中小銀行與中小企業(yè)融資關(guān)系研究

楊沂

摘要：中小企業(yè)對(duì)我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到了至關(guān)重要的推動(dòng)作用，然而資金不足仍然是阻礙其發(fā)展的重大難題。因此從金融結(jié)構(gòu)理論出發(fā)，選取我國(guó)深市中小板2010年至2012年上市企業(yè)上市前的相關(guān)數(shù)據(jù)為研究樣本，實(shí)證檢驗(yàn)我國(guó)現(xiàn)階段中小銀行與中小企業(yè)信貸融資的關(guān)系。結(jié)果表明，中小銀行對(duì)中小企業(yè)信貸融資具有促進(jìn)作用。

關(guān)鍵詞：中小銀行；中小企業(yè)；信貸融資

中圖分類號(hào)：F83文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：Adoi：10.19311/j.cnki.16723198.2017.23.040

1引言

關(guān)于中小銀行與中小企業(yè)規(guī)模匹配共生的理論，最早由西方學(xué)者Strahan & Weston（1996）提出。該理論發(fā)現(xiàn)，銀行規(guī)模與中小企業(yè)銀行借款之間呈現(xiàn)出強(qiáng)烈的反向增長(zhǎng)趨勢(shì)；大銀行不愿意向規(guī)模較小、資金需求也較小的中小企業(yè)貸款，而中小銀行則天生是中小企業(yè)的合作伙伴。我國(guó)學(xué)者林毅夫和李永軍（2001）也對(duì)此問(wèn)題展開了研究，他們認(rèn)為中小銀行愿意與中小企業(yè)形成長(zhǎng)期合作的關(guān)系，除了因?yàn)樗鼈円?guī)模小，無(wú)法滿足更多大企業(yè)的融資需求之外，還因?yàn)樗鼈兿忍炀哂袨橹行∑髽I(yè)提供服務(wù)的信息優(yōu)勢(shì)。更進(jìn)一步地，林毅夫等（2009）提出最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)理論，其核心觀點(diǎn)是經(jīng)濟(jì)體在不同發(fā)展階段的要素稟賦結(jié)構(gòu)決定了具有比較優(yōu)勢(shì)的產(chǎn)業(yè)技術(shù)結(jié)構(gòu)、企業(yè)規(guī)模和風(fēng)險(xiǎn)特性，與該階段實(shí)體經(jīng)濟(jì)金融服務(wù)需求相適應(yīng)的金融結(jié)構(gòu)是最優(yōu)的，具有動(dòng)員配置資金、降低系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的功能，有利于促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展。而我國(guó)中小企業(yè)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中居于主體地位，這是由現(xiàn)階段的要素稟賦結(jié)構(gòu)決定的；根據(jù)銀行業(yè)專業(yè)化與分工的理論的要求，中小銀行應(yīng)該發(fā)揮自身優(yōu)勢(shì)，滿足中小企業(yè)外部融資的需求。

2研究假設(shè)

就我國(guó)目前經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)而言，中小銀行在信息成本、代理成本和地域方面對(duì)中小企業(yè)貸款具有獨(dú)特優(yōu)勢(shì)，并且其在中小企業(yè)信貸融資中占據(jù)越來(lái)越重要的地位。然而，其是否履行了分工與專業(yè)化的職能，能否真正對(duì)中小企業(yè)融資問(wèn)題有所緩解卻不得而知。因此，試圖以我國(guó)中小板上市公司上市前的數(shù)據(jù)為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)我國(guó)現(xiàn)階段中小銀行與中小企業(yè)信貸融資的關(guān)系，提出假設(shè)：中小銀行貸款的市場(chǎng)份額越大，中小企業(yè)獲得的信貸融資越多。

3樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

3.1樣本選擇

本文選取2010-2012年在深圳證券交易所中小企業(yè)板塊發(fā)布招股說(shuō)明書的公司作為實(shí)證研究對(duì)象。主要原因有兩個(gè)：第一，我國(guó)多數(shù)中小企業(yè)存在信息不透明、披露不完整的特點(diǎn)，其微觀數(shù)據(jù)很難收集，而上市中小企業(yè)往往經(jīng)營(yíng)狀況較好，超出一般中小企業(yè)水準(zhǔn)，并且會(huì)以直接融資為主要獲取資金的渠道；第二，證監(jiān)會(huì)于2012年10月發(fā)布我國(guó)歷史上第八次IPO暫停公告，直至2014年1月才恢復(fù)新股上市，歷時(shí)15個(gè)月，跨度較大，期間經(jīng)濟(jì)發(fā)展、制度變更等因素都會(huì)影響實(shí)證最終結(jié)果。另外，由于企業(yè)招股說(shuō)明書披露的是上市前的信息，因此本文實(shí)際研究的是中小企業(yè)2009-2011年的信貸融資情況。

在2010-2012年發(fā)布招股說(shuō)明書的371個(gè)樣本的基礎(chǔ)上，本文根據(jù)以下原則剔除相應(yīng)的樣本：（1）數(shù)據(jù)不全的樣本，尤其是缺少銀行借款數(shù)據(jù)的企業(yè)，32個(gè)；（2）不符合中小企業(yè)標(biāo)準(zhǔn)的樣本，本文以總資產(chǎn)10億元為限，剔除規(guī)模過(guò)大的企業(yè)99個(gè)。最終獲得有效樣本240個(gè)。

3.2數(shù)據(jù)來(lái)源

本文研究數(shù)據(jù)全部由手工處理，主要通過(guò)以下幾個(gè)渠道收集：

（1）分省的宏觀及各銀行貸款數(shù)據(jù)來(lái)自于2009-2011年《中國(guó)金融年鑒》，部分缺失數(shù)據(jù)通過(guò)平滑法補(bǔ)全，四大行各省貸款數(shù)據(jù)利用2005年以前披露金額的比例換算得出。

（2）中小企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)自于國(guó)泰安CSMAR金融數(shù)據(jù)庫(kù)，記錄不全的數(shù)據(jù)通過(guò)翻閱巨潮資訊網(wǎng)披露的中小企業(yè)招股說(shuō)明書獲取。

4變量選取與模型構(gòu)建

4.1被解釋變量

本文參考鐘丹（2012）、陶向陽(yáng)（2014）等人的做法，選取樣本企業(yè)的短期借款與長(zhǎng)期借款之和，再除以總資產(chǎn)得到的標(biāo)準(zhǔn)化值作為被解釋變量，即銀行借款（LOAN）。銀行借款越大，表明企業(yè)獲得的信貸融資越多。

4.2解釋變量

本文參考林毅夫（2008）的方法，利用各省份銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)貸款總額減去各省份四大國(guó)有商業(yè)銀行貸款總額，再除以總額得出的相對(duì)數(shù)表示。根據(jù)前文理論分析，中小銀行規(guī)模越大，中小企業(yè)獲得的信貸融資越多，因此該值的預(yù)測(cè)符號(hào)為正。

4.3控制變量

由于企業(yè)信貸融資規(guī)模一定程度上還受企業(yè)自身因素和宏觀經(jīng)濟(jì)因素影響，因此本文參考Khurana et al.（2006）、姚耀軍和董鋼鋒（2015）引入資產(chǎn)對(duì)數(shù)（lnK）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、金融發(fā)展 （DEV）、金融結(jié)構(gòu)（BS）作為控制變量。

鑒于上述分析，本文選構(gòu)建如下線性回歸模型，用以研究中小銀行規(guī)模與中小企業(yè)融資的關(guān)系問(wèn)題。

5實(shí)證結(jié)果

本文選取SPSS 16.0為統(tǒng)計(jì)分析工具，下面依次從描述性分析、相關(guān)性分析和回歸分析的角度對(duì)全部240個(gè)觀測(cè)樣本進(jìn)行實(shí)證研究，以此來(lái)對(duì)研究假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。

5.1描述性分析

本文對(duì)各變量的極差、最小值、最大值、均值以及標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)分析。

被解釋變量銀行貸款（LOAN）的標(biāo)準(zhǔn)差為11.44，說(shuō)明不同樣本企業(yè)的信貸融資情況差異很大；均值為19.96，說(shuō)明信貸融資仍然是中小企業(yè)獲得資金的主要方式。

解釋變量中小銀行規(guī)模（SMB）的標(biāo)準(zhǔn)差為4.16，說(shuō)明全國(guó)各省市自治區(qū)中小銀行的市場(chǎng)份額存在一定差異；均值為54.77，說(shuō)明我國(guó)中小銀行正在銀行業(yè)結(jié)構(gòu)中扮演著越來(lái)越重要的角色，金融業(yè)格局正在趨于分工與專業(yè)化。

控制變量資產(chǎn)對(duì)數(shù)（lnK）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）是反映中小企業(yè)財(cái)務(wù)特征的變量，總體來(lái)看樣本企業(yè)資質(zhì)存在較大差距，有利于更準(zhǔn)確地分析企業(yè)信貸與中小銀行規(guī)模的關(guān)系；金融發(fā)展 （DEV）、金融結(jié)構(gòu)（BS）是反映各地區(qū)宏觀經(jīng)濟(jì)特征的變量，總體來(lái)看我國(guó)的金融結(jié)構(gòu)為“銀行主導(dǎo)型”，企業(yè)主要通過(guò)銀行借款來(lái)融資。endprint

5.2相關(guān)性分析

本文對(duì)假設(shè)所涉及的變量進(jìn)行相關(guān)性分析，得出皮爾森相關(guān)性系數(shù)的結(jié)果。

解釋變量中小銀行規(guī)模（SMB）與被解釋變量銀行貸款（LOAN）的相關(guān)系數(shù)為0.178，在1%的水平上顯著正相關(guān)，說(shuō)明中小銀行規(guī)模的擴(kuò)大對(duì)中小企業(yè)銀行信貸的增加具有促進(jìn)作用，初步證實(shí)本文的假設(shè)。

除此之外，金融結(jié)構(gòu)（BS）與中小銀行規(guī)模（SMB）、資產(chǎn)對(duì)數(shù)（lnK）和金融發(fā)展 （DEV）也存在5%水平下的顯著相關(guān)關(guān)系，為了避免產(chǎn)生多重共線性的問(wèn)題，接下來(lái)的回歸分析，本文將采用逐步回歸法來(lái)研究分析。

5.3回歸分析

如表1所示，Model0是一次回歸法得出的統(tǒng)計(jì)結(jié)果；Model1至Model4為逐步回歸法得出的統(tǒng)計(jì)結(jié)果，是在考慮全部解釋變量和控制變量對(duì)被解釋變量作用大小、顯著性程度的基礎(chǔ)上，由大到小逐個(gè)引入方程的統(tǒng)計(jì)結(jié)果，并且對(duì)被解釋變量作用不顯著的變量可能始終不會(huì)被引入方程，因而最終金融結(jié)構(gòu)（BS）控制變量可能由于共線性問(wèn)題未能被引入方程。

5.3.1一次回歸法（Model0）

就變量之間相關(guān)程度而言，中小銀行規(guī)模（SMB）的系數(shù)為0.345，在10%的水平上顯著，說(shuō)明中小銀行規(guī)模（SMB）與銀行貸款（LOAN）顯著正相關(guān)，進(jìn)一步證實(shí)了本文的假設(shè)。其他變量，包括資產(chǎn)對(duì)數(shù)（lnK）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、金融發(fā)展 （DEV），也均通過(guò)了顯著性水平為10%的檢驗(yàn)，除了金融結(jié)構(gòu)（BS），其P值為0.493，對(duì)銀行貸款（LOAN）的作用不顯著。就方程總體而言，調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.078，說(shuō)明Model0可以解釋中小企業(yè)銀行貸款情況影響因素的7.8%?？傮w來(lái)說(shuō)，Model0具有統(tǒng)計(jì)意義，但只能通過(guò)較低水平的檢驗(yàn)。

5.3.2逐步回歸法（Model1-Model4）

從Model1到Model4，解釋變量中小銀行規(guī)模（SMB）的系數(shù)均為正數(shù)，且均通過(guò)了顯著性水平為5%的檢驗(yàn)。這充分說(shuō)明在不考慮企業(yè)自身因素和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素的情況下，中小銀行規(guī)模的大小對(duì)中小企業(yè)銀行貸款的獲取存在顯著的正向影響，驗(yàn)證了本文的假設(shè)1，即中小銀行貸款的市場(chǎng)份額越大，中小企業(yè)獲得的信貸融資越多，中小銀行貸款與中小企業(yè)融資具有匹配性。

從企業(yè)經(jīng)營(yíng)水平角度看，資產(chǎn)對(duì)數(shù)（lnK）和凈資產(chǎn)收益率（ROE）的系數(shù)也都在5%的顯著性水平上顯著。其中，資產(chǎn)對(duì)數(shù)的系數(shù)總為正，說(shuō)明企業(yè)資產(chǎn)所代表的企業(yè)規(guī)模越大、經(jīng)營(yíng)情況越好、信譽(yù)水平越高，企業(yè)就越容易獲得銀行貸款，進(jìn)行信貸融資；凈資產(chǎn)收益率的系數(shù)總為負(fù)，與預(yù)測(cè)符號(hào)相反，可能的解釋為當(dāng)企業(yè)通過(guò)負(fù)債經(jīng)營(yíng)表現(xiàn)出較好的盈利能力時(shí)，希望通過(guò)加大借款金額來(lái)繼續(xù)擴(kuò)張規(guī)模、開拓市場(chǎng)，然而出于邊際效用遞減的原理，銀行無(wú)法對(duì)企業(yè)的可持續(xù)盈利做出判斷，因此不愿意發(fā)放貸款。

從地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展角度看，金融發(fā)展 （DEV）的系數(shù)通過(guò)了顯著性水平為5%的檢驗(yàn)，但與被解釋變量銀行貸款（LOAN）呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，與預(yù)測(cè)符號(hào)相反，這可能是由于目前我國(guó)四大國(guó)有商業(yè)銀行貸款仍占近一半的份額，并且經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)大企業(yè)融資需求也越旺盛，根據(jù)信貸配給原則，大企業(yè)大量的信貸融資會(huì)擠占中小企業(yè)銀行貸款的份額，因此相對(duì)而言，該地區(qū)的中小企業(yè)信貸可獲性就會(huì)下降；金融結(jié)構(gòu)（BS）由于對(duì)中小企業(yè)銀行貸款沒(méi)有顯著作用而未被引入回歸方程。

從模型整體角度看，從Model1到Model4，F(xiàn)值均通過(guò)了顯著性水平為5%的檢驗(yàn)，說(shuō)明模型整體顯著；調(diào)整后的擬合優(yōu)度分別為0.028、0.050、0.066和0.080，Model4的擬合程度最好，此時(shí)模型可以解釋的中小企業(yè)信貸融資影響因素為8%，模型具有統(tǒng)計(jì)意義。

綜上所述，模型最終表示為：

LOAN=-87.354+0.407SMB+4.624lnK-0.143ROE-0.089DEV

6結(jié)論

中小企業(yè)是推動(dòng)我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的中堅(jiān)力量，但資金不足一直是阻礙其蓬勃發(fā)展的重大難題。根據(jù)前文理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)，本文得出如下結(jié)論：中小銀行貸款的市場(chǎng)份額越大，中小企業(yè)獲得的信貸融資越多，中小銀行與中小企業(yè)融資具有匹配性。這與國(guó)內(nèi)外大多數(shù)學(xué)者的研究結(jié)果相同，中小銀行憑借其在信息成本、代理成本和地域上的優(yōu)勢(shì)，與地方中小企業(yè)形成長(zhǎng)期互動(dòng)與共同監(jiān)督的合作關(guān)系，對(duì)中小企業(yè)“軟信息”的掌握更為準(zhǔn)確，易于快速高效地做出決策，向中小企業(yè)發(fā)放關(guān)系型貸款，同時(shí)當(dāng)?shù)卣畬?duì)中小銀行的扶持與對(duì)中小銀行與中小企業(yè)優(yōu)良信貸關(guān)系的建立也做出了很大的貢獻(xiàn)。

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