“小銀行優勢”在中小企業信貸市場的實證檢驗

摘 要：學術界對“小銀行優勢”假說的研究結論不同。本文選取我國154家中小板上市公司，利用其2006~2009年的貸款數據，通過分析不同規模的銀行對中小企業貸款的特征，實證檢驗“小銀行優勢”假說在我國是否成立。研究結果發現，經營風險低，資產規模、生產規模和人員規模大的企業，更有可能成為大銀行的貸款對象；而從小銀行貸款的企業，主要依靠與銀行的穩定關系，其貸款來源的銀行數目較少。因此支持了“小銀行優勢”假說。

關鍵詞：小銀行優勢;中小企業;信貸市場

中圖分類號：F830.33 文獻標識碼：A 文章編號：1003-5192(2011)01-0035-05

Empirical Study on the“Small Bank Advantage” in SME Credit Markets:

Evidence from Empirical Data of the Listed SME in China

QIN Jie1，2， ZHONG Tian-li1

(1.School of Business Administration， Northeastern University， Shenyang 110004， China; 2.School of Economics Management， Liaoning University of Petroleum and Chemical Technology， Fushun 113001， China)

Abstract:The academic community have different conclusions about the study hypothesis of “Small Bank Advantage”. With loan data in the 2006~2009 period and the analysis of characteristics which different-sized banks lending to SMEs， this paper selected 154 small and medium listed companies of our country， and empirically tested “small bank advantage” hypothesis are justified in our country. The results found that the companies which have low business risk， large asset size， production scale and large-scale corporate officers， are more likely become a loan objects of larger bank; while the companies which obtain loans from small bank rely mainly on the stable relationship with the banks， their sources of credit bank are fewer. Therefore“small bank advantage” hypothesis is supported.

Key words:small bank advantage; SME; credit markets

1 引言

“小銀行優勢”(Small Bank Advantage)假說首先由西方學者提出。Meyer［1］認為，在銀行業比較集中和小銀行相對匱乏的地區，被迫選擇向大銀行貸款的中小企業必須付出較高的代價；Berger和Udell［2］通過實證研究發現，大銀行組織結構更加復雜，內部代理問題更加嚴重，對小企業貸款時規模不經濟問題就會出現，而具有較少管理層次的中小銀行在與中小企業的關系借貸方面更具比較優勢；Brickey，Linck和Smith［3］發現小銀行的基層經理一般可以得到更好的所有權激勵，因此他們會付出較多努力來收集軟信息，并會以與股東目標基本一致的方式來使用這些信息，從而產生小銀行優勢。

我國也有部分學者認為，大銀行天生不適合為中小企業服務，中小銀行在對中小企業提供關系貸款方面具有大銀行不可比擬的優勢，小銀行優勢本質上是一種信息生產成本優勢［4~8］。

盡管如此，理論界對“小銀行優勢”假說仍持不同觀點。如Ongerna和Smith［9］認為，小銀行優勢很大程度上來源于和小企業關系的建立，但現今許多金融交易是通過自動化、匿名的市場方式實現的，幾乎不需要關系的創建；Petersen和Rajan［10］認為技術進步改善了信息獲取的手段和質量，也改善了對借款企業的監管質量，因此地理距離越來越不重要，從而為遠距離貸款創造了條件，這樣必然弱化了小銀行的信息優勢；Carling［11］通過實證檢驗發現信息不對稱并沒有隨著銀行與小企業之間距離的增加而增加，也未發現商業銀行對地理位置較遠的小企業實行地理信貸配給。在我國，吳潔［12］通過實證檢驗未發現借款企業與小銀行事先存在的關系對其信貸可得性產生顯著影響，“小銀行優勢”假說在我國未獲得實證研究的支持；王朝弟［13］認為，如果整體環境不改變，即使在現有金融體制外設立新的金融機構，它們仍將會采取與現有銀行同樣的“棄小”策略，小企業融資困境仍不會有大的改觀。

鑒于上述國內外學者的不同研究結論，本文基于我國中小板上市公司的經驗數據，通過分析不同規模的銀行對中小企業貸款的特征，實證檢驗“小銀行優勢”假說在我國是否成立。本文與以往的實證研究［14，15，12］不同：一是考查2006~2009年貸款的總體情況，而非企業某一次貸款或最近一次貸款情況；二是通過企業貸款來源的銀行數目考查其與銀行關系的穩定性。我們的研究結果顯示，“小銀行優勢”假說在我國中小企業的信貸市場上是成立的。因此，發展中小銀行有利于解決中小企業融資難問題。

2 實證分析與檢驗

Haynes、Ou和Berney［16］的研究結果顯示，大銀行更可能給規模較大、財務更安全的企業發放貸款，小銀行則更多地與存在信息障礙的小企業打交道。這與大銀行組織結構復雜，不利于軟信息傳遞的觀點是相符的。Cole，Goldberg和White［17］的研究還發現，大銀行在信貸決策過程中主要使用來源于財務報表的客觀標準，這種方法有利于控制代理問題并保持信貸審批標準的一致性。所以可以認為，大銀行在發放貸款時更注重考查企業的財務狀況和經營規模等。據此，本文提出第1項研究假設。

研究假設1 從大銀行貸款的企業，其財務狀況更好，經營規模較大。

Strahan和Weston［18］的研究發現，銀行對中小企業的貸款和融資關系的持續時間與銀行規模之間存在著很強的負相關關系。即：小銀行與客戶之間擁有更專一更穩定的交易關系。因為小銀行在很大程度上依賴于與借款人的關系程度和了解程度，Cole，Goldberg和White［17］認為小銀行甚至憑借對借款人品質的印象發放貸款。這種關系的建立以及了解的增進是需要時間的，是長期的(這種長期性可以以企業年齡指標來替代)。而這種關系一旦建立，就非常牢固，一般情況下，企業不會考慮更換其他合作銀行(這種緊密牢固的關系可以以企業貸款來源銀行數目的多少來衡量)。據此，本文提出第2項研究假設。

研究假設2 從中小銀行貸款的企業，其企業年齡更長，貸款來源的銀行數目較少。

根據研究假設，本文以中小板上市公司2006年1月～2009年9月的貸款數據作為總體樣本（數據來源于銳思金融數據庫），剔除了金融類公司、ST公司，在非銀行的金融機構貸款的公司、貸款資料不完整的公司以及無法確定主要貸款銀行類型的公司，最終確定總樣本為154家中小企業。

由于不同規模的銀行、國內銀行與外資銀行，在貸款對象的選擇上具有一定差異，本文將全部銀行分為4類：(1)大型銀行。主要指四大國有銀行及國家開發銀行、中國進出口銀行和中國農業發展銀行等政策性銀行；(2)中型銀行。主要指13家股份制商業銀行；(3)小型銀行。主要包括城市商業銀行、農村信用社、村鎮銀行等;(4)外資銀行。主要指2004年我國銀行業市場對外開放后，國外銀行在國內新建立的分支機構。企業全部貸款中，如果某類銀行貸款所占的比例高于其他類別，該類銀行就可視為企業的主要貸款銀行類型，以變量MAIN表示，并對其賦值1、2、3、4，分別對應上述的4類銀行。

根據研究假設1，設置以下變量反映企業的財務狀況：(1)流動比率；(2)盈利能力；(3)經營風險;(4)成長性。設置下列變量反映企業的經營規模:(1)資產規模；(2)生產規模；(3)人員規模。

根據研究假設2，選擇企業年齡作為衡量銀行與企業關系是否穩定的指標，以企業貸款來源的銀行數目作為衡量銀企關系緊密程度的指標，貸款來源銀行中總行和不同的分支機構視為1家銀行。全部變量的表示及含義如表1所示。

上述變量中，流動比率、盈利能力、經營風險、資產規模、生產規模、人員數量等指標，選取的數據是2006~2009年9月30日的平均值；成長性指標選取的數據是2005~2008年的平均值；企業貸款來源的銀行數目選取的是企業在3年中所有貸款銀行的數量；企業年齡以公司成立日期為起始日期，以2009年9月30日為截止日期，計算總天數除以365得出。

2.1 描述性統計分析

本文運用統計軟件包SPSS 16.0進行運算，全部變量的統計特征如表2。

表2中，全部企業流動比率的均值為2.2486，從總體看償債能力較有保障；盈利能力偏低，平均水平僅為0.0755，最低值甚至是負值；企業資產負債率不高，均值為0.4477，說明企業從銀行、上下游客戶以及其他渠道籌得的資金占總資產的比重不大，其生產經營資金自籌的比重較大；企業的成長性較高，均值達到了0.4423；人員規模差距較大，最低的僅為71人，最高的達到14135人；企業經營年限最短的只有2.42年，最長的有24.1年，平均為8.58年；貸款來源的銀行數量最少的是1家，最多的是16家。

為了分析不同規模的銀行，其貸款企業的特征，本文按照變量MAIN的取值將全部樣本分為4類，并對其各項指標進行了比較，其結果如表3。

表3可以看出，外資銀行的樣本企業流動比率最高，為2.705，最低的是小銀行的樣本企業，為1.9645，明顯低于其他3類銀行；小銀行的樣本企業盈利能力最高，外資銀行的企業盈利能力最低，只有0.06；小銀行的樣本企業經營風險最高，資產負債率為0.48，最低的是大型銀行，資產負債率為0.439，接近外資銀行的水平；各類銀行的樣本企業成長性最高的是大銀行的樣本企業，達到0.5533，最低的是外資銀行的企業，僅為0.169；大型銀行的樣本企業，其資產規模最大，為20.6388，最小的是外資銀行的樣本企業，為20.265；但外資銀行的樣本企業，其生產規模上卻較大，為20.455，小型銀行的樣本企業生產規模最小，為19.5364；在人員規模上，大型銀行的企業最多，達到1955人，最少的是小型銀行的企業；企業年齡最長的是外資銀行的企業，為9.325年，最短的是大銀行的樣本企業，只有8.2354年。貸款來源銀行的數量上，中型銀行的企業最多，然后是大型銀行、小型銀行，外資銀行的最少。

2.2 實證檢驗與分析

根據研究假設，被解釋變量為銀行類型，用變量MAIN表示，取值分別為1，2，3，4。解釋變量為：流動比率（CURRENT）、盈利能力（PROFIT）、經營風險（RISK）、成長性（GROW）、資產規模（SIZE）、生產規模（INCOME）、人員規模（EMPLOYEE）、企業年齡（AGE）和貸款來源銀行的數量（NUMBER）。由于被解釋變量是離散變量，采用傳統回歸會違反某些重要假設，導致回歸估計的推斷存在誤差。因此，本文認為可以采用Logistic回歸方法。由于本文因變量的取值大于兩項，因此采用多項Logit模型。

每個方程都假設一個選擇對另一個選擇的機會比對數是特征X的線性函數，這些概率之和必須是1。由于

將數據帶入模型，運用SPSS 16.0進行計算，以解釋變量的似然比檢驗值為依據逐步進行回歸，剔除Sig值大于0.05的解釋變量，最終保留的解釋變量Sig值全部小于0.05，分別為經營風險RISK、資產規模SIZE、生產規模INCOME、人員規模EMPLOYEE和貸款來源銀行的數量NUMBER。

在最終方程的有效性檢驗中，卡方值為45.401，自由度為15，Sig值=0.000<0.05，因此模型總體有效。根據似然比統計量檢驗每一個變量對方程的影響，經營風險RISK、資產規模SIZE、生產規模INCOME、人員規模EMPLOYEE和貸款來源銀行的數量NUMBER的Sig值依次為0.002、0.002、0.000、0.004和0.000，遠低于0.05的檢驗水平，說明這些解釋變量對因變量的影響是非常顯著的。反映企業經營狀況的指標中，只有經營風險進入了最終模型，因此關于流動比率、盈利能力和成長性對銀行選擇貸款對象的影響應持審慎態度。反映企業規模的指標全部進入最終模型，說明企業規模的大小對銀行選擇貸款對象具有重要影響。反映銀企關系是否穩定的指標企業年齡未進入最終模型，說明企業年齡的長短與銀企關系是否穩定是不相關的。而反映銀企關系密切程度的指標貸款來源銀行數量進入模型，而且影響顯著，說明貸款來源銀行數量與銀企關系的密切程度是顯著相關的。

3 研究結論

本文按照主要貸款銀行的不同規模對我國中小板上市公司進行分組，發現反映企業財務特征的指標與貸款銀行規模之間存在一定的關聯性；通過建立多項Logit模型，以似然比檢驗值為標準分析發現，經營風險低，資產規模、生產規模和人員規模大的企業，更有可能成為大銀行的貸款對象，從而支持了本文建立的“從大銀行貸款的企業，其財務狀況更好，經營規模較大”的研究假設1。本文的研究還發現，貸款來源銀行數量少的企業更有可能成為小銀行的貸款對象，從而支持了本文建立的“從小銀行貸款的企業，其貸款來源的銀行數目較少”的研究假設2。因此，與一些研究結論不同，本文認為，“小銀行優勢”假說在我國中小企業的信貸市場上是成立的。

本文研究還發現，中型銀行的貸款企業各項指標接近大型銀行，有的甚至是優于大型銀行，說明中型銀行的市場定位與大型銀行基本接近，對貸款企業的選擇標準甚至高于大型企業。因此，從增加中小企業融資供給角度，中型的股份制商業銀行的市場定位應該傾向于中小企業，增加對中小企業的扶持力度。

參 考 文 獻：

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