地方政府債務(wù)、銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與中小企業(yè)融資約束

■盛 虎，程 爽，楊懷東

中共十九大報(bào)告表明，我國(guó)經(jīng)濟(jì)已從高速增長(zhǎng)階段逐步向高質(zhì)量發(fā)展階段轉(zhuǎn)變，目前正處于轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)換增長(zhǎng)動(dòng)力的關(guān)鍵階段。根據(jù)我國(guó)要素稟賦結(jié)構(gòu)的特點(diǎn)，勞動(dòng)密集型的中小企業(yè)是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要支撐力量，其在促進(jìn)就業(yè)、改善民生、穩(wěn)定社會(huì)，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展中發(fā)揮了重大的作用。據(jù)《2017-2022中國(guó)企業(yè)經(jīng)營(yíng)項(xiàng)目行業(yè)市場(chǎng)深度調(diào)研及投資戰(zhàn)略研究分析報(bào)告》相關(guān)數(shù)據(jù)表明，目前我國(guó)的中小企業(yè)有四千多萬(wàn)家，約占全部企業(yè)的99%，貢獻(xiàn)了全國(guó)GDP的60%，上繳的稅收占比50%，并且解決了80%的城鎮(zhèn)就業(yè)人口。然而大量研究表明，中小企業(yè)面臨的融資約束依然是制約中小企業(yè)發(fā)揮經(jīng)濟(jì)作用的主要因素（鄧可斌，2014）。對(duì)于如何緩解中小企業(yè)融資難的問題，大量學(xué)者論證了金融結(jié)構(gòu)與企業(yè)發(fā)展之間的關(guān)系，認(rèn)為優(yōu)化金融市場(chǎng)結(jié)構(gòu)，能夠有效緩解中小企業(yè)融資難問題（龔強(qiáng)等，2014；Kim et al.，2016）。據(jù)《2018年中國(guó)區(qū)域金融運(yùn)行報(bào)告》顯示在我國(guó)，銀行信貸仍是中小企業(yè)融資的主要渠道。中小企業(yè)主要是靠區(qū)域性銀行、城市商業(yè)銀行、村鎮(zhèn)銀行等其他類型的金融機(jī)構(gòu)獲得外源融資。學(xué)者們的部分研究發(fā)現(xiàn)，銀行業(yè)結(jié)構(gòu)分散以及中小金融機(jī)構(gòu)的出現(xiàn)對(duì)緩解中小企業(yè)融資約束起著必要的作用（姚耀軍等，2015）。然而，田國(guó)強(qiáng)等（2019）研究發(fā)現(xiàn)，地方政府高負(fù)債，引發(fā)金融資源的不匹配，民營(yíng)企業(yè)融資困難等問題，引致金融體系效率降低，同時(shí)國(guó)外學(xué)者Gertle（2015）、Lakdawala（2018）研究發(fā)現(xiàn)金融體系低效率會(huì)對(duì)企業(yè)融資和實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生消極影響，因?yàn)橐糟y行信貸作為主要來源的地方政府債，可能更容易從區(qū)域性銀行、城市商業(yè)銀行等地方性銀行機(jī)構(gòu)獲得貸款（郭峰，2016），對(duì)中小企業(yè)造成信貸擠壓。那么，我國(guó)銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的改變到底是否緩解了中小企業(yè)融資難的問題？而以地方銀行信貸資金為重要來源的地方政府債的增加對(duì)中小企業(yè)的融資擠壓是否成立？本文將針對(duì)以上問題展開研究。

一、理論分析與研究假設(shè)

（一）銀行業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)融資的影響分析

銀行業(yè)結(jié)構(gòu)會(huì)對(duì)中小企業(yè)融資約束產(chǎn)生影響，當(dāng)銀行業(yè)結(jié)構(gòu)中存在更多的中小銀行，則能夠緩解中小企業(yè)融資難的問題。因?yàn)椋旱谝唬行°y行具有“軟信息”優(yōu)勢(shì)。大型銀行信貸業(yè)務(wù)的風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估主要依據(jù)企業(yè)的資產(chǎn)規(guī)模以及固定資產(chǎn)抵押物等“硬信息”指標(biāo)，因此資產(chǎn)規(guī)模大的企業(yè)更具融資優(yōu)勢(shì)。而中小企業(yè)由于經(jīng)營(yíng)規(guī)模小、財(cái)務(wù)披露信息不規(guī)范等，無法滿足大型商業(yè)銀行信貸所需的條件。但中小銀行更善于通過企業(yè)信譽(yù)、企業(yè)家才華和品質(zhì)、員工綜合素質(zhì)等“軟”信息評(píng)估企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，形成良好的銀企關(guān)系（Kysucky，2016）。所以，當(dāng)中小企業(yè)缺乏大型金融機(jī)構(gòu)貸款所要求的“硬信息”時(shí)，自然轉(zhuǎn)向能收集“軟信息”的中小金融機(jī)構(gòu)，在一定程度上緩解了中小企業(yè)在大型商業(yè)銀行難以獲得貸款支持的局面。第二，規(guī)模匹配效應(yīng)，即銀行資產(chǎn)規(guī)模及其所服務(wù)企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模相匹配性。大銀行的服務(wù)重心是大企業(yè)，因?yàn)榇笃髽I(yè)的生產(chǎn)規(guī)模大，相對(duì)小企業(yè)更有保障，違約風(fēng)險(xiǎn)比較小。而小銀行的目標(biāo)定位為小企業(yè)，因?yàn)橹行°y行無法滿足大型企業(yè)的巨額資金需求，只能為融資額度相對(duì)較小的中小企業(yè)提供融資支持，而且數(shù)量眾多的中小企業(yè)可以分散中小銀行的信貸風(fēng)險(xiǎn)。因此，小企業(yè)的貸款業(yè)務(wù)更多地留給了小銀行。第三，規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。銀行信貸業(yè)務(wù)有大量的交易成本，包括貸款前有審查、談判和簽約費(fèi)用，在資金使用過程中有監(jiān)督費(fèi)用，企業(yè)發(fā)生違約時(shí)存在法律訴訟費(fèi)用等，基于費(fèi)用最低化需求，大銀行在同等情況下更愿意向大企業(yè)發(fā)放大額貸款，相應(yīng)減少多筆中小企業(yè)的低額貸款（瞿衛(wèi)東，2006）。中小銀行股東一般都有地方經(jīng)濟(jì)主體的背景，在信貸市場(chǎng)被擠壓的情況下，反而會(huì)利用其地方關(guān)系而形成的信息優(yōu)勢(shì)，從而有向中小企業(yè)提供融資服務(wù)的信息成本、代理成本、管理成本等小銀行優(yōu)勢(shì)（羅荷花等，2016），再加上中小企業(yè)管理層次少、經(jīng)營(yíng)方式靈活這些特點(diǎn)，使它們的交易成本相對(duì)大銀行更低（李志赟，2002），一般會(huì)選擇在當(dāng)?shù)刂行∑髽I(yè)中發(fā)展信貸業(yè)務(wù)。

基于以上分析，提出假設(shè)1。

H1：銀行業(yè)結(jié)構(gòu)中中小銀行資產(chǎn)規(guī)模占比的提高能緩解中小企業(yè)融資約束。

（二）地方債務(wù)規(guī)模對(duì)中小企業(yè)融資約束的影響分析

地方政府的債務(wù)規(guī)模增長(zhǎng)，很多是從與其關(guān)系復(fù)雜的地方性商業(yè)銀行獲取貸款，這種貸款擠壓，導(dǎo)致中小企業(yè)從中小銀行獲取貸款的可能性降低，主要因?yàn)椋旱谝唬胤秸畬?duì)金融體系的干預(yù)動(dòng)機(jī)。從1994年分稅制改革以來，地方政府面臨財(cái)政收支不平衡的壓力逐漸增大，使地方政府干預(yù)地方銀行資源配置的動(dòng)機(jī)增強(qiáng)。我國(guó)地方政府官員晉升的考核標(biāo)準(zhǔn)以GDP增速為核心，導(dǎo)致各地方政府根據(jù)當(dāng)?shù)卣邔?dǎo)向、產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)以及發(fā)展程度的差異，對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)、資源配置產(chǎn)生了不同程度的干預(yù)（王鳳榮，2019），而以中小銀行為主體的股份商業(yè)銀行、城市商業(yè)銀行等地方性銀行，大多數(shù)與地方政府有股權(quán)聯(lián)系，從而能對(duì)中小銀行人事安排等施加影響力，使中小銀行成為地方政府干預(yù)資源配置的重要渠道（姚耀軍，2010），這種干預(yù)直接影響了城市商業(yè)銀行的信貸決策，政府財(cái)政壓力與地方城商行投向地方政府部門的貸款成正相關(guān)（祝繼高等，2009），2008年后大量的地方投融資平臺(tái)出現(xiàn)，平臺(tái)公司發(fā)行的城投債的大部分都被金融機(jī)構(gòu)所認(rèn)購(gòu)（毛銳，2018），這種政府干預(yù)行為擠出了商業(yè)銀行對(duì)私有經(jīng)濟(jì)信貸頭寸（Kirchner，2012），即地方政府債務(wù)對(duì)銀行信貸資源的長(zhǎng)期“綁架”搶占了企業(yè)，尤其是中小企業(yè)的信貸份額。第二，中小銀行偏向政府借貸的動(dòng)機(jī)。作為借款人，政府與中小企業(yè)相比，其信貸風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生的概率較低。Hauner（2008）從地方政府債務(wù)和金融發(fā)展的視角分析，發(fā)現(xiàn)銀行類機(jī)構(gòu)更愿意持有安全性更高的公債。所以無論是出于地方政府的壓力還是信貸資金的保障性，中小銀行更愿意將資金貸給地方政府，從而導(dǎo)致對(duì)中小企業(yè)提供信貸資金的意愿降低，這對(duì)中小銀行給中小企業(yè)的資金供給量產(chǎn)生了負(fù)面影響。

基于以上分析，在假設(shè)1的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步提出假設(shè)2。

H2：地方政府負(fù)債將弱化中小銀行占比的提高對(duì)融資約束的緩解作用。

二、模型設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定和變量定義

本文參照Almeida等（2004）的研究，選用現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性作為融資約束的代理變量，Almeida等認(rèn)為，在衡量企業(yè)所面臨的融資約束程度時(shí)，現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性指標(biāo)較投資—現(xiàn)金流敏感性指標(biāo)更為科學(xué)，因?yàn)樗苊饬似髽I(yè)投資活動(dòng)對(duì)其融資約束的影響，防止其對(duì)實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生誤差，該變量在學(xué)術(shù)界得到較多認(rèn)可。本文基本模型如下：

其中，左邊Cashit表示在t年度，企業(yè)i的現(xiàn)金持有的變化量。右邊Cashflowit表示在t年度，企業(yè)i的日常經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流量。X表示跟企業(yè)特征有關(guān)的控制變量，ηi、εit分別表示企業(yè)的固定效應(yīng)和誤差項(xiàng)。在不存在融資約束的情況下，企業(yè)持有現(xiàn)金的變化量與企業(yè)內(nèi)部經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流不存在關(guān)系，則相應(yīng)的β1值比較小，甚至為負(fù)。相反，當(dāng)企業(yè)存在融資約束問題時(shí)，企業(yè)會(huì)選擇留一些資金用來滿足企業(yè)未來的投資需要，此時(shí)持有現(xiàn)金的變化量會(huì)與企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系，即β1系數(shù)顯著為正，并且融資約束越嚴(yán)重，β1越大。

在模型1的基礎(chǔ)上，根據(jù)H1，進(jìn)一步研究銀行業(yè)結(jié)構(gòu)中中小銀行規(guī)模占比對(duì)中小企業(yè)的融資約束的影響，引入銀行業(yè)結(jié)構(gòu)（SMB）與Cashflow的交互項(xiàng)，得出擴(kuò)展模型2，如下：

其中，企業(yè)規(guī)模（size）、資本性支出（Capex）、企業(yè)成長(zhǎng)性（Grow）、非流動(dòng)負(fù)債（nofludebt）、資產(chǎn)增長(zhǎng)率（assetgrow）為與企業(yè)特征有關(guān)的控制變量，為了避免托賓Q與內(nèi)部現(xiàn)金流產(chǎn)生內(nèi)生性以及本身的衡量偏誤問題，借鑒黎精明（2019）的做法，用營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率作為控制變量來代表企業(yè)的投資機(jī)會(huì)與成長(zhǎng)性。并采用楊懷東等（2017）的做法將變量比上總資產(chǎn)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。對(duì)于銀行業(yè)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)參照姚耀軍等（2015）的做法選取中小銀行資產(chǎn)占銀行業(yè)總資產(chǎn)的比重（SMB），中小型銀行就是非國(guó)有銀行，其資產(chǎn)規(guī)模用銀行業(yè)總資產(chǎn)扣除大型商業(yè)銀行的資產(chǎn)所得。

根據(jù)H2，進(jìn)一步研究地方政府債務(wù)的介入通過銀行業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)融資約束產(chǎn)生的影響，引入SMB與Cashflow、gap（地方政府債務(wù)）的交互項(xiàng)，得出擴(kuò)展模型3，如下：

模型（3）中政府債務(wù)數(shù)據(jù)考慮其可得性，采用財(cái)政缺口作為地方債務(wù)的代理變量。具體的變量計(jì)算方法如表1所示。

表1 回歸模型變量定義表

（二）研究樣本和數(shù)據(jù)來源

文中所用銀行數(shù)據(jù)全部來源于中國(guó)區(qū)域金融運(yùn)行報(bào)告，時(shí)間區(qū)間為2008-2018年；所用的政府債務(wù)數(shù)據(jù)來自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局及各省財(cái)政年鑒。對(duì)于中小企業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)，鑒于數(shù)據(jù)的可得性，借鑒張金清（2018）和姚耀軍等（2015）的做法，選取我國(guó)中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)來替代。所得數(shù)據(jù)做以下處理：剔除境內(nèi)上市連續(xù)兩年虧損的ST類上市公司樣本；剔除了在財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)上存在缺失的樣本；剔除了金融類和同時(shí)發(fā)行A股和H股的公司樣本；剔除了主營(yíng)收入增長(zhǎng)率大于1的公司樣本，Almeida等（2004）認(rèn)為主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率大于1可能預(yù)示著企業(yè)發(fā)生了并購(gòu)，這將影響企業(yè)現(xiàn)金持有政策；剔除上市時(shí)間未滿四年的公司樣本。再對(duì)連續(xù)變量樣本進(jìn)行了上下1%的Winsorize縮尾處理并標(biāo)準(zhǔn)化，對(duì)交互項(xiàng)進(jìn)行中心化，以去除異常值對(duì)實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生的影響。最終樣本包括848家公司，共計(jì)6186個(gè)樣本觀測(cè)值。

三、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)匯總表

對(duì)樣本進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果如表2所示。從樣本的標(biāo)準(zhǔn)差來看，大部分變量的標(biāo)準(zhǔn)差都很小，變量最大的標(biāo)準(zhǔn)差為0.854，也在可控范圍內(nèi)，表示變量整體平穩(wěn)，樣本數(shù)據(jù)整體上分布均勻。

（二）相關(guān)性Person檢驗(yàn)

為了觀察變量之間的相關(guān)性，筆者進(jìn)一步對(duì)數(shù)據(jù)做了相關(guān)性檢驗(yàn)。主要變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)整體上較小，除去交叉項(xiàng)cf×SMB、cf×SMB×gap外，主要變量相關(guān)系數(shù)最高為0.464。在1%水平上，cash 與 cashflow、capex、grow、nofludebt、assetgrow、size、SMB、gap、cf×SMB、cf×SMB×gap顯著相關(guān)。由于交互項(xiàng)可能會(huì)增加變量之間的多重共線性，故而做了主要變量的VIF值檢驗(yàn)，結(jié)果顯示各變量的方差膨脹因子都較低，均在2以下，因此主要變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性。

表3 模型回歸結(jié)果表

（三）回歸檢驗(yàn)

筆者采用的是非平衡面板數(shù)據(jù)，為了防止出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，對(duì)主要變量采用Fisher-ADF方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示均在1%的顯著性水平下通過單位根檢驗(yàn)。在模型的選擇上，通過Hausman檢驗(yàn)來確定是選擇固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，檢驗(yàn)結(jié)果顯示P值小于0.01，即在1%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，故選擇固定效應(yīng)模型。先對(duì)全樣本進(jìn)行模型1、2、3的回歸，得到表3回歸結(jié)果（1）、（2）、（3）。為了檢驗(yàn)是否存在規(guī)模異質(zhì)性，又對(duì)全樣本按規(guī)模大小分為小規(guī)模和大規(guī)模樣本，對(duì)小規(guī)模樣本回歸，得到表3回歸結(jié)果（4）、（5）、（6）；對(duì)大規(guī)模樣本回歸，得到表3回歸結(jié)果（7）、（8）、（9）。

從模型1的實(shí)證回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，cashflow前面的系數(shù)為0.317，并顯著為正，表明目前中小企業(yè)普遍存在融資約束問題，反映了我國(guó)中小企業(yè)當(dāng)前所處的融資環(huán)境比較不樂觀。依模型2的實(shí)證回歸結(jié)果來看，cashflow與SMB的交互項(xiàng)的系數(shù)為-0.52，并且在5%的水平下顯著為負(fù)，表明銀行業(yè)結(jié)構(gòu)中中小銀行規(guī)模占比的提高會(huì)緩解中小企業(yè)的融資約束，假設(shè)1成立。進(jìn)一步從模型3的實(shí)證回歸結(jié)果來看，cashflow、SMB和gap的交互項(xiàng)前面的系數(shù)為0.952，并且在5%的水平上顯著為正，表明地方政府債務(wù)擠占了以地方性銀行為主的中小銀行信貸資源，導(dǎo)致中小規(guī)模化的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)不但沒有實(shí)現(xiàn)緩解中小企業(yè)融資約束，反而加劇了這一作用，假設(shè)2成立。這也進(jìn)一步解釋了地方政府債務(wù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用存在門檻效應(yīng)，地方債務(wù)的逐漸增加可能抑制了中小企業(yè)的融資，阻礙了中小企業(yè)的發(fā)展，減緩了經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度。

在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步檢驗(yàn)規(guī)模異質(zhì)性。對(duì)比模型4與模型7cashflow的系數(shù)0.326、0.305可以看出，規(guī)模大的企業(yè)的融資約束比資產(chǎn)規(guī)模小的融資約束要小。因此，對(duì)于資產(chǎn)規(guī)模大的企業(yè)來說，中小銀行占比的提高緩解其融資約束的程度相對(duì)于小規(guī)模的企業(yè)來說要大一些，因?yàn)橥葪l件下，中小銀行更愿意借貸給規(guī)模大一些的小企業(yè)。這一點(diǎn)從模型5和模型8的實(shí)證回歸結(jié)果cf×SMB前面的系數(shù)-0.322和-0.69也可以得到驗(yàn)證，并且在5%的水平上顯著。同樣的，在面對(duì)地方政府債務(wù)的擠壓下，不同規(guī)模的企業(yè)表現(xiàn)的效應(yīng)也不同。大規(guī)模企業(yè)在面對(duì)地方政府債務(wù)的擠壓下，其從中小銀行獲得資金支持的影響相對(duì)資產(chǎn)規(guī)模小的企業(yè)來說也較小。這從模型6和模型9的實(shí)證回歸結(jié)果cf×SMB×gap的系數(shù)1.286和0.67可以看出，并在5%的水平上顯著。

進(jìn)一步將全樣本按區(qū)域劃分為東部和中西部?jī)蓚€(gè)子樣本，來分析區(qū)域異質(zhì)性。其中東部地區(qū)樣本回歸結(jié)果如表4所示的（10）、（11）、（12）；中西部地區(qū)樣本回歸結(jié)果如表4所示的（13）、（14）、（15）。

表4 模型回歸結(jié)果表

由模型10和模型13的回歸結(jié)果cashflow前的系數(shù)0.308、0.329可以發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)企業(yè)面臨的融資約束小于西部地區(qū)企業(yè)。因?yàn)闁|部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展得較好，金融資源更多，因此對(duì)于中小企業(yè)來說融資渠道更多，融資約束相對(duì)小一些。從模型11和模型13的實(shí)證回歸結(jié)果cf×SMB的系數(shù)對(duì)比來看，由-0.901到-0.0123，其在1%的水平上顯著，中西部的系數(shù)不顯著。表明東部地區(qū)企業(yè)相對(duì)于中西部企業(yè)來說，中小銀行占比的提高更有利于緩解其融資約束問題。造成上述地區(qū)差異的原因在于銀行業(yè)結(jié)構(gòu)存在地區(qū)差異，東部地區(qū)的金融發(fā)展更市場(chǎng)化，銀行業(yè)結(jié)構(gòu)相對(duì)更完善，非國(guó)有銀行資產(chǎn)占比要大于中西部地區(qū)（陸桂賢，2019）。從模型12和模型15的實(shí)證回歸結(jié)果cf×SMB×gap的系數(shù)對(duì)比來看，分別是1.005和0.057，此結(jié)果在5%的水平上顯著，中西部的結(jié)果不顯著。表明地方政府債務(wù)的擠壓效應(yīng)加劇東部地區(qū)企業(yè)的融資約束程度更大，因?yàn)樵跂|部地區(qū)中小銀行發(fā)展得更完善，因此中小企業(yè)更加依賴中小銀行來融資，地方政府的介入讓其從中小銀行獲得的融資顯著減少，故相對(duì)來說對(duì)地方政府負(fù)債行為更加敏感。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性

前文采用面板固定效應(yīng)估計(jì)可以解決變量個(gè)體異質(zhì)性導(dǎo)致的遺漏變量問題，但不能排除其他原因?qū)е碌膬?nèi)生性問題。借鑒余子良（2016）的處理方法，將經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流滯后一期、二期作為工具變量，來考察內(nèi)生性問題。如果經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流存在內(nèi)生性，那么所有與現(xiàn)金流相關(guān)的交互項(xiàng)均存在內(nèi)生性問題。根據(jù)對(duì)工具變量的識(shí)別不足檢驗(yàn)、弱工具變量檢驗(yàn)和過度識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果，并考慮工具變量選取上的一致性，最終選取cashflowt-1、cashflowt-2同時(shí)作為cashflow的工具變量；cf×SMBt-1、cf×SMBt-2同時(shí)作為cf×SMB的工具變量；cf×SMBt-1*gap、cf×SMBt-2*gap、cf×SMBt-3*gap同時(shí)作為cf×SMB×gap的工具變量。然后利用Davidson-MacKinnon內(nèi)生性檢驗(yàn)對(duì)模型（1）、（2）、（3）進(jìn)行IV估計(jì)，估計(jì)的結(jié)果顯示，p值分別為0.2661、0.3638、0.8365。表明無法拒絕“不存在內(nèi)生性問題”的原假設(shè)，因此筆者認(rèn)為模型設(shè)置是合理的，前文檢驗(yàn)結(jié)果有效。

2.發(fā)放現(xiàn)金股利現(xiàn)象

唐建新（2009）認(rèn)為中小企業(yè)板上市公司有傾向發(fā)放現(xiàn)金股利的現(xiàn)象，也就是持有現(xiàn)金有可能是為了發(fā)放現(xiàn)金股利，而不是因?yàn)榇嬖谌谫Y約束問題。因此，本文增加股利分配率作為控制變量，來檢驗(yàn)以上結(jié)果是否仍然成立。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明，除了個(gè)別變量的顯著性水平和回歸系數(shù)稍有變化外，變量之間的關(guān)系與本文的研究結(jié)論沒有實(shí)質(zhì)性差異，研究結(jié)論不變。

四、研究結(jié)論

本文基于2008-2018年中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司數(shù)據(jù)，利用現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性模型來衡量中小企業(yè)的融資約束程度。在基礎(chǔ)模型上逐步加入銀行業(yè)結(jié)構(gòu)和地方政府債務(wù)因素來討論中小企業(yè)面臨的融資約束情況，研究發(fā)現(xiàn)：第一，銀行業(yè)結(jié)構(gòu)中中小銀行占比的提高能顯著緩解中小企業(yè)的融資約束。第二，地方政府債務(wù)擠占了以地方性銀行為主的中小銀行信貸資源，導(dǎo)致中小規(guī)模化的銀行規(guī)模結(jié)構(gòu)不但沒有實(shí)現(xiàn)緩解中小企業(yè)融資約束的作用，反而加劇了。第三，前兩種結(jié)果對(duì)不同規(guī)模的中小企業(yè)具有異質(zhì)性。對(duì)于大規(guī)模的中小企業(yè)，中小銀行對(duì)其融資約束的緩解比小規(guī)模的中小企業(yè)更明顯，緩解程度更高。同樣，地方政府負(fù)債行為對(duì)小規(guī)模的企業(yè)的融資影響更大，顯著加劇了企業(yè)融資約束的程度。第四，前兩種結(jié)果對(duì)不同區(qū)域的中小企業(yè)也具有異質(zhì)性。對(duì)于東部地區(qū)的中小企業(yè)，中小銀行對(duì)其融資約束的緩解程度相對(duì)于中西部地區(qū)的企業(yè)來說效果更好。同樣，地方政府負(fù)債行為對(duì)東部地區(qū)的中小企業(yè)來說影響更大，加劇了其融資約束的程度，使原本中小銀行對(duì)其融資約束緩解的作用消失。

基于研究結(jié)果，提出以下幾點(diǎn)建議：第一，為解決中小企業(yè)現(xiàn)存的融資約束問題，應(yīng)鼓勵(lì)地方大力發(fā)展中小金融機(jī)構(gòu)，加大對(duì)中小企業(yè)的支持力度，從而滿足中小企業(yè)的融資需求。第二，各地方政府應(yīng)該規(guī)范自身的負(fù)債行為，合理負(fù)債，有利于減少其對(duì)金融體系的負(fù)面影響。第三，要加強(qiáng)財(cái)政系統(tǒng)與金融系統(tǒng)協(xié)同改革，找出現(xiàn)存問題背后的制度根源，以市場(chǎng)化導(dǎo)向?yàn)榛A(chǔ)，提高財(cái)政運(yùn)行效率和金融配置效率，進(jìn)一步推進(jìn)優(yōu)化官員晉升考核、優(yōu)化配置等一系列綜合性、深層次的體制性改革，盡可能地減少地方官員的干預(yù)行為和地方政府的沖動(dòng)負(fù)債行為。