学文网实证分析篇1
本文作者：储昭昉1王强2张蕙3作者单位：1.中国科学技术大学管理学院2.对外经济贸易大学国际经济贸易学院3.北京工商大学经济学院
文献综述
随着我国产业结构和贸易结构的调整，服务贸易在我国国际贸易中的地位不断增强。我国服务贸易对经济增长的影响受到了学术界的广泛关注，实证研究表明服务贸易促进经济增长（韩振国，王玲利2009；蒋昭乙2008等）。另一方面，我国服务业贸易竞争力也成为了学术研究的热点。陈宪和殷凤（2008）分析了我国服务贸易的发展趋势，利用市场占有率、贸易竞争优势指数和显示性比较优势指数比较了我国服务贸易与其他国家服务贸易的竞争力水平，并探讨了服务业增加值、服务业利用外商直接投资和货物进出口额对我国服务贸易的影响。殷凤和陈宪（2009）比较了世界主要服务贸易经济体服务贸易竞争力，并发现GDP、人均国民收入、货物进出口总额和服务业开放度对我国服务贸易有正向影响。庄惠明等（2009）详细分析了我国服务贸易竞争力的现状，并以“钻石模型”为理论依据研究了影响服务贸易竞争力的因素，发现人口素质、货物出口额、第一产业劳动生率、城市化水平和服务业劳动生产率为我国服务出口的主要影响因素。黄庐进和王晶晶（2010）比较分析了我国和印度的服务贸易国际竞争力。
从现有相关文献中可以发现服务贸易出口市场占有率、服务贸易竞争优势指数、服务贸易出口显示性比较优势指数是文献中最为常用的服务贸易竞争力的指标。而在检验我国服务贸易竞争力的影响因素时，大都以我国服务贸易出口额作为服务贸易出口竞争力的变量，文献识别的影响因素包括服务业增加值、服务业利用外商直接投资、货物进出口额、GDP、人均国民收入、服务业开放度、人口素质、第一产业劳动生产率、城市化水平和服务业劳动生产率等，但结论并不统一。
目前国内对具体服务行业贸易竞争力的研究还非常少。孙江明和苏琴（2006）对运输服务贸易的竞争力进行了国别比较分析，发现我国运输服务贸易出口竞争力极弱。周经和吕计跃（2008）研究了我国旅游服务贸易竞争力的影响因素，发现旅游产业组织、人力资本和旅游交通对旅游服务出口竞争力有显著影响。正如庄惠明等（2009）所指出相关文献对服务贸易竞争力的研究多停留在一般定性判断与初步统计比较上，缺少对影响其贸易竞争力深层原因的深入分析。目前还没有研究深入探讨影响我国运输服务贸易竞争力的深层原因。而且相关分析竞争力影响因素的文献多以贸易出口额为因变量做回归分析，然而贸易出口额并不能准确代表贸易出口竞争力。为探索我国运输服务贸易出口竞争力不强的深层原因，本文以运输服务出口竞争力指标（即出口市场占有率、贸易竞争优势指数和显示性比较优势指数）为因变量，利用主成分分析和多元回归分析的方法，探讨我国运输服务贸易出口竞争力的影响因素。
我国运输服务贸易竞争力的现状分析
改革开放以来，我国运输服务能力日益增加。随着我国运输服务业全面开放格局的形成，我国运输服务贸易也飞速发展。从***1可见，我国运输服务贸易发展迅速，运输服务贸易出口在14年中（1995-2008年）增长了近10倍左右，进口也翻了两翻。但在1995-2001年间运输服务贸易变化不大，而加入WTO后，我国运输服务贸易的增速大幅提高，2002-2008年间运输服务贸易总额翻了两翻，2009年由于受到全球经济危机的滞后影响略有下降。尽管如此，这些年来我国运输服务贸易仍一直存在高额逆差（仅2006年逆差较小）。这说明我国运输服务贸易的国际竞争力不强，出口能力较弱。
本文采用运输服务贸易出口市场占有率、运输服务贸易竞争优势指数和运输服务贸易出口显示性比较优势指数来刻画运输服务贸易的竞争力。运输服务贸易出口市场占有率即为一国运输服务贸易出口额占世界运输服务贸易出口总额的比重；运输服务贸易竞争优势指数为一国运输服务贸易净出口占该国运输服务进出口总额的比重；运输服务贸易出口显示性比较优势指数为一国运输服务贸易出口在该国服务贸易出口中所占比重与世界服务贸易中运输服务贸易所占比重的比例（孙江明和苏琴，2006）。这3个指标的数值越大，说明竞争力越强。表1给出2008年世界运输服务贸易主要经济体的运输服务贸易竞争力情况。从表1可以看出，我国是运输服务贸易进口大国，在16个主要运输服务贸易经济体中排名第4，但我国运输服务贸易出口额和出口市场占有率仅排名第7，且与排在第1位的美国还有较大差距。尽管运输服务是一项劳动密集型的产业，而且一直是我国一项主要传统服务出口项目，但从贸易竞争优势指数（排名第12）和出口显示性比较优势指数（排名第7）来看，我国运输服务贸易出口的竞争力并不强，没有明显的比较优势。
表2给出了2008年度我国各服务行业贸易出口竞争力的情况。我国各服务产业的贸易竞争力都比较弱，仅有建筑服务业的显示性比较优势指数为2.068，具有较强的国际竞争力。而相对于其他服务贸易而言，运输服务业的贸易竞争优势指数较低，而显示性比较优势指数较高（仅比建筑服务业低），这是因为运输服务业的劳动密集度较高，从而有相对比较优势。
总之，从我国运输服务贸易的纵向发展历程和竞争力的横向比较中可知：我国运输服务贸易近年来（特别是加入WTO之后）发展迅速；但是相对于欧美发达国家，我国运输服务贸易出口占世界运输服务贸易的份额较小，竞争力较弱；而相对于国内其他服务行业，运输服务贸易的出口竞争力较弱，但比较优势相对较强。
我国运输服务贸易竞争力影响因素的实证分析
本文以波特国家竞争优势理论中“钻石模型”为理论依据，基于我国1982-2008年的数据，建立计量模型，采用主成分分析和多元回归分析方法分析我国运输服务贸易竞争力的主要影响因素。
1.变量选择和数据来源
本文分别用运输服务贸易出口市场占有率（MS）、运输服务贸易竞争优势指数（TCA）和运输服务贸易显示性比较优势指数（RCA）来测量我国运输服务贸易出口竞争力，因此它们在不同的模型中作为因变量。自变量确立为上述五方面因素的8个变量：人均GDP（GDP）、货物出口额（EXP）、货物进口额（IMP）、服务业增加值占GDP的比重（SER）、服务业劳动生产率（PRO）、城市化水平（URB）（即城市人口比例）、运输服务贸易开放度（OPP）和我国加入WTO虚拟变量（WTO）。运输服务贸易出口市场占有率、运输服务贸易竞争优势指数和运输服务贸易显示性比较优势指数的数据根据《中国对外贸易年鉴2009》和世界银行发展指数数据库中关于中国和世界服务贸易的数据计算而得。人均GDP、服务业（用第三产业替代）劳动生产率资料来源于《中国统计年鉴2009》；货物出口额和货物进口额资料来源于《中国对外贸易年鉴2009》；服务业增加值占GDP的比重和运输服务贸易开放度则根据世界银行发展指数数据库数据计算而得。所有数据的时间跨度为1982-2008年。
2.实证模型
为避免解释变量之间存在的高度相关对模型准确度的影响，故利用SPSS18软件首先采用主成分分析，然后对主成分进行多元回归分析。表3给出了对五方面因素的回归结果。其中需求因素由人均GDP、货物出口额和货物进口额3个变量组成的主成分代表；相关产业支持因素由服务业增加值占GDP的比重和服务业劳动生产率组成的主成分代表；生产因素由城市化水平代表；***府因素由运输服务贸易开放度代表；机会因素由我国加入WTO虚拟变量代表。为明确各解释变量对我国运输服务贸易竞争力的影响，将表3结果根据主成分分析结果（即主成分的构成）换算成对8个解释变量的回归方程，得到最终回归模型：（略）。3个模型的R2分别等于0.989、0.875和0.838，说明五方面因素的8个变量对我国运输服务贸易出口竞争力具有很好的解释能力，而且它们的Dubin-watson统计量分别为1.965、1.665和1.251，说明不存在自相关问题。此外，由于所用数据为时间序列数据，为避免伪回归，利用Eviews5.0软件对模型的残差序列进行了Phil-lips-Perron平稳性检验。其结果显示残差序列不存单位根，是平稳序列。
3.模型结果分析
根据表3和最终回归模型的结果，需求因素、相关产业支持因素、***府因素和机会因素都对我国运输服务贸易出口竞争力有正向的影响。但生产因素对我国运输服务贸易出口竞争力的影响却为负，这并不是说生产因素对我国运输服务贸易出口竞争力起负向作用，与波特竞争力理论背道而驰。而是由于本文中仅用城市化水平来衡量生产因素，模型结果的负号，仅说明现阶段城市人口比例与我国运输服务贸易出口竞争力呈现负向关系。
（1）需求因素（特别是货物贸易）是我国运输服务贸易出口竞争力的主要影响因素。这一结果进一步验证了货物贸易对我国服务出口有显著的拉动效应，货物贸易发展过程中蕴含着服务贸易的巨大机会。对运输服务贸易来说更是如此。因为货物贸易是运输服务贸易最主要的需求因素，任何货物贸易的完成都离不开运输服务。因此发展货物贸易并充分利用货物贸易的拉动作用是提高我国运输服务贸易出口竞争力的重要途径之一。
（2）相关产业支持因素的表现对我国运输服务贸易出口竞争力有着非常重要的影响。模型分析结果表明，服务业（即第三产业）的发展有利于提高我国运输服务贸易出口竞争力。事实上运输服务贸易出口就是我国运输服务业的外向化过程，这需要我国运输服务的发展作为支持。我国运输服务业乃至整个服务业的发展水平决定了我国运输服务的出口竞争力。
（3）城市化水平对我国运输服务贸易出口有显著的负向影响。这是因为城市化水平的提高，城镇人口增多，对服务业的需求增大。这就使得城市化水平提高所带来的服务业的增长被国内需求消化，甚至这种增长的国内需求还会促进服务进口、减少出口。而对运输服务业而言，由于我国运输服务业整体水平不高、供给能力有限，由城市化水平的提高带来国内运输需求的增长，有可能减少了运输服务的出口能力。造成这种现象的原因有两方面：一方面，我国城市和农村居民的服务需求相差巨大，所以城市化水平提高带来的国内运输服务需求的增长非常大；另一方面，我国运输服务业的发展水平低，结构不合理，供给力不能有效分配。所以城市化水平与运输服务贸易出口竞争力间的负向关系不能说明我国应该放缓城市化进程，而是说明我国需要调整运输服务业结构，合理分配其供给力等。
（4）***府因素即我国运输服务贸易开放程度促进了我国运输服务贸易出口竞争力的提高。加大我国运输产业的开放程度，一方面有利于我国运输企业走向国际市场，另一面随着国际运输企业进入我国市场，加大了我国运输市场的竞争，有利于我国运输产业的发展和运输企业能力的提高，因而促进了我国运输服务出口竞争力的提高。
（5）加入WTO促进了我国运输服务贸易出口竞争力的加速提高。加入WTO后，我国运输服务贸易（包括进、出口）的发展明显提速。一方面，运输业的进一步开放促进了运输服务贸易的发展，另一方面，其他行业的进一步开放和货物贸易的加速增长都为运输服务贸易的发展提供了机会，促进了我国运输服务贸易竞争力的提高。
结论
本文的实证分析表明，我国运输服务贸易发展迅速，但整体实力较弱，在贸易出口竞争力上处于劣势。近10多年来我国运输服务贸易一直处于高额逆差中，急需提高我国运输服务贸易的出口竞争力。根据“钻石模型”，实证研究了五大基本要素8个变量对现阶段我国运输服务贸易出口竞争力的影响。结果表明需求因素和相关产业支持因素的表现对我国运输服务贸易出口竞争力的影响最为显著。此外，加大运输产业的开放程度和加入WTO都促进了我国运输服务贸易出口竞争力的提高。货物贸易对我国运输服务贸易有主要的拉动效应，而加入WTO，全面开放为我国运输服务贸易的进一步发展提供了契机。
需要注意的是，我国是货物贸易大国，但运输服务贸易并没有获得与货物贸易相称的市场份额，特别是我国货物贸易一直处于顺差中，而运输服务贸易一直处于逆差，说明货物贸易对运输服务贸易的带动作用还没有得到充分发挥。这很可能与我国国际运输企业的竞争力不够有关。虽然我国运输市场上企业众多、竞争激烈，但是它们大多数是中小企业，且相互间的竞争也多是低端的价格成本竞争，而有能力参与国际竞争的企业还非常少。为提高我国运输企业的国际竞争力，首先，应该在我国运输行业内进行资产重组、实现结构优化，培养出一批大型国际化运输集团。这就需要我国运输企业通过联合、兼并等方式实现强强联合，逐步实现规模化、集团化的发展模式。其次，需要提高我国国际运输企业的信息化和科技化水平，以此增强企业的管理水平和竞争能力。再次，随着国际竞争的加强和客户需求的复杂化，传统运输服务向综合物流服务发展，我国国际运输企业也应该向此方向发展，以满足客户需求，提供增值服务。最后，***府应该努力为我国运输服务业的发展提供宽松的发展环境。只有企业的国际市场竞争力提高了，货物贸易的拉动作用才能被充分利用，我国运输服务贸易出口的竞争力才能真正提高。
实证分析篇2
[摘 要] 按照我国对证券市场的有关规定,上市公司必须披露季度报告。从实证检验的角度来考察季度报告对我国证券市场的影响的研究表明,季度报告对盈余数据披露的会计信息有用性较低。研究中也同时发现,季度报告披露后,投资者对当年年报盈余信息的反应明显变小了,说明引进季报之后年度盈余公布的相对信息含量下降了。由此考虑公众对季报的关注角度与对年报有所区别。
[关键词] 季报 年报 信息含量 实证研究
一、文献回顾
在会计理论框架和会计准则制定中,会计报表的目的居于十分重要的地位,即能否向投资者提供与其决策有用的信息,直接影响着会计确认、计量和报告原则,决定着会计的生存发展。盈利预测是会计信息含量的基础。近几十年来,学术界有大量文献采用多种方法多角度地验证会计盈余数字的有效性。从总体上看,这一领域主要形成了两类研究。一类是交易量反应研究,主要研究盈余公告期间股票交易量是否发生了显著的变动,从而验证盈余公告的信息含量;一类是股票价格反应研究,主要研究股票价格对盈余数字的反应,从而验证投资者在进行股票买卖的投资决策中,是否应用了会计信息,股票价格反应研究通常又有股票价格波动性研究、平均累计超额报酬率研究和回归分析等方法。这方面的最早研究由Ball and Brown (1968) 完成。他们最重要的发现是:第一,股票价格对收益的反应是一致的,即收益上升的股票价格相对市场整体是上升的,而收益下降的股票价格是下降的。第二,由于对非财务公告信息的了解,市场对收益变化的反应是提前的。第三,由于市场不能完全预见到公司财务的准确情况,信息公告当日的市场反应显著。第四,市场对公告信息的反应是有效的,公告信息对股票价格的影响在公告当日完全释放,投资者不能在公告后获得超常投资回报。
为强化上市公司信息披露的及时性和真实性,进一步提高上市公司信息披露水平,2001年中国证监会发表了《公开发行证券的公司信息披露编报规则第13号:季度报告内容与格式特别规定》。根据要求,从2002年第一季度起,在所有上市公司实行季度报告的披露制度。
目前关于上市公司定期报告披露的研究多侧重于这些报告所披露的信息是否向投资者传递了新的信息。Haw et al.(1999)、赵宇龙(1998)、陈晓(1999)皆检验了年度会计盈余的信息含量,Haw et al.(2002)还进一步验证了中报会计盈余的有用性,Kross和Schroeder(1984)季度报告公布时间与极度信息的类型之间的关系以及季度盈余公布的时间与股票报酬之间的关系进行了研究,得出结论:早公布的季度盈余报告包含了较好的信息;与晚公布的季度报告相比,早公布的季度报告伴随着较高的超额报酬。
但是,许多学者在研究中发现盈余对股价变动的解释力度都非常低,一般在2%～5%,最高也不超过10%。对此,许多学者进行了分析,认为可能是由于其他变量所引起的。
就季度盈余报告公布之后,年度盈余的信息含量是否会有影响,Mcnichols和Manegold(1983)通过比较34家样本公司开始公布季度盈余报告之前和之后的平均相对方差发现,第-4日、+1日、+2日的相对方差量在季度报告实施后明显地变低了(p=0.05),若比较从-5日至+2的平均相对方差,季度报告实施后的相对方差就更加小了(p=0.01)。这些证据均说明,引进季度报告之后年度盈余公布的相对信息含量下降了。
因此,本文试***弥补上述学者研究方法的不足,在回归分析中加入对其他因素的考虑,试用回归分析研究季度盈余信息的有用性。本文共分五部分:第二部分是研究假设;第三部分是研究设计;第四部分是对上市公司季度盈余信息有用性的实证分析;第五部分是结论。
二、研究假设
从最初的年报、中报到目前季报的强制性披露,缩短定期报告的间隔目的在于使投资者更及时地了解上市公司经营状况与财务状况,进而使资本市场的资源配置更加合理。但这一机制起作用的前提是投资者会利用季报这类更及时的信息来源。根据“信息有效论”,市场对经济利润的追求使得影响股票定价的信息一旦公开,就能及时、无偏见地反映在股价中(Fama, 1970)。因此,我们提出本文的研究假设是:季度报告的披露会影响投资者对年报信息的有效利用。这个假设隐含两层含义:一是季度报告包含的信息含量对投资者是有用的;二是季度报告的披露使年报的相对信息含量下降了。
三、研究设计
1.方法设计
为了研究季度报告的会计信息披露在证券市场上的影响,本文选择了在深圳证交所上市的59家公司,考察了这些公司2003年第三季度的季度报告和2003年报公布的会计盈余情况以及季报、年报公布前后交易价格的变动情况。
本文以未预期盈余UE作为季度报告中会计信息的表征变量,以未预期报酬率AR作为市场反应的表征变量,主要考察未预期报酬率和未预期盈余之间的相关关系。1.如果季报披露期间,证券价格有明显的波动,可以说明季报具有一定的信息含量,并在证券市场上产生了明显的反应如果没有明显的价格波动,则说明季报并没有给投资者带来新的信息。2.如果季报披露之后,当年年报披露期间,证券价格的波动明显小于以往没有披露季报的年份,则说明季报的披露使得当年年报具有的信息含量下降了,如果证券价格的波动相较以往没有太大差别,则说明季度报告的披露对年报没有影响。
2.样本选取及数据来源
(1)样本选取
为了保证能较为准确地估计股票的风险系数(β值),消除上市公司价格波动的不稳定因素,样本的选取遵循以下条件:①必须是上市4年以上发行A股的上市公司;②在观测期内(季报公布前4个交易日至公布后5个交易日)公司没有公告进行兼并重组或行业转变;③在近期内(季报公布前45周)没有进行过股票分割;④不是ST(特别处理)或PT(暂停交易)股票;⑤考虑到要计算未预期盈余,因此必须选择同时具有2002年和2003年第三季度季度报告的上市公司;⑥2003年三季度报告日当天为非交易日的除外。经过筛选后最终用于分析的样本有59家公司。
(2)数据来源
每股收益、股价数据、股指数据和季度报告披露时间均来自于巨灵软件;
3.计算与模型
计算中涉及的主要变量:一是未预期报酬率(AR),表示个别股票与市场波动不一致,可能给持有者带来非正常报酬,用来衡量股票价格的波动程度;二是风险系数(β)用来表示个股波动和市场波动之间的相关性;三是未预期盈余(UE),表示该公司预期会计盈余与实际盈余之差,用来衡量季报中的信息含量。
(1)估计风险系数
要估算某只股票的系统风险系数,需要考察一个比较长的时间周期。这里采用了所有样本公司股票2003年6月23日至2003年9月30日共100个交易日的收盘价和对应的深圳综合A股指数100个交易日的收盘指数。然后利用资本资产定价模型的市场模型来估计股票的系统风险系数(β):
Ri,w=αi+βiRm,w+εi
这里Ri,w是某只股票在w日实际报酬率,Ri,w=(Pi,w-Pi,w-1)/Pi,w-1,其中Pi,w是第w日的收盘价。Rm,w=(Iw-Iw-1)/Iw-1,其中Iw是深证综合A股指数在第w天的收盘指数。
(2)计算预期报酬率(ER)
这里采用风险调整法来计算预期报酬率,根据估计系数αi和βi,利用市场模型计算出期间t股票的预期报酬率:ERi,t=αi+βiRm,t,计算范围是季报公布前4天至公布后5天,加上公布日当天共10天。以公布日为第0天,相对日期为-4日和5日。
(3)计算未预期报酬率(AR)
未预期盈余等于实际报酬率减去预期报酬率ARi,t=Ri,t-ERi,t,实际报酬率的计算方法为Ri,t=(Pi,t-Pi,t-1)/Pi,t-1,其中Pt为股票第t日的收盘价。
(4)未预期季度盈余(UEi)
股票的未预期盈余采用随机游走模型进行估计。公司i在第t年的未预期季度盈余可表达为本年度季度盈余与上年度季度盈余之差。考虑到交易量是对盈余信息意外性程度的反应,再对结果取绝对值,由此得到计算未预期季度盈余的模型为:UEi=|Yi,t-Yi,t-1|
(5)累计未预期季度报酬率(CARi)
四、季度盈余信息含量检验
1.建立模型
为了检验未预期盈余(UE)和未预期报酬率(AR)之间是否具有统计意义上的相关性,构造了以下模型来进行回归分析:
CARi,t=a+bUEi+cLOSSi+ε
其中,t表示相对日期,UEi表示未预期季度盈余;CARi,t表示i种股票在t年度的季度盈余披露日前第4个交易日到季度盈余披露日后第5个交易日的平均累计未预期报酬率;季报是否报亏,以虚拟变量LOSS表示;a为常数;b为未预期盈余系数;c为LOSS变量系数;ε是回归模型的残差项。
2.实证结果及分析
回归分析结果如下所示:
本文选取深市2003年59家样本(剔除未预期盈余为0的样本)的第三季度报告进行回归分析,结果为a=3.814,b=0.035,c=10.919。其中未预期盈余变量系数的t检验值为0.363,方程未通过检验;而LOSS变量与累计平均未预期报酬率之间的相关系数为0.337,显著大于0,说明季报是否报亏与累计平均未预期报酬率有着显著相关性,LOSS反应系数t大于2,通过检验。但模型中自变量对因变量的影响力度Adj-R为0.081,R较低,可能原因是影响每股盈余的因素很多,诸如公司规模,会计核算制度等其他因素,在进行盈余系数分析时未引入其他的变量。因此认为可能是由于其他变量所引起的。
本文还单独分析了报告日前后窗口期(-4,5)内每一天未预期报酬率同未预期盈余变量之间的相关性,对它们分别做了回归分析,但是未预期盈余反应系数t都不超过2,从检验来看,市场反应并不明显,均不能通过方程的显著性检验。
五、结论
研究表明,与国内同类研究中证券市场对年度报告的反应相比,季度报告引起的市场反应不够明显,季度报告包含的信息含量不足,这也说明了在我国证券市场上,季度报告还没有引起足够的重视。同西方发达国家的证券市场相比,我国证券市场还不够成熟,证券市场理性投资的投资理念还没有被完全接受和应用。具体表现为两点:一是市场对未预期盈余的反应不够明显,未预期盈余和未预期报酬率没有明显的相关性;二是在研究中发现,季度报告的披露确实降低了年报的信息含量,因此,考虑市场对上市公司的盈余信息的反应一般取决于非理性因素,如季度报告披露的性质、公司规模等等,多是心理因素的影响。
研究说明了在深圳证券市场,季度报告的未预期会计盈余与股票超额回报率之间不存在统计意义上的显著相关性,结果不支持季度报告盈余数据的披露具有信息含量的假设。因此,季度盈余数字不具有有用性。
参考文献:
[1]罗斯・瓦茨 杰罗尔德・齐默尔曼 陈少华等译:实证会计理论[M].东北财经大学出版社,2006年9月,p24～34
[2]陈潇阳 李豫湘:我国上市公司会计报表信息含量实证研究综述[J].经济论坛,2005.5
[3]唐跃*** 谢仍明:好消息、坏消息与季报预约披露的时间选择――管理层的组合动机与信息操作[J].财经问题研究,2006年1月第1期
[4]薛祖云 吴东辉:信息过载是否影响投资者对公开信息的使用――来自季度盈余的实证证据[A].2004年会计学论文选.中国财***经济出版社,2006
实证分析篇3
摘 要：信贷配给是制约我国农村信贷市场建设的重要因素，也阻碍了农村金融环境优化、影响了农村经济的良性发展。通过引入制度因子，量化信贷配给，构建了信贷配给宏观计量模型，对我国农村信贷配给状况进行实证检验，结果证明，利率和制度因子是造成我国农村信贷配给的两大因子。应合理调控利率、推进深化改革、加大三农扶持力度，实现农村经济社会的和谐发展。
关键词： 农村信贷配给；制度因子；时间序列模型；ADF检验
中***分类号：F832.43 文献标识码： A 文章编号：1003—7217（2012）05—0013—05
一、引 言
农村信贷市场建设是农村金融建设的重要内容之一。国家“十二五”规划中涉农***策频出，旨在改善农村金融环境，加大“三农”扶持力度。中国人民银行总行、中国银行业监督管理委员会《关于鼓励县域法人金融机构将新增存款一定比例用于当地贷款的考核办法（试行）》[1]的颁布体现了国家对于加快县域金额建设的决心。
但我国的现实情况却是：在农村金融服务领域存在着明显的信贷配给现象，这在一定程度上制约了农业的发展和农村经济的增长。为此，有必要深入分析造成信贷配给的重要宏观经济因子，有效构建信贷配给宏观计量模型，以期为强化农村金融制度建设、缓解信贷配给现象、加快农村经济发展提出相关的***策建议。二、文献回顾
信贷配给可以理解为银行在一定利率水平下，资金供给不能满足资金需求而导致的人为的信贷资金配置现象。一般来说，信贷配给产生的原因可以从宏观和微观两个视角来阐明。从宏观角度而言，那便是信贷市场的供求不均衡，供给严重小于需求；就微观角度而言，主要表现为信贷资金没有进行合理分配，能够支付更高的贷款利率的人可能申请不到贷款，或者说只有一部分人的资金需求可以得到满足。
国内外许多学者从不同角度开展了大量的研究，并提出了具有一定代表性的观点，具体包括以下几个方面：（1）利率管制。主要从利率的角度分析利率与信贷配给的关系。对于这种观点的研究最早可以追溯到亚当·斯密，他强调了一个国家的制度与法律在决定资金的配置方面起到了很大的作用[2]。同时，他认为因为借款人的风险厌恶程度不同，导致了信贷资金的配置在方向与效率上的差异。在发展中国家，***府的利率管制扭曲了信贷市场的均衡，使得金融机构被迫调整利率结构来达到均衡。（2）风险控制。即金融机构为了满足自身风险的最小化，从而导致了信贷配给。以Fried & Howitt（1980）为代表，认为通过信贷合约使得稀缺资源实现了在银行与借款人之间的再分配[3]。一般而言，收益与风险都是相对的，客户为了规避市场利率波动的风险，不得不支付超过均衡水平的更高的利率，从而导致了非价格配置。（3）产权关系。刘明显、魏桦（2001）以及钟正生、宋旺（2003），认为资金控制权与所有权的不恰当归属使得借款人有机可乘，从而贷款人的利益得不到保证[4，5]。（4）金融机构执行力。华静 （2000）总结了阻碍我国均衡化信贷配给机制发展的主要宏观因素：央行的过度调控、银行自身业务能力的限制以及企业的融资渠道狭窄[6]。三、实证分析
（一）变量因子选择
1.测算信贷配给度。借鉴刘艳华[7]（2009）的做法，定义信贷配给度为θ，令：
θ=β—αβ
（1）
式（1）中β为农村经济在国民经济中的比重，α为农村经济主体掌握的信贷资金比重。为了使模型更有说服力，测度信贷配给时需要遵循以下假设：
（1）农村金融机构是信贷市场资金最主要的供给者；
（2）国民经济均衡协调发展要求信贷资金配置的均衡；
（3）农村经济主体对信贷资金的需求缺口很大，而主要原因来源于金融机构的信贷配给。
根据假设（2），在国民经济协调发展时，农村经济主体掌握的信贷资金比重α应与农村经济在国民经济中的比重β相一致。当α
Y=ln （1—θθ）
（2）
根据我国1981～2009年实际数据，代入式（2）得出量化的信贷配给度，见表1。
表1 1981～2009年信贷配给度
财经理论与实践（双月刊） 2012年第5期
2012年第5期（总第179期） 龙海明，邓可欣等：农村信贷配给实证分析
Y值与信贷配给度θ为负相关的关系，Y值越小说明信贷配给的情况越严重。
2.解释变量的选择。在解释变量的选择上，除了传统的宏微观因素外，还特别考虑了制度因素对农村信贷配给的影响。具体包括：
（1）宏观因素。X1，即每年的实际价格水平，由每年的通货膨胀率加一得到；解释变量X2，即实际利率水平，用每年6个月的贷款利率取平均，并从中剔除价格变化后得到；X3，即农村就业人口占就业总人口比例的增长，即农村就业人口占就业总人口比例的一阶差分；X4，即农业生产总值，并从其中剔除了价格变化的因素。
（2）微观因素。X5，即人均生产总值，并从收入中剔除掉价格变化的因素。
（3）制度因素。（X6），即主要借鉴金玉国（2001）、王兵（2004）等人的研究方式[8—10]，综合四个指标来定义与测度制度因子。一是非国有化率（FGYH），该指标反应经济成分多元化的程度。此处采用公式：FGYH=1/3× （1—国有工业产值/工业总产值）+1/3×（1—国有职工/总职工）+1/3×（1—国有投资/总投资）。二是财***收入比重（CZSR），该指标主要反映经济利益分配中公有成分分配份额的大小。此处采用公式：CZSR = 财***收入/ 当年GDP。三是市场化指数（SCH），该指标用来反应资源配置经济决策市场化的广度和深度。参考傅晓霞、吴利学[10]（2003）的方法，定义SCH=生产要素市场化指数。基于可操作性的需要，用“投资的市场化”指标代替“生产要素市场化指数”，该指标主要由全社会固定资产投资中“利用外资、自筹投资、其他投资”三项指标比重组成。四是城乡二元化率（CCD），该指标用来衡量当地农村与城市二元结构的显著程度，此处采用公式：CCD=农村GDP/城市GDP。最后对上述四个因子进行主因素分析，确定权重，得出一个农村制度因素指标X6，取值如***1。
X6=—0.559890×SCH+0.542733×FGYH
+0.280956×CZSR+0.559489×CCD
我国从1978年改革开放以来，确立了建立社会主义市场经济体制的目标，国家逐渐放宽对金融的管制与***策限制。***1所示，制度因子的变化是逐年递减的，说明对制度因子的量化是符合现实情况的。
（二）计量检验
1模型构建。利用度量信贷配给指标β—αβ以及Logit模型构造衡量信贷配给程度的指标Y来构建计量模型。可以构建计量模型如下：
Y=β1+∑6i=1βi+1Xi
（3）
式（3）中，y为信贷配给指标，Y=ln （1—θθ）。
从上述初步的计量模型可以看到，各因子的系数数量级相差很大，一定程度上影响了模型的精度，需要对上述模型进行修正，通过对部分因子取其对数，构造如下修正模型：
比较可见，修正模型的整体拟合效果良好，T检验和F检验都十分显著，模型能从整体上近似反映现实情况。
为了保证模型的实证效果，避免出现伪回归的情况而影响模型的可信度，进行以下检验：
（1）平稳性检验。这里采用增广的迪克—富勒测试法（Augmented DickeyFuller）对数据进行平稳性检验。
ADF检验模型有如下三种形式：
Yt=γYt—1+∑pi=1αiYt—i+εi
（4）
Yt=α+γYt—1+∑pi=1αiYt—i+εi
（5）
Yt=α+β t+γYt—1+∑pi=1αiYt—i+εi
（6）
根据水平变量和一阶差分变量的趋势***的实际情况，对模型进行选择，具体检验结果如表2和表3。
表3 一阶差分后ADF检验结果
结果表明各变量的水平数据基本都是一阶单整的时间序列。
（2）协整检验。为了排除伪回归的可能，对原模型进行协整检验。对协整关系的检验，主要是通过检验回归残差的平稳性进行，结果如表4。
表4 残差序列的平衡性检验
***1 制度因子变化***
2模型修正。根据式（3）给出的分析模型，运用Eviews软件对我国1981～2009年的时间序列数据进行线性回归分析，分析结果如下：
由表4可见，各变量之间存在协整，表明他们之间存在长期的均衡关系。但从短期来看，可能会出现失衡，为了增强模型的精度，构建误差修正模型如下：
上述结果表明，农村信贷配给的程度不仅取决于各个变量的变化，而且还取决于上一期信贷配给程度对均衡水平的偏离，误差项et—1估计的系数—1.320660便体现了对偏离的修正，本期修正量和上一期的偏离量绝对值呈正相关关系，误差能够被系统的修正机制得到有效控制。
（三）检验结果说明
根据模型结果，利用θ=1eY+1转换关系，可以整理得到各宏观因子对信贷配给度（θ）的影响方向，如表5所示。
表5 宏观因子对信贷配给度（θ）影响方向
实际价格水平升高，信贷配给度增大。当物价上升时，经济环境处于通货膨胀时期，资本市场活跃，信贷资金供不应求。银行会有选择地放贷，提高贷款门槛。经济效益好、信用评级高的大型企业更容易获得贷款，而农村中小型企业各方条件相对薄弱，自然不能申请到理想金额的贷款，从而造成了信贷配给现象的进一步严重化。
当期的贷款利率对信贷配给度具有较为显著的影响，两者存在高度的正相关的关系。同时，根据修正的模型，滞后一期的利率对信贷配给也具有较显著的正影响，而滞后二期的贷款利率对信贷配给都有很显著的反向影响，当中国人民银行调高贷款利率一年后，信贷配给的程度会有较大程度的增加，两年后情况得到改良，说明货币***策的实施存在一年的时滞作用。
乡村就业人口占总就业人口比与信贷配给度同向变化。乡村就业人口增多，意味着更多的农民进入企业务工，可以侧面反映出制造业的发展。而企业相对于基本靠自给自足的农民更有信贷资金的需求，使得农村总体信贷资金紧张，从而信贷配给度增大。
农业生产总值的增加将降低农村信贷配给度。我国农村信贷配给一个很重要的因素就是“虹吸效应”，即经济实力更强劲的城市以更高的资本回报率将农村的资金抽走，使本来就相对落后的农村信贷更加艰难。当农业生产总值增加时，意味着农村经济实力的提高，使得更多的资金能够留在农村服务三农，信贷资金总量的增加降低了信贷配给程度。而农村家庭人均生产总值对信贷配给的程度则有着显著的正向影响，农村家庭人均生产总值的增长会严重影响信贷配给的程度，这点可以从信贷资金的需求角度分析，当农民收入提高，有了更多的金融服务需求，出现了需求增加的情况，必然带来了信贷资金的紧缺从而造成信贷配给。
制度因子的弱化，带来了更为自由的金融环境，降低了信贷配给的程度。制度因子是我国经济处于高速发展及转型期独特存在的影响信贷配给的因素，回归结果较为显著，说明国家的宏观***策、经济形态等制度因素确实是造成信贷配给的重要原因之一。当市场化程度提高时，信贷配给的程度会显著降低。四、结 论
以上基于我国广大农村，选取2001～2009年的时间序列数据，引入制度因子，运用定量分析方法对信贷配给的影响因素进行了实证分析。结果显示，利率是影响信贷配给的首要因子，且存在着一年的时滞作用；同时，制度因子是我国不容忽略的因素，更加开放的市场经济有利于弱化农村信贷配给现象；实际价格水平、乡村就业人口比、农业生产总值与人均生产总值也是影响我国农村信贷配给的重要因素。
利率是影响信贷配给的最为显著的因素。这给我国中央银行实施货币***策提出了更高的要求：在调控宏观经济时，不仅要关注城市的经济运行状况，货币***策的制定还需要考虑到给农村金融带来的影响，避免给农村信贷市场带来巨大的冲击，使原本脆弱的尚还处于起步阶段的农村中小企业与经济基础薄弱的个体经济遭受巨大的损失。
制度因子对信贷配给具有正作用。这意味着建设农村的信贷市场，完善金融环境既离不***家良好的宏观经济环境的支持，也是建立在国家经济制度环境的大背景下的。非国有化率、财***收入比重、市场化指数、城乡二元化率是制度因子的主要组成部分，为了创造更好的农村金融环境，国家要深化企业的股份制改革，鼓励发展现代企业的建设；同时财***也需要多向三农倾斜，缩小城乡二元差距，让农村金融建设跟上城市改革的步伐，也让广大农民享受到现代金融服务，金融市场逐步得到改善与发展。
总之，从中央银行的***策操控而言，要灵活使用宏观货币***策工具，合理调控利率；从制度层面来看，要进一步深化改革，加快社会主义市场经济的建设，提高市场的自由化程度，让经济平稳而快速地发展；从社会公平着眼，要进一步加大对三农扶持力度，鼓励农村中小企业的发展，加强农村金融环境建设，助推农村社会的和谐进步。
参考文献：
[1]中国人民银行.关于鼓励县域法人金融机构将新增存款一定比例用于当地贷款的考核办法（试行）[OL].， 2010（9.18）
[2]亚当·斯密.国富论[M].北京：华夏出版社，2005，（6）：206.
[3]Fried & Howitt.Credit rationing and implicit contract theory[J]，Journal of Money Credit and Banking，1980，12（3）：471—487.
[4]刘明显，魏桦.关于信贷配给的产权分析[J].江苏理工大学学报（社会科学版），2001，（1）：40—42.
[5]钟正生，宋旺. 对新凯恩斯信贷配给理论的反思——一种新制度经济学诠释[J].金融教学与研究，2003，（1）：28—31.
[6]华静，我国货币***策传导的信贷配给机制探析[J].武汉金融，2000，（11）：31—33.
[7]刘艳华.中国农村信贷配给及其绩效研究[D].山东农业大学经济管理系，2009：111.
[8]金玉国.宏观制度变迁对转型时期中国经济增长的贡献[J].财经科学，2001，（2）：24—28.
[9]刘杰，王定祥.农业信货资金配置的经济效应
基于中部六省1978～2007年的面板数据分析[J].重庆理工大学学报（社会科学版），2011，（6）：49—53.
[10]王兵.包含制度因素的广东经济增长模型及实证分析[J].暨南学报（人文科学与社会科学版），2004，（4）：6—15.
[11]郑永哲.农民贷款难：农村经济发展的制度瓶颈[J].税务与经济，2010，（1）：43—45.
[12]傅晓霞，吴利学.制度变迁对中国经济增长贡献的实证分析[J].南开经济研究，2002，（4）：70—75