城市商业银行合并重组和小企业贷款

蔡晓慧，张 文，丁骋骋

(1.浙江财经大学金融学院，浙江 杭州 310018；2.中国银行审计部浙江分部，浙江 杭州 310003)

自1995年我国第一家城市商业银行(以下简称城商行)组建以来，这类地方中小型金融机构获得快速发展，并成为我国银行体系中除国有银行、股份制银行以外的“第三方阵”。这些在城市信用社基础上组建而来的城商行，原本政策定位是服务本地小企业，促进当地经济发展，与国有大型银行“错位竞争”的社区型银行[1]。受多重因素影响，2000年前后不少城商行陷入濒临破产的困境[2]。为处置金融风险，2004年《城市商业银行监管与发展纲要》(以下简称《纲要》)提出，城商行要在市场化和自愿原则下开展资本、资产的重组和机构联合。合并重组改革使城商行和城市信用社逐渐从社区型银行重组为跨区经营的银行。以合并重组作为化解金融风险的政策手段必然使城商行经营规模扩大。由此引申出系列问题：规模扩大后城商行是否会背离服务小企业的政策定位？是否会与大银行争夺大客户，经营行为与大银行趋同？合并重组作为金融风险处置手段是否会产生恶化小企业融资环境的副作用？为回答上述问题，有必要研究合并重组对城商行小企业贷款行为的影响。如果答案为否，说明合并重组既能减少金融风险，也能改善小企业融资环境，此时合并重组是有效的政策手段；如果答案为是，说明如果为救助高风险城商行而不得不推行合并重组，则须承担减少小企业贷款的政策后果，处置金融风险与服务小企业两大政策目标不可兼得。

由于缺乏高质量微观数据，目前关于合并重组如何影响城商行小企业贷款行为的实证研究非常稀少。这使人们对合并重组如何改变城商行经营行为的认识停留在个案定性分析阶段，无法从全局上把握并量化我国城商行合并重组效应。本文使用2006—2011年《中国银行业农村金融服务分布图集》(以下简称《图集》)数据，配合各地年鉴，整理出2005年以来我国城商行和城市信用社合并重组事件，并用以研究上述问题。本文实证研究发现，合并重组总体上使被重组银行小企业贷款占比下降9.6%。进一步研究发现，城商行合并重组是一把“双刃剑”，即存在效率机制和信息机制两种截然不同的影响渠道。信息机制方面，合并重组增加银行规模和管理层级，拉长了信息传递链条，降低了信贷员搜集软信息的积极性，从而减少小企业贷款。具体表现为被跨区合并的地级市或电信基础设施不完善的省份，重组后小企业贷款占比下降幅度更大。效率机制方面，合并重组使好银行兼并差银行，银行整体经营效率提高，小企业融资环境改善。具体表现为在不良贷款率较高的地级市，被重组后小企业贷款占比下降幅度反而更小。由于总体估计结果是信息机制占优，这意味着通过合并重组化解中小银行风险的代价是减少小企业贷款可得性，使维持金融稳定和改善小企业贷款环境两个政策目标存在“鱼与熊掌”不可兼得的矛盾。

本文可能的贡献有两点：第一，发现和证实城商行合并重组作为金融风险处置手段的副作用，评估城商行合并重组的政策效果，可为仍在继续的城商行、农村商业银行、村镇银行合并重组改革提供参考。目前已有较多文献关注城商行跨区经营和新城商行设立的经济后果[3][4]，但极少文献关注到城商行合并重组这一重大改革事件并进行深入研究。第二，加深对我国城商行市场定位和发展路径的理解。根据西方中小银行比较优势理论，小企业融资理想的环境是市场存在大量组织结构扁平且充分竞争的中小银行[5][6][7]，这也是我国发展城市信用社的理论依据。本文一方面证实中小银行比较优势理论在中国并没有失效，另一方面也表明合并重组提升城商行经营效率时也改变了其经营行为，我国需调整城商行的市场定位并探索发展新型社区银行。

一、城商行合并重组的过程与原因

(一)城商行合并重组的过程

1998年亚洲金融危机以及2001年中国加入WTO后，城商行改革面临内外压力。在此背景下，我国推行了以省为单位的城商行合并重组。2004年《纲要》提出，鼓励同一行政区域和经济区划内尚不具备跨区域发展条件的城商行在自愿的前提下，按照市场原则实现资本重组和联合，支持城商行按照市场化原则收购、兼并周边地区城市信用社，支持城商行按照市场原则收购国有商业银行撤并的机构和网点，实现机构的延伸。

城商行合并重组主要有两种形式：区内(地级市范围)合并和跨区(省内跨地级市范围)合并(1)有关城商行合并重组模式的分类问题，其他学者也提出了不同看法[8][9][10]。。区内合并是将地级市内部城商行和城市信用社合并成为市属银行，其控制权仍属于市政府。跨区合并是省内不同地级市的城商行、城市信用社合并为一家银行，成立省属银行是跨区合并的主要形式，合并完成后控制权属于省政府(2)区内合并案例：2007年辽宁省本溪市辖内14家城市信用社合并重组为本溪市城市信用社(2010年改制为本溪市商业银行)，原有的14家城市信用合作社变为分社(2008年《本溪年鉴》)。跨区合并案例：2009年陕西省宝鸡市商业银行、咸阳市商业银行、渭南城市信用社、汉中城市信用社和榆林城市信用社五家地方法人合并重组为长安银行，新总行设在西安市，为省属银行，同时保留西安市商业银行。。合并重组使城商行形成了更集中的市场结构。

(二)合并重组的原因：城商行商业行为还是地方政府风险处置手段

银行合并动机可分为商业行为与非商业行为两大类[11]。价值最大化商业行为的目的包括通过合并减少竞争、提高银行市场势力、扩大规模经济和范围经济、输出管理经验、提高银行整体效率等。非商业行为包括：(1)缺乏良好公司治理的银行经理人为追求规模而发起并购，但并购后银行成本不降反升；(2)政府行为，政府既有可能因“大而不倒”而阻止银行合并，也有可能为救助或处置风险而鼓励好银行收购高风险银行，甚至政府自己直接收购高风险银行。

我们将用监管法规和重组事实说明合并重组并非城商行商业行为而是地方政府风险处置手段。法规方面，2004年前的监管体系对城商行最低资本充足率、财务信息公开披露并没有硬性要求。2004年《纲要》发布后，城商行需执行贷款五级分类制度，最低资本充足率不低于8%，2006年开始逐批公开披露年报。并且，对于资本充足率偏低、拨备严重不足、内控机制不健全的银行，限制其机构和业务的盲目扩张；对于风险状况严重、救助无效或无法进行救助的城商行，协助中央银行研究其市场退出的可能性和可行性。可以说《纲要》大大提高并强化了监管要求。而2003年末全国共有城商行112 家，其中73%的银行利润为零，按“一逾两呆”口径不良资产比例为12.85%，部分城商行不良贷款率超过50%，且没有一家城商行的资产利润率超过1%[12]。城市信用社经营状况更差。如果严格按贷款五级分类，大部分城商行和城市信用社实际资本充足率甚至为负。如果不能及时补充资本金并有效化解累积的不良贷款，城商行或城市信用社将被撤销。

为保住银行牌照，各省开始合并重组改革。一方面，合并长期经营不善的高风险银行，提高银行级别并引入新管理层，为逐步化解不良贷款提供长效机制；保留有长期盈利能力的城商行，以尽可能保留银行牌照。另一方面，省政府或地级市政府直接用财政资金入股城商行，还引入新的投资者(包括地方国有企业甚至央企)，扩充银行资本金以达到监管要求。

我们还可以根据三大重组事实来排除城商行合并重组是价值最大化的商业行为：(1)大部分被合并的银行都不是省内绩效最好的银行；(2)城商行盈利良好的东部沿海省份基本没有合并重组；(3)省政府和地级市政府以财政资金为重组的城商行注资。如果合并是追求规模经济的商业行为，那么应该观察到省内绩效最好的银行并购差银行，科技金融发达的东部沿海省份的城商行也会参与合并，且不需要财政注资。然而事实恰恰相反，省内盈利能力强的银行都不同意被合并，只有高风险的银行不得不接受合并。东部沿海省份几乎没有发生跨区合并，因为每家银行都能通过自身经营而不借助省政府力量达到监管标准。

二、文献综述和理论假说

(一)文献综述

二十世纪七十年代以来，美国和欧洲银行业都经历了大规模合并[11][13]。由于银行是小企业贷款的主要提供者，小企业对银行业市场结构变化非常敏感，因而欧美银行业合并对小企业贷款的影响是重要的研究问题。

1.美国银行业合并对小企业贷款的影响。二十世纪七十年代后，电子信息技术打破了小银行地理垄断，银行竞争加剧，这导致了美国银行业大规模合并[14]。大量文献从不同角度研究了美国银行业合并对小企业贷款的影响，总体结论是没有减少小企业贷款。Jayaratne和Strahan(1998)发现美国银行业合并使好银行淘汰差银行，银行效率提升，小企业贷款可得性上升和利率下降[15]。Strahan和Weston(1998)认为银行合并可通过银行信贷资产多元化降低贷款风险，从而有利于小企业贷款，但该效果只存在于小银行合并，大银行合并没有显著效应[16]。基于6000多宗银行合并事件，Berger等(1998)发现被合并银行会因为银行规模扩大而减少小企业贷款，但该效应几乎全被其他效应抵消[17]。Bindal等(2020)利用美国2010年出台的《多德-弗兰克法案》对银行合并行为的冲击设计了断点回归，发现银行合并后增加了小企业贷款[18]。Jagtiani 等(2016)也发现社区银行被大银行合并后给小企业的贷款增加了[19]。

2.欧洲银行业合并对小企业贷款的影响。与美国的情况相反，许多研究发现欧洲银行业合并减少了小企业贷款。Degryse等(2011)用比利时1997—2003年银行业合并事件，把企业分为单一银行关系企业和多银行关系企业，发现即使企业财务状况良好，银行合并也会减少单一银行关系的小企业贷款[20]。这说明银行合并并非有助于银行清除没有价值的企业。Di和Gobbi(2007)基于意大利银行业合并的研究和Montoriol-Garriga(2008)基于西班牙银行业合并的研究都发现小企业贷款在合并后下降了[21][22]。

美国和欧洲银行业合并对小企业融资的效应相反，这可能是因为美国银行业合并源于开设分支机构限制被解除，银行效率提升抵消了组织结构垂直化对小企业融资的不利影响，而欧洲的银行在合并前不存在与美国相似的开设分支机构限制，合并后效率提升不及美国。

(二)理论假说

1.信息机制。按照经济学原理，银行组织结构会影响信贷员搜集信息的行为模式，进而影响信贷资源分配[7]。在大规模、多层级银行，贷款须通过多个层级审批后才能发放。由于软信息不容易通过层层上报真实地传递给最高级别的审批人，信贷员将工作重心放在搜集企业硬信息上，而减少软信息搜集，但软信息恰恰是小企业贷款的关键信息，因此银行层级增加后往往会减少小企业贷款[7][23][24][25]。我国城商行合并后由原一级法人变为分行或支行，组织层级增加，贷款审批权上收。对于信贷员等前台部门，合并后超过一定额度的贷款需上报分行甚至总行审批，信息传递链条加长，审批不确定性增加。遇上总行或分行临时调整区域、行业信贷额度或信贷结构，信贷员贷前调查的努力可能白费，从而削弱信贷员及分支机构发放小企业贷款的积极性。

更细致来看，由于不同重组模式下城商行组织结构垂直化程度不同，其对小企业贷款的影响也有所差异。区内合并组建的市属银行规模较小，通常采用“总行—支行”组织结构。跨区合并组建的省属银行规模较大，其分支机构常分布在多个地级市，一般采用“总行—分行—支行”组织结构。根据2016年金融许可证数据，省属银行、市属银行组织类型均值分别为为4.59、3.61，这表明平均而言，省属银行比市属银行多了一个管理层级(3)根据金融许可证编码规则，组织类型指总行、一级分行、二级分行、支行、储蓄所或分理处(总行营业部和一级分行营业部分别属于总行和一级分行)。。市属银行组织结构更扁平，因而可以预计区内合并导致小企业贷款比例下降程度将小于跨区合并。不同外部经营环境下，合并重组对小企业贷款的影响也不同。在电信基础设施好、互联网经济发达的省份，经济交易更多通过电子结算、网络完成。银行可以通过大数据得到小企业和个人的交易信息，基于模型给小企业进行信用评分，从而把小企业关系型贷款转化为交易型贷款，减少了对小企业软信息的依赖。因而在拥有良好基础设施的省份，合并重组对小企业贷款的不利影响将被减轻。

基于上述分析，我们提出理论假说1：城商行合并重组增加了银行规模与管理层级，减少了信贷员搜集小企业软信息的激励，从而减少小企业贷款。经历区内合并的城商行，小企业贷款比例下降程度小于经历跨区合并的城商行；在电信基础设施越好的省份，合并重组对小企业贷款的负面影响越小，信息机制越不明显。

2.效率机制。美国银行业重组由私人资本驱动，高效率银行并购低效率银行，银行股权集中于高效率的私人资本。参考美国经验，我国城商行合并重组也可能是高效率银行淘汰低效率银行，从而强化公司治理，改善当地小企业融资环境。被合并的银行经营管理和风险管理水平不高，合并重组后好银行向差银行输出管理制度，关闭经营绩效不高的分支机构，减员增效，减少管理费用支出。不仅如此，城商行合并重组后按要求建立了股东大会、董事会、监事会和高级管理层“三会一层” ，实行贷款五级分类制度，同时建立了更规范的风险管理制度，大大提高风险防范和抵御能力[2]。综合管理水平提高后银行可以更好地开拓当地小企业贷款客户，把更多贷款投向有盈利的商业贷款项目。因此合并前经营绩效越差、风险管理水平越低的银行反而越有可能在合并后因为经营独立性和经营效率提升而提高小企业贷款比例。

基于上述分析，我们提出理论假说2：合并重组有助于提升城商行经营独立性和经营效率，从而增加小企业贷款比例。合并前不良贷款率更高的银行在合并后会增加小企业贷款比例。

三、实证分析

(一)数据

本文数据主要来自2006—2011年的《图集》和《中国城市统计年鉴》。按照银行类别，《图集》公布了国有银行、政策性银行、股份制银行、城商行和城市信用社以及各类农村金融机构在全国2827个县(区)的一级法人数量、营业网点数量、存贷款余额、小企业贷款余额、不良贷款余额等数据，能够满足研究需要。由于缺乏区层面的经济发展数据，本文将《图集》县(区)层面数据加总到地级市层面(四位数行政区代码)再进行回归。《图集》数据处理如下：(1)删除数据完全缺失的海南、西藏，删除青海2008年后的数据；(2)删除北京、上海、天津和重庆四个直辖市；(3)黑龙江、山西、宁夏、内蒙古、吉林五省个别年份贷款数据缺失，缺失的数据取前后两年贷款余额均值。此外，本文还删除了城商行和城市信用社贷款为0以及控制变量缺失的观测值。

(二)城商行合并重组事件的认定和变量定义

首先，利用《图集》中城商行和城市信用社在地级市一级法人数量的变化，配合查阅地方年鉴，排除更名、倒闭、因整顿不上报等情况后确定2005—2011年合并重组事件。其次，对照2011—2016年《中国金融年鉴》中各年度城商行名录确定2011—2015年合并事件。

合并重组相关变量定义举例如下。如2009年齐齐哈尔市商业银行、牡丹江市商业银行、大庆市商业银行和七台河市城市信用社合并为龙江银行，新总行设在哈尔滨。对新总行所在地变量，哈尔滨在2009年之后为1，否则为0。对重组改革变量，齐齐哈尔、牡丹江、大庆、七台河在2009年之后为1，否则为0。根据控制权是否留在地级市政府，把重组改革划分区内合并和跨区合并。龙江银行属于跨区合并。2007年辽宁省本溪市辖内14家城市信用社合并重组为本溪市城市信用社，属于区内合并。对区内合并变量，本溪在2007年后为1，否则为0(2010年改制为本溪市商业银行不属于合并行为)。其他各种一级法人数量变化与变量定义的详细关系由表1列出。

样本中共有317个地级市，其中152个地区在2006年拥有城市信用社和城商行一级法人。2005—2015年有85个地区发生了合并重组：8个地区只经历区内合并；67个地区经历跨区合并(有5个地区先区内合并再跨区合并)；10个地区通过改制把市属银行变为省属银行。

(三)实证策略

1.总体效应的基本回归。本文使用多期倍差法(DID)，通过比较同一个地级市小企业贷款比例合并重组前后的变化来识别合并重组改革对小企业贷款的总体影响[24][26]。基本回归模型如下：

SMELOANit=β0+β1REFORMit+β2REFORMTRENDit+β3NEWit+β4Xit-1+αi+λt+uit

(1)

其中，i表示地级市，t表示年份，SMELOANit是城商行和城市信用社小企业贷款比例，REFORMit是被合并重组哑变量，REFORMTRENDit是被合并重组的地级市时间趋势项，NEWit是新总行所在地，Xit-1是滞后一期的地级市层面控制变量。αi和λt分别是个体固定效应和年份固定效应，uit为误差项。城商行合并并非一个随机事件，高风险的银行更容易被合并，因而式(1)控制变量应是既影响银行风险、绩效，又影响小企业生存的经营环境变量。控制变量中代表经济、金融发展水平的指标包括GDP、人口密度、第二产业占比、第三产业占比、居民储蓄占GDP比例、固定资产投资，代表开放程度的指标包括货运量、外资企业占比。财政缺口变量可控制政府与市场关系，小学师生比可控制政府公共服务水平。

2.识别假设的讨论。式(1)多期DID模型的关键假设包括：(1)被解释变量小企业贷款比例与合并重组改革不存在反向因果关系；(2)改革组和对照组满足平行趋势假设。首先，分析城商行和城市信用社被合并是否因当地小企业经营环境恶化所致。用私营企业和个体从业人员占城镇就业人员比例作为小企业占比的代理变量，以2005—2011年被合并的地级市作为改革组，没有经历合并重组的地级市作为控制组。根据表2，在2005年合并重组改革前，改革组和控制组小企业占比年均增长率没有显著差异，表明在合并重组前改革组的小企业经营状况没有恶化。同时改革组小企业占比显著高于控制组，说明决策层没有优先选择小企业占比少的地级市进行合并。以上结果均表明式(1)模型不存在反向因果关系。

表2 改革组和控制组小企业发展情况对比

数据来源：《中国城市统计年鉴》。

其次，检验平行趋势假设。我们用式(2)进行平行趋势检验。

(2)

其中，PREik表示改革组在被合并前的第k年，POSTij表示改革组被合并后的第j年。式(2)以合并重组前一期为基期。2005—2011年是《图集》的时间窗口，实际上城商行合并重组在2011年后仍持续进行。为了拉长时间窗口，更完整估计合并重组的动态效果，式(2)中改革组包括了2005—2015年经历合并重组的地级市。为了避免样本稀疏问题，本文把被合并前7年以上的各期归并到被合并前7年。

(四)变量定义与描述性统计

依据表3描述性统计结果，城商行和城市信用社小企业贷款比例的均值为33.9%，而其他银行约为13%，说明小企业是城商行和城市信用社的重要客户。样本中城商行和城市信用社小企业贷款比例为0和1的观测值分别为17个和5个，我们保留了这些观测值。国有银行、股份制银行、城商行和城市信用社这三类银行中，国有银行网点最多，股份制银行网点最少，表现为样本中股份制银行小企业贷款比例的观测值仅548个。

表3 变量定义及描述性统计结果

(五)基准回归结果

表4报告了基准回归结果。表3中的小企业贷款比例样本均值为33.9%，而表4第(4)列估计结果显示，合并重组后城商行和城市信用社的小企业贷款比例平均下降9.6%。9.6%为33.9%的28.3%，如果合并重组后城商行和城市信用社总贷款额不变，那么小企业贷款占比下降9.6%意味着小企业贷款余额减少30%左右。该数据与表4第(5)列中重组改革使城商行和城市信用社小企业贷款余额下降34.4%的估计结果接近。合并重组不但使城商行和城市信用社减少了小企业贷款占比，而且小企业贷款余额也同时下降，其政策效果在统计意义和经济意义上都非常显著。

表4 基准回归结果

(六)稳健性检验(4)受篇幅限制，稳健性检验、随机试验、平行趋势检验和动态趋势估计具体结果未报告，作者备索。

1.考虑城商行异地设立分支机构的影响。《图集》报告的是地级市层面所有城商行和城市信用社贷款余额和小企业贷款余额，这包括本地法人和异地法人(城商行和城市信用社总行不在当地)在本地的贷款。表4的实证结果如果是本地法人行为，说明合并重组通过改变城商行自身组织结构来影响小企业贷款；如果是异地法人行为，则说明合并重组会对异地法人在本地的小企业贷款行为产生外部效应。但以下证据表明外部效应并不那么重要。自2009年4月《关于中小商业银行分支机构市场准入政策的调整意见(试行)》发布后，城商行异地设立分支机构数量才逐渐增加[4]。使用2006—2009年子样本进行估计，重组改革变量估计系数为-0.082，比表4第(4)列下降0.014，说明外部效应并不非常重要，合并重组主要影响被重组的本地法人。

2.考虑城商行撤并营业网点和减少贷款规模的影响。考虑到合并重组后一些营业网点可能被撤并，进而使小企业贷款减少，此处以城商行和城市信用社的营业网点数量和总贷款余额作为被解释变量，检验合并重组是否导致分支机构被撤并及贷款减少。回归结果显示，重组改革变量均不显著，说明合并重组之后城商行和城市信用社在不大量减少当地网点、贷款余额的情况下，把贷款更多地发放给了当地大企业，从而导致小企业贷款占比下降。

3.考虑当地经营环境因素。考虑到小企业贷款减少可能是因为当地小企业经营环境恶化，将被解释变量更换为其他银行的小企业贷款比例做安慰剂检验。股份制银行经营行为极具利润导向，如果合并重组同时伴有当地小企业经营环境恶化，那么股份制银行会减少小企业贷款。结果显示，重组改革变量非常不显著。随后将被解释变量替换为其他银行小企业贷款比例，重组改革变量仍然不显著(5)由于农业银行2007年上市前剥离了大量不良贷款，其贷款数据存在2007年前后不可比的问题，因而有必要分开考察。。上述实证结果排除了当地小企业经营环境恶化因素混淆合并重组效应的可能。

(七)随机试验

为了进一步说明上述回归结果形成并非因为抽样误差等随机因素，我们用随机生成的合并重组事件来构造安慰剂检验。根据真实数据生成过程，把2005—2015年被合并和成为新总行所在地的地级市数量分别记为mi和ni(i=1，2，…，11)。在339个地级市中不放回地进行11次抽取，每次随机抽出mi和ni个作为虚拟的被合并和成为新总行所在地的地级市，共抽出85个被合并的地级市和13个成为新总行所在地的地级市。随后用虚拟数据进行式(1)的回归。用蒙特卡洛模拟重复上述步骤1000次后发现，不控制改革组趋势项，重组改革变量估计系数小于-0.105的个数是9个，即重组改革变量估计系数在-0.105左方的概率小于1%；控制改革组趋势项，重组改革变量估计系数小于-0.096的个数是31个，约为3%。随机试验结果说明本文基准回归结果由随机因素造成的可能性非常小。

(八)平行趋势检验和动态趋势估计

本文使用式(2)进行平行趋势检验。由于平行趋势检验中理想的控制组是从未经历合并重组的地级市，因此式(2)设定中把改革组定为2005—2015年经历合并重组的地级市。使用两种不同的改革组设定进行估计并比较回归结果，可增加回归结果稳健性。估计结果显示，以合并重组前一年为基期，改革组和控制组的小企业贷款比例在合并重组前各期没有显著差异，说明改革组和控制组满足改革前具有平行趋势的前提假设。并且，小企业贷款比例在合并重组后有逐年下降趋势。合并重组当年下降8.9%，六年后下降28.9%，平均每年大约下降4%。该估计结果与表4基准回归结果方向一致，说明不同的改革组设定不影响定性的实证结论。

四、机制分析

(一)信息机制

1.识别策略。我们将通过比较重组政策效果的异质性来识别信息机制。首先，由跨区合并组建的城商行比区内合并组建的城商行有更多管理层级，可推断跨区合并后小企业贷款占比下降幅度更大。具体我们将通过式(3)来检验。

SMELOANit=β0+β1WITHINit+β2CROSSit+β3REFORMTRENDit+β4NEWit+β5Xit-1+αi+λt+uit

(3)

式(3)在式(1)基础上将重组改革变量拆分为区内合并和跨区合并，其中WITHINit表示区内合并，CROSSit表示跨区合并，其他变量与式(1)一致。如果理论假说1成立，式(3)中β1<0，β2<0，|β1|<|β2|。

其次，在金融科技的影响下，在电信基础设施完善的省份，城商行可更多通过大数据信用评分批量给小企业发放贷款，能部分消除合并重组对小企业贷款的不利影响。因而在电信基础设施越好的省份，信息机制越不明显。我们通过式(4)三重差分模型来检验。

SMELOANit=β0+γ1REFORMit+γ2REFORMit×TELECOMi2004+β3REFORMTRENDit+β4NEWit

+β5Xit-1+αi+λt+uit

(4)

式(4)在式(1)基础上加入重组改革与电信基础设施交互项(REFORMit×TELECOMi2004)。控制变量增加了移动电话交换机比例，可控制金融科技发展对银行发放小企业贷款行为的影响。为了减少内生性，电信基础设施变量使用合并重组前一年的电信基础设施。如果理论假说1成立，式(4)中γ1<0，且γ2>0。

2.实证结果。表5第(1)列区内合并变量估计系数不显著，而跨区合并变量估计系数为-0.143且显著，其绝对值大于表4第(4)列重组改革估计系数-0.096，说明合并重组导致小企业贷款占比下降主要是由跨区合并导致的。表5第(2)列重组改革变量显著为负，重组改革与电信基础设施交互项显著为正，说明在电信基础设施好的省份，参与合并重组的地级市平均小企业贷款占比下降更少。上述实证结果表明合并重组政策效果存在异质性，即在经历跨区合并的地级市以及电信基础设施差的省份，合并重组后城商行小企业贷款比例出现了更大幅度下降。这共同验证了理论假说1，即信息机制成立。

表5 机制检验结果

(二)效率机制

1.识别策略。由于《图集》没有报告城商行成本、利润等信息，无法直接检验合并重组对其经营效率的影响。但由于合并重组改变被合并银行的实际控制人，新银行建立更规范的公司治理制度，使被合并银行发放更多可盈利的小企业贷款，因此可以预期风险管理水平、经营绩效越差的银行被合并后其效率将得到更大提升，从而部分抵消信息机制的负面影响。我们通过式(5)三重差分模型来检验理论假说2。

SMELOANit=β0+δ1REFORMit+δ2REFORMit×NPLi2006+β3REFORMTRENDit+β4NEWit+β5Xit-1

+αi+λt+uit

(5)

式(5)在式(4)基础上增加了重组改革与不良贷款率交互项(REFORMit×NPLi2006)，其他变量与式(4)一致。由于合并重组会影响银行不良贷款率，为减少内生性，式(5)使用样本第一年的不良贷款率数据。如果理论假说2成立，式(5)中δ1<0，且δ2>0。

2.实证结果。依据表5第(3)列结果，不良贷款率较低的地级市在合并重组后小企业贷款占比下降30.5%，而不良贷款率较高的地级市小企业贷款占比仅下降17.5%。这说明无论不良贷款水平较高组还是较低组，合并重组后小企业贷款占比都下降了。同时，经营绩效差的银行借助合并重组提升了经营独立性和经营效率，因而小企业贷款占比下降幅度较小。这验证了理论假说2的效率机制。

综合上述回归结果发现，合并重组可通过信息机制和效率机制两个渠道影响城商行小企业贷款行为，也因为这两种截然不同的作用机制，合并重组的政策效果存在异质性。

五、结论和政策建议

合并重组是否会减少城市商业银行小企业贷款？作为处置金融风险的政策手段，合并重组在维护金融稳定的同时能否兼容服务小企业的政策目标？基于2006—2011年《图集》数据，本文使用多期倍差法估计了合并重组对城商行小企业贷款的影响。实证结果表明，合并重组总体上使被重组银行小企业贷款占比下降9.6%。存在信息机制和效率机制两种截然不同的影响渠道，即合并重组既会提高被合并银行的经营效率，但也会增加银行管理层级，削弱城商行利用软信息发放小企业贷款的激励。两种机制使合并重组的政策效果呈现异质性，在跨区合并或不良贷款率更低的地级市，小企业贷款占比下降幅度更大，在电信基础设施完善的省份下降幅度更小。由于总体估计结果是信息机制占优，意味着合并重组会使城商行偏离服务小企业的政策定位。

依据研究结论，以合并重组为政策手段，既会提高城商行经营效率，也会损害小企业融资。通过合并重组方式化解中小银行金融风险的代价是减少小企业贷款可得性，维持金融稳定和改善小企业贷款环境两个政策目标存在“鱼与熊掌”不可兼得的矛盾。基于此，提出如下政策建议：第一，大力发展金融科技，在大数据、云计算和区块链技术支持下，合并后的城商行可把部分原本不易收集和量化的软信息转换为硬信息，增加小企业贷款自动化审批比例，从而减少组织结构垂直化对小企业融资的不利影响。第二，在风险可控的情况下逐步放开银行牌照，允许银行破产，通过市场竞争优胜劣汰，发展真正服务于小企业的社区银行，从而形成多层次差异化经营的银行体系。