配給之謎：信貸配給還是自我配給——源于我國家族中小企業(yè)融資行為的抽樣調(diào)查

王霄 賴雁云

（暨南大學 管理學院，廣東 廣州510632）

一、問題提出

由于中小企業(yè)對宏觀經(jīng)濟的重要影響（Bin，1998）［1］，中小企業(yè)融資難問題受到了廣泛關注①據(jù)中國企業(yè)聯(lián)合會（2004）統(tǒng)計，中國在工商部門注冊的中小企業(yè)已超過320萬家，個體工商戶也已達到2 300萬家，占全國企業(yè)總數(shù)的99%以上；中小企業(yè)創(chuàng)造的最終產(chǎn)品和服務價值已占到GDP的55.6%。2003年，中小企業(yè)繳納的稅收占全國稅收總額的46.2%，中小企業(yè)出口占全國出口總額的62.3%。另外，中小企業(yè)解決了75%的城鎮(zhèn)人口的就業(yè)問題。，理論界對中小企業(yè)融資缺口的成因進行了大量的理論研究（田曉霞，2004）［2］和實證調(diào)查（中國人民銀行研究局和日本國際協(xié)力機構（2005）［3］，并因此產(chǎn)生了以下的理論爭論。

一方面，Stiglitz和Weiss（1981）從委托代理理論出發(fā)，系統(tǒng)地分析了中小企業(yè)融資困難和融資選擇的微觀機理（Stiglitz和 Weiss，1981）［4］，他們通過分析信貸市場借貸雙方的委托代理關系提出了信貸配給理論，認為中小企業(yè)融資困難這一信貸市場的普遍現(xiàn)象是銀行金融機構配給的結果；同時，在這一經(jīng)典研究以及后來的研究者，提出企業(yè)隨規(guī)模的增長，在投融資決策方面存在一個次序，而作為這一次序的第一個環(huán)節(jié)，即企業(yè)規(guī)模較小的時期，由于受到外部金融機構信貸配給的約束，只能通過內(nèi)部融資獲得資金②Stiglitz和Weiss（1981）通過理論模型證明，完整的次序應該是，規(guī)模較小時采用內(nèi)部融資；規(guī)模較大時能夠獲得銀行的抵押貸款；規(guī)模更大時則可以通過對外投資獲得利潤。（Stiglitz和 Weiss，1981；王霄和張捷，2003）［4，5］。

另一方面，與Stiglitz和Weiss（1981）［4］不同，也有一定數(shù)量的研究 （Barton和 Matthews，1998；Gibson，1992；Cavalluzzo，Cavalluzzo，和 Wolken，2002）［6-8］考察了企業(yè)主主觀因素導致中小企業(yè)融資難的可能性。換句話說，就是在考慮某種原因的情況下，作為融資主體的中小企業(yè)主是否有可能寧愿選擇規(guī)模受限的內(nèi)部融資，也主動避免在銀行信貸市場進行外部融資，因而在融資方式選擇中顯示出某種主觀偏好的影響。Zhenyu Wu（2005）將這種現(xiàn)象稱為自我配給（Self-Rationing）（Wu，Hedges，和Zhang，2005）［9］。

至此，中小企業(yè)融資問題給理論界帶來了一個難以解開的謎團，信貸配給和自我配給各自對中小企業(yè)融資的影響是什么，兩者間有什么關聯(lián)，到底哪一個才是中小企業(yè)融資困難主要的主要原因呢？本研究將從中小企業(yè)融資內(nèi)外兩個方面的影響因素、從理論機制入手，對我國中小企業(yè)融資的動因和融資機制進行理論和實證分析。

二、中小企業(yè)融資理論的背景和研究假設

傳統(tǒng)的融資理論分別從內(nèi)外因角度對中小企業(yè)融資約束機理做了一定分析，下面對此做一簡要綜述：

（一）中小企業(yè)融資約束的內(nèi)外機制

1.中小企業(yè)融資決策的外在供給約束及其影響因素

理論界最早就是從外在供給方面研究中小企業(yè)融資問題，并認為中小企業(yè)融資難是銀行在信息不對稱條件下綜合風險和收益所做出供給決策的結果①其中，銀行信貸市場的供給曲線的非單調(diào)性是信貸市場失靈和信貸配給存在的重要理論環(huán)節(jié)。（Stiglitz和 Weiss，1981）［4］。Petersen和Rajan（1994）的實證研究顯示：信貸約束的背后還有更為重要的外部約束條件，就是銀行與企業(yè)間的信息分布條件。良好的銀企關系無論對于企業(yè)貸款成本，還是信貸可獲得性都會產(chǎn)生有利的影響（Petersen和 Rajan，1994）［10］。

當然，也有人認為信貸配給約束的存在是值得質(zhì)疑的，Berger和Udell（1995）認為初創(chuàng)中小企業(yè)可以通過基于應收帳款/存貨的抵押貸款來解決資金問題，這一點非常重要。（Berger和Udell，1995）［11］。Cressy（1996）則直接否定了新建中小企業(yè)存在信貸配給這一觀點（Cressy，1996）［12］。盡管在后來的一些研究中（Avery，Bostic和samolyk，1998）銀行債務融資在中小企業(yè)融資中的比例非常少②Avery，Bostic＆samolyk（1998）的研究認為，小企業(yè)所有者的個人抵押/擔?？梢钥醋魉姓咴俅巫⑷霗嘁?。實證研究顯示，權益、個人抵押/擔保、個人貸款分別約占小企業(yè)所有者對企業(yè)投資的85%、10%和5%。（Avery，Bostic，和Samolyk，1998）［13］，但結合 Petersen和 Rajan（1994）［10］對關系型融資所做出的研究來看，中小企業(yè)遭遇的信貸約束及其相關的信息條件是客觀存在的。

2.中小企業(yè)融資決策的內(nèi)在需求及其影響因素

關于企業(yè)內(nèi)在因素導致融資約束的研究也不一而足，主要表現(xiàn)在企業(yè)融資方式選擇和融資方式偏好的研究方面。

在融資方式選擇的研究方面，一個普遍接受的觀點是，企業(yè)選擇何種融資方式取決于其代理成本，因而表現(xiàn)出一定的次序特征（該理論被學者們總結為“啄食次序”理論，POT）（Myers，1984；Myers和 Majluf，1984）［14-15］。從該理論出發(fā)，中小企業(yè)和初創(chuàng)企業(yè)大多在沒有外在資金來源的情況下采用內(nèi)部融資、貿(mào)易信貸或天使（angels）融資；當企業(yè)逐步發(fā)展時，則有機會通過公共權益和債務市場進行融資（Berger和Udell，1995；Ang，1991）［9，11］。

對此，有研究進一步指出，中小企業(yè)的融資方式選擇取決于企業(yè)主自身特征，包括對風險的偏好、控制權的偏好和自身知識水平。首先，小企業(yè)主的家族主義傾向使企業(yè)更排斥控制權損失的外部融資（Davidsson，1989；Howorth，2001）［16-17］③因為控制權的損失將導致社會情感財富的損失 （Gomez-Mejia，Haynes，Nunez-Nickel，Jacobson，和 Moyano-Fuentes，2007；Berrone，Cruz，Gomez-Mejia，和Larraza-Kintana，2010）。。其次，管理者的風險回避程度將對企業(yè)的融資偏好產(chǎn)生一定的影響 （Barton ＆Matthews，1998）6。第三，中小企業(yè)主缺乏融資知識也是其融資偏好的重要影響因素①因此許多文章也稱中小企業(yè)融資缺口為“知識缺口”（田曉霞，2004）。。后來，Mallick和 Chakraborty（2002）［18］使用 NSSBF-1993有關數(shù)據(jù)驗證了上述機制，認為融資約束不僅包括貸款申請被拒絕或不能獲得足額貸款，而且還包括由于擔心遭拒而不去申貸（預期）所產(chǎn)生的自我約束（Mallick和Chakraborty，2002）［18］。

從這里可以發(fā)現(xiàn)，中小企業(yè)缺口的產(chǎn)生是內(nèi)外因素共同作用的結果，據(jù)此，本研究在下面嘗試提出一個包含內(nèi)外因素的融資配給的理論模型。

（二）基于內(nèi)外因素的中小企業(yè)融資選擇模型

結合上述分析，本研究提出一個簡單的基于偏好——約束的雙因素內(nèi)部融資決策理論：

首先，本研究假設外部信貸約束也影響了中小企業(yè)的融資結果（信貸配給）。根據(jù)信貸配給理論，銀企間信息的非對稱分布（外因）導致了企業(yè)的外源信貸約束，并產(chǎn)生了內(nèi)部融資需求。而企業(yè)經(jīng)營環(huán)境（如市場環(huán)境、社會環(huán)境和信用環(huán)境）又是銀企間信息不對稱程度的主要影響因素，因此，企業(yè)經(jīng)營環(huán)境應能對企業(yè)融資結果產(chǎn)生影響。本研究的考慮是，若企業(yè)有良好的外部經(jīng)營環(huán)境，則銀企之間的信息不對稱程度將會減弱，這有助于提高企業(yè)的信貸可獲得性并降低對內(nèi)部融資需求。因此有

假設4企業(yè)經(jīng)營環(huán)境對企業(yè)內(nèi)部融資具有負向影響；

假設5企業(yè)經(jīng)營環(huán)境對企業(yè)信貸融資具有正向影響。

其次，家族式治理所帶來的企業(yè)獨立經(jīng)營偏好直接影響了企業(yè)融資目標和融資方式的選擇。由于中小企業(yè)將防止所有權和控制權損失的風險控制目標放在首位，融資策略選擇就體現(xiàn)出對外源債務融資的排斥；同時，由于內(nèi)部融資代理成本低、企業(yè)所有權和控制權損失的可能性小，家族式中小企業(yè)將偏好采用內(nèi)部融資。借用Zhenyu Wu等（2005）9的說法，家族式中小企業(yè)存在一定程度的自我配給（self-rationing）。因此，本研究考慮家族式治理與企業(yè)融資方式選擇存在以下邏輯關系

假設1家族式治理對企業(yè)內(nèi)部融資水平具有正向影響；

假設2家族式治理對企業(yè)外源債務融資水平具有負向影響；

假設3企業(yè)外源融資水平對中小企業(yè)內(nèi)部融資水平具有負向影響；

最后，有必要討論內(nèi)外因究竟誰是主要因素這一問題。由于融資決策所導致的直接后果是中小企業(yè)發(fā)展規(guī)模，則在導致融資決策的內(nèi)因和外因中，誰直接影響了企業(yè)規(guī)模，可以認為它就是企業(yè)融資后果的主要因素。同時，因為家族企業(yè)經(jīng)營動機并非單純擴展企業(yè)規(guī)模和積累財富，考慮到管理成本等因素，較小規(guī)模反倒是家族企業(yè)的更好選擇。因此所有者的主觀選擇（內(nèi)因）是中小企業(yè)融資的主要影響因素。故有如下假設

假設6企業(yè)內(nèi)部融資水平對中小企業(yè)規(guī)模具有負向影響；

假設7銀行債務融資水平對中小企業(yè)規(guī)模具有正向影響；

假設8家族式治理對中小企業(yè)規(guī)模具有負向影響。

因此，如果對上述過程進行一定的總結，可以說我國中小企業(yè)融資的策略選擇結果既受外因（信息不對稱條件）又受到內(nèi)因（家族式治理偏好）的影響。為了實現(xiàn)對上述雙因素理論的論證，本研究構造了既包括企業(yè)經(jīng)營偏好也包括外部融資約束在內(nèi)的一個概念模型（見圖1），并給出如下三組假設。

在文章下面的部分，本研究將在中小企業(yè)抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)的基礎上對上述命題進行實證分析。

圖1 基于偏好—約束的理論模型路徑圖（數(shù)字為假設編號）

三、中小企業(yè)融資行為影響因素的實證研究

（一）研究設計

1.樣本數(shù)據(jù)

根據(jù)上述測量設計，本研究采用抽樣調(diào)查方法進行數(shù)據(jù)收集。本次調(diào)查抽樣單位為獨立核算企業(yè)。抽樣框內(nèi)的獨立經(jīng)營且稅務登記為一般納稅人、小規(guī)模納稅人或個體工商戶企業(yè)。本次調(diào)查的對象是在華中小企業(yè)，其分類標準在參考多家研究基礎上，主要考慮2003年國家有關部門的企業(yè)規(guī)模劃分標準文件①國家經(jīng)貿(mào)委、國家計委、財政部、國家統(tǒng)計局關于印發(fā)中小企業(yè)標準暫行規(guī)定的通知（國經(jīng)貿(mào)中小企［2003］143號）。這里采用中小企業(yè)的規(guī)模標準：制造業(yè)固定資產(chǎn)5 000萬以下，注冊資金1億元以下；服務業(yè)固定資產(chǎn)500萬元以下，注冊資金1 000萬元以下。。抽樣方法采用隨機抽樣和比例抽樣相結合的抽樣方法，廣東省內(nèi)根據(jù)省內(nèi)各市縣國內(nèi)生產(chǎn)總值決定樣本分布數(shù)量，進行等比隨機抽樣；省外采用方便抽樣方法取得對照數(shù)據(jù)。最后，正式調(diào)查采用面訪問卷調(diào)查為主，直接郵寄調(diào)查為輔，于2010年7月正式開始問卷調(diào)查，調(diào)查中課題組對北京、江蘇、廣東、湖北、遼寧、云南、重慶、浙江等省市的500家中小企業(yè)進行了問卷調(diào)查，發(fā)放問卷500套，問卷要求由企業(yè)主或高級管理人員填寫。2011年3月問卷調(diào)查工作結束：回收問卷300份，經(jīng)過數(shù)據(jù)清洗，其中有效問卷272份，有效回收率為54%，隨機選擇其中163份問卷被用來進行驗證性的結構方程建模。

2.變量設計

在本研究中，根據(jù)研究假設，本研究將首先討論家族式治理、外部融資信貸配給和內(nèi)部融資等概念的測量問題。在測量總體方法上，擬采用多指標測量同一概念的方式設計測量指標體系，可以最大程度測量復雜概念的各個方面，減少單指標測量的片面性和系統(tǒng)誤差。

（1）信貸配給②本研究采用了Jaffee和Stiglitz（1990）對信貸配給的定義，即：如果借款者借款需求超出銀行提供的貸款量，則潛在借款者被認為受到信貸配給，同時，貸款條件并不會改變。被配給的信貸市場存在投資不足的特征，即借款者的投資水平低于社會預期水平。和內(nèi)部融資的測量

在信貸配給的測量存在多種方法（Petrick，2004）［19］。既包括采用企業(yè)杠桿比率和企業(yè)貿(mào)易信貸額測量信貸可獲得性，從而進行間接衡量之（Petersen和 Rajan，1994）［10］，包括直接衡量的方法，即采用貸款行拒絕或同意向企業(yè)提供貸款來測量信貸可獲得性（Cole和 Kehoe，1995）［20］。而 Wu，Hedges，和 Zhang（2005）［9］最近的一項研究中認為目前對中小企業(yè)直接融資的實證研究應該從資金的籌措到使用進行全面分析，以便區(qū)分融資約束到底是自我配給（Self-rationed）還是銀行配給（Wu，Hedges，和Zhang，2005）［9］。根據(jù)這一分析，本研究的測量指標是：（1）流動資金來源中銀行貸款占比；（2）固定資金來源中銀行貸款占比；（3）研發(fā)資金來源中銀行貸款占比。另外，在內(nèi)部融資測量方面，雖然現(xiàn)有研究采用了企業(yè)內(nèi)留存收益（retained profit）和固定資產(chǎn)折舊基金（depreciation fund）金額測量內(nèi)部融資水平（Lopez-Gracia ＆Aybar-Arias，2000）［21］。但考慮到企業(yè)財務數(shù)據(jù)難以反映融資決策選擇，同時鑒于數(shù)據(jù)采集的誤差問題，本研究在研究中采用量表法對企業(yè)內(nèi)部融資在資金來源中的占比進行測量，從而推定內(nèi)部融資在企業(yè)中的使用狀況。

（2）家族控制、企業(yè)規(guī)模和企業(yè)市場環(huán)境

在家族控制權的測量方面，本研究在Dyer（1986）［22］定義基礎上①Dyer（1986）對家族企業(yè)的定義是目前學術界較為普遍接受的，他將家族或者家族集團所有權超過50%以上的企業(yè)定義為家族企業(yè)。，從具體經(jīng)營決策權對家族控制進行測量。考慮到公司數(shù)據(jù)的可得性和可信度，本研究采取以下的二元問題作為企業(yè)所有權的測量變量：（1）貴企業(yè)董事長是否是由投資者自任；（2）貴企業(yè)總經(jīng)理的產(chǎn)生是否是由投資者直接任命；（3）貴企業(yè)重大問題的最終決策人是否是投資者自身。在企業(yè)規(guī)模方面，本研究采用員注冊資本、是否通過ISO認證來綜合測量，這樣方面測量企業(yè)資本規(guī)模，另一方面從公司管理的規(guī)范化標準化的側面考察企業(yè)規(guī)模。在市場信息不對稱的情況下，本研究采用了五點量表，分別請被訪者回答企業(yè)所面臨市場環(huán)境、社會環(huán)境和信用環(huán)境的滿意度。

3.建模方法

本研究擬采用結構方程建模（SEM）方法對上述假設進行驗證，原因首先是該方法能夠從多個外顯測量指標中抽取共同的潛變量，并對多個潛在變量之間的相互關系進行建模，另外可同時考慮及處理多個內(nèi)生（endogenous/dependent）變量，容許自變量及因變量（exogenous/endogenous）項含測量誤差（侯杰泰和成子娟，1999）［23］。通過建模，本研究可以建立自變量和因變量的相關路徑，從而達到實證的目的。

在建模方面，SEM實證模型可分測量模型及結構模型兩部分。結構部分就是求出外顯指標與潛在變量之間的關系，最終目標是建立潛在變量與潛在變量間的關系。本研究的SEM模型可表示為下列矩陣方程 （Joreskog和Sorbom，1993）［24］。

ξ為外生潛在變量（自變量包含指標x1，x2…）；η為內(nèi)生潛在變量（因變量，包含指標y1，y2…）；β為內(nèi)生潛在變量（因變量）間的關系；г為外生潛在變量對內(nèi)生變量的影響；ζ為模型內(nèi)未能解釋部分。

其中，結合上述研究設計，給出上述SEM模型的變量設計如下

表1 本研究結構方程參數(shù)說明

在建模過程中，通過輸入樣本協(xié)方差矩陣，利用最大似然估計法對方程進行擬合。最后，采用Joreskog和 Sorbom （1993）［22］的方法，本研究通過測試所提的模型（即哪些變項之間有關，哪些則沒有）是否與數(shù)據(jù)擬合對建模結果進行檢驗。

（二）建模結果

1.測量模型的探索性因素分析

本研究首先通過KMO和Bartlett檢驗考察數(shù)據(jù)進行探索性因素分析的可行性，從KMO統(tǒng)計量和球形檢驗的顯著性（見附表1）來看，根據(jù)該數(shù)據(jù)集構造的相關矩陣并非是一個單位矩陣，該數(shù)據(jù)集適于進行因素分析。

從因子載荷矩陣（附表2）來看，所有載荷系數(shù)均在0.35以上，說明指標與因子的相關性較強，因子結構較穩(wěn)定，為進一步說明因子結構的所代表的測量模型的構想效度，本研究給出轉(zhuǎn)軸后各因素方差解釋量。

表2 轉(zhuǎn)軸后因素方差解釋量

從各因素方差解釋量來看，5個因素方差解釋了總方差的54%以上，證明因素分析具有一定的構想效度。下面，本研究通過結構方程建模，對上述因素結構間的相關關系進行實證檢驗，從而論證前面所提到的理論假設。

2.中小企業(yè)內(nèi)部融資的結構方程建模

對前面探索性因素分析得出的初步測量因素結構，通過結構方程建模進行驗證并測量其各因素間的相關關系，以驗證本研究的假設體系。根據(jù)假設模型，利用LISREL8.3軟件包，在對數(shù)據(jù)集協(xié)方差矩陣進行最大似然估計的基礎上，本研究得到下面結構方程的估計結果（詳細建模的路徑參數(shù)見附表3）。

本研究將上述建模結果進行檢驗，下表給出了各檢驗指標的檢驗結果。

圖2 基于內(nèi)外融資約束的理論模型路徑圖（數(shù)字為假設編號）

表3 結構方程建模結果檢驗

通過上述建模結果得到了理想的結果，其中RMSEA參數(shù)值接近于0，而各個擬合優(yōu)度指標也接近于1，簡潔性擬合優(yōu)度也超出閾值，因此，理論模型與數(shù)據(jù)具有較高的吻合度，說明本研究的理論模型是客觀數(shù)據(jù)的較好反映。

（三）結果討論

1.家族式治理與中小企業(yè)融資的關系

從上述建模結果看到，潛在變量家族式治理（潛在變量FAMI）與中小企業(yè)內(nèi)部融資水平（潛在變量PRIV）具有正的相關性（變量伽馬系數(shù)為0.29），且相關系數(shù)經(jīng)T檢驗具有在10%水平上統(tǒng)計顯著性（顯著性P值為0.069），說明家族式治理的確對中小企業(yè)內(nèi)部融資水平存在顯著的解釋力。具體來說，家族式治理強的企業(yè)內(nèi)部融資水平也較高，而家族式治理較弱的企業(yè)內(nèi)部融資則較低。假設1獲得驗證。

在家族式治理（潛在變量FAMI）與中小企業(yè)銀行債務融資水平（潛在變量CRED）方面，建模結果顯示了負的相關性（變量伽馬系數(shù)-0.20），經(jīng)過T檢驗，潛在變量FAMI的變量相關系數(shù)在10%水平上統(tǒng)計顯著（顯著性P值為0.058），說明家族式治理同樣對中小企業(yè)銀行債務融資水平存在顯著的解釋力，但該解釋關系卻說明家族式治理強的企業(yè)銀行債務融資水平低下，而家族經(jīng)營特征弱的企業(yè)卻有較高的銀行債務融資水平。假設2獲得驗證。

2.銀行債務融資水平與中小企業(yè)內(nèi)部融資水平的關系

銀行債務融資與中小企業(yè)內(nèi)部融資是中小企業(yè)可以選擇的兩大主要資金來源，而這兩大資金來源可以分為外部融資和內(nèi)部融資兩個類型，通過建模結果告訴我們，這兩大資金來源存在一定的相互影響，銀行債務融資水平（潛在變量CRED）與中小企業(yè)內(nèi)部融資水平（潛在變量PRIV）具有一定的負相關關系（變量貝塔系數(shù)為-0.019），經(jīng)過T檢驗，在10%水平上具有顯著的統(tǒng)計解釋力。說明銀行融資水平愈高，則中小企業(yè)內(nèi)部融資水平愈低，反之則反是。故假設3得到了支持。

3.中小企業(yè)規(guī)模的影響因素

上述建模的另外結果是對中小企業(yè)規(guī)模的解釋，其中，結果顯示不同形式中小企業(yè)融資水平對中小企業(yè)規(guī)模有正反兩個方面的影響，銀行債務融資水平（潛在變量CRED）對中小企業(yè)規(guī)模（潛在變量SIZE）存在正解釋力（變量貝塔系數(shù)為0.32），而該解釋關系在10%的水平上統(tǒng)計顯著（顯著性P值為0.099），銀行債務融資水平高的企業(yè)規(guī)模也較大，說明外源債務融資對企業(yè)規(guī)模具有積極作用，因此假設5得到支持。同時，中小企業(yè)內(nèi)部融資水平（潛在變量PRIV）卻與企業(yè)規(guī)模存在負相關（變量貝塔系數(shù)為-0.39），盡管這一點統(tǒng)計上并沒有給出顯著性支持（其顯著性P值為0.11，超出10%顯著性水平閾值），即并不能說中小企業(yè)內(nèi)部融資完全是企業(yè)規(guī)模發(fā)展的障礙，假設4未能獲得支持。但從該結果也可以看到，并沒有足夠證據(jù)說明內(nèi)部融資對企業(yè)規(guī)模發(fā)展起了積極作用。

建模的一個重要結果是，家族式治理（潛在變量FAMI）與中小企業(yè)規(guī)模水平（潛在變量SIZE）存在負的相關性（變量伽馬系數(shù)-0.15），經(jīng)過T檢驗，潛在變量FAMI的變量伽馬系數(shù)在10%水平上統(tǒng)計顯著（顯著性P值為0.067），說明家族式治理對中小企業(yè)規(guī)模水平存在顯著的反向解釋力，該解釋關系說明家族式治理強的企業(yè)具有較小的規(guī)模，而家族經(jīng)營特征弱的企業(yè)卻有規(guī)模水平。因此假設6得到驗證。

4.外部環(huán)境與中小企業(yè)融資的關系

模型也給出了中小企業(yè)融資水平與社區(qū)環(huán)境這一重要控制變量的關系，其中，企業(yè)經(jīng)營環(huán)境（潛在變量ENVI）對內(nèi)部融資水平具有負的解釋力（潛在變量貝塔系數(shù)為-0.093），且該解釋關系在10%水平上統(tǒng)計顯著（顯著性P值為0.061），因此假設7得到支持；但企業(yè)經(jīng)營環(huán)境（潛在變量ENVI）對外源債務融資水平具有負的解釋力（潛在變量貝塔系數(shù)為-0.039），且該解釋關系在10%水平上統(tǒng)計顯著（顯著性P值為0.058），該結果并未支持假設8，而是與之相反?？赡艿慕忉屖?，企業(yè)對外部環(huán)境的認知與企業(yè)的經(jīng)營績效有關，經(jīng)營績效好的企業(yè)認為企業(yè)的環(huán)境好，但卻不需要貸款，經(jīng)營不好的企業(yè)往往認為經(jīng)營環(huán)境惡劣，此時貸款卻如雪中送炭。這個判斷從某種程度上可以說明，內(nèi)因是企業(yè)融資選擇更為重要的影響因素。

四、結論與建議

對上述的實證研究 本研究給出如下初步結論。

（一）中小企業(yè)融資行為中存在明顯的自我配給特征

1.家族式治理與銀行融資約束對中小企業(yè)融資決策具有共同的影響力

首先，企業(yè)經(jīng)營中的家族式治理傾向?qū)ζ髽I(yè)融資方式選擇存在明顯的影響力，這一點與Myers（1984）所提出的啄食次序理論中內(nèi)部融資具有較高的優(yōu)先次序相一致。也直接支持了ZhenyuWu等（2005）的研究結果：即家族所有和家族控制的中小企業(yè)積極支持選擇內(nèi)部融資，而對外部債務融資則持較負面的看法。這兩點則共同說明了家族式中小企業(yè)在內(nèi)外源融資方式中存在對內(nèi)部融資的顯著偏好。

其次，銀行債務融資的約束對中小企業(yè)內(nèi)部融資決策的影響作用也是明顯的，在建模過程中本研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)銀行債務融資水平對內(nèi)部融資水平存在單向（其反向關系統(tǒng)計不顯著）的影響關系，換句話說，銀行債務融資水平是企業(yè)內(nèi)部融資決策的充分條件，這一點說明銀行貸款是企業(yè)內(nèi)部融資決策需要考慮的重要外部約束條件，對內(nèi)部融資決策起著一定的影響作用。

2.中小企業(yè)融資決策中內(nèi)部偏好的作用高于外部約束

建模結果證明，家族式治理是一個重要的解釋變量，它不僅對企業(yè)內(nèi)外部融資具有影響作用，而且對企業(yè)規(guī)模也存在解釋力，而這一點與Anderson等（2003）［25］對家族企業(yè)經(jīng)營動機的研究（Andersont Reeb，2003）［24］結果相吻合，說明家族企業(yè)所有者具有非常復雜的經(jīng)營動機，從家族所有權和控制權特征與企業(yè)規(guī)模負相關這一點來看，家族企業(yè)并非簡單追求企業(yè)的規(guī)模擴大，而是寧愿犧牲企業(yè)規(guī)模，也要保持所有權和控制權的獨立性，從而顯示出對企業(yè)規(guī)模擴張沒有主觀偏好。結合上述結論不難發(fā)現(xiàn)，企業(yè)家的這種偏好，是通過選擇內(nèi)部融資方式而實現(xiàn)的。

（二）對策及建議

綜合上面分析，本研究初步的結論是，我國家族式中小企業(yè)（出于家族式經(jīng)營考慮的）的融資偏好是企業(yè)融資決策中較銀行信貸約束更為重要的影響因素。正是這種經(jīng)營中存在的文化傾向，決定了我國中小企業(yè)融資行為中存在明顯的自我配給特征。因此，上述結論存在以下理論價值。首先，本研究彌補了經(jīng)典信貸配給理論單方面考慮銀行的缺憾，將中小企業(yè)融資配給理論從銀行主動向企業(yè)主動進行了有益延伸。其次，本研究考慮了家族治理對融資行為的影響，將信貸配給理論與家族治理進行了有益的結合，豐富了家族企業(yè)理論。最后，通過引入企業(yè)經(jīng)營環(huán)境的信息不對稱因素，為上述理論在中國的具體化提供了情景條件。

1.自我配給、文化缺口和我國中小企業(yè)融資行為創(chuàng)新

自我配給提示了本研究從企業(yè)主體的經(jīng)營文化角度考慮中小企業(yè)融資行為，結合企業(yè)融資的缺口理論本研究可以推定的是，家族式中小企業(yè)在經(jīng)營中對外源債務融資方式存在明顯的主觀抑制，而且對企業(yè)規(guī)模發(fā)展也有消極保守的不利影響，而企業(yè)在規(guī)模受到主觀限制的情況下，又難以在信貸市場獲得銀行的支持，從而進入一個“融資困難——發(fā)展受限”的惡性循環(huán)。

實際上，家族式治理作為家族式經(jīng)營的基礎，在某些方面對我國企業(yè)經(jīng)營有積極的影響，但由于家族企業(yè)信任邊界［10］維系著企業(yè)的資源聚集（李新春，1998）［26］，因而給企業(yè)規(guī)模進一步發(fā)展帶來的消極影響。在這種意義上，我國中小企業(yè)所缺乏的不僅是資金，更重要的是擺脫家族桎棝的勇氣和創(chuàng)新精神。這種勇氣和創(chuàng)新精神的塑造，不僅能夠重建新型企業(yè)經(jīng)營文化，而且能夠在新型工業(yè)文明的建設中起到基礎作用。在這個意義上，在 “信貸缺口”、“知識缺口”的概念結構上，本研究提出中小企業(yè)在融資和發(fā)展方面還需要彌補一個“文化缺口”。

2.中小企業(yè)融資和發(fā)展應從兩方面尋求解決

在企業(yè)方面，為了打破企業(yè)的文化束縛，應強化企業(yè)競爭和規(guī)模經(jīng)濟效應。具體做法是，在產(chǎn)業(yè)組織上強化規(guī)模競爭，通過促進產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展，建立企業(yè)間良性競爭環(huán)境，刺激中小企業(yè)間的規(guī)模競爭，提高中小企業(yè)資金和規(guī)模的擴張需求。

從銀行方面來看，這種文化缺口不同于知識缺口，不能通過提高貸款的窗口門檻，而是應該降低其窗口門檻，通過加強與經(jīng)濟社區(qū)內(nèi)企業(yè)的溝通打消企業(yè)對銀行拒貸的顧慮心理。首先，借助中小企業(yè)對內(nèi)部融資形式的了解熟悉，通過拓展個人融資服務，形成內(nèi)部融資和天使融資等個人融資方式的操作規(guī)范，逐步完善建立中小企業(yè)融資的多元化融資市場；其次，充分借助信貸市場，通過扶持典型企業(yè)形成示范效應，引導中小企業(yè)進行融資行為創(chuàng)新。

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