关键词
农村金融
金融环境
信贷约束
作者张海洋，对外经济贸易大学金融学院应用金融研究中心讲师；李静婷，对外经济贸易大学金融学院研究生。(北京
100029)
一、引言
改革开放以来，随着国家金融改革的进行，广大农村地区的金融环境也在发生着翻天覆地的变化。1979年的金融改革中恢复了中国农业银行，并将原来由人民银行管理的农村信用社转为由中国农业银行管理，使农村信用社逐步走上“官办”的道路(刘明康，2008；56页)1994年的金融改革，使农村信用社和农业银行分离，成立农业发展银行，四大国有商业银行陆续从农村地区撤出网点；2003年的农村金融改革，允许农村信用社成立农村合作银行和农村商业银行；2006年开始鼓励农村地区成立村镇银行、小额贷款公司和农村资金互助社等新型农村金融机构。在刚刚公布的“十二五”规划纲要中，明确指出要：“深化农村信用社改革，鼓励有条件的地区以县为单位建立社区银行，发展农村小型金融组织和小额信贷……”，可见在未来的农村金融改革中，农村金融环境还将继续发展变化。
国家希望通过金融环境的改变来积极影响农民生活、农业生产和农村发展，这是农村金融环境改变的动因之一。但是有两个问题必须回答：(1)金融环境的改变能够产生积极的影响吗?(2)什么样的金融环境能够产生积极影响?本文以农户的信贷约束为切入点，以农户的显性信贷约束和隐性信贷约束、生产上的信贷约束和生活上的信贷约束作为研究对象，分析了四大国有商业银行，农村信用社，新型农村金融机构等金融环境变量对农户信贷约束的影响，并考察了农村信用社的村庄信贷员和小组联保两种信贷手段的有效性。本文的研究部分回答了上述问题，可以为日益深化的农村金融改革提供参考。
本文的研究也有一定的理论价值，它有助于理清金融发展与经济增长之间的关系。关于金融发展与经济增长之间“谁是原因，谁是结果”，一直是发展经济学领域争论不休的话题(Rajan和Zingales，1998)。其根源在于，金融发展与经济增长都是整个经济系统中内生的变量，两者不可避免有相互影响的关系。本文以村庄金融环境和农户信贷约束作为研究对象，从经济含义上来说，只能是前者作为原因，后者作为结果。而信贷约束又会通过影响农业绩效(Feder和Lau等，1989)、农户创业行为(Paulson和Townsend，2004)等影响农村发展。所以如果能够从理论上分析出金融环境作用于信贷约束的机制，从实证上找出前者影响后者的数量关系，也就找到了金融发展促进经济增长的新证据。
关于发展中国家金融环境及其影响研究至少可以追溯到肖(1973)的金融深化理论和麦金农(1973)的金融抑制理论，但他们的研究主要是从宏观的视角。相对微观一点的研究涉及金融生态环境的评价，虽然金融生态环境的评价指标已经可以通过统计学的方法得以建立(刘朝明和廖林等，2008)，但他们关注的重点并不是村庄的金融环境，也不关注金融环境对个体行为的影响。此外，国内外关于村庄的研究中，有很多关于村庄民主及其影响的研究(Shen和Yao，2008；仝志辉和贺雪峰，2002)，以及农村社会网络的研究(Krishnan和Sciubba，2009)，但是关于村庄金融环境及其影响的研究并不多见。
国内外有很多关于农户信贷约束的研究。农户的信贷约束(Credit Constraint)是指他希望贷款，但没有得到足够的贷款。产生信贷约束的原因是多方面的，由于借贷双方信息不对称而产生的信贷配给是重要原因(Stiglitz和Weiss，1981)。信贷约束的度量是学者们关注的焦点，也是相关研究的困难之一。黄祖辉和刘西川等(2009)采用特殊设计的“显性意愿调查”方法来识别农户的贷款需求，刘西川和程恩江(2009)进一步在此基础上衡量样本农户所面临的正规信贷约束，克服了已有研究的一些不足。李锐和朱喜(2007)则用数量的方法估计农户的信贷约束程度，如果农户有贷款需求而得到的贷款数量又小于需求数量则定义为信贷约束(金融抑制)，他们运用biprobit模型和match模型，采用3000个农户的微观数据，计量分析了农户金融抑制的程度及其福利损失的大小。
信贷约束的影响也是研究的重点，比如信贷约束和创业行为之间有高度的相关性，无论是理论分析还是实证研究都表明，农户所受的信贷约束状况的确会影响其创业行为(Paulson和Townsend，2004；程郁和罗丹，2009)。信贷约束对农场的绩效也会产生影响，虽然Kochar(1997)使用印度的数据并没有找到这样的证据，但张海洋(2010)用中国的数据研究了正规贷款和农场绩效的关系，发现种植规模比较大的农场受到信贷约束可能性也会相应增加，因此正规贷款主要对大规模农场绩效有促进作用，对小规模农场的绩效没有显著影响。上述诸多研究所关注的都是信贷约束的影响，但影响农户信贷约束的原因并没有得到足够的重视。
本文认为村庄附近的金融环境越好则越有助于降低农户贷款的交易成本，越有助于降低金融机构和农户之间的信息不对称，越有助于农户存储容易变现的金融资产而非实物资产，越有助于积极有效地配置村庄附近的资本，从而越有助于缓解农户的信贷约束。文章的第二部分介绍研究所用的数据来源和样本的描述，对村庄金融环境所涉及的问卷中的问题做了说明，并介绍了显性信贷约束和隐性信贷约束的度量方法以及相关结果的描述统计。第三部分为实证研究，分析金融环境对农户信贷约束的影响的量化关系，并计算了金融环境对信贷约束的边际影响。第四部分总结全文的结论，提出了一些政策含义。随后的第五部分是本文的参考文献。
二、信贷约束的度量方法
本文的研究基于农户抽样调查的微观数据，数据来自于北京大学中国经济研究中心2009年暑假期间组织的农村金融调查，此次调查是抽样调查，抽取的省份为云南省、湖南省和黑龙江三省，共访问了上述3省的9个县(市)的两千余户农户，获得有效农户问卷1951份，及与之对应的村庄问卷81份。
农户的信贷约束状况是研究农户个体金融行为的主要研究对象之一，其中信贷约束的度量是研究的难点。以度量农户是否受到正规信贷市场
的信贷约束为例，农户没有获得银行或信用社的贷款，并不能说明他们受到信贷约束，因为有可能他们根本不需要借款；反过来，如果农户得到银行或信用社的贷款，也不能说明他们不受信贷约束，因为贷款的数量可能远远小于他们需要的数量。为了克服这一困难，本文采取两种方法研究农户的信贷约束情况：(1)直接度量，通过农户回答的借贷需求，以及借款满足程度判别他是否收到信贷约束；(2)间接度量，通过农户是否有高价赊欠行为，来判别他是否受到信贷约束。
(一)直接度量
根据研究的需要，调查问卷中已经做了如下设计：首先，把农户的活动分为生产型活动和非生产型活动。生产型活动包括农业生产、做小生意、办企业和外出打工这四类活动；非生产型活动包括建房、婚丧嫁娶、看病、孩子上学这四类活动。
接下来，问农户在上述活动中“是否需要借钱”，如果不需要借钱则不受信贷约束。对于回答“需要借钱”的农户，再问他“借到钱没有”，如果没有借到钱则证明他受到信贷约束。那些回答“借到钱了”的农户，继续问“希望借到的金额”和“实际借到的金额”，如果前者大于后者则说明他们在这种活动中受到信贷约束。
如果农户在四项生产型活动(农业生产、做小生意、办企业和外出打工)中的一项或者多项受到信贷约束，则说明他的生产活动受到信贷约束，定义为生产型信贷约束；如果农户的四项非生产型活动(建房、婚丧嫁娶、看病、孩子上学)中的一项或者多项受到信贷约束，则说明他的非生产活动受到信贷约束，定义为生活型信贷约束。如果农户在生产型活动或者非生产型活动中受到信贷约束，则说明他的家庭受到信贷约束，称为总的信贷约束。这种通过直接提问，从而获知农户信贷约束状况的研究思路类似于李锐和朱喜(2007)定义的“金融抑制”，称这种度量方法得出的信贷约束为显性信贷约束，统计结果总结在表1中。
在1951个样本中，11.2％的家庭受到信贷约束(218户)。其中约7％家庭的生产型活动受到信贷约束，5.6％的家庭的非生产型活动受到信贷约束，当然有些家庭可能两类活动都受到信贷约束。生产型活动中，农业生产最容易受到信贷约束，大约有4％的家庭；非生产型活动中，建房活动最容易受到信贷约束，有2.5％的家庭。外出务工是最不易受到信贷约束的活动，这应该和外出务工的相对低成本有关。
从地域来看，受到(显性)信贷约束的家庭以彝良县居多，大约24.8％的农户受到信贷约束。醴陵县受到信贷约束的农户也比较多，该县19.2％的农户受到信贷约束。平均而言云南省三个县(彝良县、南涧县和嵩明县)和湖南省三个县(桑植县、岳阳县和醴陵县)的农户受到信贷约束比例比较高，黑龙江省的三个县(龙江县、东宁县和漠河县)农户受到信贷约束比例比较低。
(二)间接度量
Banerjee和Duflo(2004)提出了另一种度量信贷约束的方法。在广大农村地区，农户在生产、生活中，从供货商处赊欠是很正常的行为。有的时候，农户会以比付现金购买更高的价格赊账，以满足流动资金不足时的需求。显然，如果赊账价格高出付现金价格很多，以至于其间的差距高出各种渠道的贷款利率，那么可以说农户受到信贷约束。我们把这种间接度量方法得出的信贷约束称为隐性信贷约束。
表2中，列出了农户生产型活动的赊欠情况。在回答此系列问题的1934户农户中，有457户家庭在2008年因为生产型活动而发生赊欠，其中高价赊欠的农户为141户，占发生赊欠家庭的比例为23.3％。平均而言，高价赊账的赊欠期为141天，略高于平价赊账的114天。如果用赊账价格高于付现金价格的比例作为赊账利息的话，高价赊账的利率平均达到8％，考虑到平均只有141天的赊账期限，折算成年利率达到20.7％，远高于农信社和银行的贷款利率，也高于一些民间个人借贷的利率。也就是说，高价赊账的农户如果可以从这些渠道获得借款，那么他就不会去高价赊欠。因此，可以断言那些高价赊账的农户受到信贷约束。
从表3可以看出，农户的非生产型活动赊账略少一些，在调查的1927个样本中，只有130户因非生产型活动发生了赊账。其中，高价赊账的比例为13.2％，平价赊账的比例为86.8％。平均而言，高价赊账和平价赊账的期限相差无几，前者为119天，后者为120天。虽然非生产型活动的高价赊账比例比较低，但是它对应的利率却比较高，达到15％。用期限折算成年利率的话，为46％，几乎高于所有的正规和非正规利率。这说明，非生产型高价赊账的农户所受到信贷约束更为严重。
按照上述方法，统计出农户受到隐性信贷约束的情况，如表4所示。平均5.69％的农户受到信贷约束，其中生产型活动受到约束的大约占样本总数的5.33％，非生产型活动受到约束的约占样本总数的0.87％。生产型活动隐性受到约束最多的农户主要分布在南涧县和醴陵县，分别有10.85％和11.67％的农户受到隐性信贷约束。非生产型活动受到信贷约束的农户以南涧县和彝良县居多，分别有2.83％和2.03％的农户受到隐性信贷约束。从地域分布上来看，云南省和湖南省的农户受到隐性信贷约束的比例比较高，黑龙江省农户受到隐性信贷约束的比例比较低，和显性信贷约束度量的结果一致。
三、实证研究
本文定义的村庄金融环境主要描述了村庄所在的乡镇是否存在各种金融机构，以及这些机构所开展的相关服务(信贷员、小组联保等)。村庄金融环境会影响农户的信贷约束，这是因为：第一，这些金融机构的存在会便利农户的贷款，降低贷款的交易成本，从而降低受到信贷约束的可能；第二，金融机构的存在会改变农户的储蓄行为，让农户存储更多的金融资产(存款)而非实物资产，这样在农户需要资金的时候可以很快得到满足，不易受到信贷约束，反之如果农户以实物形式存储资产，则在有资金需求时很难变现并会产生价值损失，容易受到信贷约束；第三，金融机构具有动员储蓄并配置社会资源的功能，因此它可以动员附近农户的储蓄，满足需要贷款农户的需求，从而降低后者受到信贷约束的可能；第四，由于金融机构和农户之间的信息不对称，容易造成农户的信贷配给，但是如果机构能够在村庄内部有信贷员，或者在村庄开展小组联保贷款，则可以在一定程度上克服信息不对称带来的逆向选择和道德风险，从而降低农户受到信贷约束的可能性。
接下来，本文将使用抽样调查获得的数据验证上述分析的结论，实证研究所需要的相关变量描述统计在表5中。
(一)变量介绍
1，被解释变量
本文中，被解释变量主要分为两类“显性信贷约束”和“隐性信贷约束”，每一类又被细分为“生产型信贷约束”和“生活型信贷约束”两种。
调查样本中11％的家庭受到了显性信贷约束，生产型信贷约束和生活型显性信贷约束的家庭比例相近，分别为7％和6％。受到隐性信贷约
束的家庭比例只有6％，小于显性信贷约束。值得注意的是，采用间接度量的方法，生产型信贷约束的家庭有5％，而生活型信贷约束的家庭只有1％，远低于前者。可见农户的隐性信贷约束主要表现在生产方面。
2，解释变量
“本乡镇是否有信用社”考察了我国农村金融主力军――农村信用社的覆盖情况，93％的村庄所在的乡镇都有农村信用社的网点分布。虽然农信社的覆盖面比较广，但是农信社了解农户的信息主要依靠分布在村庄里的信贷员，样本显示仅有49％的村庄有信用社信贷员。信贷员是为农户提供方便、快捷的金融服务的关键，特别是在农信社和农户信息不对称状况下，依靠信贷员了解贷款对象的信息至关重要，所以理论上信贷员分布越广泛，农户受到的信贷约束应该越小。
农信社在45％的村庄开展了小组联保。小组联保贷款是贷款机构克服信息不对称，甄别农户属性，保证贷款农户按时还款的重要手段(Aghion和Morduch，2005；Morduch，1999)。小组联保与农户受到的信贷约束应该呈反向相关关系，开展小组联保的村庄农户受到的信贷约束(尤其是显性信贷约束)的可能性越低。
“本乡镇是否有四大国有银行”为定性变量，被调查的村庄所在乡镇只要有四大国有商业银行中的任何一家，该变量都记为“1”，否则为“O”。随着金融业改革的深入，四大国有商业银行逐步从农村地区撤并网点，所以他们在乡镇一级的机构很少，仅有26％的村庄所在乡镇设有四大国有银行。
根据银监会的定义，新型农村金融机构包括村镇银行、资金互助社、小额贷款公司。新型农村金融机构建立了农村金融供给的新渠道，具有更简单灵活的利率定价机制。较之传统金融机构，它能够更及时、更有针对性地向农户发放贷款。所以新型金融机构的存在应该和农户信贷约束呈负相关关系。但作为新兴事物，新型金融机构目前并没有普及，仅有14％的村庄所在乡镇设立了新型农村金融机构。
3，控制变量
由于一些农户特有的属性会影响自身的信贷约束，所以在回归中需要控制这些变量的影响。“能够提供借款的亲戚朋友数量”考察的是农户社会网络的力量。从经济直觉看，该数值越大，农户越不容易受到信贷约束。平均每个农户可借款的亲戚朋友数量为6.98人，其中最少的为O人，最多的高达200人，差异非常大。
如果家庭有成员在外务工，则“家庭是否有人在外务工”变量为1，否则为0，该变量应该与农户受到的信贷约束大小呈反向相关关系。这是因为，如果家庭中有在外务工的成员，那么该家庭在一定时期内将有稳定而持续的净现金流，不容易产生借款需求。即使产生借款需求，也容易得到满足，因为不论是各类金融机构还是其亲戚朋友，都会更倾向于向他们提供贷款。调查样本中，67％的农户家里有人在外务工。
“家庭的资产”一项考察了农户的还贷能力：家庭资产越雄厚的农户，更容易通过抵押的方式获得贷款，所以受到的信贷约束的可能性就越小。根据调查数据，可以看到样本农户家庭的平均资产为5.74万元，但波动较大(标准差高达8.51万元)，说明目前我国农村地区贫富差距比较大。
除了金融环境以外，村庄的一些属性也会影响居住在其中的农户的信贷约束状况。“本村是否是乡镇所在地”用来控制农户所在村庄的经济环境影响，28％的样本在乡镇所在地居住；“本村是否是贫困村”变量用来控制村庄民间资本对信贷约束的影响，在样本数据中10％的农户居住在贫困村中；“本村离县城的距离”用来控制村庄交通环境对农户信贷约束的影响，平均每个农户距离县城的距离为23.97公里。
(二)村庄金融环境与农户显性信贷约束
本文的研究采用Probit回归模型，为了更好地解释模型的结果，表6和表7中列出的都是解释变量的边际影响(Marginal Effect)。如果自变量是虚拟变量，则边际影响就是自变量从O变成1时，因变量取1的概率的变化；如果自变量是连续变量，则边际影响就是自变量变化1单位时，因变量取1的概率的变化量。通过边际影响，我们可以从数量上分析村庄金融环境对农户信贷约束的影响。
在研究农户的显性信贷约束时，共有三个被解释变量，分别为农户是否受到(显性)信贷约束，生产是否受到(显性)信贷约束，生活是否受到(显性)信贷约束。从表6中可以看出，如果农户居住的村庄所在乡镇有“四大国有银行”，则农户受到信贷约束的可能性会降低3％至4％，其中受到生产型约束可能性会降低2％，但是对农户的生活型约束的影响作用并不显著。
农村信用社是目前阶段农业贷款的主力军，根据中国人民银行农村金融服务研究小组(2008)的数据，2007年末合作金融机构的农业贷款余额占全国金融机构总量的92.63％。为了进一步分析农信社的贷款政策对农户信贷约束的影响，调查中记录了每个村庄“是否有信贷员”和“农信社是否开展小组联保”等数据。村庄信贷员和农户生活在同一个环境中，对农户的家庭情况、生产和消费情况、贷款用途等都非常了解。所以村庄信贷员的存在使得农信社能够识别出农户的真实贷款需求，有助于缓解农信社和农户之间的信息不对称，并有助于监督还款。所以信贷员的存在有助于那些有真实贷款需求并有能力还款的农户获得贷款，从而降低农户的信贷约束。小组联保政策最初由・尤努斯在孟加拉国的格莱珉(Grameen Bank)银行使用，此后逐步被其他发展中国家的金融机构采用。2003年，我国银监会出台《农村信用社农户小额信用贷款和农户小组联保贷款的指导意见》，鼓励大力发展农户小额贷款。从那时起，我国的农村信用社逐步推广小组联保形式的小额信贷，用来解决农村信用社和农户之问的信息不对称问题。
从表6中可以看出，虽然农户居住的村庄所在乡镇是否有信用社对农户信贷约束的影响不显著，但是农信社的一些具体措施是有助于农户减轻信贷约束的：如果村庄有信用社的信贷员则农户受到信贷约束的可能性会降低3％，受到生产型信贷约束可能性降低2％，受到生活型信贷约束可能性降低2％；如果信用社在村庄开展了小组联保贷款，则农户受到信贷约束的可能性会降低7％，受到生产型信贷约束可能性降低4％，受到生活型信贷约束可能性降低4％。可见小组联保贷款政策的作用还是比较大的。
本文的研究没有发现新型农村金融机构对缓解农户信贷约束的显著作用，但农户自身的社会网络对缓解信贷约束是有作用的：农户“可以提供借款的亲友”每增加1人，则受到信贷约束的可能性减少0.2％，这种作用主要是通过减轻受到生活型信贷约束实现的。
(三)村庄金融环境与农户隐性信贷约束
在研究农户的隐性信贷约束时，共有三个被解释变量，分别为农户是否受到(隐性)信贷约束，生产是否受到(隐性)信贷约束，生活是否受到(隐性)信贷约束。表7的结果显示，如果农户居住的
村庄所在乡镇有“四大国有银行”，则农户受到隐性信贷约束的可能性会降低3％，其中受到生产型信贷约束可能性会降低3％，但受到生活型信贷约束的可能性不会受到显著影响。农户居住的村庄所在乡镇是否有信用社对农户信贷约束的状况影响不显著，并且农信社的一些具体措施，诸如“村庄信贷员”和“小组联保贷款”的作用也都不显著，这和他们对农户显性信贷约束的影响是有区别的。
“能提供借款的亲戚朋友的数量”这一变量对农户的生活型的信贷约束会有负向影响：农户“可以提供借款的亲友”每增加1人，则受到生活型信贷约束的可能性减少0.1％。但是“能提供借款的亲戚朋友的数量”对农户的生产型信贷约束则没有显著影响，对农户总的信贷约束也没有影响。其原因可能是，农户受到的隐性信贷约束主要是生产型信贷约束，生活型信贷约束比例非常低。如前文描述统计所显示，在生产方面受到隐性信贷约束的家庭有5％，而在生活方面受到隐性信贷约束的家庭只有1％，前者远远高于后者。如果某一因素不能影响生产型约束而只能影响生活型约束，则不会对整体信贷约束产生影响。
四、结论和政策建议
本文在描述农户的信贷约束时，有两方面的创新：第一，区分了农户在生产型活动和非生产型活动上的信贷约束，数据显示这两方面的约束确实是不同的，农户的生产型活动更容易受到信贷约束；第二，提出了显性的信贷约束和隐性的信贷约束的概念，使用农户高息赊账的记录来判别隐性信贷约束的状况，研究表明11.2％的农户受到显性信贷约束，5.7％的农户受到隐性信贷约束。
无论是从显性信贷约束还是从隐性信贷约束的视角，本文都发现“四大国有银行”的存在有助于降低农户受到信贷约束的概率。但“四大国有银行”的存在主要是通过降低农户受到生产型信贷约束的概率，对生活型信贷约束的影响并不显著。从1994年工商银行、农业银行、中国银行、建设银行这四大国有银行变身为商业银行开始，他们陆续从农村地区撤出(吴晓灵，2008：85页)。以我们调查的结果来看，只有26％的样本农户所在乡镇有四大国有银行。如果说他们撤出农村地区的网点是市场化运营的必然要求，那么国家应该从政策层面逐步放开农村地区的金融市场，允许新的金融机构进入，以缓解农户的信贷约束。
虽然农信社的存在对农户的信贷约束有负的影响，但是这种影响并不显著。农信社的村庄信贷员和开展的“小组联保贷款”可以显著地降低农户的(显性)信贷约束。如果农户居住的村庄有农信社的信贷员，则农户受到信贷约束的概率会降低3％；如果农信社在农户居住的村庄已经开展了小组联保贷款，则农户受到信贷约束的概率会降低7％。因此，国家如果想强化农信社为“三农”服务的效果，不应该仅在机构的布局上做出要求，还应该引导农信社提供更加方便快捷的存贷款服务，鼓励尝试有助于缓解信息不对称的机制。
本文的研究没有发现新型农村金融机构对化解农户信贷约束的显著作用，他们成立的时间较短可能是主要原因。由于2006年底才开始允许新型农村金融机构成立，到我们调查的2008年，新型农村金融机构还没有足够的数量(调查地区只有14％的农户所在乡镇有新型农村金融机构)。又由于没有现成的经验可循，新型农村金融机构也很难形成一些有效信息识别机制。因此我们提出的金融环境降低信贷约束的机制：交易成本和信息不对称，都很难成立。另外农户的储蓄习惯改变也需要时间，短短两年之内很难受到新型金融机构的影响。因此，新型农村金融机构对农户信贷约束的影响可能会在未来逐步显现出来。
农户自身的社会网络也对降低他们的信贷约束有显著作用。但这种影响主要在降低农户的生活型信贷约束，而非生产型信贷约束。这一发现支持了林毅夫和刘遵义等(1989)的分析：农户的正规贷款主要用于生产型用途，农户的非正规贷款主要用于非生产型的用途。因此，仅依靠民间的亲友借贷很难满足农民增收、农业增产和村庄发展所需要的资金，开发性质的国家正规贷款是必不可少的。
注释：
①分别是：云南省的彝良县、南涧县、嵩明县；湖南省的桑植县、岳阳县、醴陵市；黑龙江省的龙江县、东宁县、漠河县。
②银监会于2006年12月21日印发的《中国银行业监督管理委员会关于调整放宽农村地区银行业金融机构准入政策，更好支持社会主义新农村建设的若干意见》。
③这里的贫困村是指民政机构认定的贫困村。
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关键词：国内销售；间接出口；直接出口；信贷约束
DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2016.06.29
中图分类号：F8305；F740 文献标识码：A 文章编号：1001-8409（2016）06-0134-06
Abstract：This paper makes a theoretical explanation and an empirical analysis on enterprise choice of domestic sale， indirect export or direct export from the angle of credit constraint. Result shows that， firstly possibility of credit constraint influencing on domestic sale is minimal. Secondly， general credit constraint has outstanding positive stimulation on indirect export， bank credit has outstanding positive stimulation on direct export. When credit constraint influencing the share of direct export， low credit cost probably has stimulation function in a certain extent， bank credit has the largest impact on direct export.
Key words：domestic sale； indirect export； direct export； credit constraint
1文献综述
按照商品或服务的最终去向是否逾越国境，企业的销售模式可分为国内销售和出口，而出口又有间接和直接出口①之分。企业如何对这三种销售模式作出选择？这是一个十分值得探究的问题。在改革开放初期，销售模式的选择受制度的严重制约，如外汇制度、资本流动、人员往来的限制使得绝大部分企业缺乏国际视野，安于国内销售；外贸经营权审批制的设计限制了企业直接出口，促进了间接出口，很明显总体对外开放度不高的制度设计扭曲了企业销售模式的选择。随着中国对外开放进程的不断加快，尤其是2001年入世以来，中国经济体制改革进行得更彻底、全面，外汇、资本、人员往来和对外贸易等领域都朝着市场化的方向推进，这些大大缓解了企业销售模式选择所面临的制度扭曲。尽管当前中国市场化水平已处于较高的水平，但在金融领域还存在一些固有的顽疾，由于金融市场主体成分较为单一，未能形成良好的金融生态，使绝大部分企业都面临着信贷约束。在新的背景下，企业又是如何进行销售模式的选择呢？为此，本文基于信贷约束视角，对国内销售、间接出口与直接出口进行新的解读。
对企业销售模式选择的研究，Melitz[1]认为，生产率高的企业选择出口，生产率低的企业选择国内销售。但是并未对出口作间接出口和直接出口之分。而出口的划分是有现实基础的，一些文献[2]也例证了间接出口和直接出口的重要性。为此，部分文献将研究视角锁定在间接出口和直接出口这两种出口模式选择之上，但这类文献的数量十分有限。毛毅[3]利用世界银行企业调查的微观数据，借助Logit模型分别对内销与出口、间接出口与直接出口选择的影响因素作了研究；马林梅[4]、张群群[5]利用世界银行2011年中国企业调查数据，研究了企业规模与间接出口、混合出口和直接出口这三种出口模式之间的关系；茹玉聪和李燕[6]利用世界银行2011年中国企业调查数据，研究了电子商务与直接出口、间接出口这两种出口模式的关系；彭羽和刘慧[7]利用服装、鞋业、计算机和手机行业内出口额最大的海关8位税则号产品企业的出口数据，研究了资产专用性和合约环境对企业这两种出口模式选择的影响；Felbermayr和Jung[8]权衡了直接出口和间接出口的利弊，并理论解读了企业对二者的选择，最后利用美国50个部门对133个国家的出口数据进行实证分析；Ahn等 [2]构建理论模型，模拟了企业依生产率的高低在直接出口和间接出口之间进行选择，并利用中国企业的微观数据进行了实证分析；Crozet等 [9]指出间接出口能降低企业进入一些市场准入程度高的国际市场的难度，增加缺乏效率企业进入国际市场的机会，并利用法国企业的微观数据进行了实证分析。
相较于以往研究，本文的特点在于：第一，视角新颖，填补研究空白。虽然已有文献涉足企业销售模式选择领域，但并未涉及信贷约束视角，而信贷约束对企业出口的影响早已被许多文献所证实[10]，并且信贷约束在当前中国也是普遍存在的现象，因此基于信贷约束视角解读企业销售模式选择研究非常有意义；第二，论证饱满，既构建理论框架进行理论解读，同时又利用企业微观数据进行经验研究。
2理论解析
在Melitz[1] 模型国内销售和出口二元分类基础上，进一步分离出间接出口和直接出口。假设国内销售、间接出口和直接出口所面临的固定成本分别为fd、fix和fdx，很显然国内销售的固定成本最低，直接出口的固定成本最高，而间接出口由于中间商的分担，使得其固定成本介于国内销售和直接出口之间，故fdfixfdx。
另外，Melitz[1] 解读了生产率对国内销售和出口这两种模式的选择影响，但忽略了信贷约束对此选择机制的影响。为此本文拟引入信贷约束来进行相应拓展。依照不同的划分标准，信贷资金可分为多种类型，典型的有银行信贷和商业信贷之分，当然也还有更精细的划分。对于这些不同类型的信贷资金，最大的区别在于融资成本。本文在数学处理上仅将信贷资金分为两种类型，融资份额分别为θ1和θ2，融资成本分别为δ1和δ2。除了信贷资金外，企业还有部分留存资金，设为A。
在上述基础上，不同销售模式选择的前提条件分别为：
第一，国内销售。首先满足利润要大于等于零，即π（φd1）；其次满足信贷约束，即信贷资金和自有资金能够大于等于国内销售成本， 。其中φd1和φd2分别表示国内销售时满足利润和信贷约束要求的企业生产率，并且这两个生产率的临界值分别为φd1=1Pρ，而企业要想成功实现国内销售，企业生产率必须大于φd1和φd2中的最大值即。当，此时信贷约束对φd1即企业国内销售生产率的临界值无任何影响，因此信贷约束不影响企业的国内销售；当，若，则，这说明信贷约束会影响企业国内销售时的生产率阈值，信贷约束越小即θd1或θd2越大，企业国内销售时的生产率阈值越小，体现了企业进行国内销售的生产率门槛变低，并且融资成本越低，越能放大此效应。
第二，间接出口。推导过程与国内销售相似，只是固定成本存在差异，具体结果为：当，此时信贷约束对φix1即企业间接出口生产率的临界值无任何影响，因此信贷约束不影响企业间接出口；当，，若，这说明信贷约束会影响企业间接出口时的生产率阈值，信贷约束越小即θix1或θix2越大，企业间接出口时的生产率阈值越小，体现了企业进行间接出口的生产率门槛变低，并且融资成本越低，越能放大此效应。
第三，直接出口。推导过程同上，只是直接出口存在“冰山成本”τ以及差异化的固定成本fdx。生产率的临界值分别为：，此时信贷约束对φdx1即企业直接出口的生产率临界值无任何影响，因此信贷约束不影响企业的直接出口；，说明信贷约束会影响企业直接出口时的生产率阈值，信贷约束越小即θdx1或θdx2越大，企业直接出口时的生产率阈值越小，体现了企业进行直接出口的生产率门槛变低，并且融资成本越低，越能放大此效应。
综合来看，当不同销售模式的信贷结构、信贷成本与自有资金相同时，[1] 的结论同样适用；2时，2时，若设，且为随机变量，，说明随着固定成本的增加，信贷约束对生产率阈值无影响的概率越来越小，间接体现出直接出口时，信贷对生产率阈值发挥作用的可能性最大，间接出口次之，国内销售最小；这反映出信贷约束对直接出口的影响最大，间接出口次之，国内销售最小。
基于上述分析，可得到如下三个假设：
H1：信贷约束影响直接出口的可能性最大，间接出口次之，国内销售最小。
H2：当信贷约束发挥作用时，信贷约束越紧越不利于直接出口、间接出口和国内销售；越宽松越有利于直接出口、间接出口和国内销售，并且信贷成本越低，越能放大此效应，越高越是缩小此效应。
H3：当信贷约束发挥作用时，对直接出口的影响最大，间接出口次之，国内销售最小。
3实证模型与数据采集
31实证模型
为了比较分析信贷约束对国内销售、间接出口和直接出口影响的可能性，构建了多元选择模型。具体表达式为：Uij=α+β1Xi+λZi+εij，其中Uij为企业i选择j类型销售模式所获效用；Xi为信贷约束变量；Zi为控制变量；εij为随机残差项；α、β1和λ为模型系数；另外P（yi=j）=P（Uij≥Uik，k≠j），反映出企业i之所以选择j类型销售模式，主要是由于j类型销售模式所获效用最高。由于对εij的设定存在多种形式，故多元选择模型也存在多种类型，选择Probit和Logit这两种典型类型，进行相应论证和稳健性分析。
另外，为全面反映信贷约束对企业销售模式的影响，尤其是对假设H2和H3的论证，进一步构建实证模型，分别对国内销售、间接出口和直接出口的比例进行多元回归分析，具体表达式为：Yi=α+β1Xi+λZi+μi，其中Yi在不同的回归分析中，i分别表示企业国内销售、间接出口和直接出口的比例；Xi为信贷约束变量；Zi为控制变量；μi为随机残差项；α、β1和λ为回归系数。
32数据采集与处理
第一，本文所有数据均来自世界银行企业调查数据库中2012年中国企业调查数据，其中共有2848个微观企业数据，考虑到国有企业的特殊性，尤其是面对信贷约束问题时，将148个国有企业的微观数据剔除在外，另外由于部分指标存在缺省值，也对相关企业进行了相应剔除。
第二，在多元选择模型中，依据现有文献以及数据的可得性和缺失状况，选取有无国际认可的质量证书（Q）、运营时长（T）、过去三年内是否引入新产品或服务（N）、2011年底永久全职工人数（L）、外资私人持股比例（F）和政府持股比例（G）这6个变量作为控制变量，其中，有无国际认可的质量证书和过去三年内是否引入新产品或服务为属性变量，将原始数据调整为有国际认可的质量证书取值为1，无则为0；过去三年内引入新产品或服务取值为1，未引入则为0。运营时长为2012减去企业开始运营年份得到。为考察结论的稳健性，信贷约束变量（Xi）则分别选取信贷与否和信贷比例两个变量，信贷与否是属性变量，当2011年营运资本中自有资金比例为100%时，该变量取值为0，否则取值为1；信贷比例则用1减去2011年营运资本中自有资金比例而得到。另外，由于企业有可能同时选择两种以上的销售类型，因此当销售类型中存在直接出口时，归为直接出口；当销售类型中同时存在国内销售和间接出口时，归为间接出口。
第三，在多元回归模型中，因变量分别取2011年国内销售、间接出口和直接出口的比例；控制变量的处理方式与多元选择模型相同；信贷约束变量（Xi）则选取信贷比例变量，并且根据信贷资金来源渠道进一步分解出银行信用、非银行金融机构信用和商业信用，其中，信贷比例的处理方式同多元选择模型，银行信用、非银行金融机构信用和商业信用则分别采集2011年营运资本中银行借贷比例（X1）、非银行金融机构借贷比例（X2）和供应商、客户提供的信用比例（X3）来表示。
4实证结果与分析
41多元选择模型
依据上述多元选择模型，以国内销售作为参照类型，得到运算结果（见表1）。表1中，依据信贷约束变量的不同选择以及不同类型的多元选择模型，运算结果分为4个部分，其中，信贷属性和信贷比例的区分反映了不同视角，同时也能进一步确认结论的稳健性。而Logit和Probit模型的选择则带有一定程度的主观色彩，因此先以运用较为广泛的Logit模型为基准进行解读，以Probit模型为基准进行稳健性分析。表1多元选择模型运算结果
所有数值按四舍五入法保留两位小数；***、**、*分别表示1%、5%、10%置信水平下回归变量显著；括号内数值为标准差（下同）
当信贷约束变量采集信贷与否这一属性变量时，Logit模型结果显示，不论是间接出口还是直接出口信贷约束变量所对应的回归系数都为正值，这表明当存在信贷时，相较于国内销售，企业更倾向于间接出口和直接出口；同时，间接出口中信贷约束变量的回归系数要大于直接出口中信贷约束变量的回归系数，这又表明当存在信贷时，相较于国内销售，企业对间接出口的倾向性要比直接出口大。虽然这一结论证实了信贷对间接出口和直接出口有着一定程度的促进作用，但在促进效果上，明显与假设存在一定程度的分歧。Probit模型结果同样显示不论是间接出口还是直接出口，信贷约束变量对应的回归系数都为正值，再次表明当存在信贷时，相较于国内销售，企业更倾向于间接出口和直接出口，这也说明了该结论在一定程度上是稳健的，不因具体适用模型的改变而轻易改变。但在probit模型中，间接出口信贷约束变量的回归系数要小于直接出口信贷约束变量的回归系数，体现出当存在信贷时，相较于国内销售，企业对直接出口的倾向性要比间接出口大，而此结论支持假设H1。表面上看，信贷对销售类型的促进效果之所以出现迥然不同的结论，主要与所选模型类型有关，并且由于这两个模型的对数似然值基本接近，故这两个模型的优劣之分并不十分明显，这进一步加大了结论的不确定性。但无论是在Logit模型中还是在Probit模型中，间接出口信贷约束变量的回归系数和直接出口信贷约束变量的回归系数之间的差距并不大，Logit模型中两者的差距为001，而Probit模型中两者的差距为002，因此总体来说，当存在信贷时，相较于国内销售，企业更倾向于间接出口和直接出口，并且企业对间接出口和直接出口的倾向性较为接近。之所以出现与假设H1部分分歧，这可能与间接出口和直接出口之间的成本差距较小有关，企业虽然可以通过间接出口使中介企业能够分担其部分出口成本，但能否顺利实现取决于企业与中介企业之间的力量对比，如果中介企业的控制力较强，企业缺乏话语权，这极有可能使中介企业将出口成本通过各种方式转嫁给企业，从而让出口成本分担的愿望落空，对企业而言间接出口与直接出口之间的成本差距并不大。
当信贷约束变量采集信贷比例时，Logit模型和Probit模型结果都显示不论是间接出口还是直接出口，信贷约束变量所对应的回归系数都为正值，这表明企业所获信贷比例高，相较于国内销售企业更倾向于间接出口和直接出口，同样此结论也部分支持假设H1，并且此结论具有一定程度的稳健性，在不同类型的模型中都得到相应证实。至于信贷约束的促进效果，明显与信贷约束变量采集信贷属性时相类似，即在Logit模型中，企业所获信贷比例越高，相较于国内销售，企业对间接出口的倾向性要比直接出口大，而在Probit模型中，企业所获信贷比例越高，相较于国内销售，企业对直接出口的倾向性要比间接出口大，虽然两个模型的结论存在分歧，但在两个模型中，间接出口信贷约束变量的回归系数和直接出口信贷约束变量的回归系数之间的差距也不大，因此在信贷约束变量采集信贷属性时所得到的结论以及分析同样适用于此。
综合来看，假设H1在实证方面只得到了部分支持，即信贷约束影响国内销售的可能性最小；而对间接出口和直接出口影响的可能性大小却未有定论，不同的模型选择会导致不同的结论，并且信贷约束对间接出口影响的可能性与直接出口较为接近。另外，该结论具备一定程度的稳健性。
42多元回归模型
为进一步对假设H2和H3进行实证分析，利用上述多元回归模型计算得到结果（见表2）。表2多元回归模型运算结果
当因变量为企业国内销售的比例时，信贷约束变量的回归系数为负值，且在1%水平下显著，这说明企业所获信贷比例越高，越会降低企业的国内销售份额，此结论明显与假设H2相矛盾；根据信贷资金来源，进一步将信贷约束变量分解为银行信用、非银行金融机构信用和商业信用三种类型，其中，只有银行信用的回归系数是显著的，且为负值，反映出企业所获银行信贷比例越高，越会降低企业的国内销售份额，而其他两种信贷类型则对国内销售份额无显著影响。同样该结论与假设H2相抵触，并且由于只有一种类型的信贷约束有显著影响，使评估假设H2中所提信贷成本的作用既无意义，也无法进行直接比对。出现上述状态原因可能在于：绝大部分企业的自有资金基本上能够应付国内销售，增加信贷则更多是针对出口，而出口份额的增加，必将导致国内销售份额下降；另外，由于银行信贷成本最低，故企业更倾向于银行信用，从而促成银行信贷对国内销售份额的负向影响，而其余类型的信贷则无显著影响。
当因变量为企业间接出口的比例时，信贷约束变量的回归系数为正值，且在1%水平下显著，反映出企业所获信贷比例越高，越会增加企业的间接出口份额，此结论与假设H2完美契合；但进一步考察分类信贷约束时，可发现银行信用、非银行金融机构信用和商业信用这三种类型的信贷约束都对企业间接出口无显著影响，这既与假设H2不相符，同时也使得评估假设H2中所提信贷成本的作用变得毫无意义。上述状态的出现可能在于：在中国现阶段，任何一种类型的信贷来源都还没充分发挥出其应有的作用，不足以独立支撑起对企业间接出口的正向刺激作用。
当因变量为企业直接出口的比例时，总体信贷约束变量的回归系数虽为正值，但不显著，体现出企业所获信贷比例对直接出口份额无显著影响，此结论明显与假设H2相矛盾；在分类型信贷约束变量中，银行信用对企业直接出口存在正向刺激效应，即企业所获银行信贷比例越高，越会提高企业直接出口份额，该结论与假设H2相符，而非银行金融机构信用和商业信用这两种类型的信贷约束都对企业直接出口无显著影响，这明显与假设H2不相符；虽然只有银行信用对企业直接出口份额存在显著影响，但由于银行信用成本最低，故可间接说明信贷约束对企业直接出口份额的影响，低廉的信贷成本可能发挥一定程度的促进作用，这也间接验证了假设H2。
另外，由于总体信贷约束变量只对间接出口有显著正向影响，故假设H3无法得到实证支撑；虽然银行信用只对企业直接出口存在显著的正向影响，但此结论可间接验证假设H3中的部分内容，即当信贷约束发挥作用时，对直接出口的影响最大；由于非银行金融机构信用和商业信用这两种类型的信贷约束都分别对企业国内销售、间接出口和直接出口无显著影响，故假设H3无法得到实证支撑。
综合来看，假设H2得到了部分验证，即总体信贷约束变量对间接出口有显著的正向刺激效应；银行信用对企业直接出口存在显著的正向刺激效应；在信贷约束对企业直接出口份额的影响中，低廉的信贷成本可能发挥一定程度的促进作用。假设H3也得到了部分实证支撑，即当银行信用这一信贷约束发挥作用时，对直接出口的影响最大。
5结论与启示
本文在Melitz[1]模型的基础上，融入信贷约束因素，构建全新理论框架，从而基于信贷约束视角对国内销售、间接出口和直接出口进行理论解读，并得出相应假设。利用世界银行企业调查数据库中2011年的中国企业微观数据，通过多元选择模型和多元回归分析对理论框架中得出的假设进行了实证检验，发现理论分析中所得到的假设，在经验研究中只得到了部分的实证支撑，即：信贷约束影响国内销售的可能性最小；而对间接出口和直接出口影响可能性的大小却未有定论，不同的模型选择会导致不同的结论，并且信贷约束对间接出口影响的可能性与直接出口较为接近；总体信贷约束变量对间接出口有显著的正向刺激效应；银行信用对企业直接出口存在显著的正向刺激效应；在信贷约束对企业直接出口份额的影响中，低廉的信贷成本可能发挥一定程度的促进作用；当银行信用这一信贷约束发挥作用时，对直接出口的影响最大。尽管理论研究中所得到的假设只得到了部分验证，但这些得到部分验证的假设隐含着丰富的政策启示。第一，在宏观层面推动外向型经济战略时，尤其是促进对外出口时，要充分利用好信贷这一金融工具。因为信贷约束影响国内销售的可能性最小，这也凸显了信贷约束对出口的刺激作用更为有效。第二，针对一些中小企业，更要充分挖掘信贷工具对间接出口的刺激作用。由于中小企业一般难以独立承受直接出口的成本，如信息成本、资金占用成本等，因此相当一部分中小企业会借助贸易中介实现间接出口，而此时“总体信贷约束变量对间接出口有显著的正向刺激效应”这一结论为政府的干预提供了方向。第三，要重视银行信用这一传统而又十分重要的信贷形式，丰富银行信用提供主体的成分，积极推进利率市场化，使更多企业能够得到银行信用的支持，从而发挥银行信用对企业直接出口的正向刺激效应。第四，要重视培育其他信贷来源渠道，为信贷对出口的促进作用提供更多的空间。在实证中除银行信用外，其他信贷来源渠道的作用都不显著，其中原因之一可能与其他信贷来源渠道在现实金融生态中处于绝对弱势地位有关，因此要发挥其他信贷来源渠道对出口的促进作用，需要加强信贷来源渠道的培植。
参考文献：
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[2]JaeBin Ahn，Amit K. Khandelwal，Shang-Jin Wei.The Role of Intermediaries in Facilitating Trade[J].Journal of International Economics，2011，（84）：73-85.
[3]毛毅.企业间接出口方式选择的影响因素研究――基于中国微观企业的实证分析[J].国际贸易问题，2014（12）：48-56.
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[8]Gabriel Felbermayr，Benjamin Jung.Trade Intermediation and the Organization of Exporters[J].Review of International Economics，2011，19（4）：634-648.
节水灌溉技术采用率低下已成为制约西北干旱地区农村经济可持续发展的关键。理论研究发现，信贷约束对具有资本密集型特质的节水灌溉技术采用产生影响，而社会资本对信贷约束具有一定的缓解作用。基于此，本文使用甘肃张掖483户农户调研数据，首先，将通过意愿调查法获得的农户金额约束、利率约束和期限约束数据资料表征农户信贷约束程度，并应用探索性因子分析法构建社会资本指数；其次，运用Probit模型实证分析信贷约束、社会资本对节水灌溉技术采用的影响；再次，分别引入社会资本与金额、利率和期限约束的交互项，检验社会资本对信贷约束的缓解效应；最后，通过稳健性检验与边际效应分析对实证结果和影响程度进行检验。结果发现：①信贷约束的三个维度――金额约束、利率约束和期限约束分别对节水灌溉技术采用行为具有显著的抑制作用，而社会资本对农户采用节水灌溉技术具有积极促进作用。金额约束每增加1万元，节水灌溉技术采用概率降低1.96%；利率约束每上升1%，采用概率下降0.77%；期限约束每延长1年，采用概率下降2.39%；农户社会资本每提高一个档次，采用概率提升21.04%。②社会资本通过民间借贷等形式，对技术采用过程中的金额与利率约束有显著的缓冲功能；受民间借贷期限不稳定等因素的影响，社会资本对期限约束的缓解效应并不明显。③户主年龄、受教育程度、所在村庄与乡镇的距离以及是否接受过技术推广服务均对节水灌溉技术采用行为有显著影响。
关键词信贷约束；社会资本；节水灌溉技术；采用行为
中图分类号F323.3文献标识码A
文章编号1002-2104（2017）05-0054-09DOI：10.12062/cpre.20170314
中国是水资源严重短缺的国家，人均水资源占有量仅为世界人均水平的28%。农业是
用水大户，近年来农业用水量约占经济社会用水总量的62%，部分地区高达90%以上，农
业用水短缺、水资源利用效率低下一直以来都是制约中国农业可持续发展的重要因素。节水
灌溉技术具有提高农业水资源利用效率、减少旱灾风险损失、降低农村贫困发生率和促进农
业变革的作用。推广节水灌溉技术，发展节水农业对于保障西北干旱地区水安全、粮食安全
和生态安全，推动农业和农村经济可持续发展具有重要的战略意义。2012年颁布的《国家
农业节水纲要》（2012―2020）明确提出，到2020年高效用水技术覆盖率达到50%。然而
现实中，具有节水优势的节水灌溉技术却没有被广泛采用，尤其是在缺水较为严重的西北干
旱地区。与种子、化肥等技术不同，节水灌溉技术投资大、回收周期长，具有资本密集型技
术的特征，信贷约束是否是导致节水灌溉技术采用率低下的关键因素，需要进一步证实。此
外，已有研究证实，社会资本具有缓解信贷约束的功能，那么，在农户灌溉技术采用中，社
会资本对信贷约束的缓解是否显著？回答这些问题对于扩展农村金融服务，提升金融瞄准效
率，促进灌溉技术采用具有重要意义。
1理论分析与文I综述
自Griliches[1]开创农业技术采用研究的先河以来，农业技术采用引起了学术界的广泛关注。早期学者较多关注于性别、年龄、收入、土地规模、风险、不确定性、人力资本等因素对农业技术采用的影响[1-3]。随着农业生产对资金依赖程度的提高，信贷约束对农业技术采用的影响也逐渐进入人们的视野[4-5]。现代契约理论认为，由信息不对称引发的逆向选择、道德风险以及交易成本问题（筛选成本、监管成本及贷款合约执行成本较高）是导致金融机构不愿贷款给农户的根本原因[6]。此外，农户往往因无法有效分散农业生产风险，无力提供满足银行数量和质量要求的抵押品而被银行排斥在外[7]。无法获得足额贷款迫使农户放弃先进农业生产技术，尤其是资本密集型技术的采用。Simtowe等[5]利用处理效果模型（Treatment Effect Model）分析农户是否获得贷款对杂交玉米技术采用的影响，得出信贷约束对杂交玉米种植面积有显著负向影响的结论。
Shiferaw等[8]利用来自非洲七个花生主产区945户农户调研数据证实，信息、种子、信贷三重约束是导致RRVs 花生品种种植率低的主要原因。
信贷约束反映了农户借款需求无法得到满足，供需缺口可能是由于银行信贷配给造成农户借款金额不能或只能部分满足，也可能来自于利率、期限等其他因素的影响。农村信贷市场资金供需矛盾显著，金融机构对贷款农户信息甄别与监管成本较高，农户违约风险大、议价能力弱[9]等原因导致农业贷款的平均利率显著高于农业生产利润率。居高不下的贷款利率水平降低了农户通过借贷增加资本密集型技术投入的积极性。此外，农业生产周期长，投资回收慢，而出于规避风险、回笼资金等目的，中国农村信贷产品期限普遍较短。农户信贷合约期限与农业生产期限错配降低了农户贷款积极性，限制了资本密集型技术的采用。GonzálezVega[10]、刘西川等[11]、程恩江[12]等从价格、数量和其他条件讨论信贷约束背后的信贷配给形成机制。但是，现有研究较多从信贷资金可得性视角分析信贷约束对农户技术采用的影响，而关于利率和其他条件的信贷约束对技术采用影响的研究尚不多见。
社会资本是个人或家庭拥有的社会结构资源[13]。农户通过社会网络进行技术交流，可有效获取信息，改进知识累积，提高技术采用率[14]。通过社会互动，向其他采用者学习，可有效减少不确定性[15-16]。在我国现行农业技术推广体系下，农户对新技术的采用更大程度上受到周围其他村民的影响[17]，社会资本可以加强农户间的交流与合作，将专业知识转化为通俗易懂的语言，克服推广次数、距离、文化、知识水平等限制，提高新技术采用率。刘中会等[18]对寿光蔬菜产业集群的研究表明，集群内优越的社会资本（集群文化）能促使其成员追寻关于此产业最先进的技术与知识。汪建等[19]运用结构认知法对四川省连片特困地区301户农户调研数据进行分析，得出社会资本对贫困地区农业技术采纳意愿有显著正向影响的结论。
社会资本不仅直接影响农户技术采用，还具有缓解农户信贷约束的功能。首先，正规金融机构倾向于给社会资本状况良好的农户提供信贷[20]。农户拥有社会资本状况在很大程度上影响其经济行为，传递金融机构所需的“软”信息来补充说明农户缺失的“硬”信息（如个人信用评级信息）[21]，有效防止金融机构的逆向选择，降低农户违约的可能性，避免因信息不对称而引发的金额约束[22]。此外，正规金融机构通过以往借贷合约与农户建立的相互信任关系也属于农户社会资本范畴，已逐渐成为无形抵押品，减少金融机构对农户的金额约束。其次，社会资本是民间借贷行为的“特质性”资源，随着农户社会资本的培育，亲朋好友间的民间借贷能为农户提供低息甚至无息且无需财产抵押的借款，成为农户信贷约束的“缓冲剂”[23-24]，缓冲利率约束对农户资本密集型技术采用行为的影响。另外，社会资本能传递有关信任、合作的信号，有助于降低贷款银行的信息搜集成本、契约签订成本以及监督成本，最终降低银行贷款利率。再次，社会资本水平越高，农户信息透明程度越高，银行贷款风险越低，贷款合约期限越长。此外，以社会资本为基石的民间借贷期限较为灵活，或在一定程度上缓解农户贷款的期限约束。严太华和刘志明[24]选用CHFS调查数据证实，中国农村家庭存在旺盛的信贷需求，由于信息不对称，农户普遍面临信贷约束。受信贷约束的农户往往会选择通过民间借贷渠道弥补信贷需求。张建杰[25]基于河南省397户农户调查的实证分析表明，社会资本水平较高的农户正规信贷的实际发生率较高，且户均信贷规模明显较大。然而，也有学者提出了不同观点。程郁等[26]基于供给型与需求型信贷约束的研究发现，与信用社的关系不是决定农户信贷约束的关键因素，“关系”对供给型约束和总体约束的影响不显著，但会加强需求型信贷约束。
本文以甘肃张掖483户农户调研数据为例，探究信贷约束、社会资本与节水灌溉技术采用之间的关系。与以往研究相比，本文的创新之处在于：①采用意愿调查法获得农户在金额、利率和期限三方面的贷款意愿与贷款实际发生情况的数据资料，从农户在节水灌溉技术采用过程中受到的信贷资金金额约束、利率约束和期限约束三个维度测度农户信贷约束程度，探析各维度对节水灌溉技术采用行为的影响；②引入社会资本指数与金额、利率以及期限约束的交互项，检验农户技术采用过程中，社会资本对信贷约束的缓解作用，并对回归结果进行边际效应分析与稳健性检验。
2数据来源、变量选择与描述性统计
2.1数据来源
本文数据来自于国家自然科学基金面上项目“西北地区农户现代灌溉技术采用研究：社会网络、学习效应与采用效率”课题组的调研数据。张掖位于中国甘肃省西北部，为全国重点建设的12个商品粮基地之一。作为地处河西走廊腹地的戈壁绿洲，张掖生态系统脆弱，“有水即为绿洲、无水则为荒漠”，是一个典型的资源型缺水地区，人均占有水资源1 250 m3，亩均511 m3，分别只有全国平均水平的57%和29%，属典型的干旱地区。2002年，张掖市被选为全国第一个节水型社会建设的典型试点，在全市范围内大力推广管灌、喷灌、滴灌等高效节水灌溉技术。截至2015年，全市节水灌溉面积累计超过80.6万亩，农业灌溉水利用率从45%提高到51%。
课题组于2015年10月至11月在甘C省张掖市进行问卷调查，调查对象为20―75岁精神正常，有交流能力的农户。调研阶段抽样方法设计如下：首先，采用典型调查法选取党寨镇、上秦镇、沙井镇、明永乡、三闸镇、二十里堡乡6个节水灌溉技术推广较好的乡镇；其次，按照村进行分层抽样，每个乡镇抽取3个村，每村随机抽取30户农户进行问卷访谈，共发放问卷547份，其中，有效问卷483份，有效率达88.3%。
2.2变量选择
本文选取农户节水灌溉技术采用行为为被解释变量，采用为1，不采用为0。解释变量由信贷约束变量、社会资本变量和控制变量组成。
2.2.1信贷约束变量
在实地调研过程中发现，自2013年《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》正式提出“发展普惠金融”以来，西部地区农户小额信贷工作取得了突破性进展。以本次调研随机抽取的483户农户为例，有274户获得不同程度的信贷资金支持，占样本总量的56.73%，农户“贷款难”的问题得到了显著改善。但通过对数据进一步分析我们不难发现，获得贷款农户的平均贷款金额仅为3.58万元，平均贷款利率（年利率）高达8.82%，而平均贷款期限则不足1.4年。农户小额贷款具有数量少、利率高、期限短等特点。在农户节水灌溉技术采用决策过程中，小额贷款与技术投资需求不匹配成为制约农户技术采用的关键因素之一。
鉴于此，课题组在调研过程中，通过询问获得贷款农户和有贷款意愿农户“您希望获得的贷款金额是多少？”、 “您可以承受的贷款利率是多高？”、“贷款期限多长时，您可以顺利偿还？”等问题获得农户的期望贷款金额、利率和期限。进一步，本文将这三个变量与农户实际贷款金额、利率和期限相减而得到测度农户信贷约束程度的金额约束（期望贷款金额-实际贷款金额）、利率约束（实际贷款利率-期望贷款利率）和期限约束（期望贷款期限-实际贷款期限）三个维度。期望金额反映农户对信贷资金的数量需求，其与实际金额的差值能准确衡量贷款的数量缺口；期望利率反映农户能负担的利率水平，实际利率与期望利率的差值能较好地度量贷款的利率缺口；期望期限反映农户投资的回收期限，其与实际期限的差值能表征贷款的期限缺口（见表1）。
2.2.2社会资本变量
本文借鉴王昕[27]的研究方法，运用探索性因子分析法（Factor Analysis），从社会参与、社会信任、社会网络和社会声望四个维度测度农户社会资本拥有情况。社会参与通过串门频率、讨论与解决问题频率等变量对农户参与集体事务的程度进行衡量；社会网络通过手机联系人数、经常往来人数等变量对网络规模进行测度；社会信任通过农户对周围人诚信与否、是否担心利益受损等问题的评价定义农户对其他主体的信任程度；社会声望通过农户对农忙时是否有人帮忙，困难时是否有人帮忙的感受考察调查对象的被尊重程度（见表2）。除社会网络中手机联系人数、经常往来人数两个变量用实际数值度量外，其他变量根据农户对频率、评价与感受的回答，采用五级评分标准为调查对象打分。
因SPSS 21.0在提取公因子之前会自动将原始数据进行标准化处理，本文选择SPSS 21.0软件按照以下步骤计算每个样本的社会资本指数：首先，根据此次调研获得样本数据计算得到样本 KMO检验值为0.783，Bartlett球形检验近似卡方值为2 904.315（sig=0.000），表明样本数据适合做因子分析（通常认为KMO值大于0.7即表明数据适合做因子分析）。其次，为了使因子分析的结果有更加合理的经济含义，本文选取最大方差法进行因子旋转，运用提取主成分法提取特征根大于1的四个公因子，累计方差贡献率为79.253%。公因子1的方差贡献率为28.015%，包含邀请做客、讨论问题、解决问题、亲戚走动变量，将其命名为社会参与；公因子2的方差贡献率为20.652%，包含有人帮忙、农忙帮忙、提供帮助变量，将其命名为社会声望；公因子3的方差贡献率为16.011%，包含村庄风气、村民关系变量，将其命名为社会信任；公因子4的方差献率为14.575%，包含手机联系人数、经常往来人数变量，将其命名为社会网络。最后，分别以各公因子的方差贡献率为权重，对社会资本四个维度的因子得分值（Factor1Factor4）加权求和，计算每个样本的社会资本指数（Social Capital），具体计算公式为：
2.2.3控制变量
选取户主年龄、户主受教育年限、户主务农年限、家庭人口规模、家庭成员务农比例和农业收入来表征农户基本特征；采用灌溉面积和所在村庄与乡镇的距离分别衡量农户的种植特征和村庄特征；通过是否接受过节水灌溉技术推广服务（虚拟变量）考察技术推广情况。
2.3描述性统计
参与调研的483个样本中，户主平均年龄为50岁，最小21岁，最大75岁，41―50岁农户居多；户主平均受教育年限为7年，初中学历最多，高中学历只占15.94%，有30位户主没上过学；户主务农年限符合正态分布，平均年限为32年；家庭平均人口数量为4人，3―5人的家庭规模最多；家庭成员平均务农比例为55.47%，有75户只从事农业生产，其余均为兼业农户；农户灌溉面积与农业收入差异较大，灌溉面积平均为13.7亩，最少1.7亩，最多65亩，农业收入最少1 000元，最多19.9万元（见表3）。
483户农户中，有381户农户采用节水灌溉技术，占样本总数的78.9%。如表4所示，在采用技术的381户农户中，存在金额、利率与期限约束的比例分别是12.07%、3176%和2467%；在没采用节水灌溉技术的102户农户中，存在各维度约束的比例分别是5534%、7767%和8058%。由此可见，未采用节水灌溉技术农户存在信贷约束的概率明显高于采用农户。此外，采用节水灌溉技术且存在信贷约束农户各维度约束的均值（标准差）分别为0438（1317）、15.50（25.83）和0.45（0.94），未采用且有约束农户的均值（标准差）分别为2919（4188）、3689（26.50）和1.93（1.90），说明未采用且有约束农户信贷约束的程度高于采用农户。
3模型估计与结果分析
本文运用Stata12.0软件对调研获得的483个样本数据进行分析。由于模型的被解释变量――农户节水灌溉技术采用只有“采用”与“不采用”两种结果，属于二元选择问题，解释变量均为未分组数据，因此，本文采用对被解释变量发生概率（技术采用概率）解释效果较好的二元Probit方法构建模型，运用极大似然法对模型进行估计，回归结果见表5。
3.1信贷约束、社会资本对农户节水灌溉技术采用的影响
模型1探析金额、利率、期限约束以及社会资本对技术采用的影响，具体设计如下：
上式中，被解释变量Y为农户节水灌溉技术采用行为，采用为“1”，不采用为“0”。Φ（*）表示累积分布函数，JEYS表示金额约束，LLYS表示利率约束，QXYS表示期限约束，SHZB表示社会资本指数，Xcontrol表示其他控制变量，β0表示回归截距项，β1―β4表示待估系数，β′表示控制变量系数矩阵，ε为误差项。
模型1的估计结果显示，拟合优度为0.739 5，拟合情况良好，通过1%显著性检验。由表5可知，金额、利率与期限约束分别通过了1%、10%和5%的显著性检验，且系数都为负，表明农户面临的金额、利率和期限约束越大，采用节水灌溉技术的概率越小。由此可知，目前中国农村大力推广的农户小额信贷无法满足节水灌溉技术的投资需求，这主要是由节水灌溉技术初始投资量大、回报率低、投资回收期长等特点与农户小额信贷的金额、利率以及期限不匹配决定的。社会资本指数通过了1%的显著性检验，且系数为正，表明社会资本通过加强农户间技术的交流与协作，对节水灌溉技术采用有显著的促进作用。
此外，户主年龄与年龄平方均通过1%的显著性检验，且年龄系数为正、年龄平方系数为负，表明节水灌溉技术采用行为与户主年龄呈现“倒U”形关系。由模型1的系数计算可知（-0.213/[2×（-0.002 4）]=44.4），44岁为节水灌溉技术采用的拐点，44岁以前，户主年龄与节水灌溉技术采用行为正相关，即年龄越大，技术采用概率越大；44岁以后，年龄与技术采用负相关，即年龄越大，技术采用概率越小。实证结果表明，中年农户是目前中国农户小额信贷的主要受益者，也是节水灌溉技术的主要采用者；青年与老年农户受信贷约束、种植经验、健康状况等因素的影响，对节水灌溉技术的采用缺乏动力，该结论与国亮、侯军歧等[28]学者的研究结论相同。户主受教育年限通过10%的显著性检验，且系数为正。农户受教育程度越高，学习能力、掌握新技术的能力越强，与刘红梅等[29]的研究结论一致。与乡镇的距离通过5%的显著性检验，且系数为正，表明农户所在村庄距离乡镇越近，农户信息渠道越广，采用节水灌溉技术的概率越高。是否接受过节水灌溉技术推广服务通过1%的显著性检验，表明技术推广服务能增进农户对技术的了解，有效促进农户技术采用行为。
3.2社会资本对农户信贷约束的缓解效应
本部分在运用探索性因子分析法计算农户社会资本指数的前提下，引入信贷约束各个维度与社会资本指数的交互项来探究信贷约束与社会资本的交互关系（其他变量与模型1保持一致），模型设计如下：
上式中，JEYS×SHZB、LLYS×SHZB和QXYS×SHZB分别为金额、利率、期限约束与社会资本指数的交互项。
为避免多重共线性，模型2分别对金额、利率与期限约束原始数据进行对中处理后（社会资本指数计算结果由因子分析法得出，其均值为0，不需做对中处理），将信贷约束各维度与社会资本指数交互项引入模型2中，验证社会资本对信贷约束的缓解效应。模型拟合优度为0.758 7，拟合情况良好，通过1%显著性检验。由表5可知，金额、利率约束与社会资本指数的交互项分别通过1%和10%显著性检验。模型1中金额约束的系数为-0.27，模型2中金额约束×社会资本指数的系滴0.329 6，由此可知，社会资本对金额约束有显著的缓解作用，这与农户无法获得贷款或贷款数量难以满足需求时，往往求助于亲朋好友的事实相符。模型1中利率约束的系数为-0.105 4，模型2中利率约束×社会资本指数的系数为0.300 7，由此可知，社会资本对利率约束有显著的缓解作用，这主要由目前中国农户小额贷款利率太高，而以亲朋好友为主要对象的民间借贷以无息信用借款为主所致。模型1中期限约束的系数为-0.329，模型2中期限约束×社会资本指数的系数为-0.250 8，社会资本对期限约束虽有一定的缓解（系数绝对值变小），但没通过显著性检验，说明缓解作用并不明显。其主要原因是亲朋间的信用借贷往往期限较短或期限并不明确，贷款人随时有可能要求还款。模型2中其他控制变量对节水灌溉技术采用的影响与模型1基本相同。〖LL〗
4稳健性检验与边际效应分析
4.1稳健性检验
为检验模型1与模型2回归结果的可靠性，运用Stata 12.0软件，选取已有研究中经常用来反映农户是否存在信贷约束的虚拟变量（1表示农户有贷款意愿且没贷到款，0表示农户贷到款或没有贷款意愿）和反映农户社会资本拥有状况的“人情礼品支出（单位：千元）”来代替金额、利率、期限约束以及社会资本指数，采用Probit模型对农户节水灌溉技术采用行为进行回归（其他控制变量与模型1、2相同）。模型3回归结果显示，信贷约束阻碍农户采用节水灌溉技术，社会资本则对节水灌溉技术采用有显著的促进作用。为避免多重共线性，模型4在对信贷约束与人情礼品支出的原始数据分别作对中处理后，将二者的交互项引入模型。回归结果显示，信贷约束×人情礼品支出的系数通过10%显著性检验，系数为0.079 7，与模型3中信贷约束的系数-0.588 4进行对比后发现，社会资本对信贷约束有明显的缓解作用，与模型1、模型2的回归结果一致（见表6）。
4.2边际效应分析
针对模型1回归结果，本文进一步计算金额、利率、期限约束和社会资本指数对农户节水灌溉技术采用的边际效应，结果见表7。
由表7可知，金额约束每增加1万元，节水灌溉技术采用概率降低1.96%；利率约束每上升1%，采用概率下降0.77%；期限约束每延长1年，采用概率下降239%；农户社会资本每提高一个档次，采用概率提升2104%。
5结论与启示
本文利用2015年甘肃张掖483户农户调研数据，对信贷约束、社会资本与农户节水灌溉技术采用行为进行实证分析，主要研究结论如下：第一，金额、利率和期限约束通过减少农户信贷资金获得量、提高资金成本、缩短资金使用期限抑制资本密集型技术――节水灌溉技术的采用。第二，社会资本可以加强农户间的技术交流与合作，提高农户技术采用率。第三，社会资本通过向银行传递农户信用信息，与银行建立长期合作关系，以及提供民间无抵押、低息甚至无息信用借款对金额约束与利率约束起缓冲作用。受民间信用借贷期限不稳定等因素的影响，社会资本对期限约束的缓冲效果并不理想。
培育农户社会资本，缓解信贷约束，提高西北干旱地区节水灌溉技术采用率应从以下几个方面入手：第一，通过中央与地方政府财政补贴机制，鼓励金融机构加大对采用节水灌溉技术农户信贷资金的支持力度，实施优惠利率，延长贷款期限，放松农户金额、利率与期限约束；第二，推进农业保险与农户贷款联动机制，提高农户抵御风险能力，降低农户贷款违约率，为金融机构增加农户信贷额度提供必要的前提与保障；第三，加强农村社区文化建设，创建农村社区交流型组织环境，增强农户彼此间的交流与信赖，培育农户社会资本。
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作者简介：贾蕊，博士生，讲师，主要研究方向为农业技术经济。Email：。
本文从消费者流动性约束差异的角度研究货币政策区域效应的产生。首先分析流动性约束对消费者消费支出的影响，其次理论分析并实证检验了货币政策通过消费信贷可得性和消费信贷成本两种途经导致各地区消费者具有不同的流动性约束，并采用省际面板数据模型证明流动性约束差异导致货币政策区域效应的形成。最后提出目前应通过增加中西部地区消费者消费信贷额度，把货币政策工具重点放在商业银行存款准备金率以缩小各地区消费者流动性约束差异来缓解货币政策区域效应。
关键词：货币政策；区域效应；流动性约束
中图分类号：F820.1 文献标识码：A
文章编号：1000-176X(2012)04-0038-07
一、引 言
对货币政策区域效应的研究最早可以追溯到Scott发表的《货币政策的区域影响》一文，该文分析了公开市场操作从纽约中心地区向其他地区传导的滞后效应［1］。但一直没有得到足够的关注，直到20世纪90年代才引起学者的重视。之后，国内外学者主要从区域产业结构［2］-［5］、金融结构［6-7］和经济发展水平［8-9］等宏观层面来分析货币政策区域效应形成的主要原因，分析认为区域产业结构等宏观因素的差异，导致货币政策对实体经济产生不同的影响从而形成货币政策区域效应，其实质是宏观到宏观的分析方法。然而，现实经济系统和经济活动非常复杂，货币政策传导往往不像宏观到宏观的分析方法那么简单，其中最主要的原因是在货币政策传导过程中，微观主体（银行、企业和消费者）行为会影响到货币政策传导机制的有效性。因此，货币政策区域效应的分析逻辑应该是宏观到微观再到宏观。
消费者作为经济活动中主要微观主体之一，其消费储蓄行为对整个社会的经济活动和宏观经济政策的有效性等都具有重要的影响。然而，在一般消费理论和货币政策传导机制理论中均假定消费者不存在流动性约束，消费者可以通过借贷平滑各期的消费以达到一生效用最大化，但现实经济活动中，消费者可能会面临流动性约束的状况，这时消费者不能通过借贷平滑各期的消费，被迫减少即期消费，而且受到流动性约束越强，越难通过借贷平滑各期的消费，即期消费减少越多。
从目前现有文献来看，主要集中于研究流动性约束对消费者消费储蓄行为的影响［10］-［13］，还没有涉及到对货币政策区域效应影响方面的研究。因此，本文基于消费者流动性约束
本文流动性约束是指消费信贷约束，即消费者不能通过借助于金融机构和非金融机构以消费信贷的形式来平滑各期的消费。差异的角度研究货币政策区域效应的形成，不仅从微观方面解释货币政策区域效应的形成机制，同时对央行实施和调整货币政策提供参考依据。本文主要贡献在于分析并检验了货币政策通过消费信贷可得性和消费信贷成本两种途经导致各地区消费者具有不同的流动性约束，并实证证明了消费者流动性约束差异导致货币政策区域效应的产生。
二、流动性约束对消费者消费的影响
假设消费者的效用函数为U=U(ct)，劳动单位化为1，ct为t期消费，U′(・)＞0，U″(・)＜0，并假定消费者追求一生效用最大化：
max∑t=
SymboleB@ t=0βtU(ct)（1）
其中,βt为t期贴现率，并假设大于零。
当消费者不存在流动性约束时，可以通过借贷来平滑各期消费，消费者只受到一生收入（包括劳动性和财产性收入）的约束。
约束条件：ct+at+1=(1+rt)at+wt（2）
其中,a为消费者以储蓄形式持有的财产，r为利率，w为劳动收入。
假设消费者在下一期存在流动性约束，不能通过借贷来平滑各期的消费。这时，消费者不仅受到自身收入（包括劳动性收入和财产性收入）的约束，而且还受到流动性约束的限制，因此，其面临的约束条件为：
约束条件1：ct+at+1=(1+rt)at+wt（3）
约束条件2：at+1>0（4）
通过构建拉格朗日函数，求解消费者在不存在流动性约束与存在流动性约束情况下的欧拉方程，结果如下：
不存在流动性约束情况下的欧拉方程：
U′(ct)=βU′(ct+1)(1+rt+1)（5）
存在流动性约束情况下的欧拉方程：
U′(ct)=βEt［U′(ct+1)(1+rt+1)］+λtβt（6）
其中，λt为存在流动性约束情形下约束条件2的拉格朗日乘子。
通过比较式5和式6，在存在流动性约束时，消费的边际效用大于不存在流动性约束时的效用，根据U′(・)>0，在存在流动性约束时的消费Cconstraintt小于不存在流动性约束时的消费Cunconstraintt，即存在流动性约束时，消费者减少即期消费。
三、流动性约束差异与货币政策区域效应产生机制
1.货币政策区域效应产生机制的理论分析
当央行实施货币政策时，所带来的货币冲击通过影响各地区消费者消费信贷可得性和消费信贷成本两种途经改变消费者的流动性约束，使得处于不同流动性约束状态的各地区消费者调整其消费支出，并导致货币政策区域效应的产生。
（1）影响消费者消费信贷可得性
在我国，央行主要是通过调整法定存款准备金率来实施货币政策，存款准备金率的调整影响了商业银行信贷供给的变化，通过商业银行消费信贷的发放影响消费者消费信贷的可得性并改变其流动性约束状态，从而影响消费者的消费支出以达到政策目的。其作用机制如下：存款准备金率商业银行信贷供给消费者消费信贷额度消费者流动性约束消费支出政策目的。以实施存款准备金率上调的紧缩货币政策为例，存款准备金率上调，商业银行信贷供给减少并导致消费信贷额度发放下降，使得消费者面临更强的流动性约束导致即期消费减少，货币政策目标实现。其作用过程如下：存款准备金率商业银行信贷供给消费者消费信贷额度消费者流动性约束消费支出政策目的。然而，由于各地区商业银行可贷资金额度不同等因素导致各地区消费者在统一货币政策下面临着不同的流动性约束，并通过影响消费者的消费支出最终导致货币政策在各地区的有效性存在差异。以执行宽松货币政策的2009年为例，东部地区的北京、上海、广东和浙江消费信贷额度在4 000―9 000亿元之间，同比增长30%―50%，中部地区的安徽、江西、湖南和湖北消费信贷额度在1 000―2 000亿元之间，同比增长达到40%―60%不等，西部地区省市自治区均在1 000亿元以下，同比增长极不平衡，最低的和青海只有几十亿元。
数据均来源于各省市自治区2009年第四季度金融运行报告。
（2）影响消费者消费信贷成本
消费信贷成本在本文主要指消费者以消费信贷的形式消费时必须支付的利息。尽管我国利率还没有完全市场化，规定了贷款利率的下限和存款利率的上限，但在资金流动自由化的背景下，当央行通过调整存款准备金率或公开市场操作影响市场货币供给时，资金必然流向于具有更高投资回报率的地区，各地区商业银行则根据市场资金的供求关系，基于基准利率相应调整利率上下浮幅度，从而导致不同，地区消费信贷利率的不同，即消费信贷成本的差异，这种差异改变了消费者的消费信贷额度并相应改变消费者的流动性约束。其作用机制（以紧缩货币政策为例）如下：紧缩货币政策货币供给消费信贷利率消费者消费信贷额度消费者流动性约束消费支出政策目的。以2010年为例，由于执行紧缩的货币政策，全国贷款利率趋于上升，但各地区执行上浮利率的比例明显不同，资金充足的北京和上海执行上浮利率的比例只有12%和18%，广东、江苏和其它东部省份则在30%―40%左右；而中部的安徽、江西、湖南和河南达到30%―50%不等，西部地区则极不平衡，在20%―60%之间。
数据均来源于各省市自治区2010年第四季度金融运行报告。
基于上述分析，统一货币政策主要通过影响消费者消费信贷可得性和消费信贷成本两种途经改变各地区消费者的流动性约束，使得处于不同流动性约束状态的消费者主动或被动调整其消费行为，从而影响货币政策在各地区的有效性。
2.货币政策区域效应产生机制的实证检验
（1）模型构建及变量说明
基于上述分析，货币政策主要通过影响商业银行信贷供给和消费信贷利率两种途经改变消费者的流动性约束。因此，我们通过检验这两个变量对消费信贷额度的回归系数来衡量消费者流动性约束受货币政策的影响程度，回归系数越大，表示货币政策对消费信贷额度的影响程度越大，从而消费者流动性约束受到货币政策的影响也越大，相反则表示受货币政策的影响较小。我们用CC表示消费信贷额度，Loan表示商业银行信贷供给， rloan表示消费信贷利率，可得函数CC=F(Loan,rloan)。上述分析可知，Loan与CC成正相关关系，而rloan与CC成负相关关系。因此，根据CC函数设定以下省际面板数据模型一。
模型一：lnCCit=α1+β1lnLoanit+θ1rloanit+λi+μit
下标i=1，…，31，表示各省（直辖市，自治区）；t=2004，…，2010，表示各年度。
SymbollA@ i为不可观测的地区效应，目的在于度量各截面单元的个体差异，
SymbolbA@ 1和
SymbolqA@ 1为待估系数，μit为预测误差。
其中，lnLoanit、lnCCit分别为各省市自治区金融机构历年人民币贷款金额Loanit、消费者消费信贷额度CCit的对数，两者均采用年底余额表示；Loanit和CCit均以各省市自治区当年消费价格指数作为平减指数剔除通货膨胀的影响。rloanit为各省市自治区商业银行历年消费信贷的实际利率，即相应消费信贷名义利率（以天数为权数计算出的加权名义利率）减去通货膨胀率所得，消费信贷名义利率采用商业银行5年期以上的贷款利率，主要是根据我国中长期消费信贷一直占到总消费信贷的90%左右，其中70%左右是属于个人住房贷款。
（2）数据来源及选取说明
各省市自治区金融机构历年人民币贷款金额、消费信贷额度和消费价格指数均来源于中国人民银行网站的各省市自治区历年金融运行报告，消费信贷名义利率来源于中国人民银行网站利率执行报告。数据选取2004―2010年度，主要是由于各省市自治区消费者消费信贷额度数据从2004年开始才有完整的编制；此外，2004―2010年间是一个完整的货币政策操作周期，包括2004―2006年间的稳健货币政策，2007―2008年前三季度的从紧货币政策、2008年第四季度至2009年宽松的货币政策以及2010年从紧货币政策，
根据2004―2010年中国人民银行各季度货币政策执行报告。因此，具有较好的代表性和考察意义。
（3）模型估计和检验
本文通过Hausman统计量检验确定应采用个体固定效应回归模型，此外，为进一步评估模型的稳健性，对估计结果进行检验，主要是检验面板残差的平稳性，如果残差是平稳序列，则面板模型具有稳健性。文中应用多种检验方法进行检验。表1报告了模型一的估计和检验结果。
从模型回归结果看，货币冲击通过影响各地区消费者消费信贷利率以改变其流动性约束从而达到政策目标的途径只有少数地区通过检验，包括中西部的江西、湖北、河南、四川、广西、内蒙古以及东部的河北；而通过商业银行信贷供给途经除了、青海和山西之外其余地区均通过检验，说明通过影响商业银行信贷供给来影响消费者流动性约束从而改变消费支出以达到目标的货币政策有效。
此外，从模型的回归系数看，消费信贷利率的回归系数均为负，商业银行信贷供给的回归系数均为正，与上述理论分析相符合，并且回归系数越大，对消费者消费信贷额度的影响也越大从而对消费者和流动性约束的影响程度也越大。但两者的回归系数均存在明显的差异，消费信贷利率方面，最低的广西只有-1.410，而内蒙古则达到-4.980；在商业银行信贷供给方面，内地31个省市自治区中，最低的北京只有0.880，而最高的河南则达到2.040，其中东部的北京、上海和天津三个直辖市的回归系数较小，均分布在1左右；东部其它省份的江苏、浙江、山东、福建和广东以及西部的广西、云南、甘肃、宁夏和新疆等地区的回归系数较大，主要分布在1.400附近；而中部的安徽、江西、河南和湖南等地区的回归系数最大，主要分布在1.800附近；最后，、青海和山西三个地区的回归系数没有通过检验。因此，消费者流动性约束受到货币政策影响最大的是中部地区，东部地区则较小，主要是由东部地区资金充足从而货币政策所带来的银行信贷供给变化以及利率上下浮动幅度比较小所导致，如实行紧缩货币政策的2010年，北京和上海的金融机构信贷供给相比2009年只下降了7%和10%，而其它地区则在10%―20%不等；执行上浮利率的比例只有12%和18%，而其它地区则在20%―60%不等。
数据均来源于各省市自治区2010年第四季度金融运行报告。值得一提的是西部部分地区消费者流动性约束受到货币政策的影响也较小，则可能是由于消费者收入低导致消费结构偏向于一般消费品，而这一类消费品一般不以消费信贷的形式进行消费，从而不受银行信贷供给及消费信贷利率的制约，使得消费者面临较低的流动性约束。
四、货币政策区域效应实证检验
1.模型构建及变量说明
国内很多学者通过实证研究证明了银行信贷传导机制是我国货币政策主要传导机制［14］-［16］。因此，本文基于银行信贷传导渠道(CC-LM模型)构建货币政策区域效应实证检验模型。
在CC-LM模型中，银行贷款需求Loand依赖于债券利率rbond、贷款利率rloan和产出Y，即Loand=F(rbond,rloan,Y)。当信贷市场达到均衡时，Loans=Loand，因此，Loans=F(rbond,rloan,Y)，通过求解方程，可以得到Y=F(Loans,rloan,rbond)［17］。当研究对象只限于家庭部门时，Y=C，C为消费支出，此外，用银行存款利率rdeposit代替债券市场收益率rbond，可得函数C=F(Loans,rloan,rdeposit)，消费C受银行信贷供给Loans、贷款利率rloan和存款利率rdeposit的影响。根据第三部分的分析，C与Loans成正相关关系、与rloan成负相关关系、而与rdeposit的关系则不确定，当为正相关时，说明收入效应大于替代效应，负相关时则说明替代效应大于收入效应；此外，回归系数越大，表示货币政策对消费者消费支出的影响程度越大，从而货币政策的有效性也越强，相反则表示货币政策的有效性较弱。因此，根据C函数设定以下省际面板数据模型二。
模型二：lnCit=α2+β2lnLoanit+θ2rloanit+ω2rdepositit+λi+μit
下标i=1,…,28，
由于、青海和山西三个地区的回归系数没有通过检验，因此不列入分析范围。表示各省（直辖市，自治区）；t=2004，…，2010，表示各年度。
SymbollA@ i
为不可观测的地区效应，目的在于度量各截面单元的个体差异，
SymbolbA@ 2、
SymbolqA@ 2和
SymbolwA@ 2为待估系数，μit为预测误差。
其中,Cit为各省市自治区历年人均消费支出，取对数为lnCit，由于我国没有编制综合的城乡人均消费支出数据，只有城镇人均消费支出和农村人均消费支出，因此，我们采用以人口为权数的方法计算出人均消费支出，即综合人均消费支出=城镇人均消费支出×城镇人口比例+农村人均消费支出×农村人口比例，并以各省市自治区当年消费价格指数作为平减指数剔除通货膨胀的影响，各省市自治区城镇人均消费支出、农村人均消费支出以及城乡人口比例数据均来源于中经网统计数据库；rdepositit是各省市自治区商业银行存款实际利率，即相应银行存款名义利率（以天数为权数计算出的加权名义利率）减去通货膨胀率所得，名义利率数据来源于中国人民银行网站利率执行报告；另外，lnLoanit、rloanit跟模型一相同。
2.货币政策区域效应模型估计
我们采用跟模型一相同的估计方法对模型二进行估计和检验，结果如表2所示。
模型二检验结果表明银行信贷供给对内地除了、青海和山西之外其余28个省市自治区消费者的消费支出均有显著影响，说明通过银行信贷供给影响消费者消费支出的政策有效，回归系数为正但各地区间存在明显的差异，系数越大，货币政策有效性越强。最低的浙江只有0.480，而最高的河南达到1.050。其中东部的北京、天津、上海、江苏、浙江、福建和广东以及西部的广西、云南、甘肃和宁夏等地区的回归系数较小，主要分布在0.600附近；而中部的安徽、江西、河南、吉林和黑龙江等地区的回归系数较大，分布在0.800附近；结果与模型一银行贷款供给对各地区消费者消费信贷额度的回归结果相一致，证明了货币政策通过改变消费者流动性约束从而影响消费者的消费支出以达到货币政策目的的推断是正确的。与模型一不同，模型二的回归系数均有所下降，这主要是由于住房等耐用消费品消费对其它非耐用消费品的消费存在挤出效应导致消费者总消费支出下降。
在利率方面，模型估计结果表明贷款利率和存款利率均没有通过检验，说明两者对各地区消费者消费支出不存在影响，这就解释了为什么我国采用利率政策促进消费的政策是无效的原因，主要就在于利率政策没有影响消费者的消费支出。此外，模型二的利率政策对各地区消费者消费支出无效与模型一的消费信贷利率对中西部的江西和湖北等地区消费者消费信贷额度有效不相矛盾，这也可以从耐用消费品的消费对其它非耐用消费品的消费存在挤出效应导致两者相互抵消，最终导致贷款利率对消费者消费信贷额度有效而对消费支出无效得到解释。
五、结论与政策建议
货币政策通过影响各地区商业银行信贷供给从而改变消费者的流动性约束状态，导致各地区消费者调整其消费支出水平，使得货币政策有效性在各地区间存在差异从而产生货币政策区域效应。
因此，通过平衡各地区消费者消费信贷供给，以缩小各地区消费者面临的流动性约束差异，可以有效地缓解货币政策区域效应。对西部的青海、、广西、云南、甘肃、宁夏和新疆等地区，可以通过开发面对农村消费者以及低收入群体的消费信贷产品，比如家用电脑、空调和冰箱等小额消费信贷业务来增加消费者的消费信贷额度。一方面刺激消费者的消费支出，另一方面也为央行在上述地区实施货币政策打基础；对中部的安徽、江西、河南、吉林和黑龙江等地区，则可以通过大力增加消费者住房等耐用消费品的消费信贷供给以缓解消费者的流动性约束。
此外，尽管消费信贷利率对中西部的江西和湖北等部分地区消费者消费信贷支出有影响，但货币当局应关注利率政策对全国各地区消费者消费支出没有影响的可能结果。因此，目前应把货币政策工具重点放在商业银行存款准备金率上以调整商业银行的信贷供给，从而影响消费者的流动性约束，并通过影响消费支出以达到货币政策的目的。
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关键词：信贷约束 收入不平等 经济增长
引言
20世纪50年代中期以来，不平等与经济增长之间的相互作用及其性质成为人们争论的焦点，这一主题的大量理论和实证文献可分为两大类别：第一类意在研究经济发展对收入分配的长期影响，该方法由库茨涅兹（Kuznets，1955）的开创性研究发起，收入分配的公平性主要由经济发展水平决定的观点到20世纪70年代后期广泛盛行；第二类是关于收入、财富的不平等对经济增长的影响。目前人们关注的重点是后者，即不平等对经济增长的影响。
由于不平等对经济增长的影响是多途径的，多种机制被用来解释收入或财富的初始不平等如何影响经济长期增长的潜力，相关结论颇有争议。基于需求结构视角研究收入分配对经济增长的影响大都得出一致的结论：更不平等的收入分配降低长期经济增长率。但考虑产品异质性和非类似偏好考察需求结构对收入分配的反馈效应得出的结论却是：为了大众消费社会的兴起，收入分配应既不过于平等，也别太不平等。政治经济学的相关论述强调财政政策的重要作用。传统政治经济学模型都强调不平等与经济增长之间的消极联系；新政治经济学模型则基于更加复杂的收入分配内生和政治参与内生机制，得出结论：不平等与增长之间的关系是模棱两可的。
实际上，基于发展中国家资本市场不完善的事实，信贷约束条件下收入不平等对经济增长的影响机制也非常值得关注。那么，信贷约束条件下初始收入不平等对经济增长是促进的还是抑制的？抑或是根据不同条件显示出一定的不确定性？本文旨在借鉴国内外现有研究文献，阐释信贷约束条件下收入不平等对经济增长的影响机理，从而明确相关的政策导向。
资本市场不完善、初始财富异质性与信贷配给现象
如果存在无摩擦的资本市场，不存在信贷约束，初始财富较少者可自由获取所需信贷，则收入差异对长期增长无影响，但这种情况只是一种理想状态。如果资本市场不完善，意味着给定均衡利率下，信贷配给的现象普遍存在。Piketty（1994）使用道德风险或强制偿还问题作为信贷市场不完善的重要来源。道德风险问题归因于以下事实：如果项目的大部分投资资金靠贷款支撑，在项目失败时借款人的损失很小。实际上，由于借款人要比贷款人较多地分享其努力的边际收益，投资时借款人需要借用的越多，其付出努力使项目成功的动机就越小，因此，贷款利率是带有最高限额的贷款规模的增函数；强制偿还问题则来自于借款人为了避免偿还债务而隐瞒其投资回报的可能。借入的款项越大，借款人拖欠债务的风险就越大，因此导致合同强制执行的增加和监督成本的上升。
信贷配给现象意味着人的初始财富决定其人力资本和实物资本的投资能力。实际上，虽然每个人被假定为技能和喜好相同，但仍然具有初始财富（从父母继承的财富）异质性以及投资机会不同的特征。为了避免道德风险问题和强制偿还问题的发生，金融中介机构倾向于把钱借给可以把个人财富作为抵押的个人。更确切地说，由于初始禀赋的承诺价值（Piketty，1997），人的借贷能力随着个人初始财富水平的上升而增强。由于可借入的款项随着个人初始财富的不同而不同，因而不完善的金融市场导致了信贷配给现象的普遍存在。
信贷配给、持续不平等与 “贫困陷阱”
信贷约束是导致持续不平等最简单的市场失灵理论。信贷市场不完善，居民家庭中初始财富较少的一代就会面临有限的投资机会，从而使窘迫的状况得以持续。更有甚者，初始财富极端贫乏的家庭或个人会被长期排斥在信贷市场之外。信贷约束导致代际财富转移的后果，不仅仅使福利和消费的不平等相比收入不平等更加持久，同时导致跨代收入差距更加扩大，初始财富不平等会出现代代相传的持久现象，伴随着不平等的代际遗传，整个社会财富分配极化现象会愈演愈烈。
现实社会中，由于每个项目需要固定的最小投资规模，因此，投资具有不可分割性。由于初始财富的缺乏，穷人进行人力资源和实物资本的投资必然遭到一定程度的抑制，金融市场不完善就会延续低增长和不平衡增长的过程。在一个财富初始分配不平等的社会，最初贫困的家庭（初始财富小于某个门槛值）将永远保持贫困，最初富裕的家庭（初始财富大于某个门槛值）将永远保持富裕。这种初始财富的“门槛效应”依赖于投资的不可分割性及信贷约束，否则穷人可以逐步投资大的项目并最终赶上富裕家庭。由于信贷的获得受到初始财富的影响，导致经济长期低增长运行并出现“贫困陷阱”。
关键词：中小企业;企业家能力;信贷融资约束根据相关调查报告显示，在争取外部融资优先顺序方面，绝大多数的中小企业将向银行贷款排在第一位，这显示出银行在当前融资市场占据绝对主导地位。另一方面，中小企业在信贷市场上却遭受严重的融资约束，这直接制约了他们在完善市场经济体系，吸纳劳动力，促进科技发展等方面发挥的巨大作用。企业家是企业一切事务运转的轴心，对于各项资源的运用与整合扮演关键的角色，同样的，在信贷市场上，企业家对信贷资源的获得也应具有非常重要的影响。基于此，本文将企业家能力作为企业信贷融资的一个重要影响因素，分析其如何影响企业信贷融资约束。
企业家能力指能够领导，管理和经营企业所需要的知识，技能和工作能力。企业家能力大体分为：企业家关系能力，企业家管理能力，企业家机会能力，企业家创新能力，企业家风险承担能力。
我国学者马九杰（2009）认为信贷约束的实质就是企业信贷获取能力受到限制，企业不能获取所希望得到的贷款数额，信贷需求不能满足。本文对信贷融资约束的定义参考Mallick and Chakraborty（2002）对信贷约束的界定，认为企业信贷融资约束指企业期望获得的信贷数量和实际获得的贷款数量之间存在的差异，该差异越大，则表明企业的信贷约束程度越高。
1.企业家能力对企业信贷融资约束的影响
传统的经济学认为，企业的成长是外生的，企业自身对此完全无能为力。在他们看来企业家只是被动对部环境做出的反应。这种假说显然无法解释现实中为什么有的企业能够做大做强，而一些企业很快走向衰亡。最早意识到这个问题的是经济学马歇尔，他认为企业成长的差异源于企业家能力的异质性。特别是当前我国处于经济转型期，经济体制，政治体制改革还在进行中，相关法律法规和市场机制还不够完善，中小企业自身管理水平，财务信息透明度，技术竞争优势等方面普遍水平低下，在这样的环境中，企业家能力更是决定企业生存发展的重要因素。
企业家对企业信贷融资约束的影响一方面可以通过自身社会资本运作，获得银行“关系贷款”，通过企业家风险承担，以自有财富作为抵押获得银行贷款，降低企业信贷融资约束；另一方面还可以通过在非均衡的要素市场与产品市场发现机会，对人、财、物等资源的获取、整合、筛选和对不适应企业发展资源的淘汰，不断引进新的产品、开发新的技术、发明新的方法、开辟新的市场、提供新的供应来源等，满足消费者日新月异的需求，不断提高企业盈利水平，取得持续的特色优势，最大限度降低风险，从而更容易获得银行贷款，降低企业信贷融资约束程度。
2.企业家机会能力对企业信贷融资约束的影响
机会能力是企业家通过分析市场不均衡点，发现套利机会的能力。米塞斯的企业家理论将市场理解为一个过程，由于现实世界具有“极端不确定性”，人们压根就不知道存在哪些可选方案，也无法用最优化的方法进行选择，在这种情况下，必须有一个人冲出这些不确定性的因素去发现市场利润，重新组合生产资源，市场才能不断的向前发展。企业家发现机会的能力是市场机制运转的关键。Chandler & Jansen(1992)认为，机会能力是企业家最核心的能力。机会是一种稀缺的资源，抓住对企业发展有利的资源可以显著提高企业的竞争力。企业家机会能力可以通过对市场的分析，抓住套利机会，为企业直接带来收益，促进企业成长，扩大企业规模，降低企业信贷。
3.企业家关系能力对企业信贷融资约束的影响
在工作中，任何一个企业家都不可能是一个人工作，他要处理好与员工，上下游企业等都多方面的关系。Mitton (1989)研究发现，企业家可以整合自身社会关系网络来帮助自己达到目标，这样就要求企业家必须学会如何与人构建关系，维持关系。贺小刚在2006年对国内一百五十家高科技企业的调查结果显示，企业家的关系能力直接影响企业近似的范围的发展和企业详情的变化。企业家的关系能力可以拓展企业社会资本，特别是在中国这种人情社会，“亲缘”，“人缘”，“地缘”始终存在于人情交往中。企业家凭借自己关系能力，能够获得常人难以获得资源和有价值的信息，并且通过关系活动，将自己和企业的软信息传递到银行等金融机构，降低银企之间的信息不对称，从而降低约束程度。
4.企业家管理能力对企业信贷融资约束的影响
萨伊的企业理论认为企业家是管理者，执行指挥，控制，监督，判断等职能。在他看来，企业家的职能是组织劳动、资本等各项生产要素实施生产。企业家管理能力就是企业家运用计划，指导，监督，沟通等手段有效利用企业资源，使企业提供更好的产品和服务能力。管理能力包含了一组可以体现企业从生产到销售到再生产的生产效率和效果的能力。管理能力的高低可以反映一个企业的竞争能力（汪华，2008）。企业家管理能力强，能够显著降低企业生产成本和人力成本，提高企业效益，从而提高银行授信程度。
5.企业家创新能力对企业信贷融资约束的影响
在熊皮特（Schumpeter，1912）看来，创新能力是企业家最重要的一项能力。他认为企业家不是管理者，不是资本家，只是创新者。企业家通过将不同资源组合到一起，以获得最大利润。这种创新可以帮助企业在竞争激烈的市场上拔得头筹，抢占时机，获得丰厚的回报。创新能力能够使企业家将“灵感”商业化运作，实现企业突破式成长和变化，这种成长会降低企业信贷约束，获得更多的银行贷款。
6.企业家风险承担能力对企业信贷融资约束的影响
正如奈特（1921）所说，企业是一种装置，连接了两种不同风险偏好的人群。装置的一端是企业家，其作为风险偏好者，凭借对风险的把握和掌控，享受风险带来的收益和损失；而另一方面是风险的规避者，他们靠为企业家工作而获得固定收益。企业这种生产性契约就是对付不确定性风险的制度安排。企业家风险承担能力一方面包含对未来经济不确定性的判断，面对风险的态度和意愿，另一方面也包含企业家对风险的承担能力，这种承担能力很大程度上取决于其自有财富。不论是意愿还是能力，都会对银行信贷约束产生影响。
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关键词：农村金融抑制；福利；文献综述
1.金融发展或金融抑制对经济影响的传导机制
在早期的研究中，很少涉及金融发展或金融抑制对福利影响的相关文献，金融发展或金融抑制对福利影响的研究，一致隐藏在金融发展与经济增长的研究之中。阿马蒂亚・森认为，提升福利的前提是要发展经济和提高收入水平。17-18世纪的经济学家已经开始体现出这样的理论趋向，这个时代的学者已经注意到了良好的资本借贷体系、强有力的货币体系及不受约束的金融中介对于产业部门的成长和发展具有重要意义。进入20世纪以来，奥地利经济学家熊彼特从企业家创新的角度阐述了金融体系在经济发展过程中的重要作用，那些拥有卓越才能的企业家只有在信贷和金融市场的支持下发挥才能，从而推动经济发展。正如熊彼特所说：“纯粹的企业家在成为企业家以前必须首先使自己成为债务人”，换句话说，完善的金融市场是企业家才能、创新以及经济发展的先决条件。在20世纪60年代，随着金融体系的迅速拓展和金融工具的不断创新，金融结构也在不断的变迁，金融结构变迁的规律及其对经济发展的影响日益引起学者的重视。戈德斯密斯在其1969年出版的代表性著作《金融机构与发展》中指出，金融发展理论的职责是找出决定一国金融机构、金融工具存量和金融交易流量的主要因素，并阐明这些因素怎样相互作用，从而形成和促进金融的发展。戈德斯密斯认为，对各国金融发展和金融结构的比较研究，其目的就是在于揭示不同国家在金融发展的不同阶段上金融机构的差异，探讨“金融发展与经济增长的关系”。
在20世纪70年代，麦金龙和肖在同一年分别出版的《经济发展中的金融深化》和《经济发展中的货币与资本》两部经典著作，两部著作都探讨了金融发展、金融抑制与经济增长的关系，自此以后金融发展与经济增长的关系开始引起学者的广泛关注，经济学家不断探讨金融深化对经济发展的传导机制，取得了丰硕的成果，其中具有典型代表意义的理论主要有四种：（1）麦金龙和肖主张取消利率管制，实施利率自由化，通过正的实际利率水平提高储蓄从而促进经济增长，其传递机制为利率自由化真实利率水平上升储蓄水平提高经济增长；（2）卡普和马西森建议通过利率市场化扩大投资规模促进经济增长，其传导机制为利率自由化投资数量增加经济增长；（3）加尔比斯主张通过利率自由化提升投资效率来促进经济增长。其传导机制为利率自由化投资效率提高经济增长；前三种理论的共同之处就是强调了理论自由化或市场化对经济增长的积极意义。（4）帕加诺的内生经济增长理论建议通过金融深化增强金融体系效率从而促进经济增长，其传导机制为金融深化金融体系功能加强经济增长。
2.我国金融抑制的根源分析
20世纪80年代以前，大部分发展中国对金融市场严格管制，对利率水平、金融机构业务领域和金融产品创新等加以限制，这些采取相似金融政策的发展中国家都有一个共同的特征：制定并实施了重工业优先的超赶战略。发展中国家要获得发展所需的资本品，可以通过两种方式获得，一是出口初级产品，积累外汇来换回资本品；二是发展自己的工业体系。劳尔・普雷维什认为，整个世界经济体系分为两部分：一部分是少数工业化国家，处于国际经济体系的中心；另一部分是广大的非工业化发展中国家，处于国际经济体系的。中心国家和国家在世界经济中的地位截然不同。中心国家依靠资本和技术优势占据主导地位，享受着国际分工产生的绝大多数利益。国家由于技术水平落后，生产效率低下，在国际经济体系中处于十分被动的地位，主要靠出口初级产品与中心国家发生交往，成为中心国家的经济附庸，几乎享受不到国际分工的利益。因此，发展中国家如果依据传统的比较优势原则参与国际分工，将永远无法改变贫穷落后状况。发展中国家出口初级产品，但中心国家对初级产品的需求弹性很低，收入增加并未带动对初级产品需求的明显增加。国家进口工业制成品，而制成品的需求弹性较高，收入的增长会显著增加对制成品的需求。上述特点决定了初级产品的相对价格不断下降，工业制成品相对价格不断上升，发展中国家贸易条件恶化。因此，普雷维什主张发展中国家通过实施贸易保护政策，实施超赶战略，优先发展重工业，促进国内工业化进程，形成较为完备的工业体系，这样才能改善在世界经济体系中的地位，摆脱受控制、受剥削的处境。
发展中中国家一旦制定了超赶战略，其面临的目标函数也就随之确定，即是在重工业优先发展下的资金积累最大化，重工业本身的产业性质决定了这样的目标函数。从产业性质上看，重工业是一种需要密集资金、投资规模巨大且投资周期长的产业。在这样的约束条件下，为实现超赶战略的重工业化目标，发展中国家必须对金融进行严格管制，原因如下：首先，发展中国家的资本是一种稀缺要素，资金的稀缺性导致其市场出清价格较高，即实际利率水平较高，发展重工业所需要的密集型、大规模、长周期的资金使用成本高昂，不利于重工业化战略的实现，因此有必要对贷款利率实施上限管制，用低于市场出清利率的优惠利率来鼓励重工业的发展。此外，严格管制存款利率，较低的存款利率有利于银行以非常低廉的成本从公众手中获取稀缺的资金，达到低成本凑集资金以供工业部门使用的目的；其次，发展中国家资本市场和债券市场发展落后，金融市场的不完善使得发展中国家很难短时间内凑集重工业化所需的大规模资金，因此发展中国家有必要建立一种最大限度的凑集资金的金融体系。发展中国家限制资本市场的发展，资金供给者与资金需求者的直接联系渠道被堵，而由国家控制的银行体系一股独大，居民分散的资金没有其他投资选择，储蓄成为了唯一的投资方式，银行也成为公众盈余资金的唯一投资渠道，资金的供给者与需求者只有通过银行这种金融中介发生作用，从而最大限度的将公众的资金集中到银行；第三，为了克服外汇资金的短缺，有必要对汇率实施严格管制，低估本国货币币值，最大限度的增加出口来获取外汇。对稀缺外汇的使用上也有严格的规定，外汇优先用于重工业化急需的进口设备上；最后，为了保证资金按照既定目标的有序流动，必须对金融体系的市场机制进行严格限制，以保证金融体系不严重偏离国家的总体发展轨道。“金融抑制”战略就按照这样的逻辑应运而生。低利率降低了公众的储蓄意愿并刺激对资金的旺盛需求，投资需求所需资金远远大于银行体系资金的供给数量，因此国家对有限的资金给予指导性贷款，通过信贷配给的方式将资金优先配给给重工业部门使用，以满足国家超赶战略的需要。
具体到发展中国家的农村金融市场上，农村金融在整个金融体系中处于一个被抑制和被边缘化的位置，农村金融抑制的内在根源在于在超赶战略的重工业化过程中，农村金融为经济发展提供了巨大的金融剩余，成为制度变迁成本的主要承担者。制度经济学认为，制度变迁需要付出代价，这种代价在不同阶层和集团之间的分摊机制是决定和影响制度变迁成功与否的关键因素，在发展中国家，实际承担制度变迁成本的是农村金融部门，本质是由广大的农村居民和农业部门所支付。以中国为例，我国在由计划经济体制向市场经济体制转轨的过程中，其中制度变迁过程中影响最大的是国有企业的改革，因为国企改革涉及整个经济的市场化转型，国企改革的顺利推进对于计划经济体制国家顺利实现转轨起着至关重要的作用，但是国企改革的制度变迁成本高昂。首先，国企成为自主经营、自负盈亏的经营实体，与民营企业共同成为市场微观活动的主体。国有企业在计划经济体制下的稳定性和垄断性受到挑战，在国民经济中的影响力和控制力减弱，国企在激烈的市场竞争中有了破产和倒闭的风险，而且体制的惯性使得国企在较之民企更缺乏竞争力和灵活性，这又加大了国企破产的可能性；其次，在计划经济体制下，国有企业承载了绝大部分城镇人口的就业，国企的破产必然导致大规模的失业，在我国养老、医疗、失业等社会保障体制不健全的状况下，国家没有足够的财政实力维持失业者的基本福利水平，过多的失业人口会加剧社会的不稳定；最后，我国对国企改革采取的是渐进式改革，政府还需要在较长的时间内维持国有企业的资金水平和市场竞争力，并保证国有企业就业的基本稳定性，政府需要进一步投入较多的资金补贴，而对于已经实现由“国家财政主导型”向“银行体系主导型”融资模式转型的转轨经济，国企渐进改革的成本让国家财政补贴难以为继，金融体系则成了这种制度变迁的实际承担者，而农村往往成为资金的净输出者，农村金融为制度变迁的成本买单。
3.农村信贷约束及其福利效应的实证成果
国外学者对信贷约束的影响因素及其福利效果进行了较为广泛的研究。多数理论研究和经验分析的结果均发现，发展中国家农村信贷市场效率低下，贫困的农村地区信贷约束现象非常普遍，农户的信贷需求很难以得到有效满足。农户信贷资金的缺乏会直接或间接的对农户的技术选择、生产效率以及农产品食品安全、营养与健康等方方面面产生消极影响。国外的多数研究认为，农户的家庭特征是影响农户获得正规信贷的重要因素。Binswanger and Khandker（1995）基于印度农户的平行数据研究发现，正式金融机构的贷款对农户的劳动生产率和收入水平有显著的正向影响，并在一定程度上有利于促进农村社区的发展。Khandker（1998）注意到小额贷款与其他项目与以工代赈等形式具有相同的福利效果，小额贷款对贫困农户很重要也很有益。孟加拉国的信贷项目的经济效益和福利效果，具体来说，研究了信贷项目对农户收入、小孩入学、劳动供给、财产、化肥和避孕工具等方方面面的影响，结果发现借贷对农户的产出影响显著，并且对改善孟加拉国贫困地区农户的福利发挥着积极作用。埃及的经验研究表明，农户正规信贷约束主要受农业收入比、土地面积、家庭规模等因素的影响。非正规信贷市场约束主要受工资收入、家庭资产等因素的影响南非学者研究发现，南非家庭特征与融资约束之间的关系，结果表明，较大的户主年龄，男性户主、较大的家庭规模、较高的教育水平、较高的收入水平的白人更容易从金融机构获取贷款。
国内学者对我国信贷约束的原因及其福利效应也有较为深入的研究。大多数学者认为，我国农村信贷约束现象普遍并抑制了农户福利的改善。沈高明（2004）通过考察收入波动与消费波动间的关系，结果发现二者显著正相关，说明我国农户普遍面临信贷约束，否则理性的消费者应该通过自由借贷来实现平滑消费以满足效用最大化需求。何广文和李莉莉（2005）研究发现，家庭劳动力数量、当前是否有投资及农业收入占家庭总收入的比重都有农户的信贷需求负相关，依靠非农收入为主要来源的家庭信贷需求较弱。朱喜（2006）利用工具变量法研究了农户借贷对农户福利的影响，结果发现不管是正规借贷还是非正规借贷都会显著的改善农户的福利状况。李锐，朱喜（2007）利用3000个农户的微观数据，计量分析了农户金融抑制程度及其福利损失。研究结果发现，农户金融抑制程度为70.92%，样本农户由于金融抑制所损失的纯收入、净经营收入、消费支出和家庭资产净值分别为9.43%，15.43%，15.57%和14.58%。黎翠梅、陈巧玲（2007）基于对湖南的234户农户的调研数据研究发现，农户收入水平和农业生产支出对农户借贷需求具有显著的负向影响，而农户的非农业生产支出和文化教育支出对民间借贷需求有显著的正向影响。程郁、罗丹和韩俊（2007）研究发现，农户家庭收入、生产经营特征和家庭特征是农户信贷需求行为的决定因素。张建杰（2008）从农户的社会资本的角度来考察“关系”这种特殊资源在农户金融抑制中的作用机制，分析表明，社会资本高的农户正规信贷的实际发生率高且户均信贷规模大，农户非正规信贷发生率又随着社会资本水平的提高而下降的趋势且户均贷款规模则有增加的趋势。不同社会资本的农户通过非正规途径的信贷发生率高于正规途径的信贷发生率，且前者户均贷款规模小于后者，不同社会资本水平对农户贷款项目的差异不显著。贺莎莎（2008）基于湖北的调研数据，实证发现当地54.3%的农户存在资金难题，这些资金缺口难以得到有效满足。程郁、韩俊和罗丹（2009）分析了制度性信贷配给所引发的信贷需求压抑现象，认为正规金融机构交易成本过高和不完善的信贷配给机制与农户风险规避行为交互作用，提高农户所感知的信贷成本并降低了信贷获得预期，从而产生了需求型信贷约束。研究还发现，估计型约束和需求型约束具有明显的结构性特征，年龄、收入。社员身份及与金融机构的关系等因素对两种约束邮政不同的影响。金烨、李宏彬（2009）研究发现，农户民间借贷行为的选择主要受家庭结构、人口特征及家庭经济状况的影响。刘西川，程恩江（2009）从“潜在和隐蔽性”需求出发，依靠特殊的农户意愿调查，在经验层面衡量农户所面临的正规信贷约束，并用调查数据估计农户正规信贷约束背后的信贷配给机制。研究发现，贫困地区农户不仅受到供给信贷约束，也受到需求信贷约束，数量配给、交易成本配给与风险配给是农户被排挤出信贷市场的三种重要方式。黄祖辉，刘西川，程恩江（2009）从供给和需求两个方面来分析我国贫困地区农户信贷约束的程度，基于双变量的Probit模型研究发现，农户参与正规信贷市场程度低的原因是供给与需求因素的共同的作用结果。工资收入会降低农户的正规信贷需求，非农收入占总收入越高的农户越容易获取贷款，但对信贷需求影响不显著。由此他们得出结论，在忽视信贷需求的情况下，仅依靠增加供给难以降低农村金融抑制程度，也不能有效的提升农户的福利水平。白永秀，马小勇（2010）采用Logistic回归方法，基于陕西1151户农户的调研数据，检验了收入水平、非农程度、风险规避趋向、社会网络等农户个体特征对农户正规和非正规信贷约束的影响。研究结果表明，收入水平和非农程度对农户两类信贷约束都具有负向影响；正规信贷约束受到“关系”的影响显著，但不受农户在内的风险规避趋向影响；非正规信贷约束不受“关系”的影响显著，但受到农户在内的风险规避趋向等因素影响。钟春平，孙焕民和徐长生（2010）基于安徽的问卷调查，研究认为安徽农村信贷约束现象并不普遍，大部分农户的信贷需求可以从各种渠道得到满足，农户收入较低和投机机会较少等因素是农民参与信贷市场不积极的重要原因。马永强（2011）基于全国十省市农户借贷的微观数据，分析了影响农户民间借贷的主要因素。结果发现，信贷约束、利息成本、风险、家庭经济和人口特征是农户选择民间借贷的显著因素，并且这些因素对不同类型的民间借贷影响不同。
4.结语
国内外关于农村金融发展对农户福利影响的研究文献很多，为进一步研究奠定了良好的理论基础，但是参阅众多文献后，发现依然有值得进一步研究的地方。比如大部分研究文献以全国或者部分中东部省市整体作为考察对象，忽视了我国幅员辽阔，地区经济、金融、文化等方面存在的巨大差异这一现实情况，以贫困地区农村农户的金融行为作为考察对象的研究文献较少，如果将中东部地区的相关研究结论及对策建议应用于贫困地区，其政策效应可能由于经济文化差异等诸多原因而南辕北撤，因此专门考察贫困地区金融发展、信贷约束及对农户福利影响的作用机制，对于全面认识我国农村金融改革具有重要意义。其次，在研究农村金融发展对农民收入的文献中，各文献把农民的农业收入和非农收入作为一个整体来考察，这忽略了我国贫困地区农村存在的一个社会现象：农民的农业收入在家庭总收入比重持续下降，而非农收入在农民总收入比重中持续上升。不区分农业收入和非农收入而将二者合为一体进行研究，这可能忽略了农村金融发展对不同类型收入在影响上的差异性。第三，在关于农村金融与农户消费之间关系的研究中，大部分学者是从流动性约束和不确定性的角度来研究二者之间的关系，很少有学者在直接在传统的消费函数中引入农村金融发展变量来分析金融发展对农户消费行为的影响。最后，研究信贷约束程度及其影响因素的文献，几乎都是基于计量模型的角度加以研究，从描述性角度来分析的文献较少，而描述性分析与计量分析相结合，使得结论更加具有直观性和准确性。此外，在福利指标设计上，大部分学者用家庭总资产或金融资产余额等来作为度量福利的指标之一，本研究用家庭净资产替代家庭总资产，是一个更好的福利度量是一个更好的福利度量指标。
基金项目：重庆市社会科学规划项目（2013PYYJ13）；重庆三峡学院校级重点项目（13ZD15）。
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关键词：控股金融机构；现金持有水平；权衡理论；理论
中图分类号：F275文献标识码：A
文章编号：1000176X（2016）05009508
一、引言
现金是企业的“血液”，一旦出现现金流危机，企业将面临财务困境甚至破产[1]。出于流动性需求，企业通常保持一定的现金持有量。然而，现金资产具有低收益性，持有过多的现金资产会带来较高的成本，因此保持合理的现金持有水平是企业的一项非常重要的财务决策[2]。近年来，中国企业的现金持有水平存在持续增长的趋势，1990年中国企业的现金资产占总资产的比重为6%，2012年该比重已攀升至21%[1-3]。那么，是哪些因素导致企业偏好持有高额的现金资产？
本文选取2006―2010年中国沪深A股非金融类上市公司作为研究样本，考察上市公司控股金融机构对企业现金持有水平的影响。研究发现，控股金融机构与企业现金持有水平呈显著负相关关系，即与非控股金融机构企业相比，控股金融机构企业的现金持有水平显著较低。进一步研究发现，相对于国有企业，民营企业难以获得信贷资金，控股金融机构更有助于降低企业现金持有水平；相对于高管问题严重的企业，高管问题较弱的企业控股金融机构降低企业现金持有水平的作用更强。
二、文献回顾与研究假设
对于企业现金持有水平影响因素，理论上主要有理论与权衡理论两种解释。理论认为，投资者和经营者的信息不对称导致自利的高管倾向于保持较高的现金持有水平，这一方面可以方便高管的自主决策，另一方面能够避免外部融资时，来自资本市场的监督[4]。权衡理论认为，企业的现金持有既存在收益，也存在成本，持有现金的收益包括避免因外部融资约束严重、资金缺乏而导致的投资不足收益，也包括由于信息不对称而导致的较高外部融资成本的节省；持有现金的成本包括现金资产的收益低而带来的损失、过高的现金持有量导致的较高机会成本等。企业的现金持有量取决于持有现金收益与成本二者之间的权衡。诸多实证研究主要从这两个视角展开。
Faulkender[5]发现，高管的持股数量与企业的现金持有水平负相关，并且现金持有水平随大股东数量的增加而减少，随股东数量的增加而增加，Faulkender将其归因于过于分散的股东无法对高管进行有效监督，因而增加了成本。Almeida等[6]发现，即使在不存在融资约束时，管理层持股较低的企业仍然会选择较高的现金持有水平。Dittmar等[7]发现，与投资者保护好的国家相比，在投资者保护差的国家，企业的现金持有水平是前者的两倍。总体而言，他们为现金持有量的理论解释提供了经验证据。Kim 等[8]以1986―1991年美国高额现金持有水平的企业为样本研究发现，企业的流动性资产持有水平取决于持有该流动资产的成本与避免较高外部融资成本的收益之间的权衡。Opler等[9]发现，那些更容易进入资本市场融资，外部融资约束较小的企业具有相对低的现金持有水平。Mikkelson和Partch[10]发现，企业持有较多的现金是为了满足投资机会以及研发支出的需要。Almeida等[11]发现，存在融资约束的企业会保留大量的现金或现金等价物，以备企业后续投资之用，而不存在融资约束的企业则不会出现此类情况。Custodio等[12]发现，当经济衰退时，那些具有外部融资约束的企业会选择持有较高水平的现金决策。Bates等[13]认为，为了缓解融资环境的约束，美国企业会增加预防性现金持有水平。Almeida等[14]认为，企业对现金资产管理的根本原因在于缓解外部融资约束。
在中国，一方面，企业仍然普遍存在融资约束[15]，另一方面，由于资本市场仍然有待完善，金融机构的信贷融资仍然是企业主要外部资金来源[16-17]。因此，中国国内诸多学者主要考察了企业信贷资金获取的便利程度对企业现金持有水平的影响。祝继高和陆正飞[17]发现，从紧的货币政策导致企业难以获取信贷资金，为应对外部融资约束，企业通常会持有较多的现金资产。代光伦等[1]进一步发现，相对于中央政府控制的国有企业而言，地方政府控制的国有企业更难以获取信贷资金，从紧的货币政策对企业现金持有水平的影响，在地方政府控制的国有企业中更加明显。江龙和刘笑松[18]以及孙杰[3]发现，当经济处于衰退期时，上市公司较难获得信贷资金、外部融资约束加重，为缓冲外部融资约束的冲击，上市公司会保持较高的现金持有水平。陈德球等[19]的研究表明，治理良好的地方政府，能够通过增加企业贷款融资的便利性，降低企业的现金持有水平。
上述中国学者的研究表明，获取信贷资金的便利程度是影响中国企业现金持有量的重要因素。当企业获取信贷资金便利程度高时，通常持有较少量的现金资产；当企业不具备获取信贷资金的能力或获取信贷资金的便利程度低时，通常持有较多数量的现金资产，当企业存在外部融资约束时，这种影响更加明显[1-3]。近年来，中国金融行业改革不断向前发展，一些实业企业通过控股金融机构进入金融行业，这可能会对企业的贷款融资行为产生影响，提高企业获取信贷资金的便利程度。其影响机理可能有以下几个方面：
第一，企业控股金融机构能够对其信贷决策产生重要影响。《中华人民共和国公司法》明确规定，股东依据其拥有的股权进行投票表决。企业控股金融机构之后，拥有较多的股权，在股东会和董事会投票表决时占主导地位，能够对贷款对象、贷款数额和贷款成本等决策施加影响，能够利用控制关系帮助企业获取数量更多、成本更低的信贷资金。诸多的研究也表明，控股股东依据控制权对盈余管理[20]和现金偏好[21]等决策或行为产生了影响。
第二，企业控股金融机构可以帮助企业进入金融关系圈子。中国自古以来就是一个重视关系的国度。在信贷市场发展不甚完善以及正式制度缺乏的条件下，关系这种非正式的契约便会替代性地发挥重要作用[22]。企业控股金融机构可以帮助企业进入金融关系圈子，圈子的关系机制有助于增加圈子内成员彼此之间的信任[23]，这种信任会降低金融机构对企业的贷款门槛。Petersen 和Rajan[24]的研究发现，金融机构会优先为其信任的企业发放贷款，并且在贷款数量和贷款利率方面给予更多的优惠。刘浩等[25]的研究表明，当企业与金融机构的关系较熟悉时，企业能够获取更多数量的信贷资金。
第三，控股金融机构有助于企业获得贷款融资技巧。企业向金融机构申请信贷资金遭遇失败不外乎以下情况：一是不予贷款；二是贷款数额少、贷款利率高；三是贷款期限结构不合理。这三种情况的发生在一定程度上都与企业掌握的贷款融资技巧有关。金融机构向企业发放贷款是按照一定的审核标准和程序进行，企业不清楚金融机构制定的审核标准，不了解、掌握金融机构的融资技巧，不仅获得信贷资金支持的可能性低，而且还有可能获得的融资数额少、融资成本高。企业控股金融机构，可以更好地了解诸如审核标准、信贷政策等内部决策信息，掌握金融机构贷款“诀窍”，帮助企业成功获得贷款，或数量多、成本低的信贷资金。
在当前，金融机构的信贷融资仍是中国企业的主要外部资金来源，企业较高的现金持有水平的重要原因很可能是应对外部融资约束的限制，避免较高的融资成本[16-17]。企业控股金融机构后，信贷资金获取的便利程度明显增强，减弱了持有较多的现金以应对外部融资约束的动机和需要，企业有可能保持较低的现金持有水平。非控股金融机构企业则不同，为应对外部融资约束的目的，它们有可能保持较高的现金持有水平。中国国内诸多学者发现，获取信贷资金的便利能够显著降低企业现金持有水平[1-3-17-18]。
基于上述分析，本文提出如下假设：
假设1：与非控股金融机构企业相比，控股金融机构企业的现金持有水平更低。
中国的资本市场脱胎于转轨经济，上市公司主体主要由国有和民营企业构成。国有企业与民营企业是两类产权性质不同的企业，二者在信贷资金获取的便利性方面存在较大差异。已有研究发现，相比于国有企业，民营企业受到金融机构的融资歧视，更难以获得信贷融资[16-26]，需要持有更多的现金资产以应对外部融资约束的限制。企业控股金融机构之后，虽然获取信贷资金的便利程度增强，减弱企业持有大量现金以应对外部融资约束的动机和需要，但控股金融机构降低企业现金持有水平的作用可能在国有企业、民营企业中有所不同。
代光伦等[1]以及孙杰[3]发现，在较难获得信贷资金的企业中，信贷资金获取便利程度高的企业降低现金持有水平的作用更强。民营企业成立时间普遍较短，与金融机构的交易关系不密切，二者之间的信息不对称更严重[27]；另外，民营企业大多处于竞争较为激烈的行业，经营风险大。在中国公有制经济为主体的经济背景下，民营经济的私有成分在一定程度上更容易受到经济政策的限制[28]，民营企业获取信贷资金的条件更为苛刻[29]，需要持有更多的现金资产以应对外部融资约束的限制。相比于民营企业，国有企业除了成立历史较长、与金融机构的交易时间较长之外，更重要的是，国有企业大多处于利润丰厚的垄断性行业，企业经营风险小，当遇到困难时，更容易获得政府的帮助。在金融体系仍然由政府主导的情况下，国有企业更容易得到政府父爱主义的关爱，更容易获得信贷资金[30]。
基于上述分析，本文提出如下假设：
假设2：相对于国有企业，民营企业控股金融机构降低现金持有水平的作用更强。
高管问题提高企业现金持有水平的前提是企业具备充足的资金来源[4]，即企业资金稀缺会抑制高管滥用资金的自利。在中国企业仍普遍存在融资约束的情况下，企业高管的自利行为缺乏资金基础，因而国内研究较少发现高管问题对现金持有水平的影响。企业拥有了充足的资金后，高管追求自利行为具备了资金基础，此时，高管问题可能成为影响企业现金持有水平的重要因素。Almeida等[6]发现，即使企业不存在融资约束，管理层持股较低的企业仍然会选择较高的现金持有水平，他们还认为，管理层持股较低往往意味着缺乏激励，管理层的自利行为更加严重，在外部融资约束较弱的情况下，企业会保持较高的现金持有水平。因而，严重的高管问题能够弱化信贷资金获取便利性、降低企业现金持有水平。
企业控股金融机构为企业信贷融资提供了便利，同时，也为企业高管的自利行为提供了资金基础。当高管问题较为严重时，自利性高管会利用信贷资金，增加企业现金持有量，弱化控股金融机构降低企业现金持有水平的作用；而当高管冲突较弱时，高管利用信贷资金、增加企业现金持有量的动机较弱，控股金融机构降低企业现金持有水平的作用更强。
基于上述分析，本文提出如下假设：
假设3：相对于高管问题较为严重的企业，在高管问题较弱的企业中，控股金融机构降低现金持有水平的作用更强。
三、研究设计
1研究样本与数据来源
笔者以2006―2010年中国A股非金融类上市公司为初选样本，剔除相关变量缺失的数据后，获得7 866个观测值。为消除极端值的影响，笔者借鉴祝继高和陆正飞[17]以及陈德球等[19]的做法，对样本数据进行了上下1%分位数的Winsorize处理。文中使用的企业控股金融机构数据、财务特征数据、公司治理特征数据以及行业信息数据来自于国泰安的CSMAR、WIND与RESSET数据库。
2模型选择与变量定义
为检验企业控股金融机构对企业现金持有水平的影响，本文设定了如下模型：
CASH_LEVE=α0+α1FIN+α2CONTROL+INDUSj+YEARi +εt（1）
因变量、自变量和控制变量定义如表1所示。其中，控制变量包括：BOARD、RATIO_INDE、DUAL、TOP_SHARE、 OCF、DIVIDEN、ROA、SUB、LEV、SIZE、INDUSj和YEARi。
调节变量为企业的性质、管理费用率。参考夏立军和方轶强[31]的做法，当上市公司的终极控制人可以追溯为自然人、民营企业、村办集体企业等时，将该企业认定为民营企业；当上市公司终极控制人可以追溯至中央或地方国资委或地方政府时，该企业认定为国有企业。若上市公司所有权为国有，则STATE为1，否则为0。借鉴罗炜和朱春艳[32]的做法，笔者将管理费用与主营业务收入的比率（管理费用率）作为高管问题（ADM）的替代变量，若样本期上市公司的管理费用率大于（等于）样本中位数，则该上市公司的高管问题较为严重，此时ADM为1，否则为0。
四、检验结果与分析
1描述性统计
表2为主要变量的描述性统计。企业现金持有水平（CASH_LEVE）的均值为178%、最大值为0705、最小值为0003、标准差为0143，与祝继高和陆正飞[17]以及陈德球等[19]的研究结果类似，本文的数据同样表明，中国企业的现金持有水平较高，不同企业的现金持有水平存在较大差异，在回归分析方面具有一定的有效性。企业控股金融机构（FIN）的均值为36%，标准差为0187，说明即使按照20%的判断标准，中国仍然存在一些控股金融机构企业，当该判断标准降低为10%时，控股金融机构的企业数量显著增加。
2单变量分析
表3给出了控股金融机构企业与非控股金融机构企业在现金持有水平方面的差异。表3中数据显示，控股金融机构企业的现金持有水平均值为0136，非控股金融机构企业的现金持有水平均值为0180，前者比后者少0044，二者在1%的水平上显著。这说明企业控股金融机构能够降低企业的现金持有水平，支持假设1。但单变量分析未纳入控制变量，可能夸大了二者的关系，因此需要进行多变量回归分析。
3多元回归分析
表4为企业控股金融机构与现金持有水平的多元回归结果。模型（1）中，变量FIN显著为负，说明企业控股金融机构对于企业现金持有水平具有显著影响。企业控股金融机构为企业提供了获取信贷融资的便利性，企业持有大量现金资产应对外部融资约束的动机较弱，因而现金持有水平较低。上述结论支持假设1。模型（2）中，乘积项FIN×STATE显著为正，说明相对于国有企业而言，民营企业，控股金融机构企业降低现金持有水平的作用更强，回归结论支持假设2。模型（3）中，乘积项FIN×ADM显著为正，说明高管问题具有弱化控股金融机构企业降低现金持有水平的作用；相对于高管问题较为严重的企业，高管问题较弱的企业控股金融机构降低企业现金持有水平的作用更强，回归结论支持假设3。
控制变量中ROA、OCF显著为正，说明获利性较强的企业，其现金基础更为雄厚；变量DUAL显著为正，可能是因为董事长与总经理二职合一后，高管的权力更大，为了追求自身利益，提高了企业的现金持有水平。
4稳健性检验
借鉴王化成等[33]的研究，笔者将企业控股金融机构的持股判断标准由20%降低为10%，重复上述回归（结果如表5所示），主要结论基本保持不变。另外，笔者使用ROE替代ROA重新进行检验，回归结果仍然支持本文假设。
五、结论及研究意义
笔者以2006―2010年中国沪深A股上市公司为样本，考察了企业控股金融机构与现金持有水平的关系。研究结果表明：（1）企业控股金融机构为其提供了获取信贷资金的便利性，弱化了企业持有大量现金资产以应对外部融资约束的动机，从而降低了企业的现金持有水平；而非控股金融机构则需要持有大量现金资产，以应对外部融资约束的限制，从而导致企业现金持有水平较高。（2）相对于国有企业，民营企业更难以获取信贷资金，其外部融资约束更大，因而民营企业控股金融机构降低企业现金持有水平的作用更大。（3）当高管问题较为严重时，高管会利用信贷资金获取便利，提高现金持有水平，弱化控股金融机构降低现金持有水平的作用；因而相对于高管问题严重的企业，高管问题较弱的企业控股金融机构降低企业现金持有水平的作用更强。
本文的研究意义在于：一是基于中国金融行业改革中出现的实业企业控股金融机构这一现象，研究其对企业现金持有水平的影响，为分析中国企业较高的现金持有量提供了新的视角，丰富了该领域的研究文献。二是结合中国的制度背景，同时关注信贷融资约束与高管冲突，考察中国企业现金持有水平影响因素，为企业现金持有水平权衡理论和理论解释提供了经验证据。三是尽管中国诸多学者发现了国内企业也存在着高管问题，但鲜有研究从企业现金持有水平视角发现支持理论的直接证据（可能是因为中国企业普遍存在融资约束，企业高管的自利缺乏资金基础），企业控股金融机构之后，便利性的信贷资金获取为企业高水平的现金持有提供了保障，为企业高管的自利奠定了资金基础，此时，高管问题便会影响企业现金持有水平，本文的研究结论对已有研究进行了有益补充。此外，随着中国金融行业改革的不断发展，社会上不断出现实业企业控股金融机构的现象，考察企业控股金融机构动机以及控股金融机构后的企业财务行为等，对于稳步推进中国金融改革及相关政策制定具有指导意义。
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