民營中小企業(yè)信貸融資制約因素的實(shí)證研究：基于創(chuàng)業(yè)板上市公司數(shù)據(jù)的分析

鄭萌萌，李 鑫

(山東財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，山東濟(jì)南250014)

一、引 言

改革開放三十多年來，我國非公有制經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅猛，現(xiàn)已成為國民經(jīng)濟(jì)的一個(gè)重要組成部分。截至2012年底，我國個(gè)體工商戶超過4000萬戶，其中私營企業(yè)1085萬戶，占我國全部實(shí)有企業(yè)總數(shù)的80%以上，它們是市場(chǎng)主體中的最大群體。民營經(jīng)濟(jì)中的中小企業(yè)分布于各行各業(yè)，其經(jīng)濟(jì)量約占經(jīng)濟(jì)總量的三分之二。以2010年度工業(yè)企業(yè)為例，全國規(guī)模以上中小企業(yè)44.8萬家，占規(guī)模以上企業(yè)總量的99.4%;全國規(guī)模以上中小企業(yè)工業(yè)增加值增長了17.6%，占規(guī)模以上中小企業(yè)工業(yè)增加值的69.2%;實(shí)現(xiàn)稅金1.51萬億元，占規(guī)模以上企業(yè)稅金總額的54.4%。

然而，與其發(fā)展規(guī)模和經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)度不相匹配的是，民營中小企業(yè)的發(fā)展一直以來都受到融資不順暢的困擾。現(xiàn)階段，民營中小企業(yè)從資本市場(chǎng)中小板和創(chuàng)業(yè)板融取資金十分有限，銀行金融機(jī)構(gòu)便成為其外部融資的主要渠道。但由于受宏觀經(jīng)濟(jì)政策、銀行信貸規(guī)定以及民營中小企業(yè)自身缺陷等綜合作用，民營中小企業(yè)從銀行獲取貸款具有相當(dāng)大的難度，其融通資金受到嚴(yán)重的信貸約束。全國工商聯(lián)的一份統(tǒng)計(jì)顯示，當(dāng)前民營企業(yè)融資尚不及全社會(huì)的10%，銀行對(duì)非公企業(yè)的拒貸率超過56%，而超過70%的銀行貸款放給了國有企業(yè)。90%的規(guī)模以下小企業(yè)無法從銀行取得任何借款，95%的微小企業(yè)未從銀行得到任何貸款，這便是目前銀行信貸情況的真實(shí)寫照。當(dāng)然，從總體上講民營中小企業(yè)信貸融資制約因素不外乎是宏觀和微觀兩個(gè)層面。由于宏觀和政策因素難以進(jìn)行準(zhǔn)確的定量分析，因此本文將從民營中小企業(yè)自身這一微觀因素出發(fā)，對(duì)影響民營中小企業(yè)信貸融資約束的因素進(jìn)行實(shí)證分析，并依據(jù)實(shí)證分析結(jié)果提出符合民營中小企業(yè)自身特點(diǎn)且能緩解或解決民營中小企業(yè)融資難的對(duì)策辦法。

二、民營中小企業(yè)信貸融資約束影響因素的文獻(xiàn)綜述

由于“民營企業(yè)”是一個(gè)具有中國特色的名詞，國外缺少對(duì)于民營中小企業(yè)融資的相關(guān)研究，而是主要集中于中小企業(yè)的信貸融資問題。自Jaffee和Russell(1976)以及Stigliz和Weiss(1981)等將不完全信息理論引入中小企業(yè)信貸融資研究以來，關(guān)于中小企業(yè)銀行信貸融資存在信貸配給現(xiàn)象便成為學(xué)術(shù)界的共識(shí)①。信貸配給理論解釋了中小企業(yè)更加難以獲得銀行信貸融資這一現(xiàn)實(shí)問題。由于信貸市場(chǎng)上的信息不對(duì)稱，必然會(huì)產(chǎn)生逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)，銀行便會(huì)面臨較高的信貸風(fēng)險(xiǎn)。該理論從信息經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度為研究中小企業(yè)的融資障礙提供了一個(gè)很好的思路與選擇。Gregory和Tanev(2001)全面研究了中國民營企業(yè)融資的現(xiàn)狀與存在問題，指出銀行手續(xù)、銀行抵押擔(dān)保條件、銀行激勵(lì)措施、交易信息等是影響民營中小企業(yè)融資難的主要因素，進(jìn)而提出了推進(jìn)利率自由化、允許銀行收取交易費(fèi)等系列建議②。Berger等(2002)將銀行貸款分為財(cái)務(wù)報(bào)表型貸款、抵押擔(dān)保型貸款、信用評(píng)分技術(shù)型貸款和關(guān)系型貸款等四類，其中關(guān)系型貸款是“軟信息”，具有強(qiáng)烈的人格特征，難以具體量化③。這就使得銀行貸款與中小企業(yè)之間必須保持長期的封閉交易關(guān)系，即存在著關(guān)系型借貸關(guān)系。

國內(nèi)對(duì)民營中小企業(yè)信貸融資影響因素的研究主要是從宏觀和微觀兩個(gè)方面著手。在宏觀方面，張杰(1998)認(rèn)為由于中國金融制度的基礎(chǔ)是國有商業(yè)銀行，長期以來國有商業(yè)銀行在給國有企業(yè)提供大量融資的同時(shí)也形成了大量的呆賬與壞賬，卻并沒有承擔(dān)相應(yīng)的國有資產(chǎn)流失責(zé)任。與其相反，當(dāng)國有商業(yè)銀行給民營中小企業(yè)提供信貸支持，一旦出現(xiàn)信貸風(fēng)險(xiǎn)時(shí)便要承擔(dān)國有資產(chǎn)的流失責(zé)任，無形之中就形成了貸款對(duì)象所有制的歧視，最終只能是中小企業(yè)難以從國有銀行獲得信貸資金④。中國人民銀行上海市分行課題研究組(2004)認(rèn)為，中小企業(yè)面臨信貸約束的根本原因是，中小企業(yè)本身特質(zhì)與現(xiàn)有金融機(jī)構(gòu)信貸服務(wù)體系不相適應(yīng)、全社會(huì)尚未建立對(duì)民營中小企業(yè)融資的支持體系等⑤。羅正英、周中勝(2010)進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，正式和非正式的融資環(huán)境安排、金融業(yè)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)以及融資技術(shù)對(duì)中小企業(yè)信貸可獲性具有顯著的影響。同時(shí)進(jìn)一步指出，緩解中小企業(yè)信貸融資難的根本途徑，在于鼓勵(lì)銀行開展中小企業(yè)信貸融資技術(shù)的革新，促進(jìn)信息環(huán)境、法律環(huán)境、管制環(huán)境以及社會(huì)信用環(huán)境的建立和改善，建立與經(jīng)濟(jì)的多層次相適應(yīng)的金融機(jī)構(gòu)服務(wù)體系，提高信貸市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)程度，等等⑥。

在微觀方面，王霄、張捷(2003)在傳統(tǒng)信貸配給理論模型基礎(chǔ)之上，將抵押品和企業(yè)規(guī)模納入到信貸配給的內(nèi)生決策變量中。通過采用改進(jìn)后的模型得出研究結(jié)論，在信貸配給中通常被剔除的主要是資產(chǎn)規(guī)模小于或等于銀行所要求的信貸臨界抵押品的中小企業(yè)⑦。俞兆云、陳飛翔(2010)以福建省寧德市中小企業(yè)為例，通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，該地區(qū)中小企業(yè)受到嚴(yán)重的信貸融資約束，其中企業(yè)規(guī)模、抵押擔(dān)保情況及企業(yè)主的誠信度和從業(yè)經(jīng)驗(yàn)對(duì)企業(yè)信貸可得性影響顯著⑧。鄧建平、曾勇(2011)從民營企業(yè)的債務(wù)融資出發(fā)，考察了銀行關(guān)聯(lián)這種非正式制度與債務(wù)融資的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)金融生態(tài)環(huán)境的好與壞對(duì)兩者關(guān)系存在顯著的影響⑨。在金融生態(tài)環(huán)境差的地區(qū)中，民營企業(yè)建立的銀行關(guān)聯(lián)與企業(yè)的債務(wù)融資密切相關(guān)，而金融生態(tài)環(huán)境的改善會(huì)減輕銀行關(guān)聯(lián)這種非正式機(jī)制的影響。

從以上關(guān)于民營中小企業(yè)信貸融資的研究可以看出，信貸融資約束作為制約民營中小企業(yè)發(fā)展的至關(guān)重要的因素，已經(jīng)引起了國內(nèi)外學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。但是目前的研究僅限于理論研究和寬泛的對(duì)于中小企業(yè)的信貸融資難的實(shí)證研究，缺少系統(tǒng)性的專門針對(duì)民營中小企業(yè)信貸融資制約因素問題的研究，并且相關(guān)的研究在影響變量的選取上缺乏針對(duì)性和整體性。國內(nèi)諸多學(xué)者在中小企業(yè)信貸融資方面研究更多的是專注于成因、對(duì)策及理論闡釋方面，運(yùn)用數(shù)據(jù)資料進(jìn)行實(shí)證分析的研究則相對(duì)較少。因此，本文力求將有關(guān)信貸理論、定性因素盡可能予以量化，然后運(yùn)用模型進(jìn)行回歸分析，試圖找到民營中小企業(yè)信貸融資約束的最核心最本質(zhì)影響因素。

三、民營中小企業(yè)信貸約束影響因素的實(shí)證分析

(一)模型設(shè)計(jì)及變量選擇

首先，在自變量的選擇上，從回顧和梳理國內(nèi)外學(xué)者對(duì)民營中小企業(yè)融資問題現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上可以發(fā)現(xiàn)，從民營中小企業(yè)自身角度出發(fā)，可能導(dǎo)致其融資約束的影響因素主要表現(xiàn)為:一是企業(yè)的基本信息情況，包括企業(yè)所屬行業(yè)、經(jīng)營規(guī)模、設(shè)立時(shí)間以及所處地理位置等，其中企業(yè)成立的時(shí)間越長、企業(yè)規(guī)模越大，就越有可能和主辦銀行搭建起長期的信貸關(guān)系，減弱銀企之間的信息不對(duì)稱，從而緩解企業(yè)的信貸約束。企業(yè)所處的行業(yè)和地理位置往往也會(huì)影響到企業(yè)融資的難易程度。二是企業(yè)的財(cái)務(wù)狀況，包括企業(yè)的盈利能力、運(yùn)營能力、產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力、提供抵押擔(dān)保的情況等。企業(yè)的財(cái)務(wù)狀況和企業(yè)能否從銀行獲得貸款密切相關(guān)。其中資產(chǎn)利潤率、流動(dòng)比率、銷售利潤率(或者資產(chǎn)收益率)、可作為抵押品的固定資產(chǎn)比率尤為重要。

其次，在因變量的選擇上，本文采用銀行信貸借款余額占資產(chǎn)總額的比例來描述企業(yè)的信貸可及性。鑒于我國上市民營中小企業(yè)通過民間借貸獲得資金的數(shù)額較小，且民間金融市場(chǎng)發(fā)展尚不完善，相關(guān)數(shù)據(jù)的可信度較低，因此這里假設(shè)創(chuàng)業(yè)板上市公司的短期負(fù)債和長期負(fù)債均來自于銀行貸款。

最后，根據(jù)上述變量選取的分析，借鑒 Francisco(2005)⑩依據(jù)西班牙中小企業(yè)面板數(shù)據(jù)構(gòu)建的中小企業(yè)融資行為實(shí)證模型，采用Eview6.0，以O(shè)LS法對(duì)截取的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)作逐步回歸分析，其中以企業(yè)的信貸可及性為因變量，以企業(yè)規(guī)模、所處行業(yè)、地理位置、經(jīng)營時(shí)間、提供抵押擔(dān)保的能力、盈利能力、產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力、股票綜合評(píng)級(jí)、企業(yè)主素質(zhì)以及流動(dòng)比率等10項(xiàng)指標(biāo)為自變量，從而設(shè)計(jì)如下模型:

Loan=α0+α1x1+α2x2+α3x3+α4x4+α5x5+α6x6+α7x7+α8x8+α9x9+α10x10+εi

其中，Loan代表中小企業(yè)信貸融資的約束程度，α0是回歸方程中的常數(shù)項(xiàng)，αi是各解釋變量的待估系數(shù)，εi誤差項(xiàng)，上式中解釋變量的含義如表1。

表1 解釋變量含義

(二)數(shù)據(jù)來源及樣本選取

鑒于我國國有銀行對(duì)國有企業(yè)提供不遺余力的金融支持，而民營企業(yè)在融資中面臨著嚴(yán)重的“所有制”歧視這一現(xiàn)狀，假若將不同所有制性質(zhì)的中小企業(yè)混淆在一起進(jìn)行研究，其結(jié)論難免出現(xiàn)偏差，不具有針對(duì)性。因此，本文將結(jié)合深圳證券交易所創(chuàng)業(yè)板上市的民營中小企業(yè)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)統(tǒng)籌考慮，從而排除企業(yè)所有制形式因素帶來的影響。

本文所采用樣本數(shù)據(jù)均來自wind數(shù)據(jù)庫，樣本數(shù)據(jù)截取截止2011年12月31日在創(chuàng)業(yè)板上市的民營中小企業(yè)的年度財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，其中排除了國有控股、外資控股企業(yè)和數(shù)據(jù)不完整企業(yè)113家，其余168家民營中小企業(yè)符合本文數(shù)據(jù)采集要求。

(三)實(shí)證過程

1.相關(guān)性分析

在進(jìn)行民營中小企業(yè)信貸融資制約因素的多元回歸分析之前，首先利用Eviews6.0軟件對(duì)所列影響因素進(jìn)行相關(guān)性分析。表2是民營中小企業(yè)信貸融資10個(gè)影響因素的相關(guān)系數(shù)矩陣。

表2 解釋變量相關(guān)系數(shù)矩陣

從表2可以看出，企業(yè)的銷售利潤率、資產(chǎn)利潤率和流動(dòng)比率高度相關(guān)。這三個(gè)指標(biāo)并非相互獨(dú)立的，而是相互作用的，即一個(gè)指標(biāo)發(fā)生變化，其他兩個(gè)指標(biāo)必然也隨之發(fā)生相應(yīng)的變化，這也符合企業(yè)財(cái)務(wù)指標(biāo)的相關(guān)特性。因此，為了避免模型設(shè)定出現(xiàn)偏差，保證參數(shù)估計(jì)的準(zhǔn)確性，在下一步的回歸分析中將選定其一作為代表性指標(biāo)。從表2可以看出，銷售率與另外兩個(gè)指標(biāo)的相關(guān)性更高一些，因而將選定銷售利潤率作為代表性因素進(jìn)行下一步的回歸分析。

2.異方差檢驗(yàn)

計(jì)量金融學(xué)的經(jīng)驗(yàn)表明:利用橫截面數(shù)據(jù)建立實(shí)證模型時(shí)，由于在不同樣本點(diǎn)上其他因素影響的差異較大，往往容易產(chǎn)生異方差性。因此，在將剔除資產(chǎn)利潤率和流動(dòng)比率后的其他8個(gè)解釋變量進(jìn)行多元線性回歸前，需要先對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行懷特異方差檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表3。

表3 懷特異方差檢驗(yàn)結(jié)果

Dependent Variable:RESID^2 Method:Least Squares Date:10/24/12 Time:20:48 Sample:1 168 Included observations:161 Collinear test regressors dropped from speci fication Coefficient Std.Error t－ Statistic Prob.C 1.295565 2.636793 0.491341 0.6241 X1 －0.260590 0.577759 －0.451036 0.6528 X1^2 0.011913 0.032086 0.371281 0.7111 X1*X2 －0.018242 0.015764 －1.157197 0.2495 X1*X3 －0.018351 0.011265 －1.629004 0.1060 X1*X4 0.002515 0.002908 0.864629 0.3890 X1*X5 0.008616 0.125964 0.068403 0.9456 X1*X6 －0.097336 0.332725 －0.292542 0.7704 X1*X8 0.035006 0.025070 1.396328 0.1653 X1*X9 －0.000208 0.002450 －0.085023 0.9324 X2 0.149257 0.142253 1.049233 0.2962 X2*X3 －0.001602 0.006733 －0.237992 0.8123 X2*X4 0.000378 0.001124 0.336023 0.7375 X2*X5 0.072171 0.053920 1.338482 0.1833 X2*X6 －0.061466 0.143175 －0.429310 0.6685 X2*X8 0.002948 0.010521 0.280220 0.7798 X2*X9 9.56E －05 0.000999 0.095716 0.9239

X3 0.197986 0.100287 1.974194 0.0507 X3^2 0.005539 0.006031 0.918403 0.3603 X3*X4 －0.001072 0.000925 －1.159352 0.2487 X3*X5 －0.019631 0.038751 －0.506592 0.6134 X3*X6 0.045615 0.128992 0.353630 0.7243 X3*X8 －0.014013 0.007816 －1.792872 0.0756 X3*X9 －0.000626 0.000840 －0.745139 0.4577 X4 －0.020160 0.027462 －0.734098 0.4644 X4^2 8.07E －05 9.69E －05 0.832670 0.4067 X4*X5 －0.009453 0.007272 －1.299968 0.1962 X4*X6 －0.018436 0.018459 －0.998758 0.3200 X4*X8 0.000267 0.001710 0.156263 0.8761 X4*X9 －5.89E －05 0.000108 －0.544215 0.5873 X5 －0.180541 1.135963 －0.158932 0.8740 X5^2 －0.053083 0.254759 －0.208366 0.8353 X5*X6 －0.041156 1.034275 －0.039792 0.9683 X5*X8 0.110544 0.074806 1.477746 0.1422 X5*X9 0.001110 0.007341 0.151254 0.8800 X6 1.616362 2.946881 0.548499 0.5844 X6^2 －1.907331 2.034698 －0.937403 0.3505 X6*X8 －0.035778 0.249142 －0.143607 0.8861 X6*X9 －0.018816 0.016349 －1.150880 0.2521 X8 －0.310254 0.232360 －1.335231 0.1844 X8^2 0.002871 0.009450 0.303760 0.7619 X8*X9 －0.000474 0.001267 －0.373937 0.7091 X9 0.005793 0.023310 0.248531 0.8042 X9^2 －4.65E －06 1.75E －05 －0.265234 0.7913 R － squared 0.405920 Mean dependent var 0.009996 Adjusted R－squared 0.187583 S.D.dependent var 0.018692 S.E.of regression 0.016848 Akaike info criterion －5.101818 Sum squared resid 0.033211 Schwarz criterion －4.259695 Log likelihood 454.6964 Hannan － Quinn criter. －4.759882 F－statistic 1.859145 Durbin－Watson stat 1.8 0.004746 98360 Prob(F－statistic)

在懷特檢驗(yàn)中，給定顯著水平α=5%，查χ2分布的臨界值表得到，χ2α(43)=28.695 ＜ nR2=93.152，應(yīng)該拒絕原假設(shè)，即隨機(jī)誤差項(xiàng)εi存在異方差。其結(jié)果與Eviews 6.0檢驗(yàn)結(jié)果相同，差項(xiàng)εi存在異方差。

對(duì)于存在異方差的模型，需要對(duì)異方差問題進(jìn)行適當(dāng)修正。因?yàn)楫惙讲畲嬖跁?huì)導(dǎo)致 OLS估計(jì)量不再具有有效性。Eviews提供了消除或者減弱異方差性的加權(quán)最小二乘法(WLS)，而WLS基本原理是使殘差平方和最小，利用殘差絕對(duì)值的倒數(shù)作對(duì)權(quán)數(shù)列。使用Eviews的加權(quán)最小二乘法進(jìn)行異方差的修正后，結(jié)果為:

表4 WLS回歸結(jié)果

X2 0.011248 0.003488 3.224952 0.0015 X3－0.00643 0.003831 －1.678567 0.0953 X4 0.007445 0.000386 19.30874 0 X5 0.210375 0.024416 8.616402 0 X6－1.180833 0.059723 －19.77168 0 X8－0.007859 0.00296 －2.654906 0.0088 X9 0.000138 0.000284 0.487694 0.6265 Weighted Statistics R － squared 0.975705 Mean dependent var 0.145955 Adjusted R －squared 0.974426 S.D.dependent v ar 0.334061 S.E.of regression 0.022247 Akaike info crite rion －4.718938 Sum squared resid 0.07523 Schwarz criterion －4.546685 Log likelihood 388.8745 Hannan － Quinn criter. －4.648996 F －statistic 763.0483 Durbin－Watson stat 1.778226 Prob(F－statistic)0 Unweighted Statistics R － squared 0.208991 Mean dependent var 0.167962 Adjusted R －squared 0.167359 S.D.dependent v ar 0.113015 S.E.of regression 0.103125 Sum squared resid 1.61649 Durbin － Watson stat 1.589654

(五)實(shí)證結(jié)果分析

表4是WLS修正后的民營中小企業(yè)信貸融資制約因素的回歸結(jié)果，從圖中可以看出民營中小企業(yè)信貸可及性影響因素呈現(xiàn)以下特點(diǎn):

第一，民營中小企業(yè)的規(guī)模與其獲得信貸資金支持力度成顯著的正相關(guān)關(guān)系，即規(guī)模大的中小企業(yè)有可能獲得銀行的信貸支持。這一結(jié)果也恰恰佐證了民營中小企業(yè)從銀行申請(qǐng)信貸資金時(shí)存在“規(guī)模歧視”之觀點(diǎn)。

第二，企業(yè)所屬行業(yè)是影響其獲得信貸融資的重要因素?；貧w結(jié)果表明，制造業(yè)比其他行業(yè)更容易獲得銀行貸款。這是由于同其他行業(yè)相比，制造業(yè)有大量的抵押品作抵押，因此更能得到銀行的信貸融資。

第三，企業(yè)的經(jīng)營年限是影響民營中小企業(yè)信貸融資的一個(gè)重要因素。企業(yè)持續(xù)經(jīng)營年限越長，獲得的銀行貸款也就越多。這主要是因?yàn)槊駹I企業(yè)成立時(shí)間越長，表明其公司治理結(jié)構(gòu)就越合理，管理經(jīng)驗(yàn)就越豐富，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力就越強(qiáng)，品牌市場(chǎng)占有率就越高，企業(yè)成長機(jī)會(huì)也就越大。按照金融成長周期理論，隨著企業(yè)經(jīng)營年限的增加，其面臨的資產(chǎn)規(guī)模和信息約束將會(huì)逐漸放松。同時(shí)，民營企業(yè)經(jīng)營時(shí)間越長，與主辦銀行建立的業(yè)務(wù)往來關(guān)系也就密切，從而可以減少銀企之間的信息不對(duì)稱，有助于其獲得貸款。

第四，民營中小企業(yè)信貸可及性與資產(chǎn)擔(dān)保抵押存在顯著的正相關(guān)性。民營中小企業(yè)天然具有規(guī)模小、實(shí)力弱、穩(wěn)定性差、治理結(jié)構(gòu)不完善、財(cái)務(wù)制度不健全、資金管理不嚴(yán)、信息透明度低等特點(diǎn)，而商業(yè)銀行對(duì)于追求信貸資金“安全性、流動(dòng)性、盈利性”的特質(zhì)，就必然導(dǎo)致其對(duì)中小企業(yè)信貸業(yè)務(wù)做出更加謹(jǐn)慎的安排，因此抵押擔(dān)保便成了商業(yè)銀行把控中小企業(yè)信貸風(fēng)險(xiǎn)的重要關(guān)口，反過來也就成了制約中小企業(yè)信貸融資的巨大“瓶頸”。

第五，民營中小企業(yè)的信貸融資可獲性與盈利性、企業(yè)所處地區(qū)關(guān)系不明顯。相對(duì)于企業(yè)的盈利能力，銀行可能更加關(guān)注企業(yè)的負(fù)債狀況和企業(yè)逃避債務(wù)可能產(chǎn)生的道德風(fēng)險(xiǎn)。在決定對(duì)民營中小企業(yè)貸款時(shí)，銀行也更加注重有形資產(chǎn)抵押的保證，對(duì)企業(yè)盈利性關(guān)注度不高。同時(shí)，在創(chuàng)業(yè)板上市的民營中小企來源于中西部的較少，致使本文選取的企業(yè)大部分分布在東部地區(qū)，這也造成了本文在研究地區(qū)差異上的局限性。

四、結(jié) 論

上述實(shí)證分析表明，從民營中小企業(yè)這一微觀主體自身出發(fā)，企業(yè)規(guī)模、所屬行業(yè)、經(jīng)營時(shí)間和可用于抵押固定資產(chǎn)多少是影響企業(yè)獲取貸款能力的幾個(gè)主要因素。本文認(rèn)為要提高民營中小企業(yè)貸款的可得性，首先中小企業(yè)要擴(kuò)大企業(yè)資本規(guī)模，完善企業(yè)治理結(jié)構(gòu)，規(guī)范企業(yè)財(cái)務(wù)制度，逐步提高經(jīng)營管理水平，從而增強(qiáng)自身從外部獲得信貸融資支持的能力。其次，由于民營中小企業(yè)可抵押擔(dān)保的資產(chǎn)價(jià)值顯著影響中小企業(yè)信貸可及性，即固定資產(chǎn)占比越大的企業(yè)，越容易得到銀行貸款。而在創(chuàng)業(yè)板上市的民營中小企業(yè)多為科技型中小企業(yè)，它們的特點(diǎn)是無形資產(chǎn)的比重較高，固定資產(chǎn)比例較低，大大加劇了其獲得信貸融資的難度。因此構(gòu)筑適應(yīng)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的擔(dān)保交易法律制度，引入動(dòng)產(chǎn)抵押擔(dān)保制度和浮動(dòng)擔(dān)保制度，適當(dāng)擴(kuò)大動(dòng)產(chǎn)擔(dān)保物范圍，對(duì)于增強(qiáng)民營科技型中小企業(yè)的融資能力具有刻不容緩的現(xiàn)實(shí)意義。另外，由于民營中小企業(yè)所屬行業(yè)性質(zhì)和經(jīng)營特點(diǎn)不同，再加上治理結(jié)構(gòu)不完善和財(cái)務(wù)指標(biāo)不健全等因素，使得銀行難以獲得對(duì)企業(yè)完整的評(píng)價(jià)信息，進(jìn)一步加劇了銀企信息不對(duì)稱問題，也嚴(yán)重制約了民營中小企業(yè)獲得信貸融資。因此，本文認(rèn)為目前可適當(dāng)放松銀行向企業(yè)發(fā)放貸款時(shí)對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)指標(biāo)的硬要求，適當(dāng)參考“軟信息”。同時(shí)，商業(yè)銀行要積極推行企業(yè)融資產(chǎn)品的創(chuàng)新，適時(shí)推出適合民營中小企業(yè)特點(diǎn)的融資新產(chǎn)品，增強(qiáng)與服務(wù)中小企業(yè)的信用擔(dān)保和抵押登記機(jī)構(gòu)等交流和合作，真正解決企業(yè)抵押擔(dān)保中存在的難題，不斷降低其交易費(fèi)用，盡量滿足中小企業(yè)經(jīng)營發(fā)展中的融資需求。

［注釋］

①Stiglitz，J.E and A.Weiss，“ Credit Rationing in Markets with Imperfect Information”，American Economic Review 1981.

②尼爾·格雷戈里，斯托伊安·塔涅夫:《中國民營企業(yè)的融資問題》，趙紅軍，黃燁青譯，《經(jīng)濟(jì)社會(huì)體制比較》，2001年第6期。

③Berger，A.N，Udell，GF，“The Economics of Small Business Finance:The Role of Private Equity and Debt Market in the Financial Growth Cycle”，Journal，1998.

④張杰:《漸進(jìn)改革中的金融支持》，《經(jīng)濟(jì)研究》，1998年第10期。

⑤中國人民銀行研究局課題組:《中國中小企業(yè)金融制度調(diào)查》，《金融時(shí)報(bào)》，2004年6月22日。

⑥羅正英，周中勝:《國外中小企業(yè)信貸融資研究的進(jìn)展及啟示》，《國外社會(huì)科學(xué)》，2010年第5期。

⑦王霄，張捷:《銀行信貸配給與中小企業(yè)貸款—一個(gè)內(nèi)生化抵押品和企業(yè)規(guī)模的理論模型》，《經(jīng)濟(jì)研究》，2003年第7期。

⑧俞兆云，陳飛翔:《對(duì)中小企業(yè)信貸融資約束及其影響因素的實(shí)證研究》，《統(tǒng)計(jì)與決策》，2010第8期。

⑨鄧建平，曾勇:《金融生態(tài)環(huán)境、銀行關(guān)聯(lián)與債務(wù)融資—基于我國民營企業(yè)的實(shí)證研究》，《會(huì)計(jì)研究》，2011年第12期。

⑩Francisco，How SME Uniqueness Affects Capital Structure Evidence From A 1994– 1998 Spanish Data Pane，Small Business Economics，2005(25).