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在人均GDP比较低和法律执行比较差的地区,信贷约束的家庭所占的比例较高,而债务占收入的比重较低。
而且,在意大利不同地区,法律执行的质量差异甚大;
人均GDP越高的地区,其法律执行质量越高。
除此之外,使用微观数据还便于我们引入司法辖区虚拟变量,以便控制地区层面的、不可观察的异质性。
最后,使用微观数据会使我们的分析不易受内生性问题的困扰,这是因为,一个家庭受到信贷约束的概率及其债务数量都不会对地区的经济和司法活动造成重要影响。
我们的研究发现,法律执行质量的下滑会增加一个家庭受到信贷约束的概率;
同时,这种不利影响会随着家庭收入或财富的增长而有所弱化。
对处于收入分布中最低四分之一组的家庭来说,其受到信贷约束的概率从最差司法辖区的55%,下降为最好司法辖区的9%。
而对于处在最高四分之一组的家庭,其信贷约束的概率从最差辖区的24%,下降为最好辖区的6%。
我们也考察了法律执行对信贷可得性的影响。
我们发现,影响程度随收入及财富组别的不同而不同。
法律执行质量的下滑会使贫穷家庭的债务量下降,但对富有家庭无影响。
研究发现,对贫穷家庭的负面影响在经济上比较显著。
通过计算家庭债务对法律变量的半弹性(semi-elasticity),我们发现法律执行成本每提高1%,会导致低收入家庭的债务规模下降1600欧元。
我们的研究结果可以与格罗普等人(ReintGropp、JohnKarlScholz和MichelleWhite,1997)针对美国家庭信贷市场的研究相对照。
但是,我们关注的是法律执行的质量,而不是法律文本,这一点使得我们的研究区别于格罗普等人的。
后者使用《消费者金融调查报告》提供的数据,研究发现,在美国,破产豁免的资产规模与家庭的信贷申请被拒的可能性呈正相关关系。
在其分析中,他们没有控制在法律执行方面的可能差异。
他们指出,对资产少的家庭来说,破产豁免的负面影响较大。
他们还指出,破产豁免的资产的增加会降低资产分布中较低的那一半家庭的信贷量,但却会提高较高的那一半家庭的信贷量。
与本主题相关的其他文献主要考察法律文本的差异所带来的影响(比如,Gropp、Scholz和White1997)。
而且,这些文献都没有考察对信贷可得性的影响。
比如,理查德·
海因斯(RichardHynes,1997)针对美国各州的研究发现,在破产豁免的资产较多的州,消费者较多地选择申请破产保护。
马克·
米多尔(MarkMeador,1982)和奥斯汀·
雅菲(AustinJaffee,1985)则考察对贷款利率的影响,他们发现,在法律文本对丧失赎回权的规定对债权人不利(如丧失赎回权的过程耗时较长、费用较高)的州,抵押贷款利率一般较高。
大体上讲,我们把流动性约束方面的文献与学术界关于制度的最新研究进展结合起来。
尽管对于制度的作用与设计,学者们长期以来一直关注,但最近在政治科学及经济学界,人们又重新对之产生浓厚兴趣。
下文将详细讨论我们的研究是如何与此文献相联系的。
相关文献
此处,我们将介绍两方面的文献,一是关于家庭流动性约束的决定因素的实证研究;
二是最近掀起的关于制度在经济活动中的作用的研究。
我们对流动性约束文献所做的贡献体现在:
强调制度因素在决定信贷约束中的作用,而不是单单关注家庭的特征因素。
基于以前的实证研究(比如:
Hall和Mishkin1982;
Hayashi1985;
Zeldes1989;
Jappelli1990;
以及较近的Duca和Rosenthal1993),我们对美国受到信贷约束的家庭的个体特征有较清晰的了解。
较年轻、单身、财富与收入较少的消费者更有可能受到信贷配给。
受教育水平、就业状况和性别这些变量不显著,但婚姻状况和种族却有显著的影响。
已婚者或白人会降低信贷约束的概率。
而且,反映信贷市场不同管制情况和特征的地区虚拟变量也对信贷约束产生影响。
意大利的情况也差不多。
图利奥雅普利和马可帕加诺(TullioJappelli和MarcoPagano,1989)的研究表明,对年轻的家庭、无住房者、失业者和住在意大利南部地区的人,借款的约束更严重。
根据这一证据,我们在研究中引入地区虚拟变量,探讨其显著性,并与法律制度的运行情况相联系。
我们认为,在意大利南部,人们更有可能受到信贷约束,这是因为,在该地区,法律体系的不完善造成较高的法律成本,银行为了补偿成本,不得不提高抵押品的要求或者提高利率水平,并拒绝一些贷款申请。
关于法律制度在金融市场中的作用,大多数证据均来自公司治理方面的文献。
此领域的研究基于这样的观点,认为对投资者权利的法律保护程度会对合同参与各方的激励产生影响,并且通过这一机制,进一步对公司所有权和公司的融资决策造成影响。
这方面的经典文献是LaPorta等人(1997a)的论文。
法律的影响又可分为两种渠道:
法律的文本;
司法体系所提供的执行质量。
比如:
Cristini、Moya和Powell(2001)对阿根廷的分析;
Jappelli、Pagno和Bianco(即将发表)对意大利的分析;
以及Fabbri(2001)对西班牙的分析等。
一个重要的特征使得本文的分析区别于已有文献。
我们考察法律制度的效应,但关注的是家庭信贷的配置,而不是企业信贷的配置。
在此过程中,我们考察法律的执行情况,而不是法律的文本情况。
而且,不同于多数已有研究,如:
Jappelli、Pagano和Bianco(即将发表),Cristini、Moya和Powell(2001),我们使用微观数据(在家庭层面),而不是总量数据(在省份层面)。
这样做有两大优势。
第一,我们可获得更稳健的结果,因为在估计中不太容易出现内生性问题。
第二,我们可以对更多的推测进行检验,并且对组合效应加以控制。
特别地,使用微观数据,便于我们考察法律执行质量对信贷约束概率及债务数量的效应如何取决于家庭的特征变量。
经济学文献大多关注不同制度的配置效应,最近政治科学家们也着手考察制度的决定因素。
这方面研究的杰出代表是罗伯特帕特南(RobertPutnam,1993)所做的开创性工作,他使用意大利各个地区的数据,考察了经济发展、地方公共机构的运行情况与公众参与政治决策程度之间的关系。
他发现了一个有趣的现象,那就是在意大利,经济相对发达的地区之所以拥有更加成功的地方政府,仅仅是因为这些地区的公众较多参与政治决策。
拥有较多的社会团体、较多的报纸读者、较高的投票参与程度以及较少的裙带关系的地区,政府效率往往较高。
他也指出,公众的参与扎根于社会资本或者信任,后者又被定义为合作的倾向。
如果社会资本水平是法律制度运行的一个决定因素,它便会对我们的实证分析构成影响,因为我们的估计可能是有偏的。
但是,我们在关注法律执行情况时,并没有假设在法律执行与社会资本之间存在任何关系,这是因为帕特南(Putnam,1993)及后来的拉斐尔拉波塔等人(RaphaelLaPortaetal,1997b)提供的证据表明,在两个总体变量(即社会资本和制度运行)之间存在简单的相关性,并且不清楚两者之间因果关系的方向。
我们持有这样的看法,即:
制度使人们学会了信任,所以他们才相互信任。
因此,可以说法律制度的运行决定着社会资本的水平,而不是相反。
一些研究指出,社会资本水平可以直接影响经济活动(如:
Knack和Keefer1997;
或者Knack和Zak2001)和信贷配置(如:
Guiso、Sapienza和Zingales2004)。
在此情况下,为了准确地估计法律执行的效应,我们应该对不同地区社会资本水平的差异加以控制。
尽管在分析中我们没有引入社会资本的度量,但我们可以对该变量加以控制,因为所有的估计都引入了完整的司法辖区虚拟变量。
此外,从现有的文献中,我们看不出社会资本如何对司法体系的运行及经济主体的行为产生影响。
相反,我们看得出法律制度通过什么机制发挥经济作用。
例如,一种广为接受的理论告诉我们,对债权人权利的法律保护程度可以通过影响债务人从事机会主义行为的激励以及影响债权人监督债务人的激励,来改变不同个体之间契约活动的结果(这方面的文献很多,代表性的有:
Bebchuk和Fried1996;
Bebchuk和Picker1993;
Berkovitch、Israel和Zender1997;
Posner1992;
或者Fabbri和Padula2004)。
信贷、经济运行状况和法律执行情况:
数据的观察
为了能够通过使用地区层面的总体数据,来获得有关信贷可得性、法律执行和经济发展之间关系的初步证据,我们利用以下三方面的信息:
家庭获得的信贷;
司法辖区的法制情况;
地区的经济发展水平。
关于家庭的数据,来自3个调查年度(1989年、1995年和1998年)的《家庭收入和财富调查报告》(SHIW),意大利银行自1984年之后每隔一年调查一次。
此报告与《消费者金融调查报告》(SCF)在结构上类似,在全国范围内进行家庭调查,提供包括收入、消费和家庭特征在内的各种数据。
数据的概览见表5.1。
第二列的数字是这样计算出来的:
对3个样本年度的相应数字取平均,然后换算为1998年的欧元数。
我们使用了三个指标:
家庭可支配收入(25763欧元)、财富(142570欧元)和实物资产(128128欧元)。
最后一个指标可被用作抵押品的代理变量,它包括家庭所拥有的房屋、土地、贵重物品和企业(如果有的话)。
我们也列示了住房拥有者(占全部样本的64%)的住房价值,其平均值为122574欧元,对大多数家庭来说,这构成实物资产中最重要的部分。
《家庭收入和财富调查报告》也提供了负债方面的信息,并且依据借款用途进行了分类,分为:
用于购买房屋、实物(如贵重物品和珠宝)、汽车、其他耐用品(如家具和家用电器)的借款以及用于非耐用品消费的借款等。
表5.1概述了家庭负债方面的信息。
剔除那些没有借款的样本,用于购买房屋的平均借款额为20706欧元,用于购买实物的平均借款额为3743欧元,用于购买汽车的平均借款额为5744欧元,用于购买其他耐用品的平均借款额为2477欧元,而用于购买非耐用品的平均借款额为4367欧元。
在全部样本家庭中,有10.74%的比例借款买房屋,0.26%的比例借款买实物,6.28%的比例借款买汽车,3.12%的比例借款买其他耐用品,以及0.96%的比例借款买非耐用品。
由此可见,家庭借款几乎全部用于购买房屋、汽车和其他耐用品。
表5.1描述性统计
平均值
标准差
家庭可支配收入
25,763
19,912
财富
142,570
282,613
实物资产
128,128
261,941
住房
122,574
101,124
住房拥有者的比例
0.64
0.48
用于房屋购买的债务
20,706
23,943
用于贵重物品购买的债务
3,743
14,214
用于汽车购买的债务
5,744
5,778
用于其他耐用品购买的债务
2,477
3,377
用于非耐用品消费的债务
4,367
8,678
借钱购买房屋的家庭比例
10.74
借钱购买贵重物品的家庭比例
0.26
借钱购买汽车的家庭比例
6.28
借钱购买其他耐用品的家庭比例
3.12
借钱用于非耐用品消费的家庭比例
0.96
贷款申请者的比例
6.24
信贷约束的家庭比例
11.22
“信心不足”借款者的比例
1.65
资料来源:
作者计算。
注:
除非是明确的百分比数字,其他数字的单位为1998年欧元。
债务是指年末家庭债务余额。
债务数字的计算仅根据那些实际负债的家庭(未负债的家庭未予考虑)。
对于连续变量,我们给出其标准差。
《家庭收入和财富调查报告》具有一个重要特征,即我们可以根据被调查者自己的回答,来判别谁是信贷约束者,而不用借助那些不合理且通常内生的识别限制条件。
如果家庭对以下问题的回答是肯定的,则我们称其为信贷约束者:
”数据显示,在那些申请过贷款的家庭(占样本的6.24%)当中,约11.22%的家庭遇到过申请被拒的情况,从而成为信贷约束者。
然而,如果一些借款人由于预期他们的贷款申请会遭到拒绝而不申请,那么,已被拒的申请的占比会低估实际信贷约束的程度。
在我们的数据中,有1.65%比例的家庭属于此种“信心不足”的借款人。
贷款申请者的比例、信贷约束家庭的比例、“信心不足”的借款人的比例以及信贷可得性都随家庭收入与财富的变化而变化。
表5.2的第二列列示了申请贷款的家庭所占的百分比。
对于处在收入分布的第一个1/4组的家庭来说,有3.7%比例的家庭申请过贷款;
而对处在第三个和第四个1/4组的家庭来说,这一比例翻番。
表5.2也给出了不同收入组的信贷约束家庭的比例。
表中第三列的数字可被看作相应收入组的家庭受到信贷约束的概率。
信贷约束家庭的比例随收入的增长而下降。
该比例从第一个1/4组的约21.56%,下降为最后一个1/4组的5.95%。
这些发现与雅普利(Jappelli,1990)和格罗普等人(Gropp、Scholz和White,1997)针对美国家庭信贷市场的研究结论相一致。
表5.2的第四列给出了不同收入组中“信心不足”借款人的比例。
对于处在前两个1/4组的家庭来说,出现“信心不足”的可能性更高。
在最后一列,债务数量随收入的增长而提高,这意味着对低收入家庭来说,可获得的信贷量较少。
表5.2收入、信贷约束和家庭债务
收入分组
全部样本中
申请者中
信贷约束家庭的比例
未申请者中
信心不足者的比例
家庭债务
(1998年欧元)
第一个1/4组
3.70
(0.31)**
21.56
(2.11)**
1.69
(0.17)**
1,247.0970
(137.3254)**
第二个1/4组
6.52
13.54
(1.59)**
2.09
2,069.5520
第三个1/4组
7.32
9.28
(1.50)**
1.37
3,316.6840
第四个1/4组
7.42
5.95
(1.49)**
1.43
4,220.4950
观察值个数
23,556
1,470
22,086
小括号内的数字为标准误差。
*表示在5%的水平上显著;
**表示在1%的水平上显著。
类似地,我们制作表5.3。
表5.3中的变量与表5.2相同,只是把收入换成了财富。
我们再次发现,信贷市场的参与度随财富的增长而提高,而且两者大体呈线性关系。
信贷约束家庭的比例从第一个1/4财富组的14.88%,下降为最后一个1/4组的7.3%。
在第一个1/4组,“信心不足”的借款人所占的百分比几乎是最后一个1/4组的2倍:
前者为2.1%,后者为1.26%。
最后,债务量从第一个1/4组的585欧元上升到最后一个1/4组的5150欧元。
表5.3财富、信贷约束和家庭债务
财富分组
5.71
(0.32)**
14.88
(1.72)**
2.14
585.2543
(136.1341)**
5.60
13.33
(1.73)**
1.78
1,473.1250
6.47
10.50
(1.61)**
1.40
3,645.7280
7.18
7.33
(1.53)**
1.26
5,149.7220
(136,1341)**
总之,上述描述性证据表明,贷款申请者的比例、信贷约束家庭的比例、信心不足借款人的比例以及债务量等指标均随收入而变化,而且关系是非线性的。
如果将收入分组换成财富分组,会出现类似结果。
尽管如此,在本文,我们仍然对收入分组和财富分组进行分开处理,依次研究法律执行对信贷可得性的影响是如何随着收入分组和财富分组的不同而不同的。
我们这样做,出于两方面的考虑。
首先,收入分组与财富分组并不完全相关。
比如,属于收入第一个1/4组的家庭中,只有50%的家庭同时属于财富第一个1/4组。
类似地,属于收入第二个1/4组的家庭中,只有32%的家庭同时属于财富第二个1/4组。
如果我们考虑第三个1/4组,则比例为34%;
对于第四个1/4组,相应比例为60%。
其次,收入与财富受测量误差的影响不同,表5.1中第三列给出的收入和财富的标准差证实了这点。
在阐释法律执行的测度之前,需要简要讨论一下司法体系的运转。
意大利是大陆法国家,这意味着司法体系的主要属性是执行法律。
意大利法律对刑事案件和民事案件加以分开管理。
相应地,由司法体系的不同部门来处理不同案件。
民事案件可经历三个级别的判决。
第一个级别是初级法院,第二个级别是上诉法院,第三个级别的法院只能处理初级法院签发的传票合规问题。
熟悉美国体系的读者会发现美、意两国之间存在的相似性。
这种制度安排将民事案件集中交给初级法院和上诉法院办理,当家庭不能履行债务时,这些法院就是他们所必须面对的。
根据法律规定,有管辖权的法院是借款人住所地法院。
本文使用的案件数据来源于意大利国家统计局(ISTAT)所编撰的年度调查报告,数据的时间跨度为1989年到1998年。
基本的样本单位是司法辖区。
我们用案件积压数来衡量法律执行的质量。
但是,该指标依赖于司法辖区的规模,积压的案件多未必反映该辖区的法律运行差。
因此,我们使用新增案件的数量,对积压案件进行正规化处理,从而产生一个我们谓之曰“司法”的变量。
积压案件数与新增案件数之比见图5.1。
图5.1包含四张子图,分别刻画了意大利四个不同地区的“司法”变量随时间变化的轨迹,这四个地区是:
北部地区、中部地区、南部地区和岛屿地区。
从中可发现,在每个地区,自1989年以来,积压案件数与新增案件数之比呈上升趋势。
图5.1积压案件数与新增案件数之比
这说明,在我们考察的时期,全国范围内法律执行的质量不断恶化。
然而,地区间的差异持续存在,并且存在共同的年度效应(这可能归因于经济周期)。
从图中可看出,在南部地区和两岛(西西里岛和撒丁岛),该指标的值高于全国平均水平(图中的水平线);
而在北部地区,该指标的值低于全国平均水平。
我们使用的最后一方面信息是关于地区人均GDP的数据,该数据来自“地区账户”,时间跨度为1989年至1998年。
在对微观数据进行分析之前,我们用宏观经济的视角来查看一下信贷可得性、法律执行和经济发展之间的关系。
为此,我们对地区层面的所有信息加以汇总。
图5.2显示,人均GDP越低的地区,信贷约束家庭的占比越高。
图5.3是根据家庭债务和地区人均GDP两个维度绘制的平面图,从中可看出,人均GDP越高的地区,信贷可得性越高。
这一初步证据揭示,意大利各地区的经济发展水平与家庭获得的信贷量之间有正的相关性。
法律制度也与信贷可得性相关。
在图5.4中,我们以法律执行质量为横轴,以信贷约束家庭的占比为纵轴,将各个地区所处的位置标示出来。
该图显示,在执行力度较弱的地区,信贷约束家庭的占比较高。
在南部地区,如卡拉布里亚和莫利塞,案件积压率较高,同时信贷约束家庭的占比也较高。
相反,在北部地区,如皮埃蒙特、伦巴第和特伦蒂诺-上阿迪杰,信贷约束家庭占比较低,且执行信贷合约的成本也较低。
图5.5进一步支持了上述证据,从图中看出,法律执行越糟糕,信贷可得性(用债务与家庭可支配收入之比来表示)越低。
比如,在法律执行较好的地区,如皮埃蒙特,债务与家庭可支配收入之比也较高。
图5.2信贷约束家庭的占比与地区人均GDP
——二元回归线
信贷约束家庭的占比
人均GDP
图5.3家庭的债务-收入比和地区人均GDP
图5.4信贷约束家庭的占比和执行成本
图5.5债务与家庭收入之比和执行成本
然而,执行成本也与人均GDP负相关,如图5.6所示。
在经济发达地区,如皮埃蒙特、伦巴第和特伦蒂诺-上阿迪杰,案件积压率比人均GD
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