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摘 要：本文利用我国2005-2010年省际面板数据和固定效应面板模型考察贷款利率上限放开对私营企业贷款的影响。研究结果表明，贷款利率上限放开后贷款利率上浮幅度与私营企业贷款增速间呈现正相关关系，这证实了我国贷款利率上限放开确实可以促进私营企业贷款的增加。此外，研究也发现市场化水平和政府干预程度都促进了私营企业贷款的增速，而实际GDP增长率和私营企业产品销售率与私营企业贷款增长间的关系不明显。信贷资源量在贷款利率上限放开后具有明显的促进作用。
关键词：贷款利率上限放开；私企贷款；固定效应面板模型
一、引言
私营中小企业是我国国民经济中最具活力的组成部分，在深化经济体制改革、完善市场体系和市场竞争机制方面也扮演了重要角色。但是私营中小企业的融资待遇却与其对国民经济的贡献程度不相匹配，根源于自身和金融制度的问题（Alen，2005；Brandt，2003；等）致使融资难问题成为其发展最大的瓶颈，而信贷难问题尤为突出和重要。尤其是是我国资本市场不发达，直接融资的门槛很高，私营中小企业的直接融资渠道受到限制，创业板市场也只能在短期内解决小部分创业型企业的融资问题。因此，以银行信贷为主的间接融资在相当长的一段时间内仍然是私营中小企业融资的主要途径。但是麦金农和肖（1973）的金融抑制理论及斯蒂格利茨的金融约束理论都认为，在金融抑制下，银行不能根据风险自己决定贷款利率，贷款利率受到管制，银行只能把信贷资源投放到风险小、收益低的安全项目中去，中小型私营企业由于风险大而得不到贷款是融资难的主要原因。为降低风险，银行会把利率降低到均衡利率水平以下，从而限制了风险程度高的私营中小企业的银行贷款。故解决私营中小企业信贷难问题必须要推动利率市场化改革，充分发挥利率在资金分配中的作用（吴晓灵）。
利率市场化是指央行将金融机构在货币市场经营融资的利率决定权交给市场，由市场主体自主决定利率的过程。中国利率市场化改革始于1996年6月1日人民银行放开银行间同业拆借利率。随后人民银行多次扩大贷款利率的浮动区间，2004 年10月，人民银行对金融机构（不含城乡信用社）的贷款利率原则上不再设定上限，贷款利率下限仍为基准利率的0.9 倍（中国人民银行，《稳定推进利率市场化报告》，2005）。贷款利率的浮动区间扩大能够使利率更好的覆盖风险溢价，也体现了央行鼓励商业银行通过价格手段加强对私营企业的金融支持。那么，2004年利率市场化改革对中小私营企业融资行为和金融机构信贷管理产生了什么影响？是否更有利于解决中小私营企业解决信贷难问题？本文利用固定效应面板模型考察贷款利率上限放开对私营企业贷款的影响。
二、理论分析与假设
国际银行业广泛采用的定价方法是价格领导定价模型，其核心是确立基准利率。首先通过选择某种利率作为基准利率，然后针对不同信用等级或风险程度的客户，确定不同程度的风险溢价。最后在基准利率的基础上加上风险溢价“点数”（或乘以风险溢价“乘数”），也即通常所说的加价，最终得到贷款的实际利率。
即：贷款利率基准利率风险溢价点数（2-1）
或，贷款利率基准利率风险溢价乘数
对私营中小企业贷款来说，它所获得的贷款也遵循着上述定价方法。然而目前部分私营中小企业经营状况不稳，社会诚信体系不健全，信用担保体系不完善，私营中小企业的信用等级较低，风险程度较高，因此对私营中小企业的贷款风险相对较大。商业银行在此基础上对私营中小企业的贷款利率定价必将寻求更高的风险溢价。
贷款利率上限的放开使贷款利率能够反映贷款风险状况，更好地覆盖风险溢价。这样，在私营中小企业融资需求无限的前提要求下，贷款利率上限的放开能够促进商业银行对私营企业的贷款。
据此，本文提出以下理论假设：
贷款利率上限放开有利于解决我国私营中小企业信贷难问题。
三、实证研究设计
（一）固定效应面板模型构建
根据前文理论假设及他人研究成果，本问通过构建固定效应面板模型对影响我国私营企业贷款的相关因素进行分析，借以确定我国贷款利率上限放开与私营企业贷款行为间的相互关系。本文以贷款利率上限放开之后的2005-2010年为研究时间段，以我国31个省（市区）作为研究样本，通过实证检验来判断贷款利率上浮幅度与私营企业贷款之间的关系。
本文以私营企业贷款的自然对数的一阶差分为被解释变量，以贷款利率上浮幅度、实际GDP增长率、市场化率、信贷资源、政府干预程度、产品销售率、非国有经济发展为解释变量，估计回归方程如下：
PELit = β0 +β1 ×RRFit +β2×GGDPit +β3×MIit+β4×CRit+β5×GIit+β6×NSCBit+β7×PSRit+εit （3-1）
i表示不同的省（市区），i=1，2，3，…，31；t表示年份，t分别取1，2，…，6；β0是截距，β1-β7 是 回归系数；PELit 表示第i个省（市区）第t年私营企业贷款的自然对数；RRFit 表示每个省（市区）不同年份贷款利率上浮幅度水平；GGDPit表示第i个省（市区）第t年实际GDP的增长率； MIit 表示第i个省（市区）第t年的市场化指数，本文利用樊纲（2009）的研究数据来反映本变量；CRit表示第i个省（市区）第t年的信贷资源水平，等于存款总额的自然对数；GIit表示第i个省（市区）第t年的政府干预程度，等于政府财政支出与GDP之比；NSCBit表示第i个省（市区）第t年的非国有金融机构占比；PSRit表示第i个省（市区）第t年的产品销售率，本文利用《中国统计年鉴》的私营工业企业指标来反映本变量；εit是残差项。
（二）变量确定与数据处理
1.被解释变量：私营企业贷款增长率（PEL） 本文所考察的是我国贷款利率上限放开对私营企业贷款行为的影响，因此，研究的被解释变量是私营企业贷款（Private-Enterprise Lending）变量，PELit代表的就是第i个省（市区）第t年私营企业贷款的自然对数。私营企业贷款的自然对数的一阶差分就代表了私营企业贷款的增长率。
2.解释变量：贷款利率上浮幅度（RRF）
2004年10月29日，中国人民银行报经国务院批准，决定不再设定金融机构（不含城乡信用社）人民币贷款利率上限。基于这样的事实，本文认为贷款利率上限放开后，贷款利率上浮幅度变量的处理方法是对每个省份样本年度内的贷款利率上浮幅度进行加权平均。取每一上浮水平区间的平均值乘以各自所占的百分比。由于最后一个区间没有最大值，因此根据初始值计算的结果会略偏小于实际值。
3.控制变量
（1）GGDPit：国内生产总值增长率，代表的是第i个省（市区）第t年实际GDP的增长率，计算公式为GGDPit=lnGDPit-lnGDPit-1。我国银行业是一个典型的周期性行业，以间接融资为主导的融资结构，决定了商业银行的贷款增速与宏观经济发展同起伏，宏观经济形势越好，商业银行效率越高，对私营企业贷款约会相应增加。
（2）MIit：表示第i个省（市区）第t年的市场化指数。本文运用樊纲（2009）的研究成果来衡量我国市场化指数。市场化程度越高，市场经济发展越完善，私营企业长期债务比率下降，风险得到降低，私营企业的发展得到进一步的提升。因此，市场化指数越高，对私营企业贷款越有利。
（3）CRit：表示表示第i个省（市区）第t年的信贷资源量。一个省的信贷资源会对一个省的信贷投放量产生影响，信贷资源越高，投放的信贷量也越高。本文用省际样本年份存款量的自然对数来衡量省际信贷资源指标。
（4）GIit：表示第i个省（市区）第t年的政府干预程度，运用政府财政支出与GDP之比表示（黄志勇，2010）。政府干预主要是指作为国家的行政机关通过行政活动对社会经济生活的干预。在财政分权的背景下，地方政府为促进地方经济的增长有干预银行信贷的动机。在社会总资本规模一定的情况下，地方政府运用行政干预，把通过自己主导的融资平台中获得的大规模庞大的资金配置到生产效率低下的国有企业以及地方基础设施建设之中，必然对私营企业的融资产生“挤出效应”，从而对私营企业贷款产生负的影响。
（5）非国有银行占比（NSCB）：NSCBit表示第i个省（市区）第t年的非国有金融机构占比。我国国有商业银行在国内金融市场具有垄断性，它的贷款偏好选择主要是“抓大放小”，信贷资金大量投向优质大客户和大项目，对规模小、风险大的私营企业有歧视。相反，中小型金融机构不仅由于资金少、无力为大企业融资，而且在为中小企业提供服务方面拥有信息上的优势（林毅夫，2001）。因此，中小型银行的数量也会对私营企业贷款产生影响。本文选取非国有银行（Non-state-owned Commercial Banks）机构网点数来衡量中小型银行数量，并取非国有银行机构数与总银行类机构数之比作为本变量指标。数据来源至各省份各年度《区域金融运行报告》。因此，假设：非国有银行占比越高，私营企业贷款越高。
（6）PSRit ：表示第i个省（市区）第t年的产品销售率。本文利用《中国统计年鉴》的私营工业企业指标来反映我国私营企业的经济效益情况。产品销售率越高，私营企业的效益越好，私营企业获得贷款越容易。
四、实证研究结果分析
根据回归方程（3-1），通过使用Stata 10.0进行处理，表4-1给出了固定效益面板模型的估计结果。模型整体显著性检验的Wald 检验值为 43657.31，ρ值为0.0000，表明模型整体非常显著，分析可知：
（1）RRFit的回归系数度量了本文所重点研究的贷款利率上限放开对私营企业贷款的影响，其值为0.3741，t检验统计量在10%水平上显著。这表明贷款利率上浮幅度增加一个百分点，当期私营企业贷款将会增加0.3741个百分点，这与本文理论的假设所相符。一般来说，贷款利率上浮幅度越大，商业银行越能弥补贷款给私营企业所带来的风险，从而在私营企业贷款需求不变的情况下，私营企业贷款将会增加。这与国内部分学者对某些城市的调研结果相同。如薛亮（2006）通过对苏北某市进行调研后，发现自2004年10月29日存贷利率放开之后，贷款利率上浮幅度攀升，中小型企业贷款得到了一定程度的满足。也与国外的一些学者的研究类似，如Ang，McKibbin（2007）通过对马来西亚数据分析，发现利率自由化通过取消金融抑制政策，能显著的改善企业融资需求。Laeven（2003）也持相同的观点，认为小企业在利率自由化前后融资情况得到明显改善。当然也与国内其他学者的研究结果不尽相同，他们认为由于信贷配给政策的存在，贷款利率的提高，并不能很好的促进私营企业贷款的增加。如熊熊（2009）通过实验发现，贷款利率提高到一定程度后，银行的收益会随着利率的提高而降低，一定程度上反映了银行对私营企业实行信贷配给的现象。
（2）GGDPit的系数度量了当期GDP的增长率对当期私营企业贷款增长率的影响。当期GDP增长率与私营企业贷款增长率负相关，回归系数为-0.2554，但在统计意义上并不显著。这一结果表明：GDP增长率对银行给私营企业的贷款的影响并不明显。可能的原因是GDP的增长与私营企业对银行贷款需求存在较强的正相关，经济的快速增长会增加私营企业的贷款需求，然而为实现商业银行不良贷款余额和比例双降的目标，同时2004年3月中国银监会颁布了《商业银行资本充足率管理办法》对我国商业银行资本充足率提出了硬性要求，这对我国商业银行稳健性经营、提高风险抵抗力有着重要的推动作用。这一系列的措施都使得在我国经济周期处于高速发展的阶段，银行并未快速扩大信贷规模，再加上私营企业自身所存在的各种问题，从而导致商业银行对私营企业的贷款与GDP增长间相关性不大。 （3）MIit的系数度量了各地区市场化水平对各地区私营企业贷款的影响。其值为0.3009，t检验统计量在1%水平上显著。这表明市场化程度越高，市场经济发展越完善，私营企业长期债务比率下降，风险得到降低，私营企业的发展得到进一步的提升，商业银行对其的贷款也会相应增加。因此，市场化指数越高，对私营企业贷款越有利。这一结果与罗正英（2001）的研究类似，罗正英研究认为，私营中小企业所处地区的金融市场化程度对中小企业的信贷融资结构具有显著影响，在金融市场化程度较高的地区，中小企业获得金融机构贷款的概率较大，且随着金融业市场化程度的提高，流动负债率也随之增长。
（4）CRit的系数度量了信贷资源量对私营企业贷款的影响，回归系数为1.2852，表明每个地区信贷资源量每增加1个百分点，当期私营企业贷款将会增加1.2852个百分点，t检验统计量在1%水平上也是显著。一般来说，一个地区的信贷资源量越高，也即存款量越高，将会影响商业银行的信贷投放量。在满足银监会的资本充足率和存款准备金率的要求下，在私营企业贷款需求无限的前提下，商业银行的信贷投放量将会增加，对私营企业的贷款也会相应增加，满足本文的理论假设。
（5）GIit的系数度量了政府干预程度对私营企业贷款的影响，回归系数为3.2429，t检验统计量在5%水平上也是显著。这一研究结果与本文的理论假设不同，也与姚耀军（2010）的结果不同，姚认为从资源配置效率看，政府干预的负面作用常常非常明显，政府干预将会降低银行信贷资源配置的效率，而本文认为政府干预有利于私营企业贷款的获得。也与张璟（2006）的研究结果不同，他认为政府干预会进一步的恶化中小企业的融资。这一结果的产生可能是由于本文所运用的私营中小企业贷款数据包含了所有的私营企业，其中不乏一些大型的私营企业，而这些大型私营企业由于自身地位享受到了地方政府超私营企业待遇，享受了与国有企业同等的地位，从而政府干预对私营企业贷款产生正的影响。当然随着2003年中国银监会的设立，中国银行业面临了更为严格的监管，地方政府对银行的干预受到了更大的制约，地方政府对商业银行的干预不再无序化，而是相互和谐发展。随着2010年以来中央政府对地方政府融资平台的集中诊治，地方政府干预对商业银行信贷的影响将会进一步下降。
（6）NSCBit的系数度量了非国有银行占比对私营企业贷款的影响，回归系数为0.9446，t检验统计量在10%水平上显著。这表明非国有银行占比上浮幅度增加一个百分点，当期私营企业贷款将会增加0.9446个百分点，这与本文理论的假设所相符。我国国有商业银行在国内金融市场具有垄断性，它的贷款偏好选择主要是“抓大放小”，信贷资金大量投向优质大客户和大项目，对规模小、风险大的私营企业有歧视。相反，中小型金融机构不仅由于资金少、无力为大企业融资，而且在为中小企业提供服务方面拥有信息上的优势（林毅夫，2001）。因此，非国有银行的数量也会对私营企业贷款产生影响。
（7）PSRit的系数度量了产品销售情况对各地区私营企业贷款的影响。回归系数为-0.0013，在统计意义上并不显著。这一结果表明私营企业产品销售率对银行给私营企业的贷款的影响并不明显。可能的原因是：鉴于私营中小企业自身制约因素难以和金融机构建立信用联系，银行一般不给中小企业纯信用贷款，要求中小企业提供有效的担保和抵押品（王洁，2010）。故私营企业的贷款与中小企业产品销售率间相关性不大。
五、结论与政策建议
本文运用固定效应面板分析了贷款利率上限放开对私营企业贷款的影响。通过实证分析，我们可以知道贷款利率上限放开后贷款利率上浮幅度与私营企业贷款增速间呈现正相关关系，这证实了我国贷款利率上限放开确实可以促进私营企业贷款的增加。这也确实了本研究的意义性。
此外，研究也发现市场化水平和政府干预程度都促进了私营企业贷款的增速，前者与其他学者的研究具有一致性，而后者的结论与其他学者研究具有一定的不同。而实际GDP增长率和私营企业产品销售率与私营企业贷款增长间的关系在贷款利率上限放开后影响不明显。此外，信贷资源量和非国有银行占比对私营企业贷款在放开后具有明显的促进作用。
上述研究结果在金融政策和制度安排上有一定的政策意义：（1）针对贷款利率上限放开确实能够促进私营企业贷款的增长的研究结果，应该继续推动贷款利率市场化改革，提高金融深化的力度。并且也要继续推动市场化建设，提高全国各省份的市场化程度。（2）进一步的建设中小型商业银行，推动其对私营企业的对等发展。（3）加快金融制度化建设，构建有效率、多层次的金融服务体系，同时加快私营企业自身素质的全面发展。
当然由于国内外并无相关的直接研究文献，本文不免存在一些不足，比如样本研究年份较短，控制变量选择存在不全面性，以及固定面板模型的设定问题等。因此需要进一步的深入研究。
参考文献：
[1]爱德华肖.经济发展中的金融深化[M].上海三联书店，中译本，1988.
[2]麦金农.经济发展中的货币与资本[M].上海三联书店，中译本，1988.
[3]李宏伟.微小企业的融资现状及其对策[J].金融研究，2006（11）：135-140.
[4]张捷，梁笛.我国中小企业贷款约束的影响因素分析[J].暨南学报，2004（1）：40-44.
[5]马胜杰.从国际经验看中国的利率市场化改革[J].世界经济，2001（5）：56-60.
[6]熊熊、郭翠等.中小企业贷款利率定价的计算实验方法[J].系统工程理论与实践，2009（12）：9-14.
[7]李增福、李颂.商业银行对科技型中小企业贷款的经营策略——基于分业经营和风险投资不完善双重约束下的探讨[J].甘肃社会科学，2010（3）：248-251.
[8]薛亮、唐友伟. 利率市场化改革对欠发达地区中小金融机构和企业的影响调查[J].管理现代化，2006（2）：52-54.
[9]央行赣州中支行.市场分割与信贷配给、利率市场化的体制及经济效应[J].金融研究，2006（1）：127-138.
[10]Laeven， Does Financial liberalization Reduce Financing Constraints？ Financial Management， 32，2003， pp.5-34.
[11]Ang，McKibbin， Financial liberalization， financial sector development and growth： Evidence from Malaysia. Journal of Development Economics，84，2007，pp.215-233.
[12]Bekaert，Harvey， Does Financial liberalization spur growth？ Journal of Financial Economics，77，2005，pp.3-55.
[13]陆圣彦.中小企业融资难问题研究[J].金融经济34-35
[14]王洁、葛伟.浅析中小企业融资困境及对策研究[J].中国物价，2010（10）：42-44
（作者通讯地址：浙江工商大学金融学院，浙江 杭州 310018）
关键词：贷款利率上限放开；私企贷款；固定效应面板模型
一、引言
私营中小企业是我国国民经济中最具活力的组成部分，在深化经济体制改革、完善市场体系和市场竞争机制方面也扮演了重要角色。但是私营中小企业的融资待遇却与其对国民经济的贡献程度不相匹配，根源于自身和金融制度的问题（Alen，2005；Brandt，2003；等）致使融资难问题成为其发展最大的瓶颈，而信贷难问题尤为突出和重要。尤其是是我国资本市场不发达，直接融资的门槛很高，私营中小企业的直接融资渠道受到限制，创业板市场也只能在短期内解决小部分创业型企业的融资问题。因此，以银行信贷为主的间接融资在相当长的一段时间内仍然是私营中小企业融资的主要途径。但是麦金农和肖（1973）的金融抑制理论及斯蒂格利茨的金融约束理论都认为，在金融抑制下，银行不能根据风险自己决定贷款利率，贷款利率受到管制，银行只能把信贷资源投放到风险小、收益低的安全项目中去，中小型私营企业由于风险大而得不到贷款是融资难的主要原因。为降低风险，银行会把利率降低到均衡利率水平以下，从而限制了风险程度高的私营中小企业的银行贷款。故解决私营中小企业信贷难问题必须要推动利率市场化改革，充分发挥利率在资金分配中的作用（吴晓灵）。
利率市场化是指央行将金融机构在货币市场经营融资的利率决定权交给市场，由市场主体自主决定利率的过程。中国利率市场化改革始于1996年6月1日人民银行放开银行间同业拆借利率。随后人民银行多次扩大贷款利率的浮动区间，2004 年10月，人民银行对金融机构（不含城乡信用社）的贷款利率原则上不再设定上限，贷款利率下限仍为基准利率的0.9 倍（中国人民银行，《稳定推进利率市场化报告》，2005）。贷款利率的浮动区间扩大能够使利率更好的覆盖风险溢价，也体现了央行鼓励商业银行通过价格手段加强对私营企业的金融支持。那么，2004年利率市场化改革对中小私营企业融资行为和金融机构信贷管理产生了什么影响？是否更有利于解决中小私营企业解决信贷难问题？本文利用固定效应面板模型考察贷款利率上限放开对私营企业贷款的影响。
二、理论分析与假设
国际银行业广泛采用的定价方法是价格领导定价模型，其核心是确立基准利率。首先通过选择某种利率作为基准利率，然后针对不同信用等级或风险程度的客户，确定不同程度的风险溢价。最后在基准利率的基础上加上风险溢价“点数”（或乘以风险溢价“乘数”），也即通常所说的加价，最终得到贷款的实际利率。
即：贷款利率基准利率风险溢价点数（2-1）
或，贷款利率基准利率风险溢价乘数
对私营中小企业贷款来说，它所获得的贷款也遵循着上述定价方法。然而目前部分私营中小企业经营状况不稳，社会诚信体系不健全，信用担保体系不完善，私营中小企业的信用等级较低，风险程度较高，因此对私营中小企业的贷款风险相对较大。商业银行在此基础上对私营中小企业的贷款利率定价必将寻求更高的风险溢价。
贷款利率上限的放开使贷款利率能够反映贷款风险状况，更好地覆盖风险溢价。这样，在私营中小企业融资需求无限的前提要求下，贷款利率上限的放开能够促进商业银行对私营企业的贷款。
据此，本文提出以下理论假设：
贷款利率上限放开有利于解决我国私营中小企业信贷难问题。
三、实证研究设计
（一）固定效应面板模型构建
根据前文理论假设及他人研究成果，本问通过构建固定效应面板模型对影响我国私营企业贷款的相关因素进行分析，借以确定我国贷款利率上限放开与私营企业贷款行为间的相互关系。本文以贷款利率上限放开之后的2005-2010年为研究时间段，以我国31个省（市区）作为研究样本，通过实证检验来判断贷款利率上浮幅度与私营企业贷款之间的关系。
本文以私营企业贷款的自然对数的一阶差分为被解释变量，以贷款利率上浮幅度、实际GDP增长率、市场化率、信贷资源、政府干预程度、产品销售率、非国有经济发展为解释变量，估计回归方程如下：
PELit = β0 +β1 ×RRFit +β2×GGDPit +β3×MIit+β4×CRit+β5×GIit+β6×NSCBit+β7×PSRit+εit （3-1）
i表示不同的省（市区），i=1，2，3，…，31；t表示年份，t分别取1，2，…，6；β0是截距，β1-β7 是 回归系数；PELit 表示第i个省（市区）第t年私营企业贷款的自然对数；RRFit 表示每个省（市区）不同年份贷款利率上浮幅度水平；GGDPit表示第i个省（市区）第t年实际GDP的增长率； MIit 表示第i个省（市区）第t年的市场化指数，本文利用樊纲（2009）的研究数据来反映本变量；CRit表示第i个省（市区）第t年的信贷资源水平，等于存款总额的自然对数；GIit表示第i个省（市区）第t年的政府干预程度，等于政府财政支出与GDP之比；NSCBit表示第i个省（市区）第t年的非国有金融机构占比；PSRit表示第i个省（市区）第t年的产品销售率，本文利用《中国统计年鉴》的私营工业企业指标来反映本变量；εit是残差项。
（二）变量确定与数据处理
1.被解释变量：私营企业贷款增长率（PEL） 本文所考察的是我国贷款利率上限放开对私营企业贷款行为的影响，因此，研究的被解释变量是私营企业贷款（Private-Enterprise Lending）变量，PELit代表的就是第i个省（市区）第t年私营企业贷款的自然对数。私营企业贷款的自然对数的一阶差分就代表了私营企业贷款的增长率。
2.解释变量：贷款利率上浮幅度（RRF）
2004年10月29日，中国人民银行报经国务院批准，决定不再设定金融机构（不含城乡信用社）人民币贷款利率上限。基于这样的事实，本文认为贷款利率上限放开后，贷款利率上浮幅度变量的处理方法是对每个省份样本年度内的贷款利率上浮幅度进行加权平均。取每一上浮水平区间的平均值乘以各自所占的百分比。由于最后一个区间没有最大值，因此根据初始值计算的结果会略偏小于实际值。
3.控制变量
（1）GGDPit：国内生产总值增长率，代表的是第i个省（市区）第t年实际GDP的增长率，计算公式为GGDPit=lnGDPit-lnGDPit-1。我国银行业是一个典型的周期性行业，以间接融资为主导的融资结构，决定了商业银行的贷款增速与宏观经济发展同起伏，宏观经济形势越好，商业银行效率越高，对私营企业贷款约会相应增加。
（2）MIit：表示第i个省（市区）第t年的市场化指数。本文运用樊纲（2009）的研究成果来衡量我国市场化指数。市场化程度越高，市场经济发展越完善，私营企业长期债务比率下降，风险得到降低，私营企业的发展得到进一步的提升。因此，市场化指数越高，对私营企业贷款越有利。
（3）CRit：表示表示第i个省（市区）第t年的信贷资源量。一个省的信贷资源会对一个省的信贷投放量产生影响，信贷资源越高，投放的信贷量也越高。本文用省际样本年份存款量的自然对数来衡量省际信贷资源指标。
（4）GIit：表示第i个省（市区）第t年的政府干预程度，运用政府财政支出与GDP之比表示（黄志勇，2010）。政府干预主要是指作为国家的行政机关通过行政活动对社会经济生活的干预。在财政分权的背景下，地方政府为促进地方经济的增长有干预银行信贷的动机。在社会总资本规模一定的情况下，地方政府运用行政干预，把通过自己主导的融资平台中获得的大规模庞大的资金配置到生产效率低下的国有企业以及地方基础设施建设之中，必然对私营企业的融资产生“挤出效应”，从而对私营企业贷款产生负的影响。
（5）非国有银行占比（NSCB）：NSCBit表示第i个省（市区）第t年的非国有金融机构占比。我国国有商业银行在国内金融市场具有垄断性，它的贷款偏好选择主要是“抓大放小”，信贷资金大量投向优质大客户和大项目，对规模小、风险大的私营企业有歧视。相反，中小型金融机构不仅由于资金少、无力为大企业融资，而且在为中小企业提供服务方面拥有信息上的优势（林毅夫，2001）。因此，中小型银行的数量也会对私营企业贷款产生影响。本文选取非国有银行（Non-state-owned Commercial Banks）机构网点数来衡量中小型银行数量，并取非国有银行机构数与总银行类机构数之比作为本变量指标。数据来源至各省份各年度《区域金融运行报告》。因此，假设：非国有银行占比越高，私营企业贷款越高。
（6）PSRit ：表示第i个省（市区）第t年的产品销售率。本文利用《中国统计年鉴》的私营工业企业指标来反映我国私营企业的经济效益情况。产品销售率越高，私营企业的效益越好，私营企业获得贷款越容易。
四、实证研究结果分析
根据回归方程（3-1），通过使用Stata 10.0进行处理，表4-1给出了固定效益面板模型的估计结果。模型整体显著性检验的Wald 检验值为 43657.31，ρ值为0.0000，表明模型整体非常显著，分析可知：
（1）RRFit的回归系数度量了本文所重点研究的贷款利率上限放开对私营企业贷款的影响，其值为0.3741，t检验统计量在10%水平上显著。这表明贷款利率上浮幅度增加一个百分点，当期私营企业贷款将会增加0.3741个百分点，这与本文理论的假设所相符。一般来说，贷款利率上浮幅度越大，商业银行越能弥补贷款给私营企业所带来的风险，从而在私营企业贷款需求不变的情况下，私营企业贷款将会增加。这与国内部分学者对某些城市的调研结果相同。如薛亮（2006）通过对苏北某市进行调研后，发现自2004年10月29日存贷利率放开之后，贷款利率上浮幅度攀升，中小型企业贷款得到了一定程度的满足。也与国外的一些学者的研究类似，如Ang，McKibbin（2007）通过对马来西亚数据分析，发现利率自由化通过取消金融抑制政策，能显著的改善企业融资需求。Laeven（2003）也持相同的观点，认为小企业在利率自由化前后融资情况得到明显改善。当然也与国内其他学者的研究结果不尽相同，他们认为由于信贷配给政策的存在，贷款利率的提高，并不能很好的促进私营企业贷款的增加。如熊熊（2009）通过实验发现，贷款利率提高到一定程度后，银行的收益会随着利率的提高而降低，一定程度上反映了银行对私营企业实行信贷配给的现象。
（2）GGDPit的系数度量了当期GDP的增长率对当期私营企业贷款增长率的影响。当期GDP增长率与私营企业贷款增长率负相关，回归系数为-0.2554，但在统计意义上并不显著。这一结果表明：GDP增长率对银行给私营企业的贷款的影响并不明显。可能的原因是GDP的增长与私营企业对银行贷款需求存在较强的正相关，经济的快速增长会增加私营企业的贷款需求，然而为实现商业银行不良贷款余额和比例双降的目标，同时2004年3月中国银监会颁布了《商业银行资本充足率管理办法》对我国商业银行资本充足率提出了硬性要求，这对我国商业银行稳健性经营、提高风险抵抗力有着重要的推动作用。这一系列的措施都使得在我国经济周期处于高速发展的阶段，银行并未快速扩大信贷规模，再加上私营企业自身所存在的各种问题，从而导致商业银行对私营企业的贷款与GDP增长间相关性不大。 （3）MIit的系数度量了各地区市场化水平对各地区私营企业贷款的影响。其值为0.3009，t检验统计量在1%水平上显著。这表明市场化程度越高，市场经济发展越完善，私营企业长期债务比率下降，风险得到降低，私营企业的发展得到进一步的提升，商业银行对其的贷款也会相应增加。因此，市场化指数越高，对私营企业贷款越有利。这一结果与罗正英（2001）的研究类似，罗正英研究认为，私营中小企业所处地区的金融市场化程度对中小企业的信贷融资结构具有显著影响，在金融市场化程度较高的地区，中小企业获得金融机构贷款的概率较大，且随着金融业市场化程度的提高，流动负债率也随之增长。
（4）CRit的系数度量了信贷资源量对私营企业贷款的影响，回归系数为1.2852，表明每个地区信贷资源量每增加1个百分点，当期私营企业贷款将会增加1.2852个百分点，t检验统计量在1%水平上也是显著。一般来说，一个地区的信贷资源量越高，也即存款量越高，将会影响商业银行的信贷投放量。在满足银监会的资本充足率和存款准备金率的要求下，在私营企业贷款需求无限的前提下，商业银行的信贷投放量将会增加，对私营企业的贷款也会相应增加，满足本文的理论假设。
（5）GIit的系数度量了政府干预程度对私营企业贷款的影响，回归系数为3.2429，t检验统计量在5%水平上也是显著。这一研究结果与本文的理论假设不同，也与姚耀军（2010）的结果不同，姚认为从资源配置效率看，政府干预的负面作用常常非常明显，政府干预将会降低银行信贷资源配置的效率，而本文认为政府干预有利于私营企业贷款的获得。也与张璟（2006）的研究结果不同，他认为政府干预会进一步的恶化中小企业的融资。这一结果的产生可能是由于本文所运用的私营中小企业贷款数据包含了所有的私营企业，其中不乏一些大型的私营企业，而这些大型私营企业由于自身地位享受到了地方政府超私营企业待遇，享受了与国有企业同等的地位，从而政府干预对私营企业贷款产生正的影响。当然随着2003年中国银监会的设立，中国银行业面临了更为严格的监管，地方政府对银行的干预受到了更大的制约，地方政府对商业银行的干预不再无序化，而是相互和谐发展。随着2010年以来中央政府对地方政府融资平台的集中诊治，地方政府干预对商业银行信贷的影响将会进一步下降。
（6）NSCBit的系数度量了非国有银行占比对私营企业贷款的影响，回归系数为0.9446，t检验统计量在10%水平上显著。这表明非国有银行占比上浮幅度增加一个百分点，当期私营企业贷款将会增加0.9446个百分点，这与本文理论的假设所相符。我国国有商业银行在国内金融市场具有垄断性，它的贷款偏好选择主要是“抓大放小”，信贷资金大量投向优质大客户和大项目，对规模小、风险大的私营企业有歧视。相反，中小型金融机构不仅由于资金少、无力为大企业融资，而且在为中小企业提供服务方面拥有信息上的优势（林毅夫，2001）。因此，非国有银行的数量也会对私营企业贷款产生影响。
（7）PSRit的系数度量了产品销售情况对各地区私营企业贷款的影响。回归系数为-0.0013，在统计意义上并不显著。这一结果表明私营企业产品销售率对银行给私营企业的贷款的影响并不明显。可能的原因是：鉴于私营中小企业自身制约因素难以和金融机构建立信用联系，银行一般不给中小企业纯信用贷款，要求中小企业提供有效的担保和抵押品（王洁，2010）。故私营企业的贷款与中小企业产品销售率间相关性不大。
五、结论与政策建议
本文运用固定效应面板分析了贷款利率上限放开对私营企业贷款的影响。通过实证分析，我们可以知道贷款利率上限放开后贷款利率上浮幅度与私营企业贷款增速间呈现正相关关系，这证实了我国贷款利率上限放开确实可以促进私营企业贷款的增加。这也确实了本研究的意义性。
此外，研究也发现市场化水平和政府干预程度都促进了私营企业贷款的增速，前者与其他学者的研究具有一致性，而后者的结论与其他学者研究具有一定的不同。而实际GDP增长率和私营企业产品销售率与私营企业贷款增长间的关系在贷款利率上限放开后影响不明显。此外，信贷资源量和非国有银行占比对私营企业贷款在放开后具有明显的促进作用。
上述研究结果在金融政策和制度安排上有一定的政策意义：（1）针对贷款利率上限放开确实能够促进私营企业贷款的增长的研究结果，应该继续推动贷款利率市场化改革，提高金融深化的力度。并且也要继续推动市场化建设，提高全国各省份的市场化程度。（2）进一步的建设中小型商业银行，推动其对私营企业的对等发展。（3）加快金融制度化建设，构建有效率、多层次的金融服务体系，同时加快私营企业自身素质的全面发展。
当然由于国内外并无相关的直接研究文献，本文不免存在一些不足，比如样本研究年份较短，控制变量选择存在不全面性，以及固定面板模型的设定问题等。因此需要进一步的深入研究。
参考文献：
[1]爱德华肖.经济发展中的金融深化[M].上海三联书店，中译本，1988.
[2]麦金农.经济发展中的货币与资本[M].上海三联书店，中译本，1988.
[3]李宏伟.微小企业的融资现状及其对策[J].金融研究，2006（11）：135-140.
[4]张捷，梁笛.我国中小企业贷款约束的影响因素分析[J].暨南学报，2004（1）：40-44.
[5]马胜杰.从国际经验看中国的利率市场化改革[J].世界经济，2001（5）：56-60.
[6]熊熊、郭翠等.中小企业贷款利率定价的计算实验方法[J].系统工程理论与实践，2009（12）：9-14.
[7]李增福、李颂.商业银行对科技型中小企业贷款的经营策略——基于分业经营和风险投资不完善双重约束下的探讨[J].甘肃社会科学，2010（3）：248-251.
[8]薛亮、唐友伟. 利率市场化改革对欠发达地区中小金融机构和企业的影响调查[J].管理现代化，2006（2）：52-54.
[9]央行赣州中支行.市场分割与信贷配给、利率市场化的体制及经济效应[J].金融研究，2006（1）：127-138.
[10]Laeven， Does Financial liberalization Reduce Financing Constraints？ Financial Management， 32，2003， pp.5-34.
[11]Ang，McKibbin， Financial liberalization， financial sector development and growth： Evidence from Malaysia. Journal of Development Economics，84，2007，pp.215-233.
[12]Bekaert，Harvey， Does Financial liberalization spur growth？ Journal of Financial Economics，77，2005，pp.3-55.
[13]陆圣彦.中小企业融资难问题研究[J].金融经济34-35
[14]王洁、葛伟.浅析中小企业融资困境及对策研究[J].中国物价，2010（10）：42-44
（作者通讯地址：浙江工商大学金融学院，浙江 杭州 310018）