中小企業(yè)融資可得性影響因素研究

摘 要：中小企業(yè)是我國經(jīng)濟和社會發(fā)展的重要力量，然而融資難一直制約著中小企業(yè)的發(fā)展。采用創(chuàng)業(yè)板上市公司的相關財務數(shù)據(jù)，運用計量經(jīng)濟模型研究中小企業(yè)融資可得性的影響因素。研究結果表明，企業(yè)規(guī)模、盈利能力、擔保資產價值、抵御風險的能力對企業(yè)融資可得性有著顯著的正向影響，企業(yè)發(fā)展能力與企業(yè)融資可得性之間無顯著關系。研究提出從增強企業(yè)盈利能力、完善中小企業(yè)融資擔保體系、加大培育中小銀行、完善中小企業(yè)融資環(huán)境幾個方面緩解中小企業(yè)融資難問題。

關鍵詞：中小企業(yè)；融資可得性；創(chuàng)業(yè)板上市公司；計量經(jīng)濟模型

中小企業(yè)是我國經(jīng)濟和社會發(fā)展的重要力量，是數(shù)量最大、最具活力的企業(yè)群體，大量新技術、新產業(yè)、新業(yè)態(tài)、新模式都源自中小企業(yè)。中小企業(yè)在吸納就業(yè)、生產國民收入、繳納稅收、技術創(chuàng)新等方面，都為我國經(jīng)濟發(fā)展作出了巨大貢獻，已成為我國經(jīng)濟社會發(fā)展的生力軍。

與中小企業(yè)在我國經(jīng)濟發(fā)展中做出的巨大貢獻不對稱的是，中小企業(yè)獲得的資金支持明顯偏少，融資難一直是困擾中小企業(yè)發(fā)展的重大障礙。根據(jù)《2021年中國中小微企業(yè)融資發(fā)展報告》的數(shù)據(jù)，中小企業(yè)的融資需求只有43%能夠得到滿足，融資缺口巨大。本文采用創(chuàng)業(yè)板上市公司的數(shù)據(jù)，對中小企業(yè)融資可得性的影響因素進行研究，提出提高中小企業(yè)融資可得性的相關對策，有助于緩解中小企業(yè)融資難的困境。

一、研究假設

商業(yè)銀行在決定是否向中小企業(yè)發(fā)放貸款時，首要考慮的因素是貸款的安全性。如果發(fā)放的貸款損失的可能性比較大，銀行出于保護自身的考慮，大概率會不發(fā)放這筆貸款[1]。如果企業(yè)規(guī)模越大，產品市場占有率就越高，抵御風險的能力往往越強，還不起貸款的可能性往往越小。由此本文提出以下研究假設：

假設1：在控制其它因素的情況下，企業(yè)規(guī)模的大小對中小企業(yè)融資可得性有顯著的正向影響。

中小企業(yè)的盈利能力越強，賺取的利潤就越多，償還貸款的本金和利息就有更多的資金來源，從而違約的可能性就越小，銀行就越愿意向其發(fā)放貸款[2]。由此提出以下研究假設：

假設2：在控制其它因素的情況下，企業(yè)的盈利能力對中小企業(yè)融資可得性有顯著的正向影響。

中小企業(yè)如果能在未來快速成長，業(yè)務規(guī)模擴大，營業(yè)利潤增長，那么償還貸款就會有更多的資金來源，銀行向其發(fā)放貸款收不回的可能性就越小，從而更愿意向其發(fā)放貸款[3]。由此提出以下研究假設：

假設3：在控制其它因素的情況下，企業(yè)發(fā)展能力對中小企業(yè)融資可得性有顯著的正向影響。

如果中小企業(yè)有更多的資產提供擔保，當企業(yè)由于經(jīng)營不善獲得的利潤減少甚至虧損而無力償還貸款時，銀行可將用于擔保的資產拍賣，用拍賣所得收益來收回貸款，從而向其發(fā)放貸款的意愿更強[4]。由此提出以下研究假設：

假設4：在控制其它因素的情況下，企業(yè)能夠提供的擔保資產價值對中小企業(yè)融資可得性有顯著的正向影響。

如果中小企業(yè)速動資產與流動負債之比（即速動比率）越高，表明企業(yè)近期有更多的流動資產可以立即變現(xiàn)用于償還流動負債，則企業(yè)還不起債務違約的可能性越小，銀行向其提供貸款的意愿越強[5]。由此提出以下研究假設：

假設5：在控制其它因素的情況下，企業(yè)的速動比率對中小企業(yè)融資可得性有顯著的正向影響。

二、研究設計

（一）模型設計與變量說明

根據(jù)上文研究假設，建立以下計量經(jīng)濟模型：

上式中，變量Y代表企業(yè)的融資可獲得性，X1代表企業(yè)規(guī)模，X2代表企業(yè)盈利能力，X3代表企業(yè)發(fā)展能力，X4代表企業(yè)擔保資產價值，X5代表企業(yè)速動比率。α0是常數(shù)項，α1、α2、α3、α4、α5分別是各變量的系數(shù)，u是隨機擾動項。

融資可獲得性變量Y，用債務融資率來衡量，即企業(yè)的總負債除以總資產；企業(yè)規(guī)模變量X1，用企業(yè)的總資產的對數(shù)來衡量；企業(yè)盈利能力變量X2，用企業(yè)的凈資產收益率來衡量，即企業(yè)的凈利潤除以凈資產；企業(yè)發(fā)展能力變量X3，用主營業(yè)務利潤增長率來衡量，即本年與上年主營業(yè)務利潤之差除以上年主營業(yè)務利潤；企業(yè)擔保資產價值變量X4，用固定資產與存貨之和除以總資產來衡量；速動比率變量X5，用速動資產與流動負債之比來衡量。各變量的含義及說明見表1。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文的研究對象是中小企業(yè)融資可得性的影響因素，需要用到中小企業(yè)的相關財務數(shù)據(jù)。一般來說，普通中小企業(yè)的財務數(shù)據(jù)很難得到，故本文只能以上市中小企業(yè)的數(shù)據(jù)為代表來進行研究。本文從創(chuàng)業(yè)板上市公司中篩選出各行業(yè)有代表性的53家公司，用這53家公司2022年的相關財務數(shù)據(jù)來進行回歸分析。

（三）描述性統(tǒng)計

在對回歸模型進行檢驗之前，我們有必要對數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計分析，相關變量的描述性統(tǒng)計結果見表2。

三、實證檢驗

（一）多重共線性檢驗

對模型進行回歸分析之前，有必要偵察模型中的解釋變量之間是否存在多重共線性。多重共線性在多元回歸分析中是比較普遍的一種現(xiàn)象，如果存在高度多重共線性，雖然回歸系數(shù)的估計仍然是無偏的，但置信區(qū)間要寬得多，t檢驗通不過的概率急劇增大，以致接受“零虛擬假設”（即真實總體系數(shù)為零的假設）更為容易，從而得不到正確的系數(shù)估計值。

對模型（1）中各解釋變量進行相關性分析，結果見表3。從表3可以看出，解釋變量之間的相關系數(shù)絕對值最大的小于0.37，遠遠小于通常的判斷標準0.8，因此在本模型中不存在高度多重共線性問題。

（二）自相關檢驗

經(jīng)典回歸模型假定殘差項之間不存在自相關，即任一次觀測的干擾項都不受任何其他觀測的干擾項影響，它們相互之間是獨立的。如果干擾項之間存在自相關，這時如仍用OLS方法對模型的參數(shù)進行估計，估計結果雖然仍然是無偏和一致的，但不再是有效（即最小方差）的了。即原本一個顯著異于零的系數(shù)，這時用OLS方法進行估計，也認為它是統(tǒng)計上不顯著的，從而接受它是零的假設。

偵察模型的干擾項之間是否存在自相關，最著名的檢驗方法是德賓-沃森d檢驗。代入數(shù)據(jù)進模型（1）進行檢驗，計算出d統(tǒng)計量的值為1.93，在1%的置信水平下可拒絕干擾項之間存在自相關，故本模型可以用OLS方法來估計。

（三）異方差檢驗

經(jīng)典回歸模型假定殘差項是同方差的，如果殘差項是異方差的，這時如果用OLS方法對模型的參數(shù)進行估計，可能導致參數(shù)估計值雖然是無偏的，但不是有效的，參數(shù)的顯著性檢驗性失去意義，這時必須采用一定的方法對異方差性進行處理。偵察模型的干打擾項是否存在異方差的常用方法是White檢驗法。運用樣本數(shù)據(jù)，估計模型（1）并得到殘差e，再做如下輔助回歸：

上式中，v是隨機擾動項。考慮到模型中變量較多，如果以上輔助回歸模型加入交乘項，會迅速消耗許多自由度，故略去了交乘項。對以上輔助回歸模型進行估計，得到R2值為0.1587，樣本量n為53，故得到n·R2的值為8.4111，它漸近遵循自由度為10的卡方分布。查卡方分布表，對于10個自由度的卡方分布，5%臨界卡方值是18.3070，10%臨界卡方值是15.9871，25%臨界卡方值是12.5489，故不拒絕原假設，即模型（1）的殘差項不存在異方差，模型可以用OLS方法估計。

（四）模型檢驗結果

將樣本數(shù)據(jù)代入模型，用OLS方法進行估計，得到檢驗結果，見表4。

從表4可以看出，企業(yè)規(guī)模變量X1的系數(shù)為正且在5%的置信水平下異于0，由此假設1得到驗證，規(guī)模越大的中小企業(yè)獲得融資的可能性越大。企業(yè)規(guī)模變量的系數(shù)1.938意味著在保持其他條件不變的條件下，總資產的對數(shù)每增加一個單位，債務融資率將增加1.938%。企業(yè)盈利能力變量X2的系數(shù)為正且在5%的置信水平下異于0，由此假設2得到驗證，盈利能力越強的中小企業(yè)獲得融資的可能性越大。企業(yè)盈利能力變量X2的系數(shù)0.254意味著，在保持其他條件不變的條件下，凈資產收益率每增加1%，債務融資率將增加0.254%。企業(yè)發(fā)展能力變量X3的系數(shù)即使在10%的置信水平下也不能拒絕異于0，假設3沒有得到驗證，說明企業(yè)發(fā)展能力不會提高中小企業(yè)獲得融資的可能性。企業(yè)擔保資產價值變量X4的系數(shù)為正且在5%的置信水平下異于0，由此假設4得到驗證，能提供更多擔保資產的中小企業(yè)獲得融資的可能性越大。企業(yè)擔保資產價值變量X4的系數(shù)0.246意味著在保持其他條件不變的條件下，資產擔保率每增加1%，債務融資率增加0.246%。企業(yè)速動比率變量X5的系數(shù)為正且在5%的置信水平下異于0，由此假設5得到驗證，速動比率越大的中小企業(yè)獲得融資的可能性越大。企業(yè)速動比率變量X5的系數(shù)0.025意味著在保持其他條件不變的條件下，速動比率每增加1%，債務融資率增加0.025%。

四、緩解中小企業(yè)融資難的對策

（一）增加企業(yè)盈利能力

前文的實證檢驗結果表明，中小企業(yè)的盈利能力越強，就越能得到商業(yè)銀行的信任，從而更容易獲得貸款。為此，企業(yè)應加強科研投入，提高產品的技術含量，加強對企業(yè)的管理，提高管理效率，降低生產成本。如果企業(yè)生產的產品在質量和價格上與同行的產品相比有很強的競爭優(yōu)勢，就會獲得消費者的青睞，擴大銷售量并獲得大量盈利。銀行向這樣的企業(yè)發(fā)放貸款風險就很小，從而愿意向他們提供資金支持[6]。

（二）完善中小企業(yè)融資擔保體系

前文的實證檢驗結果表明，中小企業(yè)擔保資產價值越高，獲得融資的可能性就越大。因為一旦企業(yè)無力償還貸款，銀行可通過拍賣擔保資產的方式來收回貸款，從而降低了銀行貸款損失的風險。類似的道理，如果有第三方機構為銀行向中小企業(yè)發(fā)放的貸款提供擔保，在企業(yè)無力償還貸款時，擔保機構有義務替企業(yè)償還，從而也就降低了銀行的風險，增加銀行向中小企業(yè)發(fā)放貸款的意愿[7]。此外，擔保機構作為中小企業(yè)與銀行的溝通者，減少了銀行與中小企業(yè)之間的信息不對稱，加強了信息溝通，有助于銀行更有效地識別貸款的風險，從而向那些信用良好的中小企業(yè)提供貸款。

（三）加大培育中小銀行，放寬準入制度

大型銀行天生傾向于向大型企業(yè)發(fā)放貸款而不太愿意向中小企業(yè)提供資金支持。大型企業(yè)往往單筆資金需求額大，而中小企業(yè)的單筆資金需求額較小。對于銀行而言，單筆貸款的金額越大，平均單位資金的管理成本就越低[8]。另一方面，大型企業(yè)的信息透明度較高，銀行對大型企業(yè)的財務狀況了解更多而對中小企業(yè)的財務狀況了解很少。這兩方面的原因導致大型銀行不太愿意向中小企業(yè)發(fā)放貸款[9]。

然而，中小銀行的資金規(guī)模有限，如果向大型企業(yè)發(fā)放貸款，由于單筆貸款金額過高，使中小企業(yè)的風險過于集中，如果某家大型企業(yè)違約不能歸還貸款，有可能引起中小銀行倒閉。另一方面，因為中小銀行與中小企業(yè)聯(lián)系緊密，掌握有中小企業(yè)的私密信息，對中小企業(yè)的財務狀況更為了解[10]。基于這兩方面的原因，中小銀行更傾向于向中小企業(yè)發(fā)放貸款。因此，為緩解中小企業(yè)融資難問題，政府應當放寬中小銀行的準入門檻，鼓勵建立中小商業(yè)銀行。當中小商業(yè)銀行的數(shù)量足夠多時，中小企業(yè)融資難問題會得到很大程度的緩解。

（四）完善中小企業(yè)融資環(huán)境

中小企業(yè)為國民經(jīng)濟發(fā)展作出了巨大的貢獻，然而，中小企業(yè)獲得的資金與其所作的貢獻很不相稱。為了提高中小企業(yè)所獲得的資金數(shù)量，緩解中小企業(yè)融資難問題，應當加強相關機制建設，完善中小企業(yè)融資環(huán)境。采取各種措施鼓勵各類金融機構增持中小企業(yè)發(fā)行的金融工具，以提高對中小企業(yè)的資金支持力度。金融監(jiān)管部門應當要求商業(yè)銀行改善對員工的考核激勵機制，合理提高中小企業(yè)不良貸款的容忍度，建立健全中小企業(yè)貸款盡職免責機制，充分保護基層展業(yè)人員的積極性。對發(fā)放貸款向中小企業(yè)傾斜的商業(yè)銀行，在其發(fā)行各類金融工具時，優(yōu)先得到審批。

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作者簡介：嚴瓏婷（2000— ），女，湖北武漢人，英國南安普頓大學商學院研究生，研究方向為數(shù)字經(jīng)濟、貨幣金融學。