【作 者】
王媚莎1（教授），李晓龙2
【作者单位】
1.广州城建职业学院，广州510925；2.暨南大学管理学院，广州510632
【摘 要】
【摘要】本文以我国2003 ~ 2013年的上市公司为研究样本，创新地使用商业银行一年期平均贷款利率减去完全市场化的伦敦银行间同业拆借利率来构建利率市场化指标。同时，根据政府对利率市场化的改革力度，定义2004年、2012年、2013年为我国的利率市场化改革阶段，详细地探究了利率市场化对企业资本结构的影响及其具体的传导路径。研究结果表明，利率市场化与上市公司资产负债率显著负相关。具体而言，利率市场化将通过企业的经营风险、产权性质和盈余信息透明度来影响上市公司的融资行为。
【关键词】利率市场化改革；信贷资源配置；经营风险；产权性质
【中图分类号】F224.9；F275；F832.5 【文献标识码】A 【文章编号】1004-0994（2016）09-0040-6一、利率市场化制度背景
中国自1996年6月1日开放银行间同业拆借利率市场后，便拉开了我国利率市场化改革的序幕；1998年后逐渐实现了金融债、国债的市场化发行；2000年9月21日后，逐步实现外币贷款利率的市场化。为了切实提高贷款利率市场化程度，2004年1月1日，人民银行扩大了金融机构贷款利率浮动区间，贷款利率最高上浮幅度扩大到70%，下浮幅度保持10%不变；同时，扩大商业银行自主定价权，贷款利率浮动区间不再根据企业所有制性质、规模大小分别制定；同年10月，贷款上浮取消封顶。
2007年1月4日，上海银行间同业拆借利率（Shibor）正式上线运行。2012年6月7日，金融机构存款利率浮动区间上限调整为基准利率的1.1倍，贷款利率的下限浮动区间调整为基准利率的0.8倍，从而把货币资金的定价权更大程度地交给了市场交易主体，实现了利率市场化进程中的重大突破。2012年7月6日起，中国人民银行又进一步将贷款利率浮动区间的下限调整为基准利率的0.7倍。
自2013年7月20日起，中国人民银行全面放开金融机构贷款利率管制，取消金融机构贷款利率0.7倍的下限。2013年10月25日，贷款基础利率集中报价和发布机制正式运行。2013年12月7日，中国人民银行公布了《同业存单管理暂行办法》，允许银行业存款类金融机构法人在全国银行间市场向同业拆借市场成员、基金管理公司及基金类产品发行同业存单，发行利率、发行价格等以市场化方式确定。未来利率市场化改革的进一步举措预计包括同业存单从银行间市场向金融机构发行扩大到向一般企业和个人客户发行，以及存款利率上限的进一步放开直至取消。从以上利率市场化进程中可以看出，利率市场化改革的过程，是一个政府不断放松管制，进而加强银行业竞争的过程。
本文为了度量政府对利率改革的程度，创新地使用商业银行一年期贷款平均利率（Irfil）减去完全市场化的伦敦银行间同业拆借利率（Libor），构建利率市场改革强度指标。
二、文献回顾与研究假设
（一）利率市场化与资本结构
近年来，企业融资及资本结构影响因素的“供给方效应”开始受到西方学术界关注。最著名的就是Stein et al.（1996）提出的市场时机假说，该理论指出企业的融资受制于提供资本的个人和机构投资者的偏好，以及由此引发的市场时机。但王正位等（2014）指出资本供给的市场条件并不仅限于资本供给方偏好引起的估值有效性问题，还包含市场提供资本时的其他摩擦因素，尤其是在中国等新兴市场经济体存在各种形式的资本市场管制。然而值得注意的是，与股票市场管制相同，以银行借款为主的债务市场也是一个不断放开管制的过程，这也是利率市场化改革的过程。
当银行竞争较弱时，处于垄断地位的银行更愿意在银企关系上投资，搜集更多的企业软信息，更有动力向新企业发放贷款，并倾向于与企业维持长期的信贷关系（Petersen and Rajan，1995）。而在竞争激烈的信贷市场，企业选择贷款银行空间较大，银行无法实施这种信贷战略。Marquez (2002 )的研究也表明，当银行市场结构比较集中时，银行掌握的与借款公司相关的特有信息也更加集中，从而能够降低银企之间的信息不对称程度。Petersen and Rajan（1995）、Cetorelli and Gambera（2001）等从企业对商业信用融资的依赖、企业成长等多个角度提供了银行信贷市场的集中有助于降低企业信贷准入门槛的经验证据。
余明桂、潘红波（2008）研究发现，银行竞争相对较弱地区的上市公司能够从银行获得更多的长期借款。可见，利率市场化改革实施后，银行之间的竞争加强，增加了商业银行成本，这将直接反映在利率这一资金价格的提高上。一方面，银行为了降低风险，势必减少相应的贷款行为；另一方面，竞争加强，资金成本上升，企业也会相应减少债务融资行为。因此，本文提出如下假设：
H1：利率市场化改革将降低上市公司资产负债率。
（二）利率市场化与资本结构的传导路径
Sharfman和Fernando（2008）的研究显示，提高环境风险管理水平能够降低权益资本成本，增加债务融资比重，同时提高债务的节税收益。当银行之间竞争较弱时，银行与公司维持长期信贷关系的动力较强，则公司能更轻易地从银行获得长期借款。此时无论公司面临的经营风险如何，企业向银行借款的难度都较小，因而经营风险对企业的债务融资影响较小。但在利率市场化改革中，打破了金融垄断，导致银行间竞争加剧，银行发放贷款的动力减弱，公司进行债务融资的难度也加大。利率市场化进程中，经营风险越高的企业，越难获得银行借款。
H2：利率市场化进程中，相比风险较低的企业，利率市场化对高风险企业的资产负债率的负向影响更加显著。
已有文献表明，我国的金融机构存在对非国有企业的信贷歧视，其原因在于国有企业在财务和政治上能得到政府更多的支持，国有银行和国有企业之间存在天然的利益关系。在国有银行还占据我国银行信贷市场主要份额的背景下，国有企业自然会得到更多的照顾与扶持，它们获得的银行信贷资金要显著多于非国有企业。Allen et al.（2005）对中国民营企业进行的问卷调查发现，民营企业在发展过程中很难获得银行提供的信贷。Brandt and Li（2003）调查发现，在中国乡镇一级，相比较私营企业而言，国有企业能获得更多的银行贷款。综上所述，相对于非国有企业而言，在市场化进程中，国有企业由于具有天然的垄断优势，利率市场化进程对国有企业资产负债率仍然存在正向影响。
H3：利率市场化进程中，相比非国有企业，利率市场化对国有企业的资产负债率存在正向影响。
信息基础假说认为，银行间竞争激烈时，企业选择贷款银行的难度加大。Marquez（2002）的研究表明，当银行市场结构比较集中时，银行掌握的与借款公司相关的特有信息也更加集中，能够降低银企之间的信息不对称程度。Petersen and Rajan（1995）、Cetorelli and Gambera（2001）、Bonaccorsidi Patti and Dellaricca（2004）等从企业对商业信用融资的依赖、企业成长等多个角度提供了银行信贷市场的竞争有助于降低企业信贷准入门槛的经验证据。由此，根据信息基础假说，在银行竞争较强的环境下，企业总体获得债务融资的难度加大，但信息不对称程度不同，企业获得的债务融资也不同。利率市场化进程中，由于垄断体制的逐步打破，商业银行的竞争加强。因此，在利率市场化阶段，信息透明度较高的企业，由于存在较低的信息不对称程度，因而比信息透明度低的企业更能有效地获得银行借款。综上所述，本文提出了如下假设：
H4：利率市场化对信息透明度较高企业的资产负债率存在显著的正向影响。
三、研究样本与研究设计
（一）研究样本与数据
本文所使用的财务数据和市场数据全部来自于CSMAR数据库。在样本选择过程中，我们剔除了所有金融类上市公司，因为这些公司与普通的公司在数据结构上存在很大区别，同时我们剔除了缺失财务数据的样本。为了保证研究结果的稳健性，我们在1%的水平下对所有连续变量进行缩尾（winsorize）处理。通过以上选择和处理，我们得到的最终研究样本是15814个公司，研究区间是2003 ~ 2013年。由于我们需要考虑至少三年的业绩波动，因此2003年和2004年并没有在本文的样本区间内。
（二）主要变量定义
1. 因变量。借鉴苏冬蔚、增海舰（2009）、吴溪等（2010）、沈洪涛和马正彪（2014）的研究成果，我们用资产负债率和债务期限来衡量企业的债务融资行为。
（1）资产负债率（Lev）：本文采用三种计量方法：
账面资产负债率（Lev1）=[总负债总资产的账面价值]
（2）债务期限（Longdebt）：长期借款比例。借鉴吴溪等（2012）的研究，以企业长期借款占全部银行借款之比作为债务期限的替代度量。
Longdebt=[长期借款+一年内到期的长期负债长期借款+一年内到期的长期负债+短期借款]
2. 自变量。
（1）利率市场化改革（Lib）：依据中国人民银行进行利率市场化改革的进程，创新地使用中国商业银行一年期平均贷款利率（Irfil）减去完全市场化的伦敦银行间同业拆借利率（Libor），以构建利率市场化指标。
（2）经营风险（Risk）。本文采用两种方法度量经营风险：一是参照Johnsn（2003）的研究，以历史7年（含当年）资产报酬率的标准差（Risk_roa）来度量；二是参照 Eriksson（1999）的研究，以历史9年（含当年）主营业务收入的标准离差率（Risk_sales）来度量，其中标准离差率等于变量的标准差除以其均值。 如果有效年限不足9年但超过3年， 则按实际年限计算。
（3）产权性质（State）。State是企业产权性质的虚拟变量，如果是国有企业则State=1，否则State=0。
（4）盈余信息透明度（Trans）。本文参照Easton and Harris （1991）、Bushman et al.（2004）、Barth et al.（2013）的文献，通过如下两步骤来构建反映跨时期和截面间的盈余信息透明度变量。
首先，利用股票 i 在 t 年的年度收益率Reti,j,t，根据模型（1）进行回归分析，得到调整的拟合优度值R2，作为行业间的盈余信息透明度。
其中，Reti,j,t为年度资产报表日4个月后的年度回报率。Ei,j,t表示年每股收益，Pi,j,t表示年开盘价。△Ei,j,t表示每股收益从t年到 t-1年每股收益的变动额。
其次，利用模型（1）计算出来的εi,j,t按行业和年份分成四个投资组合，然后依据如下模型（2）进行回归，得到调整拟合优度值R2，作为行业内的盈余信息透明度。
最后，依据如下模型（3），得到公司 i 在 t 年的盈余信息透明度Transi,t。
Transi,t=Transj,t+Transp,t （3）
3. 控制变量。
（1）盈利能力（Roa）：通过资产收益率衡量，为净利润除以平均总资产，其中平均总资产等于期初和期末总资产之和除以2。盈利能力越高，公司就越容易取得贷款，但公司进行内源融资的能力也越强，因此盈利能力对资本结构的影响方向不确定。
（2）规模（Size）：公司总资产的自然对数。规模越大，公司承担债务的能力就越强。
（3）发展机会：Tq=（流通股市值+非流通股每股净资产×非流通股股数+负债总额）/总资产账面价值。公司的前景越好，需要从外部借入的资金就越多，但潜力大的公司一般缺少有形资产，承担债务的能力较弱，因此，发展机会对资本结构的影响方向不确定。
（4）股权结构（First）：我国上市公司的产权按投资主体可以分为国有股、法人股、公众股和职工股，其中样本期内国家股和法人股占总股本的平均比重达60% ，而且大部分法人股被国有企事业单位掌握，表明大多数上市公司具有国有产权“一股独大”的特点。本文使用第一大股东持股比例来衡量上市公司的股权结构，并假设第一大股东持股比例越高或非流通股比例越大，公司越容易获得银行贷款，因此其负债率较高。
（5）企业资产的流动性（Liquid）：公司资产的流动性越强，企业越容易获得贷款。不同于Cai et al.（2008）使用流动比率度量资产流动性，我们以货币资金与短期资产之和占总资产的比例作为流动性的度量指标。
（6）债务担保能力(Fixas)：有形资产比例，即固定资产总额减去累计折旧，再减去固定资产减值准备，然后除以总资产账面价值。债务担保能力越强，公司就越容易获得贷款。
（7）有效税率（Etr）：根据 Kane，Marcus and McDonald（1985）提出的税收理论， 当税率较高时企业本身具有更大的税收利益，因而会筹集更多的利息费用相对较低的短期债务，这样还能降低调整资本结构的交易费用。因此，有效税率与债务期限负相关。我们以平均税率作为公司有效税率的替代变量， 但如果计算的平均税率小于0或大于1，则分别取值为0和1。
（8）行业变量（Ind）：为了控制行业特征对资本结构的影响，本文根据证监会2012年修订的行业分类标准，并将制造业行业单独划分，将上市公司划分为21个行业并设置相应的虚拟变量。
（三）研究设计
本文的H1要检验的是利率市场化与企业资本结构的关系，因此我们首先建立回归模型（4）来检验H1。由于本文在方程中加入了代表利率市场化的虚拟变量，因此在方程中也没有加入年度虚拟变量，后文的回归方程处理方式与此相同。
Levi,t=β0+β1Lib+β2Roai,t+β3Sizei,t+β4Tqi,t+β5Firsti,t+β6Liquidi,t+β7Fixasi,t+β8Indi,t+εi,t （4）
为了检验假设H2，我们建立如下的回归模型（5），通过利率市场化变量（Lib）与经营风险（Risk）的交乘项系数β3来验证H2。
Levi,t=β0+β1Lib+β2Riski,t+β3Lib×Riski,t+β4Roai,t+β5Sizei,t+β6Tqi,t+β7Firsti,t+β8Liquidi,t+β9Fixasi,t+β10Indi,t+εi,t （5）
为了检验假设H3，我们建立如下的回归模型（6），通过利率市场化变量（Lib）与国有企业（State）的交乘项系数β3来验证H3。
Levi,t=β0+β1Lib+β2Statei,t+β3State×Lib+β4Roai,t+β5Sizei,t+β6Tqi,t+β7Firsti,t+β8Liquidi,t+β9Fixasi,t+β10Indi,t+εi,t （6）
为了检验假设H4，我们建立如下的回归模型（7），通过利率市场化变量（Lib）与国有企业（State）的交乘项系数β3来H4。
Levi,t（Longdebti,t）=β0+β1Transi,t+β2Libi,t+β3Libi,t×Transi,t+β4Roai,t+β5Sizei,t+β6Tqi,t+β7Firsti,t+β8Liquidi,t+β9Fixasi,t+β10Etri,t+εi,t （7）
四、实证结果与分析
（一）描述性统计
表1列示了主要研究变量的描述性统计结果。
首先，就反映债务融资行为总体债务的比率（Lev）来看，2003 ~ 2013年我国上市公司资产负债率平均值和中位数分别为0.529和0.514，这与沈艺峰等（2009）的研究结果一致。由表1也可以看出，2003 ~ 2013年我国上市公司经营风险（Risk_roa）平均值（中位数）为0.045（0.030），而上市公司经营风险（Risk_sales）均值（中位数）是1.033（0.956），表明上市公司经营风险不一致。
（二）相关性分析
为了考察变量之间的相关性，我们进行了pearson相关性分析，结果如表2所示。
（三）回归结果分析
H1关注的是利率市场化对上市公司资本结构的影响，如果H1成立，则在模型（4）中Lib系数为负。H2关注的是利率市场化和企业经营风险的交互项Lib×Risk的系数检验。如果H2成立，即利率市场化时期，经营风险与上市公司资产负债率负相关，模型（5）中Lib×Risk的系数预期为负。H3关注的是利率市场化和企业产权性质的交互项Lib×State的系数检验。如果H3成立，即利率市场化时期，国有企业能够获得更多的债务融资，模型（6）中Lib×State的系数预期为正。H4关注的是利率市场化和企业信息透明度的交互项Lib×Trans的系数检验。如果H4成立，即利率市场化时期，盈余信息透明度与上市公司资产负债率正相关，模型（7）中Lib×Trans的系数预期为正。
首先分析利率市场化对企业资本结构的影响，回归结果如下页表3所示。从表3中的（1）、（2）、（3）列中可以看出，利率市场化与上市公司资产负债率存在显著的负相关关系，支持了H1。这说明由于中国特殊的制度环境因素，如对资金供给进行管制，在利率市场化后，由于融资成本的增加，利率市场化改革与企业债务融资的获得显著负相关。
H2关注的是回归模型（5）中利率市场化和经营风险的交互项Lib×Risk的系数检验。表4中的第（2）、（4）、（6）列的Lib×Risk的系数显著为负，从而支持了本文的H2。即利率市场时期，经营风险与上市公司的资产负债率显著负相关。这说明在利率市场化时期，上市公司经营风险越高，越难获得债务融资。
H3关注的是回归模型（6）中，利率市场化和产权性质的交互项Lib×State的系数检验。表5中的第（2）、（4）、（6）列中的Lib×State的系数在1%的水平上显著为正，支持了H3。这说明在利率市场化改革下，银行仍然存在着贷款歧视，国有企业仍然较容易获得债务融资。
H4关注的是回归模型（7）中，利率市场化和企业盈余信息透明度的交互项Lib×Trans的系数。表6中第（2）、（4）、（6）列中Lib×Trans的系数显著为正，这支持了本文的H4。这说明利率市场化改革后，盈余信息透明度越高，越容易获得债务融资。
五、稳健性检验
为了保证研究结果的稳健性，我们使用关键变量进行替代性检验。因为本文要考察利率市场化的影响，所以我们需要确定利率市场化年度。已有文献在研究货币政策环境对经济行为的影响时采用设立市场化年度虚拟变量的方法。为此本文也定义2004年、2012年、2013年为利率改革年份，研究结果如表7所示，与表6的研究结果一致。
六、研究结论和启示
通过上述研究笔者发现，利率市场化与上市公司资产负债率显著负相关。具体而言，利率市场化将通过企业的经营风险、产权性质和盈余信息透明度来影响上市公司的融资行为。本文通过对利率市场化的传导路径进行探究，发现利率市场化主要通过上市公司经营风险、产权性质和盈余信息透明度等中介效应对企业的资本结构产生显著影响。在市场化改革后，我国银行的信贷歧视不仅存在，还存在对经营风险、盈余信息透明度的多种传导路径，因此企业必须加强风险管理，提高盈余信息透明度，才能够获得更多的债务融资。
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