平稳的才能继续接下来的脉冲响应分析等操作。进行AR检验主要是判断序列中是否存在单位根，如存在，表示时间序列不平稳。从图1可以看出，没有特征根落在单位圆外，表明序列稳定，所建VAR模型合适，可以对Loan、M1、GDP、Shadow Bank进行脉冲响应分析。
（3）脉冲响应分析。脉冲响应分析图便于研究当一个变量发生变化时，其余变量受到的冲击。本文的脉冲响应分析图（图2、图3、图4）分别是Loan、M1、GDP受到影子银行信贷总规模变动影响后的反映路径，显示了影子银行信贷总规模变动一个标准差后，其余三个变量的动态变化路径。纵轴表示Loan、M1、GDP受影子银行信贷总规模冲击的响应程度，横轴表示滞后期数。由于在第三十期之后波动趋于平稳，本文只考虑前三十期的波动情况。
图2为影子银行与商业银行信贷规模的脉冲响应分析图。从上图可以看出，RLoan在受到RSB一个标准差的冲击后初始效应为正，达到0.2左右。之后，从第一期至第三期，冲击开始持续呈现较明显的减弱趋势。第三期至第五期时，冲击开始反弹向上，达到0.4左右。第五期后，脉冲响应值下降至0.3左右，并于第七期后上升，趋势一直持续到第十五期左右，达到最大值0.5，之后开始持续下降，并最终于第三十期时逐渐靠近0。说明影子银行的发展对商业银行信贷规模造成了较为复杂且长期的影响。产生这种较长时间冲击的原因是影子银行可以和商业银行一样进行放贷，形成了促进社会资金流转和提升资源利用效率的作用。因此，一开始影子银行信贷规模的增长会挤占一些商业银行资产负债表内的信贷总量，对表内信贷产生替代作用，使传统银行的信贷增速急剧下降、规模大幅度缩减，但随后，严格的监管以及各类新兴投融资平台的出现使商业银行的传统业务发展遭遇瓶颈，在经济预期的作用和影响下，商业银行为了缓解金融脱媒下传统存贷款业务面临的压力，只能积极进行金融创新，大力发展表外业务，如担保、贷款出售等，从而不断扩大信贷量，同时因为风险管理技术的提高，商业银行通过表外业务节约了资本并获得超额回报。就时间而言，SB对LOAN的影响在第三十期后开始出现平稳且趋近于0的态势，这意味着影子银行对商业银行信贷规模影响的持续时间较长。
图3为影子银行与狭义货币供应量M1的脉冲响应分析图。从此图可以看出，RM1在RSB变动一单位标准差之后，由开始时的0.5持续下降至第三期的0.3左右。在第三期之后，影子银行对M1的脉冲响应路径开始出现反向变动趋势，一直于第六期回升至0.5左右，之后，路径变动趋势不明显，总体上SB对M1的脉冲响应值介于0.4-0.5，最终，在第二十期时路径开始明显下滑，并于第三十期时趋于稳定，说明影子银行的发展对货币供应量造成了较为复杂且长期的影响，总体上影子银行通过向企业、个人进行放贷等操作，使市场上流通的现金增加，在一定程度上扩大了M1的数量，但后期这种扩大效应有所减弱。造成这种情况的原因，从短期来看，影子银行增加了货币供给量，使资本市场和实体经济的资金都得以扩大;从长期来看，影子银行对货币供应量存在较大的反向冲击，同时由于影子银行信用创造的这部分资金没有纳入监管范围，中央银行根据货币供给量这一中介目标制定的货币政策正在逐渐丧失指导意义。
图4为影子银行与GDP的脉冲响应分析图。从此图可以看出，RGDP受到影响的大致动态路径为先上升后下降。具体而言，RGDP在第一期至第四期经历正向冲击，并于第四期达到0.5左右。之后，正向影响减弱并于第五期达到0.3。第五期至第七期路径开始反向变动，返回至0.5。随后，脉冲响应路径基本上呈现上升态势，直至第十五期，影子银行对GDP的影响路径开始出现明显的反向趋势，并最终于第三十期趋向于0。这说明影子银行的发展对GDP造成了较为复杂且长期的影响。根据上图可以发现，影子银行规模变动对GDP的影响总体上都属于正面影响，但此间存在着复杂的变动情形。从短期来看，影子银行对GDP的提高有显著推动作用，这是因为其作为金融创新的产物不断地丰富了信贷融资渠道，提高了资源利用效率。从长期来看，影子银行规模的扩大对经济增长的贡献程度有所减弱，这一情况可能跟影子银行高风险、高杠杆的操作模式有关。但总体上，影子银行带给经济的影响以正面为主。
（4）方差分解。为了进一步分析RLoan、RM1、RGDP对RSB增长率波动的贡献程度，需要对RSB进行方差分解。假如长期方差分解趋于20%左右，说明这个冲击对变量波动的贡献在20%左右。因此，本文从Loan、M1与GDP三方面对SB进行方差分解，期限设定为10（单位：季度）。
根据表3，除了影子银行自身贡献度之外，M1在促进影子银行规模扩大方面有显著的作用，货币供应量对影子银行增长率的贡献程度大概在30.1%-39.5%。Loan对影子银行增长率的贡献程度其次，大概在8.8%-13.5%。GDP对影子银行增长率的作用大概在6.3%-9.5%。表明影子银行不仅对Loan、GDP产生影响，而且自身的发展扩大也会受到来自货币供应量、商业银行信贷量和国内生产总值的影响。
5.实证小结
本文在对数据进行平稳性检验与调整后建立了商业银行表内信贷规模、货币供应量、经济增长与影子银行规模的VAR模型，通过脉冲响应分析和方差分解得出如下实证结论：
（1）脉冲响应分析显示影子银行对商业银行表内信贷总量影响较大且影响时间较长，存在替代效应，对银行信贷有挤占和分流效应。具体表现为前期脉冲响应出现下降冲击，路径波动剧烈，后期逐渐上升并最终趋向于0。
（2）通过脉冲响应分析，我们认为，影子银行信贷规模对货币供应量的稳定存在较为复杂和长期的影响。具体表现是刚开始为下降冲击，之后转变为反向冲击，脉冲响应值回升但上升程度较小，经过一个较长时期后路径趋于平稳，围绕着0上下波动。
（3）通过脉冲响应分析，本文发现影子银行信贷规模对经济增长存在着大概率的正面影响。具体表现为总体在0以上波动，但在脉冲过程中的路径波动情况复杂，且持续时间较长。尤其需注意影子银行对GDP的正向冲击在后期有所减缓、边际效用下降的问题，说明其对經济增长存在一定的负面作用。
（4）通过进一步的方差分解，可以看出经济发展、商业银行表内信贷量和国内生产总值在促进影子银行规模方面都发挥着或大或小的作用，换言之，Shadow Bank、GDP与Loan之间存在相互影响的关系。
四、结论及政策建议
综上所述，我们有以下结论：第一，影子银行信贷规模扩大对商业银行正规信贷的影响最为显著，会对其形成挤占和分流。但从长期来看，影子银行这类金融创新也刺激了传统商业银行创新自身盈利模式，从而可以缓解金融脱媒给银行带来的压力。第二，虽然影子银行通过向企业、个人放贷增加了市场流动性，但是削弱了货币供应量作为货币政策中介目标的指导意义，增加了货币政策调节经济的难度，政策操作中需要注重预期引导和调节。第三，影子银行作为我国正规金融机构的补充，与中小企业融资需求相吻合的优势有利于其在资本市场的融资，进而推动中小企业的发展，但同时影子银行也会给经济增长带来风险和不确定性。总体而言，影子银行对货币供应量和GDP的影响持续时间长，影响程度较为复杂。
根据以上结论，本文提出如下对策建议：
1.商业银行面对信贷总量被不断挤占与分流的情况，应进行金融创新和内部风险控制。可以通过资产证券化设立和参股基金公司，开展基金、信托、保险、证券等业务，拓宽表外业务范围，提高盈利能力。同时，商业银行拥有强大的客户群体和销售渠道，可以通过大力发展不需要运用自有资金的中间业务如代收业务、代客买卖等获得收益。当然，商业银行开展有影子银行特征的业务活动必定要承受各种风险带来的不确定性和损失，必须建立和完善自身“防火墙”系统，强化自身风险管理能力，针对相关业务制定风控措施，同时应理性看待和进行金融产品的创新。
2.货币当局应重新审视货币政策中介指标，加快货币政策框架的转变。现阶段应由以广义货币量为中介目标的数量型调控向以公开市场利率为中介目标的价格型调控转变。中国人民银行应运用回购利率和SLF利率稳定短期利率，利用再贷款、MLF、PSL等工具调节长期利率，完善收益率曲线和利率衍生品市场，疏通利率传导机制。
3.加强有效监管的同时应给予发展空间，推动影子银行发挥积极效用。在融资难、融资贵的背景下，影子銀行的资金确实解决了一部分中小企业的融资问题。从结果看，无论影子银行采取何种金融拆借工具，最终都带动了实体经济的发展。因此宜尽快对影子银行形成统一、明确的认识，根据影子银行不同的风险水平和影响程度实行动态比例监管;同时完善金融基础设施，努力构建针对影子银行的风险保障制度，给予影子银行健康发展所必需的正向激励和空间。
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⑥ 贺军：《对“影子银行”也要一分为二》，《金融管理与研究》2011年第11期。
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（责任编辑：张 琦）
物资配给运输安全管理论文范文第3篇
第一条 货物名称及数量：
第二条 装货及车辆要求
托运方必须按照国家主管机关规定的超限标准装货;没有统一规定装货标准的，应根据保证货物运输安全的原则进行包装，否则承运方有权拒绝承运。货物由托运方组织装车，车到按现场实际情况装车，装完陆续发车。
由于承运方的地理位置限制和货物尺寸，托运方车辆控制在9.6米板车和13米板车两种车型，承运方保证司机对地理路况的熟悉度。
第三条 货物起运地点：
货物到达地点：
第四条 货物承运日期：由甲方视现场情况通知乙方进车装货;货物运到期限为装好后两日内，货到承运方卸车。
第五条 运输质量及安全要求。
承运方应保证货物的安全完整，并顺利到达目的的，中途遇见任
何安全事故及其安全罚款均由承运方承担，与托运方无关。
第六条 货物装卸责任和方法。
货物由托运方组织装车，承运方负责货到后的卸车，保证货物堆
卸的归整和安全。该卸车费用含在运费中。托运方不再承担卸车等费用。
第七条 收货人领取货物及验收办法。
第八条 运输费用、结算方式。
运费单价： 结算方式：货到卸完车后按每到实际车辆现金支付。
第九条 各方的权利义务
一、托运方的权利义务
1.托运方的权利：要求承运方按照合同规定的时间、地点，
把货物运输到目的地。货物托运后，托运方需要变更到货地点或收货
人，或者取消托运时，有权向承运方提出变更合同的内容或解除合同
的要求。但必须在货物未运到目的地之前通知承运方，并应按有关规
定付给承运方所需费用，同时托运方只需支付合同单价的运输费，其
他一切法均不在托运方受理范围。
2.托运方的义务：按约定向承运方交付运输费(含卸车费)。
否则，承运方有权停止运输，并要求对方支付违约金。托运方对托运
的货物，应按照规定的标准进行包装，遵守有关危险品运输的规定，
按照合同中规定的时间和数量交付托运货物。
二、承运方的权利义务
1.承运方的权利：向托运方、收货方收取运输费用。如果
收货方不交或不按时交纳规定的各种运杂费用，承运方对其货物有扣
压权。查不到收货人或收货人拒绝提取货物，承运方应及时与托运方
联系，在规定期限内负责保管并有权收取保管费用，对于超过规定期
限仍无法交付的货物，承运方有权按有关规定予以处理。
2.承运方的义务：在合同规定的期限内，将货物运到指定
的地点，按时向收货人发出货物到达的通知。对托运的货物要负责安
全，保证货物无短缺、无损坏、无人为的变质，如有上述问题，应承
担赔偿义务。在货物到达以后，按规定的期限，负责保管。在到达卸
货地点后，按时吊卸货物。超过规定卸货时，应向托运人交付保管费。
三、收货人的权利义务
1.收货人的权利：在货物运到指定地点后有以凭证领取货
物的权利。必要时，收货人有权向到站、或中途货物所在站提出变更
到站或变更收货人的要求，签订变更协议。
2.收货人的义务：监管承运方卸车，保证货物堆码归整，
并办好清点交接手续，卸完货后现金按车支付运输费。
第十条 违约责任
一、托运方责任
1.未按合同规定的时间和要求提供托运的货物，托运方应
偿付给承运方违约金200元。
2.由于在普通货物中夹带、匿报危险货物，错报笨重货物
重量等而招致吊具断裂、货物摔损、吊机倾翻、爆炸、腐蚀等事故，
托运方应承担赔偿责任。
3.由于货物包装缺陷产生破损，致使其它货物或运输工具、
机械设备被污染腐蚀、损坏，造成人身伤亡的，托运方应承担赔偿责
任。
4.在托运方专用线或在港、站公用线、专用铁道自装的货
物，在到站卸货时，发现货物损坏、缺少，在车辆施封完好或无异状
的情况下，托运方应赔偿收货人的损失。
5.罐车发运货物，因未随车附带规格质量证明或化验报告，
造成收货方无法卸货时，托运方应偿付承运方卸车等存费及违约金。
二、承运方责任
1.不按合同规定的时间和要求配车发运的，承运方应偿付
托运方违约金3000元。
2.承运方如将货物错运到货地点或接货人，应无偿运至合
同规定的到货地点或接货人。如果货物逾期达到，承运方应偿付逾期
交货的违约金。
3.运输过程中货物灭失、短少、变质、污染、损坏，承运
方应按货物的实际损失(包括包装费、运杂费)赔偿托运方。
4.联运的货物发生灭失、短少、变质、污染、损坏，应由
承运方承担赔偿责任的，由终点阶段的承运方向负有责任的其它承运
方追偿。
5.在符合法律和合同规定条件下的运输，由于下列原因造
成货物灭失、短少、变质、污染、损坏的，承运方不承担违约责任：
(1)不可抗力;
(2)货物本身的自然属性;
(3)货物的合理损耗;
(4)托运方或收货方本身的过错。
第十一条 本合同正本一式二份，合同双方各执一份。
物资配给运输安全管理论文范文第4篇
摘要：本文利用世界银行2012年关于中国企业的调查问卷数据，实证检验了民营企业的股权集中度对其信贷可得性的影响。实证研究结果表明，民营企业的股权集中度对企业信贷可得性具有显著的负向影响，即随着民营企业股权集中度的提高，其面临的信贷约束增强。进一步的检验表明，民营企业股权集中度和企业信贷可得性之间的负向关系在较大规模和中等规模的民营企业中更为显著。在控制了内生性以及考虑到企业信贷水平可能面临自我选择等一系列问题的稳健性检验后，得出的基本结论保持不变。本文的研究结论具有鲜明的政策含义，在我国大力发展多层次的股权融资市场建设，扩展民营企业直接融资渠道，能够缓解企业面临的信贷融资约束，解决民营中小企业的“融资难”问题。
关键词： 股权集中度；信贷可得性；公司治理；民营企业融资
一、问题的提出
在我国经济结构转型的背景下，金融体系建设还不完善，针对各种规模和类型的企业多层次融资体系还未健全。Cull等[1]的研究指出，民营企业，特别是民营中小企业，在我国信贷融资中一直处于弱势地位。Manova等[2]的研究发现，这种现象并没有因近几年我国高速的经济发展而得到改善。近来中国企业经营者问卷跟踪调查报告显示，民营企业经营者认为企业流动资金紧张的比重比国有及国有控股公司平均要高出5—10个百分点。因此，研究民营企业融资困境的成因并据此提出政策建议具有重要的现实意义。
对于民营企业所存在的融资难问题，部分学者认为这同我国的制度环境存在着密切关系。易纲[3]的研究指出，改革开放以来，我国的信贷市场经历了从管制到逐步放开的过程，金融抑制环境下的利率管制扭曲了信贷资源的配置。这种信贷资源配置的扭曲有两方面的表现：其一，正如Song等[4]所指出的，信贷配给在我国存在着明显的“所有制歧视”。以银行为主的金融部门倾向于向效率较低的国有企业提供信贷支持，造成国有部门资金的充裕，而具有较高效率的民营企业信贷需求得不到满足，资金的稀缺阻碍了其进一步发展。其二，如余明桂等[5]的研究指出，“关系”因素在信贷资源的获得中发挥着重要的作用，而“关系”的建立和维持常常同寻租行为有着密切的联系，损害了资源的配置效率。
但一些学者对此提出质疑，如苟琴等[6]认为，对于民营企业融资困境的制度环境研究中忽视了对民营企业自身禀赋情况的考察，如果同时考虑到所有制歧视以及资源禀赋情况，则民营企业融资难的主要原因在于企业自身的禀赋特点，而“歧视性制度”的影响并不突出。方军雄[7]也指出，民营企业的融资情况很可能是因为企业依据自身禀赋特点自主选择的结果。那么，具体是哪些禀赋因素造成了民营企业的这种融资现状呢？已有研究对此问题的讨论稍显不足。部分学者关注于企业的规模因素，白俊和连立帅[8]指出企业规模是影响银行信贷最重要的禀赋特征；而林毅夫和孙希芳[9]的研究表明，民营企业的担保和抵押品不足是其获得融资的主要障碍。这些研究均为从企业禀赋特征的角度来讨论民营企业融资问题提供了有价值的探索，但这些研究均得出了具有否定性的结论，因为企业规模或者企业抵押担保品缺失这些因素更多的是民营企业受制于融资情况而造成的结果，也是企业寻求信贷融资而力图摆脱的困境，因此，从企业自身角度讲，很难通过改变这些因素来缓解民营企业的融资束缚。笔者认为，对企业而言，作为直接融资的股权融资，是以银行信贷为代表的间接融资的替代和补充，正是这种替代关系而不是像企业规模等因素同企业融资之间的互补关系，能为我们提供从企业自身禀赋因素解决民营企业融资问题的方法，而姚立杰等[10]的研究表明，除股权集中度指标外的公司治理状况对企业融资的作用有限。因此，本文延续以企业自身禀赋特点来考察民营企业信贷困境这一思路，创新性地从公司治理的角度出发，探究企业的股权集中度对于民营企业融资问题的影响。
公司治理中的“隧道效应”是解释股权集中度与企业信贷之间关系的理论基础，Johnson等[11]指出，控股大股东的存在，在缓解了股东与管理层之间利益冲突的同时，却可能带来大股东与其它投资者之间利益冲突的加剧。当其它投资者是以債权形式投资企业时，这一问题更为严重。因此，股权集中现象的存在，可能会加剧大股东对于债权人的掠夺行为，大股东的道德风险增加了借款的风险成本，债权人势必会要求更高的风险回报或者主动规避风险。如Boubakri和Ghouma[12]的研究表明，管理层控股以及更宽泛意义上内部人控股的高集中度，会恶化企业的债务评级和信贷条件。An等[13]的研究发现，股权集中会提高银行对企业的抵押担保要求，从而降低了企业外部融资的规模。Lin等[14]的研究表明，股权集中带来的道德风险和管理成本，是企业债务融资成本提高的重要原因，因此，正如Hu和Zheng[15]的研究所指出，股权集中更易引发企业的融资困境。这部分研究扩展了我们对股权集中和企业信贷之间关系的认识，但是也留下了一些问题有待补充和完善：首先，股权集中对企业的影响，现有研究多从企业业绩和企业效率的视角来加以分析，而从融资视角对于股权集中和企业信贷之间关系的讨论较少，并且仅有的这些研究对该问题的讨论呈现碎片化的现状，如关注某一特定类型股东的股权集中度对企业信贷的影响，没有从更一般意义上考察股权集中和企业信贷之间的关系。其次，实证研究中多采用上市公司数据，这可能会带来“选择性样本”问题，上市公司规模较大，融资工具和手段较为丰富，在信贷市场上也常处于优势地位，而且在我国企业中的占比较少，因此，并不能很好地代表我国大部分企业的融资现状。最后，基于国外特别是发达国家数据的实证研究较多，而使用我国微观数据的实证研究相对缺乏。因此，在金融和法制制度尚不健全的发展中国家背景下探讨此问题，是对原有研究的重要扩展。
本文的贡献主要体现在以下三个方面：首先，本文从公司治理的角度去研究民营企业融资问题，提出股权结构对于民营企业信贷融资的影响，为从企业自身禀赋特征考察民营企业融资问题提供了新的视角。其次，本文使用世界银行关于中国企业经营的微观调查数据，该数据中包含各种规模和各种类型的民营企业，能够克服采用上市公司数据作为民营企业融资问题的研究样本所造成的“选择性样本”问题。
采用上市公司作为研究样本存在的“选择性样本”问题主要在于，一般来说，上市公司的规模较大，并且常具有较好的经营业绩，而其在资本市场上IPO和再融资等来筹集资金相比于其它企业要更为容易，其融资工具也更加丰富，因此，上市公司所面临的融资约束较弱，在研究民营企业的融资困境问题上的代表性不强。最后，本文具有鲜明的政策含义，在股权集中度的改善能够带来民营企业信贷约束缓解的情况下，政府应该着力培育股权融资环境，继续健全多层次的资本市场体系，特别是鼓励发展以风险资本投资机构为代表的股权投资机构，促进民营企业直接融资的便利化和融资渠道的多样化，这些是缓解民营企业信贷融资约束的重要举措。
二、数据来源
本文所选用的数据来自世界银行2012年关于中国的企业调查问卷，该调查是世界银行针对企业经商环境的影响因素在世界范围内所进行的微观企业调查，调查对象是制造业和服务业中的私营企业，不包括“国有或国有控股企业”部分，笔者使用的数据是该调查的中国数据部分。调查采用分层随机抽样的方法，从所涉及的行业和城市所有多于5个雇员且未资不抵债的企业样本总体中抽出具有代表性的样本，本文研究所选用的问卷数据来自2 700家民营企业。
（一）调查企业的行业分布
调查所采用的行业分类标准是国际标准产业分类体系（ISIC）31版，调查中涉及到的行业包括制造业的所有门类、建筑业、服务业及交通、仓储、通信业和IT产业，但不包括第一产业、公用事业部门、金融中介和房地产及相关租赁业务，调查问卷中的行业分布较为平均，除了较为突出的金属合成业和较为少量的金属材料业，大体每个行业的企业数量在140家左右。
（二）调查企业的地域分布
调查所涉及企业，涵盖东部沿海地区和中部地区的25个较大型城市，具体包括北京、上海两个直辖市，以及成都、大连、东莞、佛山、广州、杭州、合肥、济南、洛阳、南京、南通、宁波、青岛、沈阳、深圳、石家庄、苏州、唐山、温州、武汉、无锡、烟台和郑州。调查问卷所选择的城市至少都是区域性代表城市，在其所在省份的GDP份额中占有较大比重，因此，相对于上市公司样本而言，能够较好地代表整个国家微观企业层面的民营经济状况。调查问卷样本中的企业分布也大体平均，每个城市的企业数量大体在100—110家，只有上海和杭州的企业数量偏少。
三、变量说明
（一）被解释变量
本文的被解释变量选取的是问卷中如下的两个问题：其一，企业在现阶段是否有透支便利（Overdraft Facility）；其二，企业在现阶段是否有来自金融机构的借款，本文通过把这两个问题综合起来反映企业的信贷状况。本文的被解释变量是二值变量，如果企业在现阶段有透支便利和金融机构借款任意一种，就将被解释变量所代表的企业信贷情况设为1，否则设为0。
在一定限度内，企业增加其自身负债会带来税收利益，从而能够提高企业自身价值，减少其资本成本。因此，我们有理由相信，企业在追求市场价值最大化的过程中，都会在适当限度内负债经营。而如果企业没有获取任何的负债，那么，我们认为企业在信贷层面存在约束。因为在这样的条件下，企业只要增加一点负债就会带来自身价值的提高，此时与负债相关的破产和代理成本极小，企业管理者没有理由不去试图采取这一举措（这一假设较强，后文放松这一假设做了稳健性检验，结果并不改变本文的结论）。因此，本文选取该被解释变量作为企业信贷可得性的代理变量。
（二）解释变量
在研究企业的股权集中度问题时，通常会选用第一大股东的持股比例、前五（十）大股东持股比例之和或者赫芬达尔指数以及最终控股股东的持股比例等作为股权集中度的度量指标。在本文的调查问卷中，除对第一大股东外的其它股东持股情况均未做统计，因此，在本文的实证分析中，只采用单一大股东持股比例作为衡量股权集中度的代理变量具有一定的合理性。
（三）控制变量
1企業规模
企业规模因素在本文中主要用两个指标来加以衡量：一个是按照调查问卷中的问题“企业规模”来对企业进行分类，该问题将调查企业按照员工人数划分成小型企业（5—19人）、中型企业（20—99人）和大型企业（大于99人），按此方法划分，本文的大中小型企业分布较为平均，大约均占1/3左右，本文通过设置虚拟变量的方法用以控制由员工数来划分的企业规模特征。另一个是采用员工人数的对数作为替代变量来进行稳健性检验，结果表明，无论采用设置虚拟变量分组的方法还是使用对数值作为代理变量的方法，均不影响本文结论。反映企业规模的另一指标选取的是调查问卷中的问题“企业是否存在分支机构”，规模较大的企业，才会通过设立分支结构来扩大其生产和经营，因此，本文通过企业分支机构的存在情况进一步控制企业规模。若对该问题回答“是”，变量值设为1，否则为0。
2企业业绩
企业经营业绩的提升，为企业的还款能力提供了稳定的保障，经营业绩得不到提升的企业，往往表现为盈利能力不足，企业内部现金积累逐渐下降，从而加剧其还款负担，因此，这类企业常不被债权人所看好。
由于调查问卷中没有利润方面的数据，选择能够替代该指标的两个问题：第一个问题是“企业2011财年的销售收入”，企业的销售收入是企业经营业绩评价体系中的重要一环，在缺少现金流量数据和企业盈利能力数据的情况下，选择企业销售收入作为企业经营状况的代理变量，实证分析中采用的是其对数值。第二个问题是“企业过去三年中是否引进新产品和服务”来反映企业内部的创新活动，不同于企业的销售收入，创新活动能够在一定程度上反映企业未来的经营情况，并且业绩较好的企业，也常有意愿和资源去投资和应用技术创新，使得企业不断保持竞争的优势地位，因此，本文采用这一问题作为企业业绩的另一代理变量，该变量设置为二值变量，若回答“是”则变量值为1，否则为0。
3企业信用风险状况
本文选用调查问卷中“企业产品赊销的比例”和“企业财务报表是否经过审计”这两个问题来作为企业信用状况的反映。企业产品的销售条件，反映了企業对其日常现金的管理能力，这能够从一个侧面反映企业的现金流量特性，从而也能使得债权人对企业的短期偿债能力做以判断。赊销比例越高，企业面临的未能按时收回款项的不确定性也就越大，因此，企业相对应的信用风险也就越大。在本文中，这一比例直接来自于调查问卷中的数据。“企业财务报表是否经过审计”，经审计的财务报表反映了企业良好的会计信息质量，使得债权人对于企业经营的会计数据的真实度获得了一定的信任，审计机构的信誉无疑提高了企业的信用等级，更有利于获得债权人的信赖和投资，而未经审计的财务报表，可信度上会大打折扣。若对该问题的回答为“是”，则设为1，否则为0。
除此之外，本文还控制了企业经营年限因素作为企业与银行等信贷主体关系的代理变量，良好的银企关系能够缓解企业逆向选择问题，从而打消债权人对企业的贷款顾虑，缓解企业的融资约束。本文还控制了企业固定效应（企业的组织形式）、行业和地域固定效应等因素。
主要变量描述性统计如表1所示。
四、模型构建及结果分析
（一）回归模型构建
本文构建如下实证回归模型：
loan_conseic=α+βowner_streic+X′eicξ+λei+μec+εeic（1）
其中，loan_conseic为城市c、行业i的企业e是否获得银行信贷的企业信贷可得性情况，owner_streic为企业的股权集中度，Xeic为一系列控制变量，λei为城市固定效应，μec为行业固定效应，εeic为残差项。为了解决可能存在的异方差问题，回归中采用异方差稳健的标准差。
（二）民营企业的股权集中度与信贷可得性
根据式（1）实证回归得到的结果如表2所示。由表2可知，股权集中度与民营企业的信贷可得性之间有着显著的负向关系，无论第（1）列是用虚拟变量“企业是否为大型企业”和“企业是否为中型企业”作为企业规模的代理变量得到的回归结果，还是第（2）列是用企业现有员工人数的对数作为企业规模的代理变量得到的回归结果，股权集中度对民营企业信贷可得性均有显著的负效应，股权集中度越高的民营企业，越面临着严重的信贷约束，这一结果构成了本文的基本结论。
其它控制变量的系数及其影响方向也基本符合我们的预期。企业的规模越大，企业面临的信贷约束越弱，这一结果同苟琴等[6]的结论一致，证实了企业规模这一企业自身的禀赋特征对信贷约束有着重要的影响。企业的销售收入和企业的创新活动对于企业信贷的帮助作用均很显著，企业销售收入越高，企业创新活动越强，企业就越容易获得贷款。可见债权人在评估是否发放贷款时，企业业绩占有较大的考量比重，其原因在于，企业业绩是确保债务人有能力归还贷款的重要依据，现阶段企业的销售收入和企业创新能够带来未来可能的业绩增长共同担保了企业的现金流收入，从而使得债权人对于发放贷款给企业更有信心，本文的实证结果有力地证明了这一点。企业产品的赊销比例，反映了企业对于现金流的管理能力，若企业产品赊销比例高，会给企业带来现金管理的财务压力，履行贷款的难度就会增加，因此，我们预期，企业产品赊销比例越高，企业获得信贷的可能性越低。但本文的实证结果表明，企业产品赊销比例与企业信贷获得之间的关系并不显著，可能的原因是，企业的现金流资金压力可能在企业业绩等因素中已经控制，因此，该控制变量在此表现得并不显著。若企业的财务报表经过审计，则企业的会计信息质量相比没有经过审计的企业要高，债权人对于其能观察到的企业财务报表的数据更加有把握，从而，也对企业的信用有了更好的评价，增强了企业获得信贷的可能性，实证结果显示，企业财报是否经过审计对于企业的信贷获得具有显著的正向影响。
（三）企业规模分样本下股权集中度与企业的信贷可得性
正如前文所述，企业规模是造成民营企业信贷约束的重要禀赋特征，因此，在探究股权集中度与民营企业信贷可得性之间的关系时，应该考虑到企业规模的异质性。基于以上考虑，本文按照企业规模对样本进行分组，来考察在不同的企业规模情况下，股权集中度对于企业获得信贷的影响。具体来说，本文按照对调查问卷中“企业规模”问题的回答将企业分为大型企业、中型企业和小型企业三组，分组回归的结果如表3所示。
表3中第（1）列和第（2）列分别为大型企业和中型企业的分样本回归结果，从中我们可以看出，不论是对于大型民营企业还是中型民营企业而言，民营企业的股权集中度越高，企业越会存在信贷约束现象，且均在5%水平下显著。表3中第（3）列为小型企业样本的回归结果，该结果表明在小型民营企业中，股权集中并不构成企业获得信贷的阻碍，对于企业信贷约束的影响并不显著。之所以在不同的企业规模下，股权集中对于民营企业信贷约束的影响不同，我们认为可能的原因在于，较小的企业规模下，企业通常依赖自有资金积累来满足企业的融资需求，因此对于外部信贷的依赖程度不高，而在企业经营达到一定规模以后，融资需求逐渐增加，自有资金的积累不足以满足此时企业的需要，因此，在企业更依赖于外部的信贷融资条件下，股权集中对于民营企业获得信贷的阻碍作用就逐渐显现出来。另外，表3中的结果表明，股权集中对于民营企业获得信贷的影响，在中型企业中要强于大型企业，这可能在于大型企业因规模原因可能更受到资本市场以及信贷主体的青睐，而中型企业面临信贷融资的需求更为迫切，却因不具有大型企业的规模而得不到相应的外部资金支持，从而股权集中加剧了企业的融资约束。
（四）内生性问题的解决
本文的内生性问题主要来自于两个方面：其一，民营企业的股权集中程度与企业的信贷约束之间可能存在着互为因果的关系，面临信贷约束的企业，为了筹集企业经营所需要的资金，在自有资金积累不足的情况下，可能不得不向股东（特别是控股股东）寻求资金帮助，这一举措无疑会增加公司大股东的持股比例，这一影响路径的存在可能对本文的实证分析结果造成干扰；其二，遗漏变量问题可能导致的内生性，本文在实证分析中，通过控制企业、行业和城市的固定效应，削弱了遗漏变量问题对结果造成的影响。
为了进一步地减弱内生性问题的影响，本文采用工具变量回归的方法对结果进行进一步地分析。本文借鉴Fisman和Svensson[16]的研究，采用的股权集中程度的工具變量是各个城市每个行业的企业股权集中程度的平均值，这一工具变量的选取方法在微观计量的实证分析中被广泛采用。这里采用各个城市每个行业股权集中度的平均值来作为股权集中度的工具变量，工具变量与原有解释变量的相关性是不言自明的，而个别企业所面临的信贷约束或许会造成其股权集中度的变化，但个别企业的信贷约束情况对于各个城市整个行业的股权集中度的平均情况来说，难以造成显著的影响，可以认为，这一工具变量是外生的。回归结果如表4所示。
可知，在采用工具变量方法解决了内生性问题之后，民营企业的股权集中程度对于企业信贷约束的影响变得更为显著，程度也更强，可见，在表2的实证分析中，实证结果关于股权集中对民营企业信贷获得的阻碍作用有所低估。根据第一阶段回归的F值可知，本文的工具变量与解释变量高度相关，不存在弱工具变量问题。关于内生性的DWH检验结果表明，内生性问题在原有实证分析中是存在的，从而工具变量回归的结果更可信。因此，在解决内生性问题后，笔者发现，股权集中对于企业获得信贷的阻碍作用有所增强。
（五）Probit模型估计及信贷约束动机检验
因为本文所选择的被解释变量信贷约束情况为二值变量，而在被解释变量离散情况下使用普通最小二乘法回归可能带来结果的偏差，为了获得股权集中度对企业信贷可得性影响的更令人信服的解释，本文建立Probit模型进行回归，并将所得结果与固定效应的回归结果进行比较。本文建立如下的Probit模型进行实证分析：
loan_conseic=α+βowner_streic+X′eicξ+λei+μec+εeicp=F（loan_conseic）=12π∫loan_conseic-∞e-t22dt（2）
Probit模型的回归结果如表5第（2）列所示，表5中第（1）列是复制了表2第（2）列的回归结果，均采用员工人数的对数作为企业规模的代理变量。表5中第（2）列是Probit模型估计下各解释变量的边际效应，这一边际效应反映了各解释变量对于被解释变量的解释力。
从表5中我们可以看出，Probit模型下的实证结果与我们的基本回归结果相差不大，并且主要变量的显著性没有发生变化。具体来说，在股权集中度对企业信贷的影响性上，Probit模型所得的实证结果显示，若企业股权从充分分散（接近0%）到独资（100%）的情况下，会使得企业获得信贷的概率降低约23%，考虑到企业股权集中度的平均值为80%左右，因此，在经济意义上，企业的信贷约束情况还有很大程度的缓解空间。因此，Probit模型估计的结果仍支持原有的结论，即民营企业的股权集中度和企业信贷之间存在着显著的负向关系。
除此之外，本文还对造成企业信贷约束的动机进行了稳健性检验。在被解释变量的说明部分假定，企业均有意愿负债经营，因而无负债企业即为存在信贷约束，但是，企业的融资情况可能并不只是受制于债权人，而也可能是出于企业自身的决策选择。为了排除企业信贷约束是出于自身意愿决策的这一假设，本文使用问卷中的如下问题“企业未申请信贷便利和借款的主要原因是什么？”进行稳健性检验。在调查问卷中，该问题的回答有七个选项：企业具有充足的资本而不需要贷款；申请程序复杂；贷款利率高；担保要求高；贷款规模和期限不足；不认为申请会通过；其他原因。在稳健性检验中，我们先剔除了回答“企业具有充足的资本而不需要贷款”和“其他原因”的样本，再利用模型1进行回归分析，所得结果如表5第（3）列和第（4）列所示。
表5中第（3）列是剔除部分样本后的稳健检验结果。该结果表明，民营企业股权集中程度对于信贷约束而言，仍有着显著的影响，虽然显著性水平有所降低，仅在10%的显著性水平下成立。第（4）列是采用工具变量回归的方法对剔除后的样本进行的回归结果。从该结果中我们可以看到，企业的股权集中程度对于民营企业信贷约束具有显著的影响，在解决了内生性问题之后，显著性水平从未解决内生性时的10%提高到1%，因此，本文的基本结论保持稳健，即民营企业股权集中会阻碍企业的信贷获得。
五、结论
本文利用世界银行2012年关于中国企业的调查问卷，建立实证模型来检验民营企业的股权集中度与信贷可得性之间的关系。回归分析的结果表明，在我国的民营企业中，股权集中度的提高，伴随着企业获得信贷可能性的减少，在控制了企业、地域和行业固定效应的情况下，这种显著的负向影响依然存在。在对企业规模分组进行的分样本回归中，笔者发现，较大规模和中等规模的民营企业，股权集中对于企业获取信贷的阻碍效应更为显著，而小规模企业这一效应并不明显。针对内生性等问题所做的一系列检验，证明本文的结论具有稳健性。
本文的实证结果具有鲜明的政策含义：首先，本文的结论揭示了股权融资渠道的不畅可能造成企业在信贷市场上也面临着融资约束，因此，政府应着力培育良好的股权融资环境，特别是对民营中小企业的股权融资渠道。这种渠道建设，不仅能够使得民营中小企业资金来源多样化，丰富了资金充裕部门的投资方式，还能够促进民营中小企业获得信贷资金，从而能够从直接融资和间接融资两个渠道上缓解民营企业的融资困境。其次，本文的实证结果还体现了债权人对于公司治理问题的担忧，股权集中可能带来的治理问题形成了企业在信贷市场上的融资约束，因此，政府应通过法律法规等制度建设来规范企业的大股东行为，保护中小投资者利益，这样才能确保民营企业获得更多的信贷支持。
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（責任编辑：杨全山）