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信贷市场论文范文1
内部控制质量通过影响信息风险和经营风险，从而影响债权人判断上市公司债务契约的违约风险或债务人的还贷风险，进而影响上市公司债务资本成本的高低。Schneider和Church（2008）调查搜集了111名信贷员提供的数据，发现他们对公司的信用评级受内部控制审计报告的影响。研究表明，负面的内部控制审计意见会降低财务报告标准无保留意见的保证程度，且对信贷方的判断产生负面影响，进而会增加公司债务融资成本。2011年集中出现的三篇实证文章足以说明了这一话题已经成为研究热点。DhaliwalD.etal（.2011）检验了首次执行SOX法案404条款的内部控制重大缺陷披露与公司债务成本变动间的关系，研究发现，平均来说，如果公司披露了重大缺陷，将会增加其公开交易债券的信用风险。同时，他们还检验了信用评级机构或银行的监管对此产生的影响。Kimetal（.2011）将遵循SOX法案404条款披露内部控制缺陷的借款公司作为研究样本，比较了有内部控制缺陷和没有内部控制缺陷公司间债务契约的不同特征。研究发现，在控制了其他已知的债务契约条款的影响因素后，内部控制缺陷公司的贷款利差要比没有内部控制缺陷的公司高28个基点。其次，内部控制缺陷更为严重的公司要支付更高的贷款利率。第三，债权人强加给内部控制有缺陷公司更严格的非价格条款。最后，通过对公司内部的分析发现在公司披露了内部控制缺陷后，银行会增加贷款利率，而当公司对以前报告的内部控制缺陷补救之后，其贷款利率又会降低。CostelloandWittenberg-Moerman（2011）采用SOX内部控制审计报告来度量财务报告质量，研究发现，当公司披露内部控制重大缺陷时，债权人会减少使用财务契约使用和以财务比率为基础的绩效定价条款，取而代之的是采用价格和证券保护及信用评级基础的绩效定价条款。同时，也发现因内部控制缺陷而改变债务契约设计显著异于财务重述，后者更强调对管理人员行为的严密监管。Kimetal（.2011）和CostelloandWittenberg-Moerman（2011）都采用银行贷款利差检验内部控制缺陷披露对企业债务资本成本的影响。与美国强制披露的制度背景不同，至2012年前我国内部控制审计及其披露尚处于自愿性阶段。这就为研究内部控制审计信息的自愿披露如何影响资本成本提供了难得的契机和数据支持。国内对于内部控制审计信息的自愿披露与资本成本的相关研究刚刚起步。吴益兵（2009）以2007年度A股自愿性披露内部控制信息的上市公司为样本，初步得出了内部控制审计信息能够降低企业资本成本的结论，但其仅仅使用一年的数据为样本，而且权益资本成本求解中存在对公式理解的某些偏差。方红星和施继坤（2011）以2009—2010年沪市A股非金融类上市公司为样本，采用财务分析师盈利预测数据和PEG模型，检验在我国资本市场信息披露环境下，上市公司自愿性内部控制鉴证是否会影响权益资本成本。研究发现，上市公司披露的自愿性内部控制鉴证信息能够发挥信号功能，显著降低其权益资本成本。张然和王会娟等（2012）以2007—2010年期间深沪主板上市的A股公司年度报告或独立公告中披露的内部控制自我评价和鉴证报告为对象，研究其披露是否会降低公司的加权资本成本。研究表明，在控制其他因素的情况下，披露内控自我评价报告的公司资本成本相对较低，且进一步披露内控鉴证报告的公司资本成本更低。但他们采用资本资产定价模型（CAPM）度量权益资本成本，进而计算加权平均资本成本作为公司资本成本的变量，这可能混淆了内部控制审计信息的自愿披露对权益资本成本和债务资本成本不同的作用路径，同时没有区分由于投资者和债权人在信息搜集和处理能力方面的差异而对资本成本产生的不同影响。通过对既有文献的梳理分析发现，目前还没有研究系统地探讨自愿性内部控制审计披露对债务资本成本的影响。
二、假设提出
内部控制有效性对于公司财务信息可靠性及经营风险控制的重要性是毋庸置疑的（林斌和饶静，2009）。在非强制内部控制审计环境下，高质量公司主动聘请外部审计的行为可以视为一种旨在提高自身内部控制有效性、财务报告可靠性和信息质量披露策略的自愿承诺。内部控制质量越高的公司越有可能基于信号显示的意图披露由外部审计师出具的内部控制审计报告，以弥合资本市场的信息不对称。与此同时，借助自愿审计的可靠承诺对于外部利益相关者而言是有信息价值的（DiamondandVerrecchia，1991；LeuzandVerrecchia，2000）。在债务缔约情况下，自愿内部控制审计可以减轻银行机构面对的事前信息不对称并降低事后债务监管和再谈判成本，从而有助于债务缔约（JensenandMeckling，1976；Bharathetal.，2008；Kimetal.，2009）。一方面，正面意见的内部控制审计报告能够对企业财务信息的可靠性提供合理保证，提升信贷决策所依赖的信息质量，有助于银行机构更加准确地估计公司价值和未来现金流，正确评价公司的还贷风险及履约情况，从而降低银行面临的信息风险。已有研究表明，高质量的信息披露能够有效地降低银行的信贷风险，缓解公司面临的债务融资约束。信息质量高的公司更容易获得银行借款（徐玉德和李挺伟等，2011）。因此，银行会降低发放给自愿披露内部控制审计报告公司贷款所要求的风险溢价，进而降低公司的银行借款成本。另一方面，高质量内部控制意味着公司处于良性健康的运营环境和有效监控之下，有助于公司控制其经营风险并降低管理层滥用或侵占公司现金流的发生概率（Lambertetal.，2007），保证其经营目标的顺利实现，有利于实质性地降低银行对公司还贷风险的估计水平，从而降低这类申贷公司的借款利率。由此提出本文的基本假设：假设H1：在控制其他影响因素的前提下，与未披露内部控制审计报告的公司相比，自愿披露正面内部控制审计报告的公司银行借款成本显著较低，即自愿披露正面内部控制审计报告的上市公司更容易从银行获得利率较低的银行贷款，上市公司自愿披露内部控制审计报告与银行借款成本间存在负向关系。StiglitzandWeis（s1981）指出在不完全信息市场上存在着信贷配给现象①。在现行的贷款利率下，不是所有的贷款申请人都能如愿地获得贷款。公司具有良好的政治关联（politicalconnection）和银企关系会使其更容易或以更低利率获得银行（特别是国有银行）的贷款（LaPortaetal.,2002；Sapienza，2004；KhwajaandMian，2005；杜颖洁，2013）。国有经济在我国国民经济中占据主导地位，政府控股的公司通常处在关系国计民生的重要产业，肩负着基于战略和社会因素考虑的政策性负担（林毅夫、李志赟，2004）。政府作为这些公司的“父母”，当其陷入困境时，必然会多方救助，以补偿其所履行政策性负担。而所有权结构也决定了国家必须承担这些公司经营失败的责任。这就为国有公司的银行长期借款提供了“隐性担保”。因此，产权性质作为上市公司的一个外显特征，能够直接为银行机构所感知，从而正面引导银行机构对国有上市公司的违约风险水平做出乐观估计，认为国有上市公司发生贷款到期违约的概率更低，在利率定价上会给予其优惠。而国有产权提供的这种隐性担保可能会削弱自愿披露内部控制审计报告在债务契约中的信号传递作用，使得银行机构忽视其对国有借款公司内部控制质量的足够关注。但对于非国有上市公司而言，由于缺乏隐性担保，银行机构在进行信贷决策时，不得不更加关注上市公司所释放的内部控制信息，自愿披露内部控制审计报告能够正常释放公司内部控制高质量的积极信号。由此，我们提出如下假设：假设H2：在控制其他影响因素的前提下，与国有上市公司相比，自愿披露内部控制审计报告对于非国有上市公司降低银行借款成本的作用更为有效，即国有产权会削弱自愿披露内部控制审计报告与银行借款成本间的负向关系。
三、研究设计
（一）银行借款成本的度量资本成本可以分为事前资本成本和事后资本成本。银行借款的事后资本成本是指企业为筹集和使用银行贷款而实际付出的代价，包括筹资过程中发生的手续费用，以及在使用过程中支付的资本使用费（即利息支出）等。ZouandAdam（s2008）采用（利息支出+资本化利息）（/年平均长期借款+年平均短期借款）来表示公司的债务融资成本，Sanchez-BallestaandGarcia-Mec（a2011）采用公司实际支付的利息费用/有息借款总额的比值度量公司的债务成本，姚立杰、罗玫和夏冬林（2010）和Kimetal（.2011）则以利息支出/当年平均债务总额作为银行借款债务成本的变量。借鉴李广子和刘力（2009）、PittmanandFortin（2004）、蒋琰（2009）等的前期成果，魏志华，王贞洁等（2012）采用两个指标来度量债务融资成本：一是利息支出占比，等于利息支出/公司总负债；二是净财务费用占比，等于净财务费用/公司总负债，其中，净财务费用等于利息支出、手续费支出和其他财务费用之和；长短期借款平均余额等于短期借款、长期借款和一年内到期的长期借款的期初和期末的平均额。银行借款的事前资本成本是指银行机构对拟贷款企业放款时借贷合同中确定的贷款利率。胡奕明、唐松莲（2007）在其研究中手工收集了上市公司年报附注中披露的当年每笔新增短期或长期贷款的明细信息（具体包括借款金额、起止时间和年利率水平等），采用公司当年所有新增短期和长期贷款的加权平均利率水平度量银行借款成本。祝继高、陆正飞和张然等（2009）也采用胡奕明、唐松莲（2007）同样的方式度量银行借款融资成本，为了保证获取的样本借款信息更加完整，他们还将国泰君安（CSMAR）中国上市公司银行贷款研究数据库提供的银行借款公告信息与从上市公司财务报表附注中手工收集的银行借款信息进行整合。从上述文献的梳理来看，银行借款融资成本度量方法可以归纳为两类：一是事后存量计量法，二是事前流量计量法。前一种方法没有严格区分上市公司的负债来源，度量上有失针对性，后一种方法则着眼于动态决策过程。在财务决策中，债务成本指的是新债务成本即新筹债务的增量成本，而不是现有债务的成本。一般来说，新债务的成本均不同于现有债务的成本。由于本文立足于银行借款私有债务市场，考虑到本文的研究目标及前文分析的信号显示作用机制，银行借款的事前资本成本都更符合本文研究需要。另外，从财务学意义上看，资本是指使用期限在一年以上的资金，即列示在资本负债表右方的长期负债①和所有者权益（刘淑莲，2012）。因此，在研究银行借款成本的过程中，本文从资本成本视角出发仅考察上市公司的长期银行借款成本。本文借鉴胡奕明、唐松莲（2007）和祝继高、陆正飞和张然等（2009）的做法，考察银行在向申请贷款的上市公司发放新增长期贷款的决策中，有无考虑最近一期上市公司披露的内部控制信息，是否给予自愿披露内部控制审计报告的上市公司以较低的利率定价？因此，某一上市公司的年度银行借款成本可以由其当年所有新增长期借款按照借款金额比重求得的加权平均年利率水平来替代，具体测算方法可以表示为。
（二）模型设计和变量定义在明确银行长期借款资本成本度量方法后，为了检验本文的研究假说，本文构建了如下模型，以考察上市公司自愿披露内部控制审计报告对其长期银行借款成本可能产生的经济影响，考虑到自愿披露与资本成本间可能存在的自选择偏误或内生性问题，我们采用解释变量滞后一期的技术方法，相信能够较好地克服可能存在的自选择偏误或内生性问题。1.被解释变量在模型2中，被解释变量为Cod，表示某一上市公司的年度银行借款成本，是以当年所有新增长期借款按照借款金额占当期全部长期借款金额之和的比重测算求得的加权平均年利率水平，如式（1）所示。2.解释变量解释变量为ICA，表示上市公司是否自愿披露了正面意见的内部控制审计报告的哑变量，如果上市公司自愿披露了正面意见的内部控制审计报告取值为1，否则为0。根据前文的理论分析，如果上市公司自愿披露了正面意见的内部控制审计报告能够发挥信号显示的作用，显著降低上市公司的银行借款成本，那么解释变量ICA的系数符号应该显著为负。3.控制变量首先，借鉴PittmanandFortin（2004）、Kimetal（.2011）、李广子和刘力（2009）、蒋琰（2009）、姚立杰、罗玫和夏冬林（2010）以及魏志华和王贞洁（2012）等关于上市公司债务资本成本的研究文献，本文控制了公司规模（Size）、负债比率（Lev）、固定资产担保比例（Sec）、成长机会（Growth）、盈利能力（ROA）、资产周转率（Turnover）、现金流量（Cash）、第一大股东持股比率（One）、年报审计意见（Ao）等因素对上市公司债务融资成本的可能影响。其次，深圳证券交易所按照《上市公司信息披露工作考核办法（2001）》规定，自2001年以来持续对上市公司年度的信息披露工作进行考评，形成A（优秀）、B（良好）、C（及格）和D（不及格）四个等级，并纳入上市公司诚信档案在其网站上公开。国内一些学者将这一信息披露考评作为信息质量的替代变量，考察其对债务融资约束和融资成本的影响并获得了经验数据支持（徐玉德、李挺伟和洪金明，2011；魏志华和王贞洁等，2012）。因此，为了控制其他信息披露对银行贷款决策的可能影响，本文对深市信息披露评级（Is-core）也进行了控制。最后，考虑到宏观环境和行业差异可能对银行进行贷款定价决策的影响，在该模型中本文也对行业和年份设置了虚拟变量加以控制。具体的变量定义与预测符号详见表1。
（三）样本选择与数据来源本文选取2008年—2011年深市A股（不包括创业板）非金融类上市公司为研究对象，数据筛选的具体过程如下：第一，首先确定银行长期借款成本。对于银行借款明细（主要包括借款金额、起止时间和年利率等）信息披露不全的公司予以剔除；在银行长期借款信息整理过程中，若采用浮动利率、基准利率和市场利率确定贷款利率的均以当期中国人民银行的对应年限的贷款基准利率为准，若采用SHIBOR、EURIBOR、HIBOR或LIBOR①加基点确定贷款利率的，由于相关基准数据难以获得，同时为保证数据间的可比性，对此均予以剔除。第二，由于ST公司在监管政策和披露要求上与其他上市公司不同，因此本文剔除在此期间被ST的上市公司，以保证样本性质的一致性。第三，由于本研究需要用到上一年度的财务数据和内部控制信息，故剔除IPO当年的上市公司。第四，由于研究过程中需要公司2007年—2010年的财务数据，故剔除在此期间财务数据缺失的上市公司。第五，为消除极端值影响，对主要连续变量指标进行上下1%分位数的剔除处理。经过上述筛选和整理过程，最终得到949个公司/年样本，其中，研究期间样本的各年分布依次是：2008年186个，2009年278个，2010年250个，2011年235个；从是否自愿披露内部控制审计报告来看，自愿披露内部控制审计报告的有265个，占样本总体的27.9%，未披露内部控制审计报告的有684个，占样本总体的72.1%；从样本公司的产权性质来看，国有产权公司样本有558个，占样本总体的58.8%，非国有产权公司样本有391个，占样本总体的41.2%。本文采用SPSS17.0、STATA11.0和Excel2003等统计分析软件进行数据处理和回归分析。上市公司财务数据全部来自于万德（Wind）资讯金融数据库，银行借款公告信息和实际控制人数据均来自于国泰君安（CSMAR）数据查询系统。上市公司内部控制审计信息通过阅读上市公司2007-2010年财务年报、内部控制自我评价报告和内部控制审计报告等进行手工搜集、整理而获得。上市公司财务报表取自于巨潮咨询网，深市信息披露评级来自深圳证券交易所网站的上市公司诚信档案。值得特别说明的是，根据本文的研究目标和数据需要，笔者手工收集整理了2008年-2011年深市A股（不包括创业板）非金融类上市公司财务报表附注中披露的每笔当年新增长期有息银行贷款的起止时间、利率水平、借款金额以及借款条件。由于国泰君安（CSMAR）数据查询系统中的中国上市公司银行贷款研究数据库搜集汇总了上市公司的银行借款公告，为了尽可能获取较为完整的上市公司银行借款信息，本文将该数据库中提供的银行借款公告信息与从上市公司财务报表附注中手工收集的银行长期借款信息进行整合，并剔除重复的信息①。
四、实证结果分析
（一）描述性统计2报告了未披露内部控制审计报告组和披露内部控制审计报告组各个变量的描述性统计结果。从银行借款成本Cod来看，自愿披露内部控制审计报告公司的均值和中位数分别是5.760和5.605，低于未披露内部控制审计报告公司的均值5.990和中位数5.760，这说明上市公司自愿披露内部控制审计可能会发挥信号释放的功效，降低其银行借款成本。从控制变量来看，与未披露内部控制审计报告的上市公司相比，自愿披露内部控制审计报告的上市公司，其有形资产的担保比率（Sec）、盈利能力（ROA）、资产周转比率（Turnover）、成长能力（Growth）和现金流量（Cash）的均值和中位数都显著较高，表明这类公司有相对较强的偿债能力和抵御风险能力。为进一步验证被解释变量银行借款成本Cod按照ICA分组的组间差异的显著性，本文着重对其进行了全样本组间差异检验，具体包括独立样本T检验和Mann-WhitneyU检验。如表3所示，在独立样本T检验中，两组的均值之差为0.230（5.990-5.760），且在1%水平下显著；在非参数检验Mann-WhitneyU检验中，两组的中位数之差为0.155（5.760-5.605），且也达到了1%水平下显著。上述分组差异检验的结果表明：自愿披露正面意见内部控制审计报告的上市公司，其银行借款利率显著低于未披露内部控制审计报告的上市公司。这说明自愿披露内部控制审计报告能够发挥信号显示的作用，显著降低上市公司的银行借款成本，因而假设H1得到了初步验证。
（二）相关性分析表4列报了各变量的Pearson和Spearman相关分析矩阵结果。从相关系数分析来看，不难发现：（1）对于解释变量来说，自愿披露内部控制审计报告与否（ICA）和银行借款成本（Cod）之间的相关系数分别为-0.091和-0.070，并分别在1%和5%水平下显著；（2）对于控制变量而言，Stat（e产权性质）、Siz（e公司规模）、Se（c担保比率）、Turnove（r资产周转率）、Cash（现金流）和Iscor（e信息披露考评）与Cod（银行借款成本）之间都存在显著的相关关系，说明在回归模型中有必要对上述变量加以控制；（3）从相关系数数值大小来看，各个变量之间的Pearson和Spearman相关系数均小于0.5，因而多元回归中的多重共线性影响可以忽略；另外，从多元线性回归结果表4中的VIF值均不大于2来看，本文构建的模型也不存在严重的多重共线性问题。从整体来看，单变量分析结果基本与理论预期相符，但由于尚未控制其他变量的影响，故还需进行多元回归分析才能得到更稳健的经验证据。
（三）多元回归分析为了验证假设H1，本文选择全样本进行多元线性回归。在回归过程中，由于ICA和Iscore都可能成为银行进行贷款决策考虑的信息因素，这里采用逐步进入回归方程的方式以便于更加细致地考察这两个变量之间的关系，回归结果如表5所示。通过该表可以看到：首先，将上市公司是否自愿披露正面意见的内部控制审计报告的虚拟变量ICA加入到回归模型中，回归结果列（1）显示ICA的回归系数为-0.129，且在10%水平下显著。这说明上市公司自愿披露正面意见的内部控制审计报告能够向商业银行机构传递上市公司内部控制有效和信息质量可靠的积极信号，有利于银行更准确地估计上市公司的偿债能力和违约风险，从而降低银行机构信贷决策面临的信息风险。因此，银行机构会给这类公司发放利率更低的长期银行借款。其次，将深市信息披露评级Isocre也加入到回归模型中。回归结果列（2）显示，ICA和Iscore的回归系数分别为-0.121和-0.085，且都在10%水平下显著。这说明，银行机构在进行贷款决策时会全面考虑上市公司的信息披露情况，对能够传递上市公司信息质量的自愿披露和官方评级都会给予定价，该回归结果与本文的理论预期相一致。自愿披露正面意见的内部控制审计报告有助于降低上市公司的信息不对称，进而向外界传递自身高内部控制有效和信息质量可靠的积极信号，从而降低商业银行的信贷风险，假设H1得到验证。从控制变量来看，产权性质（State）在全样本回归分析中的系数分别为-0.166和-0.165，且达到5%水平下显著，说明与国有上市公司相比，非国有上市公司承担了显著更高的银行借款成本，这一结论与李广子、刘力（2009）及魏志华和王贞洁等（2012）的实证研究相一致；年报审计意见在上述全部回归分析中均不显著，其可能的原因在于：从对财务报表审计意见的统计分析发现，949个样本总体中只有28个公司/年样本获得了非标准无保留意见，不到样本总体的3%。这说明除年报审计意见外，银行在进行贷款决策时还会综合考虑其他有助于显示和判断上市公司质量的信息来源。模型在两个回归方程中的调整后R2分别达到34.1%和34.5%，说明该模型拟合优度较高，具有很好的解释能力。为了验证假设H2，借鉴方红星、施继坤和张广宝（2013）的做法，本文将样本进一步划分为国有上市公司组和非国有上市公司组，分别进行多元线性回归分析，并采用Bootstrap测试进行组间回归系数差异检验。从表6的列（1）和（2）可以看出，自愿披露内部控制审计报告与银行借款成本之间都呈现负向相关关系，但在显著性水平上却存在差异，国有上市公司子样本组中ICA的回归系数为-0.091，没有通过统计意义上的显著性水平测试；而对于非国有上市公司子样本而言，ICA回归系数达到-0.130，且在10%水平下显著。但两组回归系数差异仅为0.030，经由Bootstrap测试得到的经验P值为0.126，没有达到统计意义上的显著性水平。这说明本文的经验结果并不支持产权性质对于两者之间负向关系的显著影响。这可能与银行机构对借款人信用和还贷风险的评价能力有关，还有待于今后大样本经验分析的进一步验证。
五、稳健性检验
为了保证研究结论的稳健，本文采取以下三方面稳健性检验：一是，本文选择有息长期银行借款为研究对象，由于银行长期借款利率没有小于零的情形，是典型的“删失数据”（CensoredData），因而借鉴魏志华和王贞洁（2012）的做法采用Tobit回归分析重复前述研究，经验结果基本不受影响，具体回归结果如表7所示，ICA（自愿披露内部控制审计报告）的系数在全样本及非国有上市公司的三个回归模型中均与Cod（银行借款成本）达到10%水平下的显著负相关。二是，以自愿披露内部控制审计报告的公司为研究样本，按照所属行业、资产规模等指标，采用1:1匹配方式进行配对研究（回归结果略），经验结果基本没有变化。三是，由于949个样本总体中仅有28个公司/年样本的财务报表审计意见获得了非标准无保留意见，为防止某一特征所带来的样本构成差异对本文研究结论产生的影响，将获得非标准无保留意见的28个样本予以剔除，并重新进行了回归分析（回归结果略），研究结论没有发生实质性变化。通过上述敏感性测试发现，本文的研究结论是稳健的。
六、研究结论与启示
信贷市场论文范文2
论文摘要：现在的市场经济是信用经济，但是现在信用缺失的问题比较严重，尤其是对于银行的消费信贷。对于商业银行而言，消费贷款是商业银行的主要经营项目，但是在扩大贷款的同时，银行也将面临着较大的风险。本文着重研究商业银行开展个人住房贷款业务时所面临的最根本的、最难以处置的风险—信用风险。本文首先简单介绍了我国的个人信用和消费信贷的现状，然后说明了个人信用在消费信贷中存在的风险，最后提出了商业银行防范消费信贷信用风脸的对策建议。
我国商业银行的资产结构中贷款资产占的比重很大，贷款业务仍是商业银行最主要的业务。目前，我国消费信贷市场空间不断拓展，住房信贷、汽车信贷、耐用消费品信贷、助学信贷等业务获得迅速发展。随着社会的发展，商业银行消费信贷的规模也逐渐增大，该项业务中存在的问题和风险也逐步暴露出来，信贷风险也相对提高，除客户道德风险及银行自身管理薄弱以外，相关法律不健全，信用风险、流动性风险等一些相关问题也使银行信贷风险不断加大，其中信用风险成为影响消费信贷发展的首要问题[1]。
一、个人信用在消费信贷中存在的风险
消费信贷业务中存在着很多风险，但是个人信用问题引发的信用风险严重的制约了消费信贷业务的拓展，影响了商业银行的发展。
（一）缺乏法律、法规及配套政策的保障从个人信用风险管理的法律环境来看，我国现行法律体系涉及个人信用方面的规定较少，没有一部专门法律、法规来调整个人信用活动中的各种利益关系，少数相关的法律，比如《担保法》、《贷款通则》、《合同法》等与个人信用衔接不够，针对性不强。另外，对于个人失信行为也没有明确规定具体的惩罚力度和惩罚方式。在配套政策方面，目前我国个人破产制度，社会保障制度，个人财产申报制度，个人账户制度等尚未出台，导致个人及其家庭的收入状况不透明，不但隐藏着严重的法律与道德风险，同时也使个人资信评估难以向国家机关、企事业单位推广。
（二）个人信用体系的不健全但是我国的个人信用体系一直没有建立。我国目前尚未建立起一套完备的个人信用制度，银行缺乏征询和调查借款人资信的有效手段，加之个人收人的不透明和个人征税机制的不完善，银行难以对借款人的财产、个人收人的完整性、稳定性和还款意愿等资信状况做出正确判断，这就决定了我国大部分国民的个人资信状况差，这严重阻碍了消费信贷的推广[2]。在消费信贷过程中，各种恶意欺诈行为时有发生，银行采用当面对证或上门察看等原始征询方式已经不能保证信用信息的时效性和可靠性。此外，一些借款人由于收入大幅下降或暂时失业等市场原因，无法按期还款，尽管这种情况目前还不多，但随业务量扩大，相应的风险将呈上升趋势。
（三）银行自身管理薄弱现在，国内商业银行管理水平不高，更缺乏消费信贷方面的管理经验，对同一个借款人的信用信息资料分散在各个业务部门，而且相当一部分资料尚未上机管理，难以实现资源共享。现国有各商业银行消费信贷人员身兼数岗，个人能力和自身素质不高，专业的信贷业务培训又比较少，使个人消费贷款的技术性要求较高的特点未体现在具体贷款业务操作中，比如对借款人的资信审查、抵押物评估、抵押权的设置等，都需要完备和规范的操作，需要具有专门知识的业务人员[3]。以上存在的问题已远远不能适应消费信贷业务发展的需要，这对消费信贷业务的长远发展也将造成很大影响和制约。
（四）内部信用评级操作上相对落后目前，大部分商业银行都制定了客户信用等级评估办法，但在实际操作中，存在一些不足：银行无法通过个人信用体系获得个人信用报告，唯一的选择就是进行严格的信用审查，这就对信誉良好的资金需求者也进行了不必要的资信审查，造成资源的浪费和低效使用，银行信息获得的高成本被转嫁到消费信贷者使用者身上，从而使消费信贷资金价格偏高，制约消费信贷的发展；作为资金需求者的消费者却因对银行可提供的消费信贷信息不灵以及繁琐的贷款手续，近乎苛刻的贷款条件和种种担保、抵押、保险审核而退步；缺乏反映评级对象将来的真实偿债能力的指标，没有什么具体的指标或是体系来跟踪反馈贷款人的真实偿债能力，主要还停留在申请贷款信息上以及主观经验判断上，这就使信用风险加大。
二、商业银行防范消费信贷信用风脸的对策建议
面对商业银行消费信贷的发展过程出现的信用风险，商业银行急需建立一套防范消费信贷的风险管理体系，具体应从以下几方面入手：
（一）尽快出台关于规范使用信用数据的法律法规目前尚没有其他对个人征信数据进行管理的政策法规，也没有对某些不可以向社会公开的个人征信数据的严格界定。但到目前为止，在许多政府部门管理的数据中，只有部分工商数据向社会开放。修改后的法律应明确规定，何种个人数据可以向社会开放、开放的方式、数据处理和传播的方式和范围以及时限等。另外应在强制性公开大部分信用数据的同时，确定必须保密的部分，以及确定信用等级的确立。有必要建立一个关于政府部门、企业和公民个人必须依法提供真实数据的法律或法规，并设置严惩提供虚假信息和数据行为人的条款[6]。
（二）逐步建立全社会范围的个人信用制度光靠银行自己本身是不够的，必须要提高全民的个人信用意识，相关法律制度的健全，在全社会范围内建立个人信用制度，建立科学有效的个人征询体系是银行控制消费信贷风险的前提保证。从目前的实际出发，可以分两步走：先在银行内部以信用卡个人信息资料为基础，将其他各专业部门保存的个人客户信息资料集中起来，建立全行性个人客户信用数据库，使每个客户都有相对完整的信用记录，并以此为基础建立个人信用总账户，个人与银行的所有业务均通过总账户进行。同时，加快建立国内各金融机构之间的信息交换制度。第二步，由中央银行牵头建立一个股份制个人征信公司，联合金融机构、政法部门、劳动力管理部门、企事业单位等，搜集整理个人收人、信用、犯罪等记录，评估个人信用等级，为发放消费信贷的金融机构提供消费者的资信情况[7]。
（三）建立科学的个人信用评价体系信用评价体系一般采用积分制，具体分成四个部分：①基本情况评分：包括个人的一系列情况，如出生年月、学历、职业、工作地点、工作经历、工作单位、家庭情况等等，不同情况有不同的积分。②业务状况评分：在信用记录号下，每发生一笔业务，无论是存款、贷款、购买国债及其他金融债券、信用卡消费、透支等等，都有一定的积分。③设立特殊业务奖罚分，如个人信用记录号下屡次发生信用卡透支，并在规定期内弥补透支就可以获得额外奖分；个人贷款按期还本付息情况良好可以获奖分；若发生恶意透支，并且不按时归还所欠本息，就应额外罚分，甚至列人黑名单。④根据上述累积得分评定个人信用等级。
（四）培养先进的专业信用人才银行要集中力量培养专业信用人才，在最大范围内消除信贷信用风险。先进的风险管理技术是从跟踪、监控入手，建立一套消费信贷风险的预警体系，加强贷款后的定期和不定期的跟踪监控、风险监测分析的系统性和准确性，力争在短时间内改变传统管理模式下风险判断表面化和风险反映滞后的状况。要进一步完善消费信贷的风险管理制度，逐步做到在线查询、分级审查审批、集中检查。从贷前调查、贷时审查、贷后检查几个环节明确职责，规范操作，强化稽核的再检查和监督。
现在我国的消费信贷在商业银行中的比重比较大，必须有效的规避和防范信用风险，能否有效防范和化解信贷风险关系到商业银行的兴衰存亡。商业银行在发放个人消费贷款前，可以先进入信用等级系统对借款人的信用情况进行全面的查询。如此一来，银行便可以有效地掌控个人消费信贷，最大限度地规避信贷风险，使得消费贷款业务规范健康地稳步前行。
参考文献：
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[2]黄小彪、黄曼慧.住房抵押贷款信用风险形成原因及对策研究.中国房地产全融，2004，(6)
信贷市场论文范文3
中图分类号：F832.4 文献标识码：A
内容摘要：在我国新农村建设过程中，农村金融市场上呈现出农村金融供给不足及因金融供给不足引起的金融需求不足状态，这些非均衡状态的出现，影响了我国农村经济的发展。对于成熟的信贷市场来说，信息不对称是信贷市场上非均衡问题产生的基本原因，为了有效解决金融交易中的信息问题，本文从微观的“农村信贷合约”问题出发，探讨非均衡市场下农村金融的发展问题。
关键词：非均衡市场 农村金融信贷 农村信贷合约 关系型借贷
非均衡市场条件下农村金融发展的瓶颈
非均衡理论以不出清的市场为研究对象；强调数量调整而非价格调整；行为人拥有不完全信息和将来具有不确定性。不确定性问题是最重要的，直接影响着其对货币的作用以及交易者的行为等问题的分析和结论。
农村金融市场普遍存在着“惜贷”和“贷款难”的现象。农村金融缺位已经成为农村经济发展的瓶颈。主要矛盾如下：农村日益扩大的信贷资金需求与有限的信贷资金供给之间的矛盾；单一的金融服务与金融产品与多元化、多层次的贷款需求之间的矛盾。农村经济越发展，农村经济主体对金融体系提供融资与服务的需求越强烈，同时，在单位存款、个人存款的增长拉动下，农村金融机构在流动性过剩的背景下，存在着大量的闲置资金和潜在的金融供给能力，因此金融供给和金融需求之间形成有效的对接是解决农村金融缺位的关键。农村金融领域金融供给和金融需求之间存在对接矛盾可以从以下方面进行分析：从需求方来说，农村经济主体大多管理水平低下、财务制度不健全、经济实力弱、资产规模较小，再加上农村产权市场不健全，很难提供符合正规金融融资的抵质押物。同时农村经济体对贷款的需求往往又具有贷款时间短、贷款金额小、贷款频率高的特征，因此常遇到“抵押难”、“贷款慢”的问题。对供给方来说，农村金融业务具有客户零散、金额小、后期监管成本较高的特点，出于盈利和规避风险的考虑，农村金融市场一些商业性金融机构则退出了农村金融市场。因此，农村金融领域普遍出现了需求和供应不能对接的金融抑制现象。
非均衡市场条件下农村信贷合约设计
（一）企业规模与信息的非对称程度以及融资方式的关系
在农村金融市场中，农村金融的供给方和需求方存在信息不对称情况。农村金融的需求方（借款人）为了获得贷款，有可能有意隐瞒真实的信息，农村金融的供给方无法得知需求方的个人信息等真实信息。因此，在信贷合约签订前，不对称信息将导致信用市场中的逆向选择；在信贷合约签订后，容易导致信息优势方的道德风险行为。因此，在信息非对称情况下，商业银行为避免逆向选择和道德风险，在金融市场上一般采用金融配给。在信贷配给中，被排除的主要是资产规模小于或等于银行所要求的临界抵押品价值量的中小企业，因为这类企业规模较小，财务制度不健全，信息透明度低，信息的非对称性高。
（二）农村信贷合约设计
博格乌德尔等人将贷款技术归纳为四大类：财务报表型贷款、抵押担保型贷款、信用评分技术以及关系型贷款。财务报表型贷款适用于财务系统健全、信息透明度高的大型企业，一般情况下，中小微企业无法使用。抵押担保型贷款可以降低授信主体的资金风险，对借款人道德风险的发生有较好的抑制作用，但是农村产权市场不完善，中小企业缺乏有效抵押品，并且抵押担保贷款一般成本较高、办理时间较长，和农村金融的“短、小、频、急”不相适应。信用评分技术依赖于客户的信息系统以及客户信用信息的积累，其应用范围是农村金融将来的发展方向，目前使用并不现实。关系型贷款是银行依据借款人的信用信息做出的贷款决策，这些信息不但包含了借款人的财务和经营状况，还包含了大量有关借款人的行为、品德、信誉等非量化信息，是一种能够评定的“软信息”，具有强烈的人格化特征。通过获取这些“软信息”，可弥补中小经济体因无力提供合格财务信息和抵押品所产生的信贷缺口，改善其不利的信贷条件。
关系型贷款对农村金融的影响分析
（一）关系型贷款对农村金融的积极影响
1.贷款审批结构扁平化。农村金融需求方的显著特点在于其经营信息往往都是些难以量化、难以传递的软信息。如果按照对大企业的审贷模式，设立层级分明的审贷会，容易导致信息在传递过程中，出现信息流失和失真。由直接接触农村经济主体的客户经理来决定贷款的审批与否，就可以降低信息成本和交易成本，保证贷款由银行里最了解企业的人来决定。权利和责任对等，能大大调动其进行风险控制和贷后管理的积极性。另外，农村金融需求方多用作流动资金，需求急迫。如果用传统的审贷会制度，难以适应农村金融需求方的需求。给予一线客户经理一定的贷款审批额度。使关系型贷款具有高效率的决策优势。
2.用人格担保代替抵押品。农村经济体的企业规模小，生产设备依靠租赁，自有固定资产少，流动资本占比较大，很难找到符合一般贷款要求的抵押品。如果严格贷款抵押条件，会将一大批有潜力的小企业拒之门外。而通过信用担保的方式，既解决了抵押品不足的难题，又将借款人的亲朋好友等社会关系捆绑到这笔贷款上，一方面从道义上增加了其还款的压力，另一方面又扩大了监督贷款的视角。让担保人和银行一起来监督贷款风险。
3.贷款审批时注重企业主的品德。农村经济体的经营环境变动较大，盈利前景较难预测，而且贷款普遍具有金额较小的特点。此时，借款人的还款意愿已经超越了企业的盈利能力，成为决定贷款质量的首要因素。即使企业经营确实出现困难，只要借款人还款意愿强，总会想办法还贷。相反，如果借款人人品差，即使企业经营正常，其也会脱逃贷款。因此，银行贷款时注重考察借款人在社会上的口碑，通过从其所在的行业及行业协会、邻居、亲朋好友等社会关系中了解其人品和信誉，实行人品一票否决制。
（二）关系型贷款对农村金融的负面影响
关系型贷款也给农村金融供给方的经营管理带来了合规风险问题。农村金融供给方的合规风险问题一直远高于其他商业银行，这既有历史原因和现实基础的影响，也有关系型贷款与合规管理的内在冲突。一是由于关系型贷款的特点，也就决定了农村金融供给方的管理存在较强的人为意识和行动。二是关系型贷款使用的大多是“非量化信息”，在管理中过多使用“非量化指标”。管理效果的公正性和可检验性较差，因此，以“非量化信息”为主的农村金融供给方就很容易对制度建设的重要性有所忽视，造成制度建设滞后。三是关系型贷款突出了“人情”在业务发展中的作用，从而使制度在执行中大打折扣。四是合规意识模糊，在某种程度上就会淡化农村金融供给方的合规意识和理念，并进而影响合规文化的建立。
关系型贷款解决农村融资问题的具体措施
（一）增加正规和非正规金融的供给
农村经济主体运用关系型贷款取得融资首先要增加农村金融机构的数量，目前，正规金融供给不足的主要原因是信息不对称，解决方法可以是增加非正规金融，使正规金融和非正规金融互利合作，实现多方共赢。例如在经济发达地区可以建立村镇银行、小额贷款公司，实践证明小额贷款公司服务模式可以解决农村金融市场的信息不对称问题，由于贷款金额较小，可以避免借款人的道德风险。另外增加农村金融供给还可以吸取民间资本。在经济不发达地区，政府介入即由政府注资或给予一定的补贴建立农村金融机构，解决小企业、小商户短期资金的需求是最有效的解决办法。另外，可以通过担保与抵押物的创新来解决农村金融市场的逆向选择问题。
（二）金融机构在农村各地建立地方贷款服务中心
在农村各地建立地方贷款服务中心可以在各乡镇选取村长、或有影响力的组长作为区域人，因为区域人与农村经济体长期接触，可以减少信息搜索成本，同时让区域人来监督借款人的贷后行为，大大减少贷款后的道德风险，有利于提高资金的使用效果。
（三）创新中小企业融资的信用工具
银行要根据资金的风险偏好及经营特点选择客户，主要注意以下方面：在当前农业结构调整时期，重点支持行业内具有优质品牌、自主知识产权、市场占有率高的产业。谨慎介入出口依赖性强、盈利能力和抗风险能力差的企业；建议对客户的销售增长率及盈利能力予以重点关注，相关指标以总行公布的国资委标准作参考；在考察借款人的财务状况时，要求重点关注借款人的经营性现金流，特别是经营性现金流出时，要了解其产生流出的影响因素，对连续出现经营性现金流出及无法改善的状况时，要加快授信的退出。
具体的融资方式可以采用以下几种：根据农村经济特点，通过供应链融资，可以扩展很多分行业和企业；购买原材料融资，农村中小企业购买材料设备等，可以用承兑汇票、国内信用证项下买方融资，担保方式可以用仓单质押、未来货权质押等；原材料融资，原材料提供商出售商品时，可以到银行办理应收账款融资、仓单融资、国内信用证项下卖方融资；预付款下的融资。农村中小企业收到购买人的预付款后，凭合同等到银行融资，用应收账款作质押；办理中小企业负责人信用卡业务。让一些资信较好的中小企业主通过个人信用来获取资金，满足中小企业主的资金需求，提高金融系统的运作效率。
（四）建立关系型贷款的授后预警机制
1.介入。客户经理或销售人员在向客户放款后填写中小企业服务中心项目联系单，由客户开户机构负责人签字后双方各执一份，介入授后预警工作。客户开户机构负责人收到联系单后应专夹保管，并及时在部门、网点内通告，明确维护和监控的具体柜面人员，在日常客户维护过程中对预警信息重点关注。
2.预警信息采集。关注客户内外部信息，通过客户经理（包括开发、维护、销售支持）人员、客户开户机构相关人员、放款审核人员等进行日常预警，收集预警信息并进行初步分析判断。必要时需要到现场检查。客户经理在现场检查时应关注预警信息，并在每次现场检查后上报现场检查预警信息报告。对于特别严重的风险事项，客户经理可先行口头、电话通知预警人员，以加快对风险事件的响应速度，后续处理按以上要求进行。在内控管理、软回收、情景分析、财务预警信息监控等过程中发现的预警信息应向预警人员发送预警信息报告。对于特别严重的风险事项，内控管理人员可先行口头、电话通知预警人员，以提高风险事件的响应速度，后续处理要求不变。
3.预警信息登记、汇总。预警人员负责每周将从各渠道搜集的预警信息进行汇总登记，填写“预警信息汇总表”。
4.预警信息检验。预警人员对预警信息汇总表内客户进行识别，判断是否触发预警流程。不需触发预警流程的，不作为预警客户管理；判断触发预警流程的客户，填写预警客户汇总清单，结合销售人员反馈信息判断是否对客户进行核查。对判定不需要核查的客户，预警人员做好预警初步分类和上报工作。判定需要核查的客户，预警人员决定进行现场或非现场核查，对需要现场核查的客户由预警人员、客户经理或共同进行现场核查。通过对触发预警流程客户履约能力和履约意愿的判断，进行初审分类：分为一般预警客户、待定预警客户和严重预警客户。
5.对预警客户进行处理。最后对预警客户进行分类处理，降低金融风险，提高金融效率。
参考文献：
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3.黄伟宏.信息不对称状况下的信贷配给[J].上海金融，2011（9）
信贷市场论文范文4
当全世界都在讨论这个话题的时候，作为设备供应，应当冷静下来思考：找出正确的市场切入点，合理安排资金流向，把握其中蕴涵的巨大商机。一、市场面分析目前，中国移动电话用户总数已突破4000万，到2005年，可能达到近1亿。按照年增长2000万用户的发展速度估算，在网络容量方面，第二代移动通信系统在2003一年以前仍然能够满足用户的需要。但如果从发展的角度来看，随着普及率的提高和竞争的加剧，向用户提供多种业务越来越重要，移动通信市场由第二代向第三代过渡是历史发展的必然趋势。
按国际上有关权威分析预测，第三代移动通信的目标将分为以下几个阶段逐步实现：
第一步，宽带CDMA技术将在2002年左右投入使用；2002－2005年将是第三代移动通信导入和初步完善的时期。第二步，预计要到2005年以后，第三代移动通信才能逐渐从第二代移动通信中剥离出来，形成有别于第二代移动通信的市场。第三步，到2010年左右，成熟的第三代移动通信系统会形成独立的市场，并逐步淘汰第二代产品而成为市场上的主导产品。
另据对成本的预测，第三代移动通信在中国按1亿用户的市场规模计算，参照第二代的建设成本估算，每个第三代用户的移动设备的初期建设成本约为3000元，那么仅第三代移动通信设备的市场价值就达3000亿，这还没有包括移动终端、传输设备、机房电源、维护、升级等配套投资。
综合上述情况，可以初步得出结论：
1．世界范围内的第三代移动通信市场即将形成，并在未来10年内迅速发展；
2．最早2002年，最近2005年，第三代移动通信系统将在我国投入运营；
3政府明确表示支持加快第三代移动通信的发展建设；
4、停止第二代GSM系统的扩容是历史的必然选择，而在由第二代向第三代移动通信的转移过程中，对我国移动运营商和制造厂商来说蕴涵着巨大的市场机会。
二、运营商发展策略分析
据中国信息产业管理部门介绍，第三代移动通信业务预计将于2001年首先在日本、欧洲及北美地区率先展开商业化运营，中国第三代移动通信业务将在2001年至2003年开展。目前，中国国内最主要的移动运营商是中国移动通信和中国联通，未来潜在的第三代移动运营商可能还会包括固定公司和若干家新增的运营商。这些公司构成了未来在第三代移动通信市场上的新客户群体，而它们又可以分为三大类：
第一类，以中国移动通信为代表，拥有庞大而控全的GSM通信网络。中国移动将采用现有的GSM网络向第三代技术平滑演进的发展模式。初期将共用核心网（GSM），扩容时将采用扩展的BSC（E－BSC），在对3G需求较强的地区增加TDD基站，适时引入队移动智能网和GPRS技术，通过TDD／～M＄＃端来实现第三代移动通信服务。业内人士指出，采用此种方式平均承担的设备价格将比新建3G网络低20％至30％。
据有关预测显示，到2001年，处于第二代的中国GSM移动电话用户将达到1亿个，GSM交换机将净增8000万门左右，若以目前市场上平均价格130O美元／门来计算，仅GSM交换机扩容一项，就有104亿美元的市场规模。以此推算，GSM基站系统将净增约44万个载频，若以目前市场上平均价格10万元人民币／载频来计算，GSM基站系统将会有约440亿元的市场规模。
分析上述资料，可以得出结论：如果将中国移动通信定义为第一系统用户群体，那么在GSM向3G演进过程中，最大的两个市场需求点是：1．现有GSM网络的扩容，所需设备仍将主要是GSM系统设备，GSM基站系统市场规模约为400亿元左右。而且，在2002年以前，这仍将可能是中国移动最主要的投资方向；2．现有GSM网络的升级，所需设备将主要是与移动智能网和GPRS技术相关的系统设备。预计在2001年以后，此项投资额度将逐渐增加。
第二类，以中国联通为代表，正在投巨资兴建窄带CDMA网络。2000年，中国联通计划在移动通信投资289亿元，主要用于CDMA建设，使CDMA网的系统容量达到1130万户，覆盖国内大部分的重点城市并开通运营。中国联通还计划，到2005年其CDMA用户达到5500—6000万户，市场占有率达到35％。另外，联通在第三代移动通信发展上，注重由其窄带CDMA网向第三代移动通信进行平滑过渡。从上面中国联通的资料，可以有以下结论：1．大规模投资窄带CDMA网的建设，到2005年，其系统总投资可能达到1800亿元；2．到2005年，第三代移动通信系统将可能在中国登陆，但市场仍以第二代通信系统为主。届时，中国移动通信的GPRS将大规模应用，中国联通为了对抗中国移动通信，有可能逐步将原有窄带CDMA向第三代平滑过渡，即由IS95－A过渡到IS95－B。
目前中国联通正在进行的第二代CDMA建设，今年市场规模将达到289亿元。虽然有消息称“联通”将暂缓CDMA的建设，但并没有取消，且与GSM网络建设不同的是各地均为新投标项目，不存在旧市场壁垒，是一个完全从零开始的新竞争市场。在去年11月份中国联通的首次CDMA招标中，大唐、东信与其他国外生产厂商分别获得资格。另有消息说中国联通计划选择三四家系统提供者向其三四个主要地区提供设备。
第三类，由固定公司发展而来的未来移动运营商。随着中国电信业开放度的增加，电信市场准入将较为放松，固定公司也能经营移动业务；一些由固定公司发展而来的移动运营商将与中国移动通信和中国联通携手经营中国移动通信市场。这些定义为第三系统用户群体的“转型”公司，最大市场需求点在：1．固定公司没有第二代网络的包袱，将“全心全意“地投入到第三代网络定的说套设备潜够理国闽出现对称改围困勤朝策建设中；2、由于第三代以后将是固定和移动的融合，固定公司在建设移动网的同时肯定需要大量固定的配套设备。固定公司的出现对移动设备供应商之间的竞争来说是有利的。其一，固定公司从事移动业务是从“零”做起，不存在旧的市场壁垒，而且将打破原有的市场供需作制；其二，一旦固定公司被打开缺口，利用为其建设移动网络配套设施的同时打入其固定领域。
三、结论
根据形势判断，第三代移动通信系统将在2003年左右进入中国市场。这里需要注意的是第三代进入中国后并不意味着立即就能在网上大量运用，而是在很长的一段时间内与第二代共存，并且将随着二代系统的消亡而强盛。因此，如果孤立的谈第三代市场的导人问题是没有意义的，而要通过对第二代市场的分析来得出第三代市场的导人问题。结论一：中国移动通信和中国联通仍是中国目前最大的移动运营商，短期内其他移动运营公司出现的可能性不大。因为中国加入WTO以后，电信仍是受保护产业，开放度不会很高，估计在今后的二三年中，政府不会再增加新的移动运营公司，以避免盲目竞争和重复设。
结论二：在二三年内，中国移动通信和中国联通将继续保持前几年高速发展的势头，重点仍放在第二代移动通信系统上。根据统计数字表明，中国移动通信在今年将投资600亿左右人民币继续新建和扩建GSM网络。另有数据显示，联通已基本放弃GSM网络的建设，而将其主要精力用于窄带，CDMA的建设，初期投资289个亿，5年内预计总投资额将达1800亿左右，除去基建费等等，用于移动设备上的费用可达1200亿左右，这也是一个市场良机。
信贷市场论文范文5
20世纪80年代中期以来，欧洲经济一体化取得的巨大进展，集中体现在欧洲单一市场的建立和欧洲经济货币联盟的建设进程上。由于银行业在欧盟金融市场以及整个经济中的关键地位，欧盟银行信贷市场一体化在这两个进程中起了重要作用。而目前国内外有关欧盟银行信贷市场一体化进程的研究主要是定性分析，缺少经验检验。本文运用经济计量分析的协整检验方法，对欧盟银行信贷市场一体化的实际进程进行经验检验。
一、欧盟银行信贷市场一体化的政策
欧盟银行信贷市场一体化进程始于20世纪80年代中期，标志是1986年欧共体通过的《单一欧洲法案》的提出。在这份法案中，欧共体提出了在1992年12月31日之前建立欧洲统一大市场的目标，在这个市场内，实现产品、人员、服务和资本的完全流动。在《单一欧洲法案》框架下，银行信贷市场一体化成了欧洲经济一体化的重点，而且随着德洛尔报告的和《欧洲联盟条约》(《马斯特里赫特条约》)的实施，银行信贷市场一体化又成为推动欧洲向经济货币联盟迈进的关键动力。
《单一欧洲法案》只是明确了欧共体银行信贷市场一体化的方向性目标，具体的政策表现为欧共体理事会的指导性意见”。
早在1977年，欧共体委员会就了《第一号银行指导意见》，其核心条款是允许外国银行在符合东道国法规的前提下设立分支机构。它事实上打开了成员国银行在共同体其他成员国设立分支机构的大门，具有重大的普遍性意义。但是，由于各国的立法差异并没有得到消除，因此《第一号银行指导意见》并没有导致任何重大的跨国银行活动。真正标志着欧洲银行业和金融服务业走向单一市场的是1989年欧共体理事会的《第二号银行指导意见》(Directive89／646／EEC)，经过修订，1993年各成员国将其转化为本国的法律加以正式实施。这份立法涉及欧洲银行业金融服务和跨国活动的各个方面，具有十分广泛的内容，其核心是置于共同监管规则下的单一许可原则和母国控制原则。根据这两项原则，任何一个成员国的银行和金融机构，只要在本国获得了营业许可，就可以在其他成员国开设分行，不用事先征得接纳国的许可，其业务也只受母国监管机构的监督，而不受东道国的监督和管制。单一许可原则和母国控制原则对银行业跨国经营的便利性不言而喻，银行不再需要为了申请在国外开立分支机构的资格而花费巨大的精力和时间，其经营活动也只由本国的监管机构监督，这样就避免了成员国之间由于监管规则不同造成的麻烦。另外，这两项原则也为欧盟各国提供了一个监管框架，这个框架有助于降低对欧盟各国之间进行协调的成本，并减少欧盟各国的监管负担，同时也限制了潜在的各国监管者的偏见。1986—1992年间，欧共体理事会还制定了8个附加的指导意见，分别对银行业监管、资本金要求、偿债能力标准、洗钱活动、信贷风险、年报的要求和银行并购重组各个方面做出具体的规定。
欧共体理事会的这些指导意见系统地阐述了银行信贷市场一体化的立法要求，然后各成员国将这些要求转化成本国的具体立法加以落实。因此，欧盟银行信贷市场一体化不仅依赖于各项指导意见的有效性，而且也和各成员国的具体实施状况密切相关。芝摩曼(Zimmerman，1995)考察了所有单一市场指导意见在各成员国的实施状况，得出的结论是在1991年末至1994年4月间，已经被成员国采用的指导意见占全部指导意见的百分比已经从58％上升到89％。对于《第二号银行指导意见》，截至1994年4月，12个欧洲联盟的成员国中有11个已经根据指导意见的要求进行了国内立法，惟一的例外是西班牙。
总体而言，在欧共体一系列的指导意见之后，欧盟银行信贷市场一体化的法律框架已经建立起来，在一定意义上可以说，法律一体化比市场的实际一体化先行一步。
二、欧盟银行信贷市场一体化的经验检验转(一)假设和数据
首先，经验检验主要是针对欧盟银行信贷市场，同时也涉及货币市场，因为银行信贷市场利率是以货币市场利率作为基础的，银行信贷市场和货币市场的关系很密切。
其次，检验的指标是利率，也就是以利率(金融市场上的价格)作为衡量银行信贷市场一体化的指标。根据利率平价理论，完全一体化的市场应该遵循单一价格原则，换言之，就是在完全一体化的金融市场上，所有相同金融资产都具有相同的价格。由此，利率可以作为银行信贷市场一体化的衡量标准。在实际情况中，由于风险的不同，文化对银行与客户关系的影响不同，货币政策条件不同，以及各国银行为解决信息不完全而采取的策略不同，一体化的银行信贷市场内利率并不一定都实现均等化。因此，我们对欧盟银行信贷市场一体化的检验不是以严格的价格均等化作为标准，而是使用协整的概念。协整分析认为，随着银行信贷市场日益一体化，区域内银行的定价行为将会越来越紧密地联系在一起，换言之，一体化地区内成员国的利率将表现出趋同的关系。而从具体分析的角度说，在一体化的金融市场内，利率(非稳定时间序列)在短期内可以分离变动，但是在长期，市场力量将迫使它们恢复到一个均衡的关系。
这里，我们关注的是名义利率而不是实际利率，这是出于下面几方面因素的考虑。第一，在金融市场上，名义利率能够比实际利率更好地反映国际套利过程。借款者用以进行比较、评判的是经过汇率预期调整的名义利率而不是实际利率，相应地，那些不通过直接投资方式进行跨国业务活动的银行一般也只是对经过汇率预期调整的名义利率感兴趣。上述两者构成了国际套利过程的主要参与者，因此在国际套利过程中名义利率比实际利率更重要。第二，用实际利率进行衡量本身存在着难以克服的问题。一方面，实际利率以各国的货币分别表示，其差异无法比较，同时，没有任何一个机构对跨国实际利率进行比较，因此对于单个投资者或借款者来说，实际利率差异并不能够提供获利机会。另一方面，由于平均实际利率在很大程度上取决于购买力平价，而各国的购买力平价在长期来说不会有太大的偏离，也就是说各国平均实际利率在长期是基本相等的。这样，使用实际利率进行银行信贷市场一体化检验具有潜在的误导性——无论银行信贷市场一体化是否发生，实际利率本身的差异就很小。因此，我们选择名义利率而不是实际利率作为欧盟银行信贷市场一体化的检验指标。
我们的研究范围包括欧洲联盟的六个核心国：法国、德国、英国、荷兰、比利时和意大利。这些国家的经济总量占欧盟GDP总额的80％以上，很大程度上可以代表欧洲联盟的总体。同时，为了比较地区性和全球性的银行信贷市场一体化，我们把分析扩展到美国和日本。
我们将使用从1985年开始的月度利率对银行贷款利率和利差进行协整检验。对于银行贷款利率，选用各国的基准利率表示；为了计算利差，选用货币市场利率作为存款利率的近似表示。银行贷款利率和货币市场利率的数据都可以从国际货币基金组织(IMF)出版的《国际金融统计》(InternationalFinancialStatistic)中得到，两者都从1985年1月开始。利差有两种形式：一是由贷款利率减去货币市场利率得到的绝对利差；二是由贷款利率除以货币市场利率得到的相对利差。
(二)模型的分析框架
1．协整检验的一般分析框架
一般而言，如果两个时间序列yt、Xt各自都是一阶单整序列，定义为I(1)序列，而且两个序列的某个线性组合是平稳的或I(0)，那么称时间序列Yt、Xt是协整的，或者说两者具有协整性。协整意味着两个时间序列变量之间存在某种长期的均衡关系，一个时间序列变量的变化总是伴随着另一个时间序列变量的变化，两者不会分离太远。
对欧盟银行信贷市场一体化的协整检验基本上是遵循恩格尔和格兰杰(EngleandGranger，1987)建立起来的方法，按两个步骤展开。首先，证明时间序列存在单位根；然后，估计协整向量。协整检验的条件是待检验的时间序列是一阶单整序列，定义为I(1)。为了确定贷款利率时间序列和利差序列是I(1)，我们需要进行单位根检验。为此，我们要构建关于利率和利差的时间序列和一阶差分序列的回归方程，然后分别进行t检验和F检验。两个回归方程都包括一个紧跟在利率的滞后差分项之后的趋势变量：
零假设表示时间序列服从随机游走，即非平稳。对于t检验，零假设是Ho：b＝0；对于F检验，零假设是H0：b＝d＝0。如果计算出的‘统计量或F统计量的值小于临界值，那么我们不能拒绝零假设，也就是说时间序列是非平稳的。
一旦确定了贷款利率和利差的时间序列是I(1)序列，我们就可以从杜宾一沃森(Durbin-Watson，DW)统计量开始进行协整检验。杜宾一沃森统计量从协整回归中得到，协整回归使用单个国家的利率或利差yt作为因变量，欧洲联盟其余国家的平均利率和平均利差作为自变量xt：
当由方程(3)的回归中计算出DW值比临界值大时，拒绝非协整的零假设，即两个时间序列存在协整性。正如恩格尔和格兰杰指出的，杜宾一沃森检验只是作为证明存在协整性的一个近似指标，它需要更详细精确的其他检验加以补充，有代表性的是迪基一富勒(Dickey—Fuller，DF)检验和增广迪基一富勒(AugmentedDickey—Fuller，ADF)检验。迪基一富勒检验基于协整回归方程的残差构建模型：
这里，估计参数的t统计量表明了两个时间序列变量的协整性。具体地说，按照绝对值进行比较，当t统计量大于临界值时，拒绝非协整的零假设，说明两个时间序列变量存在协整关系。另外，根据以下的回归方程可以进行增广迪基一富勒(ADF)检验：
这里，按照绝对值进行比较，当估计参数的t统计量大于临界值时，拒绝非协整的零假设，即两个时间序列变量具有协整性。
2．存在结构性突变的协整检验
凯普雷(Caporaleetal．，1996)认为，对于趋同之前和之后的时间序列变量间的长期关系，协整是一个强有力的检验，但是对趋同过程中的时间序列变量则不然，也就是说，在趋同发生的时期内，时间序列变量经常表现出非协整性。换言之，非协整性能够反映时间序列变量的一种趋同进程，这一结论得以成立的重要前提是时间序列存在结构性突变，这种结构性因素常常是由外部作用引起的，而不是时间序列本身变化规律的结果。如果欧洲联盟促进银行信贷市场一体化的立法和政策措施(主要是《单一市场法案》和《第二号银行指导意见》)有效，那么欧洲联盟成员国之间的利率差异应该存在下降趋势，或者说利率的时间序列显示出结构性突变，欧洲联盟各成员国之间的贷款利率出现趋同。根据上述观点，如果存在结构性突变，那么样本将要划分为突变前和突变后两个时期，然后分别对这两个时期进行协整检验。值得注意的是，按照这种方法进行的协整检验，缺少协整性正好意味着存在趋同进程。
在实际经济活动中，《第二号银行指导意见》通过影响银行定价行为和竞争状况，从而对金融市场结构形成冲击，贷款利率就可能显示出结构性突变。因此，我们要对存在结构性突变的时间序列分别进行协整检验。《第二号银行指导意见》于1989年通过，到1993年9月欧盟各个成员国将其转化为本国的具体法律加以落实，因此大致可以认为结构性突变发生在1990—1993年9月这段时期内。如果考虑90年代初期金融市场也经受多方面严峻的外部突发性冲击，如两德统一、欧洲货币体系危机等，将突变性时期确定在1990—1993年这段时期内是恰当的。基于这种考虑，我们把整个样本期分为两个不同的子时期：第一个时期是从1985年1月到1990年12月，代表欧盟银行信贷市场一体化的政策和措施没有实际实施的阶段，可称为前一体化时期；第二个时期是从1993年9月到1997年12月，代表欧盟银行信贷市场一体化有关政策措施开始实施后的阶段，可称为后一体化时期。1990年12月到1993年9月之间的这段时期被排除在外，以充分保证两个子时期相互独立，同时也力求减少90年代初外部冲击对欧盟金融市场产生的影响。这样，我们就对上一部分的检验程序加以修正，具体按如下步骤进行：第一步，对从1985年1月到1997年12月的整个样本期，根据方程(3)进行协整回归，得出DW、DF、ADF的各个值。但是，在存在结构性突变的条件下，这些检验的实际意义有所减弱。第二步，进行结构性突变条件下的协整检验，把整个样本期分为两个子样本，然后分别应用方程(5)对每一个子样本进行协整检验。
(三)模型检验结果
1．贷款利率和利差的趋势：描述性统计分析
为了说明欧洲和全球银行信贷市场一体化的程度，我们将对欧洲联盟六个核心成员国以及日本、美国的贷款利率和利差进行分析。
统计数据表明，整个样本期内，欧盟各成员国的货币市场平均利率水平存在不小的差异，最低的是德国(5．89％)，最高的是意大利(11．66％)；各成员国的贷款利率也并不相等，最低的是德国和荷兰，它们的平均贷款利率大约是8．2％，意大利则高达12．86％。
如果银行信贷市场一体化能够导致金融资产价格均等化的理论假定成立，那么我们将发现各成员国的名义利率会减少到一体化之前利率最低的国家的利率水平。统计数据表明，与前一体化时期相比，后一体化时期的贷款利率明显下降。但是，这种情形并不是欧洲特有的，因为美国和日本的利率也表现出同样的下降趋势，也就是说利率的下降更可能是一种全球性的趋势，而不是由于欧盟银行信贷市场一体化政策的独特后果。另外，在后一体化时期，各国的利率看起来更加接近，一个可能的原因是由于利率普遍下降而导致利率之间的差距变小。而且，统计数据也不能够说明利率实现了均等化，毕竟在意大利和荷兰两个国家之间，货币市场利率的差距达到4．97个百分点，银行贷款利率的差距也有4．28个百分点。
对利差的分析表明，除了比利时和意大利之外的所有国家，与前一体化时期相比，后一体化时期的绝对利差普遍减少。但是这本身不足以说明欧盟金融市场实现了一体化，因为利差下降的很大一部分原因是各国名义利率的下降。而且，对相对利差的分析表明，在这一时期内利差实际上是增加而不是减少。在前一体化时期，相对利差的变化范围是从比利时的1．64的高点到英国的1．10低点；而在后一体化时期，这一变化范围是从比利时的1.87到意大利的1．15。利率的降低可以很大程度地解释这种变化。银行贷款利率可以表示为货币市场利率加上一个附加额，而相对利差又可定义为银行贷款利率除以货币市场利率，因此，当货币市场利率下降时，相对利差将会增加。但是，统计数据表明，在后一体化时期，除了比利时以外的所有其他被分析的欧盟成员国的相对利差都更加紧密地朝德国的利差水平靠拢。总体而言，描述性统计量并不能有力地说明欧盟银行信贷市场一体化，只是在较小程度上指出了不同国家利差更加接近。
2．利率和利差的单位根检验
首先，我们给出协整检验第一步的结果，也就是确定待检验的时间序列是否是一阶单整的，即时间序列是否I(1)序列。为此，我们分别对利率时间序列及其一阶差分序列进行单位根检验。对所有的利率(包括货币市场利率和银行贷款利率)，我们都不能够拒绝有单位根的零假设，也就是说所有的利率时间序列都是非平稳的。进一步地，我们能够拒绝利率的一阶差分序列的零假设，也就是说，利率的一阶差分序列是I(0)序列。因此，我们可以得出结论，所有的利率时间序列都是一阶单整序列，即I(1)序列，我们可以对利率的时间序列进行协整检验。同样地，利差的单位根检验的结果也表明，绝大部分国家的利差时间序列都是I(1)序列，而仅有几个国家(意大利、荷兰和英国)的检验值表明利差序列是I(0)序列。这里的利差是由贷款利率除以货币市场利率而得到的相对利差。
3．银行信贷市场以及货币市场的协整检验
(1)利率的协整分析
经过经验分析发现，除了法国、比利时，欧盟其他国家的货币市场利率普遍表现出缺少协整性。在现实情况下，对欧盟货币市场利率起基准作用的并不是欧盟的平均货币市场利率，而是德国的货币市场利率。因此，我们对欧盟各国货币市场利率和德国货币市场利率之间的关系进行协整检验，得到的结果见表1。说明：(1)欧盟各国的货币市场利率序列相对于德国货币市场利率序列进行回归。(2)DW给出了的德宾一沃森统计量的检验值，100个观测值的相应的临界值是：0．511(1％)，0．386(5％)，0．322(10％)。当DW值大于临界值时，拒绝非协整的零假设，表明存在协整性。(3)DF给出了简单DF回归的φ的统计量，其相应的100个观测值的临界值是：4．07(1％)，3．37(5％)，3．03(10％)。根据绝对值比较，估计参数的t统计量大于临界值时，拒绝非协整的零假设，表明存在协整性。(4)*数据代表存在协整性的结果。
我们可以看出德国货币市场利率和比利时、荷兰、英国三国的货币市场利率在两个子时期都是协整的，在前一体化时期协整性表现得更加强烈。法国和意大利有更低的检验统计量，表明它们的货币市场利率和德国的货币市场利率之间的非协整性。另外，值得注意的是，所有的后一体化时期的检验统计量的值都比前一体化时期更低，也就是说协整性在后一体化时期显得更加微弱，这一结果符合凯普勒(Caporale，etal．，1996)的观点，即趋同进程中，能够检验到的协整性会减少，换言之，缺少协整性可以被解释为趋同进程的结果。总体而言，欧盟各国的货币市场利率和德国的货币市场利率之间表现出较明显的协整性和趋同现象。
货币市场利率通过固定汇率联系在一起，从而货币市场利率之间的协整性一定程度上可以转换成银行贷款利率之间的协整性，但是这种转换关系并不是很明确。从表1中可以看出，就比利时而言，在前一体化时期其货币市场利率是协整的，同期银行贷款利率也是协整的；但是对荷兰而言，货币市场利率的协整性并没有导致银行贷款利率的协整性。因此，我们得出结论，即货币市场利率的趋同是银行贷款利率之间出现协整性的必要但绝不是充分的条件。
(2)利差的协整分析
这一部分我们进行利差的协整分析。利差的协整性反映了能够将市场紧密地联系在一起并确立一种长期均衡关系的套利力量。这种力量可能来自于货币市场一体化，银行零售定价行为的趋同，以及信贷市场的套利过程，我们不追究这种套利过程背后的驱动力量，因为协整分析考虑的仅仅是长期均衡化的进程是否存在。
说明：(1)欧盟各国的利差相对于欧盟平均利差进行回归，对每一国的检验，欧盟平均利差中都已排除了该国的利差；美国和日本的利差相对于欧盟平均利差(包括所有的欧盟6国)进行回归。(2)DW给出了德宾—沃森统计量的检验值，100个观测值相应的临界值是：0．511(1％)，0．386(5％)，0．322(10％)。当DW值大于临界值时，拒绝零假设，意味着存在协整性。(3)ADF(k)给出了增广迪基—富勒回归的估计参数的t统计量，括号中的k给出了增广迪基—富勒回归的滞后项数，因此k＝0代表简单的迪基—富勒回归。100个观测值的迪基—富勒回归的相应临界值为：4．07(1％)，3．37(5％)，3．03(10％)，100个观测值的增广迪基-富勒回归的相应临界值为：3．77(1％)，3．17(5％)，2．84(10％)。(4)表中*数据代表不存在协整性的结果。
表2给出了整个样本期的利差协整检验结果，从中可以看出欧盟各国的利差序列较为普遍地表现出明显的协整性。但是，将样本分为前一体化时期和后一体化时期之后，检验结果会表现出许多结构性变化。一般地，在第一个子时期，检验结果总体上表明存在协整性，惟一的例外是法国，只是部分地表现出协整性。在后一体化时期，我们发现协整性减弱。根据ADF统计量，在后一体化时期中能够确定存在协整性的只有英国。
4．地区银行信贷市场一体化和全球银行信贷市场一体化
