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摘要：中小企業(yè)對我國國民經(jīng)濟發(fā)展起到了至關重要的推動作用，然而資金不足仍然是阻礙其發(fā)展的重大難題。因此從金融結構理論出發(fā)，選取我國深市中小板2010年至2012年上市企業(yè)上市前的相關數(shù)據(jù)為研究樣本，實證檢驗我國現(xiàn)階段中小銀行與中小企業(yè)信貸融資的關系。結果表明，中小銀行對中小企業(yè)信貸融資具有促進作用。

關鍵詞：中小銀行；中小企業(yè)；信貸融資

1引言

關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)出強烈的反向增長趨勢；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。我國學者林毅夫和李永軍（2001）也對此問題展開了研究，他們認為中小銀行愿意與中小企業(yè)形成長期合作的關系，除了因為它們規(guī)模小，無法滿足更多大企業(yè)的融資需求之外，還因為它們先天具有為中小企業(yè)提供服務的信息優(yōu)勢。更進一步地，林毅夫等（2009）提出最優(yōu)金融結構理論，其核心觀點是經(jīng)濟體在不同發(fā)展階段的要素稟賦結構決定了具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)技術結構、企業(yè)規(guī)模和風險特性，與該階段實體經(jīng)濟金融服務需求相適應的金融結構是最優(yōu)的，具有動員配置資金、降低系統(tǒng)性風險的功能，有利于促進實體經(jīng)濟發(fā)展。而我國中小企業(yè)在產(chǎn)業(yè)結構中居于主體地位，這是由現(xiàn)階段的要素稟賦結構決定的；根據(jù)銀行業(yè)專業(yè)化與分工的理論的要求，中小銀行應該發(fā)揮自身優(yōu)勢，滿足中小企業(yè)外部融資的需求。

2研究假設

就我國目前經(jīng)濟結構而言，中小銀行在信息成本、成本和地域方面對中小企業(yè)貸款具有獨特優(yōu)勢，并且其在中小企業(yè)信貸融資中占據(jù)越來越重要的地位。然而，其是否履行了分工與專業(yè)化的職能，能否真正對中小企業(yè)融資問題有所緩解卻不得而知。因此，試圖以我國中小板上市公司上市前的數(shù)據(jù)為樣本，實證檢驗我國現(xiàn)階段中小銀行與中小企業(yè)信貸融資的關系，提出假設：中小銀行貸款的市場份額越大，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)板塊招股說明書的公司作為實證研究對象。主要原因有兩個：第一，我國多數(shù)中小企業(yè)存在信息不透明、披露不完整的特點，其微觀數(shù)據(jù)很難收集，而上市中小企業(yè)往往經(jīng)營狀況較好，超出一般中小企業(yè)水準，并且會以直接融資為主要獲取資金的渠道；第二，證監(jiān)會于2012年10月我國歷史上第八次IPO暫停公告，直至2014年1月才恢復新股上市，歷時15個月，跨度較大，期間經(jīng)濟發(fā)展、制度變更等因素都會影響實證最終結果。另外，由于企業(yè)招股說明書披露的是上市前的信息，因此本文實際研究的是中小企業(yè)2009－2011年的信貸融資情況。在2010－2012年招股說明書的371個樣本的基礎上，本文根據(jù)以下原則剔除相應的樣本：（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；（2）不符合中小企業(yè)標準的樣本，本文以總資產(chǎn)10億元為限，剔除規(guī)模過大的企業(yè)99個。最終獲得有效樣本240個。

3．2數(shù)據(jù)來源

本文研究數(shù)據(jù)全部由手工處理，主要通過以下幾個渠道收集：（1）分省的宏觀及各銀行貸款數(shù)據(jù)來自于2009－2011年《中國金融年鑒》，部分缺失數(shù)據(jù)通過平滑法補全，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)財務數(shù)據(jù)來自于國泰安CSMAR金融數(shù)據(jù)庫，記錄不全的數(shù)據(jù)通過翻閱巨潮資訊網(wǎng)披露的中小企業(yè)招股說明書獲取。

4變量選取與模型構建

4．1被解釋變量

本文參考鐘丹（2012）、陶向陽（2014）等人的做法，選取樣本企業(yè)的短期借款與長期借款之和，再除以總資產(chǎn)得到的標準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)金融機構貸款總額減去各省份四大國有商業(yè)銀行貸款總額，再除以總額得出的相對數(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，因此該值的預測符號為正。

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)濟因素影響，因此本文參考Khuranaetal．（2006）、姚耀軍和董鋼鋒（2015）引入資產(chǎn)對數(shù)（lnK）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、金融發(fā)展（DEV）、金融結構（BS）作為控制變量。鑒于上述分析，本文選構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)融資的關系問題。

5實證結果

本文選取SPSS16．0為統(tǒng)計分析工具，下面依次從描述性分析、相關性分析和回歸分析的角度對全部240個觀測樣本進行實證研究，以此來對研究假設進行檢驗。

5．1描述性分析

本文對各變量的極差、最小值、最大值、均值以及標準差進行了描述性統(tǒng)計分析。被解釋變量銀行貸款（LOAN）的標準差為11．44，說明不同樣本企業(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）的標準差為4．16，說明全國各省市自治區(qū)中小銀行的市場份額存在一定差異；均值為54．77，說明我國中小銀行正在銀行業(yè)結構中扮演著越來越重要的角色，金融業(yè)格局正在趨于分工與專業(yè)化。控制變量資產(chǎn)對數(shù)（lnK）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）是反映中小企業(yè)財務特征的變量，總體來看樣本企業(yè)資質存在較大差距，有利于更準確地分析企業(yè)信貸與中小銀行規(guī)模的關系；金融發(fā)展（DEV）、金融結構（BS）是反映各地區(qū)宏觀經(jīng)濟特征的變量，總體來看我國的金融結構為“銀行主導型”，企業(yè)主要通過銀行借款來融資。

5．2相關性分析

本文對假設所涉及的變量進行相關性分析，得出皮爾森相關性系數(shù)的結果。解釋變量中小銀行規(guī)模（SMB）與被解釋變量銀行貸款（LOAN）的相關系數(shù)為0．178，在1％的水平上顯著正相關，說明中小銀行規(guī)模的擴大對中小企業(yè)銀行信貸的增加具有促進作用，初步證實本文的假設。除此之外，金融結構（BS）與中小銀行規(guī)模（SMB）、資產(chǎn)對數(shù)（lnK）和金融發(fā)展（DEV）也存在5％水平下的顯著相關關系，為了避免產(chǎn)生多重共線性的問題，接下來的回歸分析，本文將采用逐步回歸法來研究分析。

5．3回歸分析

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

5．3．1一次回歸法

就變量之間相關程度而言，中小銀行規(guī)模（SMB）的系數(shù)為0．345，在10％的水平上顯著，說明中小銀行規(guī)模（SMB）與銀行貸款（LOAN）顯著正相關，進一步證實了本文的假設。其他變量，包括資產(chǎn)對數(shù)（lnK）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、金融發(fā)展（DEV），也均通過了顯著性水平為10％的檢驗，除了金融結構（BS），其P值為0．493，對銀行貸款（LOAN）的作用不顯著。就方程總體而言，調整后的擬合優(yōu)度為0．078，說明Model0可以解釋中小企業(yè)銀行貸款情況影響因素的7．8％。總體來說，Model0具有統(tǒng)計意義，但只能通過較低水平的檢驗。

5．3．2逐步回歸法

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)，且均通過了顯著性水平為5％的檢驗。這充分說明在不考慮企業(yè)自身因素和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展因素的情況下，中小銀行規(guī)模的大小對中小企業(yè)銀行貸款的獲取存在顯著的正向影響，驗證了本文的假設1，即中小銀行貸款的市場份額越大，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)營水平角度看，資產(chǎn)對數(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)對數(shù)的系數(shù)總為正，說明企業(yè)資產(chǎn)所代表的企業(yè)規(guī)模越大、經(jīng)營情況越好、信譽水平越高，企業(yè)就越容易獲得銀行貸款，進行信貸融資；凈資產(chǎn)收益率的系數(shù)總為負，與預測符號相反，可能的解釋為當企業(yè)通過負債經(jīng)營表現(xiàn)出較好的盈利能力時，希望通過加大借款金額來繼續(xù)擴張規(guī)模、開拓市場，然而出于邊際效用遞減的原理，銀行無法對企業(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)濟發(fā)展角度看，金融發(fā)展（DEV）的系數(shù)通過了顯著性水平為5％的檢驗，但與被解釋變量銀行貸款（LOAN）呈負相關關系，與預測符號相反，這可能是由于目前我國四大國有商業(yè)銀行貸款仍占近一半的份額，并且經(jīng)濟越發(fā)達的地區(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)大量的信貸融資會擠占中小企業(yè)銀行貸款的份額，因此相對而言，該地區(qū)的中小企業(yè)信貸可獲性就會下降；金融結構（BS）由于對中小企業(yè)銀行貸款沒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)值均通過了顯著性水平為5％的檢驗，說明模型整體顯著；調整后的擬合優(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結論

中小企業(yè)是推動我國國民經(jīng)濟發(fā)展的中堅力量，但資金不足一直是阻礙其蓬勃發(fā)展的重大難題。根據(jù)前文理論分析與實證檢驗，本文得出如下結論：中小銀行貸款的市場份額越大，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。這與國內(nèi)外大多數(shù)學者的研究結果相同，中小銀行憑借其在信息成本、成本和地域上的優(yōu)勢，與地方中小企業(yè)形成長期互動與共同監(jiān)督的合作關系，對中小企業(yè)“軟信息”的掌握更為準確，易于快速高效地做出決策，向中小企業(yè)發(fā)放關系型貸款，同時當?shù)卣畬χ行°y行的扶持與對中小銀行與中小企業(yè)優(yōu)良信貸關系的建立也做出了很大的貢獻。

參考文獻：

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作者：楊沂 單位：蘇州大學東吳商學院