金融包容视角下的银行业市场结构回归结果

本章首先使用总体样本考察银行业市场竞争对企业贷款包容，或信贷约束的影响。由于Probit模型得出的回归系数只能反映自变量对因变量的影响方向，其数值并不能反映这种影响的大小，因此，表3.4直接报告自变量的边际效应，即连续型自变量每变化1％或者离散型变量从0变为1时，企业受到信贷约束的概率变化。

表3.4第（1）-（3）列报告了银行业市场竞争对企业信贷约束影响的基准回归结果。可以看到，无论是控制企业特征或是宏观经济变量，HHI的系数均显著为正，这说明银行业市场竞争有利于缓解企业信贷约束。以第（3）列的结果为例，银行市场竞争的边际效应为0.503，且在1％的水平上显著，表明银行业市场集中度（垄断程度）每提高1％，将使企业面临信贷约束的概率上升0.503，也即银行竞争提高了贷款包容度。这一结论支持“市场势力假说”。

此外，第（2）和（3）列的估计结果显示，企业规模对贷款包容有显著影响。无论是否考虑宏观经济环境，相比大型企业而言，小微和中型企业贷款包容度均更低，受到信贷约束的概率更大，且企业规模越小，面临信贷约束的概率也就越高。在其他变量不变的情况下，第（3）列结果显示：相比大型企业，小微和中型企业受到信贷约束的概率分别高出6.2％和4.6％。这与现实情况相符，即企业规模越小，贷款包容度越低，所面临的信贷约束就越大。企业股权特征的系数为负，但并不显著，这可能是因为国有股权与规模高度正相关，从而影响其显著性。[16]经营年限也有利于缓解信贷约束，第（2）列的结果显示，经营年限每增加1年，企业信贷约束的概率下降0.3％，且在5％的水平上显著。此外，企业销售收入、财务透明度和商品出口率的系数也都显著为负，边际效应分别为-0.027、-0.176和-0.002（第（3）列），这都是符合预期的。但相比高管为女性的企业，企业高管为男性的企业存在信贷约束的概率高10.4％（第（3）列），这与Muravyev et al.，（2009）的研究结论相反。这可能是因为高管为女性的企业通常经营相对更稳健，同时女性规避风险的倾向有利于提高商业银行的贷款意愿（阎竣，2011）。

最后，加入宏观经济变量以控制可能影响企业信贷约束和银行业市场结构的外部因素。第（3）列结果显示：在实际人均GDP水平较高的城市，企业面临信贷约束的可能性更低，但是这一结果并不显著。这可能是因为经济发展水平较高的城市小微和中型企业的数量更多，以至于后者的效应部分抵消了前者。实证研究也支持上述推测：如不考虑企业规模指标，经济发展水平的效应显著为负。这也与前面企业需求型信贷约束的地区分布结果一致，即经济发达的东部企业面临需求型信贷约束的数量最多。金融发展指标与企业信贷约束显著负相关，边际效应为-0.060（第（3）列）。这就证明金融发展可以降低信息不对称和交易成本等市场摩擦，从而有效缓解信贷约束、提高贷款包容度。(www.xing528.com)

表3.4　银行业市场竞争对企业信贷约束（贷款包容）的影响：基准回归

续表

注：*、**、***分别表示在10％、5％、1％水平上显著，括号内为标准差，表中报告的是估计的边际效应。