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银行改革银行贷款与政治关联
银行改革、银行贷款与政治关联
叶志强
(华东理工商学院上海200237)
摘要:
基于上市公司实际控制人的政治关联本文实证检验中国银行业改革是否成功。
选择2003-2012年中国上市公司年度数据,分别采用OLS回归模型、固定效应面板回归模型和随机效应面板回归模型从银行贷款可获得性、银行贷款数量和银行贷款结构三个维度进行实证分析,实证结果表明中国上市公司实际控制人的政治关联并不显著地正向影响银行贷款,甚至为显著负向影响。
最后通过上市公司财务信息、银行贷款余额、上市公司融资偏好和商业信用四个方面进行稳健性检验。
因此,从政治关联的角度来看,中国银行业改革是成功的。
关键词:
银行改革,银行贷款,政治关联
一、引言
2001年中国加入世贸组织时承诺在未来若干年后逐步开放银行业,这对中国以国有股权为主导低效的银行业构成巨大挑战。
1997年中国银行业不良贷款占总贷款的比重高达30%,即使在2003年不良贷款比重仍然高达20%。
早期研究文献比较一致地认为国有企业贷款是引起中国银行业不良贷款的重要原因(王一江和田国强(2004)[1],卢峰和姚洋(2004)[2]和方军雄(2007)[3]等)。
80年代后期国家资本金不足,国家财政停止对国有企业拨付资金,但政府特别是地方政府采取很多干预措施要求银行给国有企业提供贷款,甚至贷款给一些资不抵债的国有企业。
另外由于银行内部制度的原因,银行贷款更加偏好于国有企业,除了国有企业规模大的原因外,更加重要的是如果国有企业贷款出现呆坏账,银行信贷员或主管不需担负责任,但是民营企业贷款出现问题,银行信贷员或主管很容易招致受贿的司法指控。
所以,国有企业相比较于私营企业,他们获得银行贷款的数量更多,而且期限更长。
为了有效地抵御外资银行侵袭和提高银行业竞争力,中国政府开展了一系列改革。
银行业改革最重要的步骤是市场化,设立股份制和引入战略投资者在香港和上海证券交易所上市,增强信贷员和信贷主管责任,强化银行业的市场化操作。
早在1998年财政部对四大国有银行注资2700亿元和剥离1.4万亿元不良资产;中国建设银行在2003年得到政府作为股权的225亿美元注资,并在2005年引入国际战略投资者在香港证券交易所上市交易;中国工商银行获得中国政府150亿美元的注资以及在2006年引入国际战略投资者在香港和上海证券交易所上市;2003年前银行业由人民银行负责监管,而2003年成立的银监会从人民银行分离出来单独负责银行监管。
多数学者认为中国银行业改革是从2003年开始,包括银行重构,引入战略投资者、公开上市和股份制改革,这些措施改善了银行业的公司治理水平和风险管理水平。
2008年中国工商银行的市值超过花旗银行的市值,成为世界第一大银行,中国建设银行和中国银行分别成为世界第四大和第五大银行,另据银监会统计资料表明2012年中国银行业资本充足率为13.3%、不良贷款率为0.94%、不良贷款拨备覆盖率为290.77%和资本利润率为21.51%,这些监管关键指标均取得显著改善。
Fisman(2001)[4]研究印尼企业与苏哈托家族的关系时最早提出政治关联的概念,但政治关联概念的界定仍然没有统一标准,有的学者试图以企业各种公开或隐含方式参与政治活动从而影响政府的公共政策来界定政治关联,也有的学者认为政治关联是指企业与参议员的利益关系,或者说公司大股东或高管是议员、大臣、政府首脑或者与政府高官关系密切。
参考了GuarigliaandMateut(2011)[5]和Changetal.(2013)[6]一文,本文将上市公司实际控制人性质定义政治关联,当上市公司实际控制人性质为国有时,该公司具有强的政治关联,当上市公司实际控制人性质为境内自然人时,则该公司具有弱的政治关联。
近年来国内外学者开展了大量政治关联对银行贷款影响的研究。
Sapienza(2004)[7]提出国有银行的利率相对于私营银行的利率更低,国有银行更偏好于贷款给大企业和比较贫困的地区,国有银行的这种行为与银行有附属关系的政党选举结果有关,公司通过与政党产生联系从而获得银行贷款优惠。
Dinc(2005)[8]发现与私有银行相比,在选举年份国有银行的贷款数额会增加,增加的幅度大约是国有银行贷款总额的11%,这进一步验证了Sapienza(2004)[7]提出的政党,银行与企业三者之间的关系。
KhwajaandMian(2005)[9]对巴基斯坦90000多家企业的贷款水平进行研究,研究发现具有政治关联的公司获得的贷款比非政治关联的公司多出45%,违约率也高出50%,虽然具有政治关联的公司表现出更高的违约率但利率反而要低,这些贷款通常来自于国有银行。
Charumilindetal.(2006)[10]以2007年亚洲金融危机爆发之前泰国企业为研究对象,结果发现与银行或政府有关联的企业比没有关联的企业更容易获得长期贷款,贷款时所需要的抵押物更少,而且有关联的企业更少使用短期借款。
Faccioetal.(2006)[11]研究了1997-2002期间35个国家450家具有政治关联的公司时分析发现政治关联似乎使企业更容易获得救助,包括国际货币基金组织和世界银行的金融救援,也就是说政治关联可以通过金融救援这种机制影响资本的配置。
Faccio(2007)[12]研究48个国家企业贷款时进一步提供了政治关联的企业在贷款上享有优惠的证据,研究发现政治关联是一种普遍现象,具有政治关联的企业比没有关联的企业享受更低的税率,具有更大的市场竞争力,同时他们的资产收益率与市场价值反而比同行业低。
Claessensetal.(2008)[13]研究1998-2002年的巴西选举时发现,对选举有贡献的公司将会获得更高的股票回报率,并且在每次选举后他们获得的银行贷款会增加。
研究中国政治关联与银行贷款之间关系的文献也很多。
胡旭阳(2006)[14]以2004年民营百强企业为样本,通过研究创始人的政治身份与民营企业进入金融业的可能性,提出民营企业家的政治身份降低民营企业进入金融业的壁垒,显著提高民营企业的资本获得能力。
郝项超和张宏亮(2011)[15]提出民营企业由于受到银行的歧视以及自身的原因,在融资方面面临很大问题,政治关联作为一种替代的非正式机制,可以帮助民营企业获得银行贷款,并且不同等级的政治关联度对贷款的影响也是不同的。
GuarigliaandMateut(2011)[5]对中国2000-2007年70000多家企业研究显示国有企业的政治关联度高于其它性质的企业,国有企业通过政治关联获得更多银行贷款,并将这些贷款以商业信用的方式分配给其它性质的企业。
黄新建和王婷(2012)[16]提出了政治关联对民营企业贷款续新的影响,由于贷款续新往往比首次贷款接受更严格的审核,企业的政治关联能够影响银行贷款的投放偏好,为企业融资带来便利,而且相对于业绩好的企业来说,业绩差的具有政治关联企业反而获得了更多的贷款续新,这是由于企业家政治身份增加了企业获得更多贷款的可能性。
国内学者侧重于分析民营企业的政治关联对企业贷款的影响,没有研究占上市公司多数的国有企业,而本文通过上市公司的实际控制人性质来定义政治关联,包括的样本量更大。
同时,本文通过上市公司实际控制人的性质来衡量上市公司的政治关联,而不是通过上市公司高管的政治关联衡量上市公司的政治关联,这在中国上市公司大股东占主导的现实情况下显得更加合理。
本文从上市公司的政治关联对银行贷款的影响来考察银行业改革是否成功,选取了2003-2012年度数据,研究结果发现中国上市公司的政治关联对企业银行贷款具有负向影响或者没有显著性影响,这一结论不同于其他研究文献支持政治关联对企业银行贷款具有显著正向影响的结论。
本文的研究结论间接支持Changetal.(2013)[6]和Qian,StrahanandYang(2012)[17]的研究结论,他们这两篇研究论文通过某家国有银行的内部数据从银行信贷员是否积极搜寻申请贷款企业私有信息的角度进行了详细研究,他们的研究结论认为改革后中国银行具有更大的激励收集企业内部信息,更加倾向于市场化操作,从而得到银行业改革成功的结论。
本文通过证券市场公开数据从政治关联的角度研究这一问题,得出类似的研究结论。
本文研究结构安排如下:
第二部分是实证模型及数据处理,第三部分是实证检验政治关联对银行新增贷款的影响关系,第四部分是针对第三部分的实证结果进行稳健性讨论,第五部分是全文总结。
二、实证模型及数据处理
1、实证模型
根据前面关于政治关联对银行贷款影响的论述,考虑年度效应和行业效应,提出如下回归模型:
(2-1)
或者
(2-2)
其中
表示因变量银行贷款,
表示自变量政治关联,
表示控制变量,
表示年度效应,
表示行业效应,
表示残差项。
2、变量定义
各变量定义见表2-1。
因变量银行贷款
采用新增贷款
和贷款余额
表示。
新增贷款
采用郝项超和张宏亮(2011)[15]一文的计算方法,
,每季贷款增量=
季贷款总额-(t-1)季贷款总额。
贷款总额
=短期贷款+长期贷款。
根据石晓军和张顺明(2010)[18]一文,短期贷款=短期借款,长期贷款=长期借款。
为了深入考察政治关联对企业银行贷款的影响,本文从三个维度考察:
贷款可获得性,贷款数量以及贷款结构。
上市公司贷款可获得性采用哑变量
(或者
)来表示,当上市公司获得银行贷款,
(或者
),否则
(或者
)。
贷款数量
(或者
)=Ln(短期新增贷款(或短期贷款)+长期新增贷款(或长期贷款)),为了结果的可比性,考虑样本上市公司都获得银行贷款的情形下政治关联对上市公司贷款数量的影响,本文在计算贷款数量时将没有银行贷款的公司删除。
贷款结构
=长期贷款/短期贷款,同样为了可比性,删除没有长期贷款的公司。
自变量
根据GuarigliaandMateut(2011)[5]和Changetal.(2013)[6]的定义以及突显比较效果,当上市公司实际控制人性质为国有时取
=1,当上市公司实际控制人性质为境内自然人时取
=0。
为了谨慎起见本文删除没有明确披露实际控制人性质的上市公司样本。
控制变量包括公司规模Size,资产负债率Leverage,营业收入增长率Salegrowth,总资产周转率Assetturnover,总资产净利润率ROA和自由现金流Cash。
其中:
公司规模Size=ln(总资产),资产负债率debt=总负债÷总资产,营业收入增长率Salegrowth=ln(第t年总营业收入)-ln(第t-1年总营业收入),总资产周转率Assetturnover=营业收入÷总资产,总资产净利润率ROA=净利润÷总资产,自由现金流Cash=ln[(净利润+利息费用+非现金支出)-营运资本追加-资本性支出]。
各控制变量均滞后一期。
3、数据分析
本文数据均来源于国泰安数据库,时间从2003年—2012年,数据处理和回归分析采用stata10.0。
各变量的统计性描述见表2-2。
从表2-2可以看出,整体样本数为13514个,样本公司没有新增贷款为2106个,占总样本数的15.58%,没有新增长期贷款的样本公司为7535个,占总样本数的55.76%;样本公司没有贷款余额为1237个,占总样本数的9.15%,没有长期贷款余额的样本公司为5644个,占样本数的41.76%。
所以绝大多数公司获得银行贷款,但很多公司并不拥有长期贷款。
上市公司实际控制人性质
为国有的观测数为9003个,占总样本数的66.62%,与中国证券市场(2003-2012年)国有上市公司比重相符,所以本文在处理上市公司性质时采取的谨慎原则是可行的。
样本公司的资产负债率Leverage较高,中位数为50.98%;样本公司的销售情况较好,销售增长率Salegrowth的中位数为14.39%,总资产周转率Assetturnover的中位数为55.20%;样本公司的盈利能力较弱,ROA的中位数为3.11%;样本公司的自由现金流较少,Cash的中位数为9.17E+07,占总资产Size中位数1.86E+09的4.93%。
三、银行新增贷款与政治关联
本文从三个维度考察政治关联对上市公司获得新增贷款的影响:
新增贷款可获得性Dummynewloan、新增贷款数量Newloan和新增贷款结构Structurenewloan。
贷款可获得性是上市公司获得银行贷款的概率,所以采用Logit模型进行检验;贷款数量是上市公司从银行获得新增贷款的总额数量(短期新增贷款与长期新增贷款之和);贷款结构是上市公司从银行获得长期新增贷款的数量与短期新增贷款数量之比。
上市公司希望
(1)获得银行新增贷款的可能性越高;
(2)获得银行新增贷款数量越多;(3)获得银行长期贷款比重越高,所以如果这三个变量Dummynewloan、Newloan和Structurenewloan数值越大,则对上市公司越有利。
本文分别采用OLS、FixedEffect和RandomEffect三种计量方法进行实证分析。
1、贷款可获得性
本文将数据代入回归模型(2-1),结果见表3-1。
从表3-1可以看出,政治关联
回归系数均为负,但没有通过显著性检验,这表明实际控制人是国有性质的上市公司比实际控制人是境内自然人性质的上市公司获得贷款的可能性更低,但并不显著。
因此,针对上市公司获得银行贷款的可能性来说,中国银行贷款不依赖企业的政治关联。
因此,从政治关联的视角考察银行贷款可获得性来看,中国银行业改革是成功的。
本文的实证结果不支持之前学者研究中国上市公司政治关联与银行贷款之间显著正向关系的结论,这可能的原因是:
(1)本文研究的样本范围扩大,研究整个证券市场的样本公司,而之前学者主要是针对民营企业;
(2)中国存在二元代理问题,其中大股东与小股东之间的代理问题比经理与股东之间的代理问题可能更加严重;(3)本文衡量政治关联的指标是上市公司的实际控制人性质,这一指标不具有内生性,是一个外生变量,而之前大多数学者研究中国上市公司采用上市公司的高管是否在政府任职,但我们知道最近随着原来大连实德的徐明涉案,企业高管行贿的问题进入人们的视野,据统计已经有近百位富豪因行贿落案,其中不乏全国人大代表和政协代表。
我们研究政治关联不应该包括行贿等不法行为,而是合法的政治影响。
上市公司资产规模Size回归系数为正,且通过了1%显著性检验,这表明上市公司资产规模越大,上市公司越容易获得贷款,银行更加偏好贷款给大企业;上市公司资产负债率Leverage回归系数为负,且固定效应模型回归结果通过5%显著性检验,这表明上市公司资产负债率越高,上市公司越难以获得贷款;上市公司销售增长率Salegrowth回归结果符号为正,且均通过了显著性检验,这说明上市公司成长性越强,获得贷款的可能性越大;上市公司总资产周转率Assetturnover回归结果符号为正,且通过了显著性检验,这表明上市公司营运能力越强,则该公司越容易获得贷款;上市公司总资产净利润率ROA回归结果符号为负,但没有通过显著性检验,这说明上市公司盈利能力越强,则该公司越不容易获得贷款,但这一效应没有通过显著性检验;上市公司自由现金流Cash回归系数符号为正,且通过了显著性检验,这表明上市公司自由现金流越充沛,则该公司越容易获得银行贷款。
除了上市公司总资产净利润率ROA外其他控制变量的回归结果与我们的直觉相符,上市公司总资产负债率ROA符号为负,这可能盈利性指标容易遭到操控,银行在考量是否发放贷款时,上市公司的盈利能力不作为一个重要的衡量指标。
2、贷款数量
本文将数据代入回归模型(2-2),采用Newloan替换Loan,结果见表3-2。
从表3-2可以看出,实际控制人性质
回归系数符号均为负,其中OLS回归模型和RandomEffect回归模型通过了1%显著性水平检验,这表明实际控制人性质为国有比实际控制人性质为境内自然人的贷款数量更低,即上市公司的政治关联对银行贷款数量是负向关系,国有性质的上市公司由于自身不足导致从银行获得贷款数量出现下降。
因此,从政治关联的视角考察银行贷款数量来看,2002年下半年发起的银行改革已经使银行走向市场化运作。
3、贷款结构
本文将数据代入回归模型(2-2),采用Structurenewloan替换Loan,结果见表3-3。
从表3-3可以看出,实际控制人性质
回归系数符号均为负,其中FixedEffect回归模型和RandomEffect回归模型在5%水平下显著,这表明实际控制人性质为国有比实际控制人性质为境内自然人的长期贷款比重更低,即国有性质的上市公司贷款结构比境内自然人性质的上市公司贷款结构更差。
因此,从政治关联的视角考察银行贷款结构来看,2002年下半年中国发起的银行改革是成功的。
四、讨论
1、上市公司财务信息
银行会根据上市公司公开的财务信息来决定是否发放贷款。
如果去掉实际控制人性质
这个变量,各个财务数据变量回归结果没有发生明显变化的话,甚至模型的预测力也没有发生明显变化,那么我们可以说实际控制人性质
这个变量不会对银行贷款产生实质性影响。
这将进一步证明政治关联不构成银行发放贷款的依据。
本文将第三部分回归模型中上市公司实际控制人性质
这个变量删除,重新回归分析,结果见表4-1。
比较表4-1的回归结果与表3-1,表3-2和表3-3的回归结果,本文发现无论是上市公司财务信息的各变量回归系数的符号完全一致外,它们的显著性水平也没有发现变化,甚至它们回归系数的大小也没有发生显著变化,而且各模型的R2,F值和Waldchi2值都没有太大差异。
所以,上市公司实际控制人性质
并不影响银行贷款,银行可以根据上市公司的财务信息来发放贷款,上市公司实际控制人性质
不能给银行贷款带来更多的信息。
因此,政治关联不影响银行贷款。
2、贷款余额
多数文献采用贷款余额作为银行贷款指标,所以本文同样将新增贷款替换为贷款余额,贷款余额=短期贷款余额+长期贷款余额,其中短期贷款余额=短期借款,长期贷款=长期借款。
本文同样考虑获得银行贷款可获得性、银行贷款数量和银行贷款结构三种情形,考察政治关联对贷款余额的影响,与第三部分相类似将相关数据代入回归方程(2-1)和回归方程(2-2)进行回归分析,结果见表4-2。
从表4-2可以看出,不管贷款可获得性、贷款数量还是贷款结构,政治关联
回归结果没有一个显著正相关,而且在贷款可获得性和贷款数量的部分结果政治关联
回归系数显著负相关,所以实际控制人为国有的上市公司获得银行贷款余额并不显著优于实际控制人为境内自然人的上市公司获得银行贷款余额,反而大部分实证结果支持国有性质上市公司获得的银行贷款余额更劣于境内自然人上市公司获得的银行贷款余额。
因此,从银行贷款余额来分析政治关联对银行贷款的影响看,中国银行业改革是成功的。
3、上市公司融资偏好
前面部分隐含着一个假设条件:
不管是国有性质还是境内自然人性质的上市公司都希望尽可能贷款,贷款数量越多越好,贷款的期限越长越好。
现在本文考虑上市公司是否愿意申请银行贷款,即考察相比于其他融资模式,国有性质上市公司是否比境内自然人性质上市公司更偏好于银行贷款融资。
借鉴MyersandMajuf(1984)[19]一文债券融资和股票融资两种融资方式的检验方法,本文检验银行贷款在公司融资方式的偏好,提出如下检验模型:
(3-1)
其中
表示银行贷款(=短期贷款+长期贷款),DEF表示现金流赤字,当DEF为正值时表示公司内部现金流赤字,当DEF为负值时表示公司内部现金流富余。
DEFPOL=DEF×POLCON。
而
(3-2)
其中DIV表示现金股利支付,X表示资本性支出,∆W表示营运资本净增长,R表示一年内到期长期负债,C为扣除利息和税款后的经营现金流。
参考刘星等(2004)[20],资本性支出=新增长期资产+新增固定资产+新增无形资产及其它资产,营运资本净增长=年末营运资本-年初营运资本,营运资本=流动资产-流动负债。
将数据代入回归模型,结果见表4-3。
从表4-3可以看出,常数项显著为正,DEF变量回归系数显著为正,且大小0.3447,DEFPOL变量回归系数显著为负,大小为-0.1233。
这表明无论是有政治关联企业还是没有政治关联企业都偏好于其他融资方式,而不喜欢银行贷款融资,而且当现金流DEF赤字时,政治关联企业需要银行贷款的数量(0.2214=0.3447-0.1233)比没有政治关联企业需要银行贷款的数量(0.3447)更少。
这表明有政治关联企业本身更加偏于其他融资方式,而更不喜欢银行贷款融资,这可能是有政治关联企业存在更多地其他融资渠道的原因。
因此,从公司融资偏好本身来看,有政治关联企业不偏好于银行贷款,这提供了另外一个角度说明政治关联对银行贷款没有影响甚至为负向影响。
4、商业信用
从表2-2的统计性描述分析得知,中国上市公司绝大多数公司获得银行贷款,但很多公司只拥有短期贷款,短期贷款与商业信用同属于短期融资,因此这里我们考虑商业信用是否对本文的研究结论产生影响。
假设国有性质上市公司能够获得更多商业信用,那么国有性质上市公司可能会放弃短期银行贷款而选择更多地商业信用,所以第三部分的实证结果可能是由于商业信用导致国有性质上市公司选择更少的银行贷款,与政治关联的无关;相反,如果国有性质上市公司相比于境内自然人性质上市公司获得无差异或者更少的商业信用,那么第三部分国有性质上市公司获得更少的银行贷款的结论就可以排除商业信用的这一因素影响。
为此,本文参考石晓军和张顺明(2010)[18]一文提出如下回归模型:
(4-1)
其中
表示商业信用,分别采用应付账款
和商业信用净额
(应付账款
与应收账款
之差);
表示银行短期贷款;
;
表示控制变量,
表示年度效应,
表示行业效应。
本文将相关数据代入回归方程(4-1),结果见表4-4。
从表4-4可以看出,银行贷款与商业信用之间是互补关系,银行贷款越多,商业信用也越多。
政治关联与银行贷款的交叉项回归系数均为负,其中OLS回归模型的回归结果通过了1%显著性水平检验,这表明国有性质上市公司的银行贷款与商业信用之间的替代性比境内自然人性质上市公司的银行贷款与商业信用之间的互补性要弱,即国有性质上市公司相比于境内自然人性质上市公司在银行贷款和商业信用之间更倾向于银行贷款。
这一结论排除了商业信用这一因素在考察政治关联与银行贷款之间相互关系的影响。
五、结论
本文基于政治关联的角度实证检验中国2002年下半年开始的银行改革业是否成功。
中国银行业改革的一个重要目标是朝着市场化方向改革,减低或减轻行政干预,如果银行贷款受到政治关联的影响,那么银行贷款不完全是基于市场化运作,这样改革是没有达到预期目的,是不成功的;反之,如果银行贷款摆脱行政干预,完全是根据申请人盈利和风险等特征按市场化原则来决定贷款,那么银行改革可以认为是成功的。
前人的研究成果认为中国银行贷款存在政治关联的正向影响,即有政治关联的企业能够获得更多的银行贷款。
本文选择2003-2012年间中国上市公司银行贷款的数据,上市公司实际控制人性质作为政治关联的度量指标,控制公司规模、资产负债率、销售增长率、总资产周转率、总资产净利润率和自由现金流等上市公司特征变量,分别从银行贷款的可能性、银行贷款地数量和银行贷款的结构等维度进行了OLS、固定效应面板模型和随机效应面板模型的回归分析,实证结果支持有政治关联的上市公司获得银行贷款的环境并不显著优于没有政治关联的上市公司,甚至更差。
本文通过考察上市公司财务信息、银行贷款余额、上市公司融资偏好和商业信用对本文的研究结论进行稳健性检验。
本文的实证结果表明中国商业银行发放银行贷款并不是基于企业性质,而是根据市场化操作,即通过考察申请贷款企业的自身的收益和风险等因素安排是否发放银行贷款、发放银行贷款的数量以及发放银行贷款的期限。
因此,从政治关联的角度来看,
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