“優惠風險權重”政策對小微企業信貸融資約束影響的實證檢驗

劉斌斌，黃耀谷

（南昌大學a.理學院;b.經濟管理學院，南昌 330029）

0 引言

在市場競爭機制作用下，針對不同規模企業貸款實施差異化風險權重計提標準將通過影響商業銀行的資本充足率管理而改變其信貸結構。在資本充足率監管要求下，相對于大企業貸款100%的風險權重計提標準而言，規定對小微企業貸款實施75%的優惠風險權重有利于引導商業銀行貸款向小微企業傾斜，緩解小微企業信貸融資約束。此外，統計數據顯示我國商業銀行資本充足率長期高于銀監會監管要求，商業銀行對資本充足率調控政策的不敏感勢必影響“優惠風險權重”政策功能的發揮。在這種情形下“優惠風險權重”政策效力如何有待商榷。

本文首先基于Kopecky-VanHoose（2004）模型理論分析“優惠風險權重”政策生效的適應性條件，再以15家大中型股份制商業銀行數據為樣本進行實證檢驗。雖然近些年來我國先后頒布了一系列鼓勵商業銀行改進小微企業金融服務的政策法規，但學者們對這些結構性貨幣政策生效的適應性條件及其實施效果缺乏深入研究。本文不僅有效彌補了這一領域研究的不足，而且為如何采取更有針對性的結構性貨幣政策以優化小微企業信貸融資環境、破解其“融資貴、融資難”問題提供有益借鑒，具有重要的理論與現實意義。

1 有效性分析與假設提出

本文首先基于Kopecky-VanHoose（2004）模型來理論分析“優惠風險權重”政策提升商業銀行小微企業貸款比例的有效性。

假設商業銀行的資產包含存款準備金（R）、貸款（L）和所購買的以政府債券為代表的證券資產（G），其負債主要有存款（D）和權益資本（K）。為了重點分析“優惠風險權重”政策對小微企業貸款的影響，將銀行貸款（L）分為大企業貸款（LB）和小企業貸款（LS）兩類。記商業銀行存款準備金、大企業貸款、小企業貸款和證券債券的風險權重分別為εr、εB、εs和εg，由于“優惠風險權重”政策旨在通過對商業銀行不同規模企業貸款實行差異化的風險資產權重計提比例以刺激商業銀行提升小微企業貸款比例，故設εB≠εs。為簡化起見，本文忽略存款準備金和政府債券風險，即εr=εg=0，再設存款準備金利率為0。假設政府債券收益率為rg,銀行存款利率及其資本回報率分別為rd和rk，不良貸款率為μ。考慮到不同規模企業與銀行之間信息不對稱程度差異，這里假設銀行對大企業和小企業所要求的貸款利率分別為rB和rs，且rs＞rB。進一步假設商業銀行的資產負債管理邊際成本滿足Kopecky-VanHoose（2004）模型中所規定的二次函數形式，即貸款、存款、資本和政府債券的管理成本分別為Cl=lL2/2,Cd=dD2/2,Ck=kL2/2和Cg=gG2/2。

在滿足最低存款準備金(ρ)和資本充足率(θ)監管要求約束下，追求利潤最大化的商業銀行需解決如下優化問題：

記λ=-(rd+dD)/(1-ρ)為商業銀行攬儲影子成本，則在我國商業銀行對大企業貸款實行100%風險計提比例（即εB=1）背景下，銀行對大企業貸款LB和小企業貸款LS的最優解將滿足如下方程：

為簡化起見，記a=(1-μ)rB-rk+λ(1-θ)，b=(1-μ)rS-rk+λ(1-θεs)，均衡時有 a＞ 0，b＞0。若記β為商業銀行對小企業貸款比例，則利潤最大化時的商業銀行對小企業的貸款比例β為：

由于變量k、θ、a和l均大于0，若記則當(b-aεs)2/(1-εs)2＜ h時，有?β/?εs＜ 0，降低小微企業貸款風險計提權重εs將有助于商業銀行提升小微企業貸款比例。否則，若(b-aεs)2/(1-εs)2≥ h，則?β/?εs≥ 0，降低小企業貸款風險計提權重εs反而使得小企業信貸融資約束更加趨緊。這一結果表明，降低小微企業貸款風險計提權重εs并不會必然提升商業銀行小微企業貸款比例，“優惠風險權重”政策能否充分發揮其預期政策效力還受μ、θ、rk、λ等諸多因素的影響。

為了進一步探求“優惠風險權重”政策生效的適應性條件，將a和b的定義代入b-aεs可知，要使(b-aεs)2/(1-εs)2＜h成立，則εs必需滿足如下條件：

則當σ越小時，降低εs至75%將使得商業銀行提升小微企業貸款比例的可能性更大，也就是說更有利于“優惠風險權重”政策功能的發揮。又因為?σ/?μ＞ 0、?σ/?rk＞0以及?σ/?θ＜0，所以當商業銀行的不良貸款率μ和資本回報率rk越低或其資本充足率θ越高時，降低小微企業貸款風險計提權重εs至75%將更有利于商業銀行小微企業貸款比例的提升及其信貸融資約束的改善。

基于上述理論分析，提出如下研究假設：

假設1：“優惠風險權重”政策是否湊效受諸多因素影響，商業銀行資本充足率越高時越有利于該政策功能的發揮。

假設2：商業銀行不良貸款率和資本回報率越低時，越有利于“優惠風險權重”政策功能的發揮。

2 實證檢驗

“優惠風險權重”政策能否奏效受諸多因素的影響?？紤]到證券資產和資本管理成本等更多與商業銀行內部管理有關，這里擬將變量rg、g、l、d、k和ρ設為動態常數，重點對“優惠風險權重”政策實施后的商業銀行不良貸款率μ、資本充足率θ以及資本回報率rk如何影響其對小微企業貸款比例進行實證檢驗。

2.1 模型設定與樣本選取

雖然我國國有商業銀行、股份制商業銀行、城商行以及農合機構等均從事小微企業貸款業務，但是統計數據表明：中、農、工、建、交以及招商、興業和民生等15家大中型國有商業銀行和股份制商業銀行的貸款額占全國貸款總額的絕大部分①這15家大中型銀行分別為中、農、工、建、交和民生銀行、平安銀行、浦發銀行、興業銀行、招商銀行中信銀行、光大銀行、華夏銀行、浙商銀行和廣發銀行。2009—2016年期間這15家銀行的貸款余額之和占全國貸款余額的比例分別為70.33%、68.72%、70.96%、70.20%、67.48%、68.53%、65.87%和58.67%。?？紤]到城商行、郵儲、農合機構等金融機構數據的可得性，同時為了消除利率市場化和銀行規模差異給分析結果所帶來的影響，本文擬在有效控制利率市場化程度和銀行規模大小基礎上。以這15家大中型股份制商業銀行2009—2016年期間的中小微企業年度數據為樣本，并基于如下模型進行實證檢驗：

其中，i=1,2,…代表不同的銀行，t=1,2,…代表不同年份；β為商業銀行中小微企業貸款比例，等于各商業銀行中小微企業年度貸款余額與其總貸款余額之比；Pol為政策虛擬變量，“優惠風險權重”政策出臺前取值為0，政策出臺后取值為1；θ為銀行資本充足率水平；μ為商業銀行不良貸款率；rk為商業銀行資本收益率。LnD為商業銀行存款余額對數；NI為銀行存貸款凈利息差，等于生息資本收益率減去計息負債付息率，用以控制銀行業市場化進程；εit為隨機誤差項。數據來自《中國金融統計年鑒》和各大商業銀行年度報告，部分數據經手工整理而得，此后不再贅述。

2.2 單變量因素分析

在進行多變量回歸檢驗前，首先采用雙樣本異方差均值比較法對“優惠風險權重”政策實施前后商業銀行中小微企業貸款比例、資本充足率以及不良貸款率等指標的變化情況進行對比分析，所得結果如下頁表1所示。

表1 “優惠風險權重”政策前后商業銀行各指標均值比較結果

從表1可以看出，商業銀行中小微企業貸款比例、資本充足率以及不良貸款率等變量在“優惠風險權重”政策實施前后的變化具有如下顯著特征：

第一，“優惠風險權重”政策實施后，商業銀行中小微企業平均貸款比例并未顯著提高。表1中的均值比較結果顯示，“優惠風險權重”政策實施前，我國商業銀行中小微企業貸款比例平均為23.7272%；政策實施后的中小微企業貸款比例均值反而下降至20.5001%。

第二，“優惠風險權重”政策實施后，我國商業銀行資本充足率、不良貸款率和存款規模均出現明顯上升。根據表1中的均值比較結果，我國商業銀行資本充足率（θ）、不良貸款率（μ）和存款規模的對數（LND）分別為11.5196%、0.9844%和14.4210，政策實施后分別上升至12.0864%、1.2268%和14.9456，且均在5%或1%臨界水平下顯著。

第三，政策實施后，商業銀行資產收益率和存貸款凈利息差明顯下降。根據表1中的比較分析結果，“優惠風險權重”政策實施前的商業銀行資產收益率（rk）和存貸款凈利息差（NI）分別為20.3087%和2.4456%，政策實施后分別下降為17.8910%和2.2731%，且均在1%臨界水平下顯著。

2.3 多變量因素檢驗

完成各變量單因素檢驗后，現采用多變量面板數據模型（1）對商業銀行資本充足率、不良貸款率及資本回報率等因素如何影響“優惠風險權重”政策功能的發揮進行實證檢驗。對模型（1）的設定形式和固定（隨機）效應進行檢驗后，將采用變截距固定效應模型進行多變量回歸分析。在充分考慮截面數據異方差影響條件下，利用面板數據模型EGLS方法進行實證檢驗時，所得結果如表2所示。

表2 商業銀行中小微企業貸款比例影響因素回歸分析結果

（1）“優惠風險權重”政策并未顯著提高銀行對小微企業信貸比例。根據表2中的多變量回歸檢驗結果（1）—（4）可以看出，政策虛擬變量Pol的估計系數在5%臨界水平下始終不顯著，說明該政策實施后，商業銀行對小微企業信貸比例并未顯著提高。

（2）商業銀行小微企業貸款比例對資本充足率調控政策尚不敏感。根據表2中的回歸檢驗結果（4），我國商業銀行小微企業貸款比例對資本充足率(θ)與“優惠風險權重”政策虛擬變量交叉項（Pol·θ）的回歸系數雖然為正，但在5%臨界水平下尚不顯著。這充分說明通過調整小微企業貸款資本充足率計提標準的“優惠風險權重”政策目前尚未有效緩解其信貸融資約束，與假設1不符。可能的原因為，長期以來我國商業銀行資本充足率均普遍高于國家監督標準，通過降低銀行小微企業貸款的風險準備金計提標準，短期內未必能使商業銀行提高小微企業貸款比例。

（3）商業銀行不良貸款率和資本回報率越低將越有利于“優惠風險權重”政策功能的發揮。根據表2中的回歸檢驗結果（4），“優惠風險權重”政策虛擬變量和商業銀行不良貸款率的交叉項（pol·μ）及與資本回報率的交叉項（pol·rk）均在5%臨界水平下顯著為負。這說明當商業銀行不良貸款率和資本回報率越低時，“優惠風險權重”政策越有利于其功能的發揮，從而更能有效緩解小微企業信貸融資約束，與假設2一致。

2.4 穩健性檢驗

為了提高實證結論的可信度，現分別以商業銀行核心資本充足率（θnet）、總資產對數（LnA）和凈利息收益率（NE）代替資本充足率、存款規模對數和凈利息差對實證分析結果進行穩健性檢驗，所得結論如表3所示。

表3 穩健性檢驗結果

根據表3中的穩健性檢驗結果可以看出，當以商業銀行核心資本充足率（θnet）、總資產對數（LnA）和凈利息收益率（NE）代替資本充足率、存款規模對數和凈利息差對進行穩健性檢驗時，所得結論基本一致。

3 結論

基于 Kopecky-VanHoose（2004）模型，本文首先對2011年銀監會《補充通知》中提出的商業銀行小微企業貸款“優惠風險權重”政策生效的適應性條件進行理論分析，再以15家大中型商業銀行2009—2016年期間年度數據為樣本對其進行實證檢驗。均值比較結果顯示：“優惠風險權重”政策實施后，我國商業銀行資本充足率、不良貸款率和存款規模均出現明顯上升，其資產收益率和存貸款凈利息差則出現明顯下降，商業銀行中小微企業平均貸款比例并未顯著提高。基于面板數據的實證檢驗結果表明：“優惠風險權重”政策并未顯著提高銀行對小微企業信貸比例，商業銀行小微企業貸款比例對資本充足率調控政策尚不敏感，但商業銀行不良貸款率和資本回報率越低將越有利于“優惠風險權重”政策功能的發揮。