小額貸款公司發(fā)展對中小企業(yè)融資約束影響研究
——以西部地區(qū)為例

田建利

（青海民族大學，青海 西寧 810000）

一、研究背景與研究意義

我國西部地區(qū)中小企業(yè)發(fā)展強勁，有力地推動了當?shù)氐慕?jīng)濟增長，為當?shù)靥峁┝舜罅烤蜆I(yè)機會；同時其涉及的行業(yè)面廣闊，極大地滿足了市場上各種產(chǎn)品和服務(wù)的需求。近年來，政府通過各種政策大力推動中小企業(yè)的發(fā)展，伴隨著供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，中小企業(yè)在技術(shù)升級和產(chǎn)品改造等方面有長足的發(fā)展，推動了技術(shù)的快速進步，同時又存在大量的資金需求。然而西部地區(qū)的中小企業(yè)受地域經(jīng)濟限制，融資存在約束。

近年來，影子銀行發(fā)展迅速，在一定程度上緩解了企業(yè)的融資約束。小額貸款公司屬于影子銀行，其業(yè)務(wù)方便、快捷、手續(xù)簡單，因而小貸業(yè)務(wù)深受中小企業(yè)青睞。本文通過模型來探討小額貸款公司的發(fā)展對中小企業(yè)融資約束的影響。

二、文獻綜述

西部地區(qū)發(fā)展水平較為落后，錢龍 （2015）發(fā)現(xiàn)，發(fā)展水平較低地區(qū)的中小企業(yè)的信貸風險較高，大量商業(yè)銀行出于經(jīng)營約束要求會盡量避開風險較大的中小企業(yè)貸款業(yè)務(wù)，并且中小企業(yè)融資的渠道不完善，導致在西部地區(qū)有重大的融資約束。芮玉巧(2003）認為，資金的匱乏困擾和制約了中小企業(yè)的發(fā)展。吳九占（2014）認為，西部地區(qū)中小企業(yè)比東部地區(qū)融資更困難。一些學者對于中小企業(yè)融資約束的影響因素進行了研究。孫華欣（2019）認為，影子銀行通過向中小企業(yè)提供短期流動性資金,拓寬了融資渠道,緩解了其融資約束。倪妍（2019）發(fā)現(xiàn)，這種緩解作用在中小企業(yè)銀行貸款較少情況下更明顯。2008年世界金融危機后，市場不確定性變大，中小企業(yè)發(fā)展所面臨的融資約束變得愈加復雜，郭一凡（2018）發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)影子銀行緩解企業(yè)融資約束的作用在變?nèi)酢?/p>

綜上所述，研究影子銀行發(fā)展對中小企業(yè)融資約束影響的文獻較多，但是對于其組成部分的小額貸款公司卻鮮有文獻研究其單獨的發(fā)展對中小企業(yè)融資約束的影響。為此，本文以我國西部地區(qū)中小板上市公司為研究對象，通過實證分析來論證西部地區(qū)小額貸款公司的發(fā)展對中小企業(yè)的融資約束是否有影響，并據(jù)此提出相關(guān)的建議。

三、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定

本文使用現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性模型（Almeida et al，2004），并加入小額貸款公司的發(fā)展，建立中小企業(yè)融資約束的擴展模型，分析小額貸款公司發(fā)展是否對中小企業(yè)融資約束有影響?；A(chǔ)模型：

上述模型中，i為企業(yè)，t為時間，d_Cash為企業(yè)現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物變動，CF為企業(yè)現(xiàn)金流，grow為企業(yè)成長性，size為企業(yè)規(guī)模；expend為資本性支出，d_nwc為凈營運資本變動，d_std為短期負債變動，ε是誤差項。β1表示企業(yè)的融資約束程度，當存在融資約束時，企業(yè)出于預(yù)防動機會預(yù)留一部分經(jīng)營性現(xiàn)金流以應(yīng)對未來投資的需要，所以本文預(yù)計β1值為正。

在基礎(chǔ)模型中加入小額貸款公司的發(fā)展數(shù)據(jù)，建立中小企業(yè)融資約束的擴展模型。本文參照徐琳（2019）的做法，在基礎(chǔ)模型中加入小額貸款公司貸款規(guī)模增長率與中小企業(yè)現(xiàn)金流的交互項，得到如下擴展模型：

上述模型中，mfct·CFit表示小額貸款公司貸款規(guī)模增長率與中小企業(yè)現(xiàn)金流的交互項，β2用以度量小額貸款公司發(fā)展對中小企業(yè)融資約束的影響。若β2為負值且較為顯著，則小額貸款公司發(fā)展對中小企業(yè)融資約束具有緩解作用。

（二）樣本選擇和變量說明

鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文以2011—2018年的西部地區(qū)中小板中小企業(yè)的財務(wù)數(shù)據(jù)為初始樣本，并進行處理：1.刪去被ST和PT的公司；2.刪去金融類公司；3.刪去模型所需數(shù)據(jù)缺失的公司。初始數(shù)據(jù)處理后得到50家中小企業(yè)400組數(shù)據(jù)。本文中，樣本數(shù)據(jù)來源于國泰安和中國人民銀行公布的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，實證分析使用軟件stata15.1。變量的具體說明如表1。

表1 變量說明

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

結(jié)果顯示，現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物變動指標均值是0.034、標準差0.484，表明該指標的波動性較大。企業(yè)現(xiàn)金流量均值是0.063、標準差0.124，說明中小企業(yè)的財務(wù)狀況差異較大。小額貸款公司貸款規(guī)模增長率均值是0.328、標準差0.336，表明小額貸款公司發(fā)展水平較快。企業(yè)成長性均值是0.237、標準差0.533，說明中小企業(yè)間的發(fā)展能力具有較大差別。企業(yè)規(guī)模均值為是22.049、標準差1.028，說明中小企業(yè)之間的規(guī)模存在顯著差異。企業(yè)資本支出均值是-0.114、標準差0.175，說明中小企業(yè)投資活動差異較大。凈營運資本變動指標的均值是0.247、標準差0.596，說明整體中小企業(yè)的營運資金規(guī)模增長較快，但各個個體間的差異較大。短期負債變動的均值是0.090、標準差0.243，說明中小企業(yè)間的負債水平差別較大。各變量樣本值的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

（二）相關(guān)性檢驗

對模型中的樣本變量進行pearson相關(guān)性檢驗，驗證其是否具有多重共線性。驗證結(jié)果顯示，企業(yè)現(xiàn)金持有量變動與現(xiàn)金流的相關(guān)系數(shù)是0.735，在1%水平上顯著，說明現(xiàn)金持有量隨現(xiàn)金流變大而增多。企業(yè)成長性前的系數(shù)為0.367，在1%水平上顯著，說明企業(yè)現(xiàn)金持有量會隨著企業(yè)營業(yè)收入的增長而增加。企業(yè)規(guī)模前的系數(shù)為0.056，不顯著，說明企業(yè)規(guī)模的擴大會可能會增加其現(xiàn)金持有量，但并不確定。企業(yè)資本支出前的系數(shù)為-0.038，不顯著，說明現(xiàn)金持有量隨投資現(xiàn)金流凈額的增加而縮減，并不確定。企業(yè)凈營運資本和短期負債變動前的系數(shù)分別是0.870和0.355，且均在1%的水平上顯著，說明企業(yè)凈營運資本和企業(yè)短期債務(wù)的增加會增大企業(yè)現(xiàn)金持有量。此外，各變量間相關(guān)系數(shù)均較小，沒有表現(xiàn)出很強的關(guān)聯(lián)性，不存在多重共線性，檢驗通過。結(jié)果如表3。

（三）多元回歸結(jié)果分析

1.中小企業(yè)融資約束實證結(jié)果。采用基礎(chǔ)模型對各變量進行回歸分析。結(jié)果顯示，企業(yè)現(xiàn)金流的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，與本文此前的預(yù)計相符，即中小企業(yè)面臨融資約束。企業(yè)成長性指標的系數(shù)為正，表明企業(yè)未來投資機會增加時會相應(yīng)增大現(xiàn)金持有量。企業(yè)規(guī)模指標的系數(shù)為正，這是因為企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模變大，需要更多的現(xiàn)金來維持。資本支出指標的系數(shù)為正，企業(yè)出于預(yù)防動機會在投資活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額增加時預(yù)留更多的現(xiàn)金。凈營運資本變動的指標系數(shù)為正，表明企業(yè)凈營運資金增加會增大其現(xiàn)金持有量。短期負債變動的指標系數(shù)為正，企業(yè)短期債務(wù)的增加會提高現(xiàn)金持有量。回歸結(jié)果如表4。

表3 相關(guān)性檢驗結(jié)果

表4 中小企業(yè)是否存在融資約束

2.小額貸款公司的發(fā)展能否緩解中小企業(yè)融資約束。本文在擴展模型中加入小額貸款公司的發(fā)展數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建小額貸款公司貸款規(guī)模增長率與企業(yè)現(xiàn)金流的交乘項，并將其納入模型來驗證小額貸款公司的發(fā)展是否可以緩解企業(yè)的融資約束。擴展模型回歸結(jié)果顯示小額貸款公司貸款規(guī)模增長率與企業(yè)現(xiàn)金流的交乘項的系數(shù)為-1.077，且在1%的水平上顯著，說明小額貸款公司發(fā)展對中小企業(yè)融資約束具有緩解作用。擴展模型回歸結(jié)果如表5。

3.穩(wěn)健性檢驗。本文以小額貸款公司發(fā)展的其他代理變量進行穩(wěn)健性檢驗。小額貸款公司的機構(gòu)數(shù)量大致反映了小額貸款公司的發(fā)展水平，將機構(gòu)數(shù)量增長率NOI與企業(yè)現(xiàn)金流CF的交乘項NOI·CF引入擴展模型，重新進行回歸檢驗。穩(wěn)健性回歸結(jié)果顯示機構(gòu)數(shù)量增長率與企業(yè)現(xiàn)金流的交乘項的系數(shù)為負，在1%水平上顯著，而且其他變量的也與此前結(jié)果一致。所以，本文實證結(jié)果有一定的穩(wěn)健性。檢驗結(jié)果如表6。

表5 小額貸款公司的發(fā)展能否緩解中小企業(yè)融資約束

五、研究結(jié)論與建議

中小企業(yè)經(jīng)營風險高，市場競爭力差，信用評級低，信息公開制度不健全，長久以來存在融資約束。本文選取2011—2018年的西部地區(qū)中小板上市公司數(shù)據(jù)，采用現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性模型，通過實證檢驗分析小額貸款公司發(fā)展對企業(yè)融資約束的影響。根據(jù)分析研究得出結(jié)果：一是小額貸款公司具有區(qū)域優(yōu)勢，且貸款業(yè)務(wù)方便、快捷、手續(xù)簡單，可快速提供短期流動性資金，拓寬了融資渠道，對中小企業(yè)融資困境有緩解作用。二是中小額貸款公司的貸款規(guī)模增長率與企業(yè)現(xiàn)金流的交乘項的擴展模型回歸系數(shù)顯著為負，說明中小企業(yè)對自身現(xiàn)金流依賴程度減輕，即融資約束有所緩解。

表6 穩(wěn)健性檢驗

因此，促進小額貸款公司的快速良性發(fā)展具有現(xiàn)實意義。特提出建議：一是小額貸款公司也是金融機構(gòu)，應(yīng)該明確其身份，并給予金融機構(gòu)的政策和待遇。二是目前小額貸款公司主要通過增資擴股來獲取資金，不能吸收存款，以至其業(yè)務(wù)開拓和發(fā)展受阻，需拓寬其融資渠道。三是消除小額貸款市場混亂的現(xiàn)象，規(guī)范小額貸款的品種、利率和期限等，形成統(tǒng)一規(guī)范化的小額貸款借貸流程和要求。四是加強對小額貸款公司的監(jiān)管和服務(wù)，推動規(guī)范化經(jīng)營和發(fā)展。