小額貸款公司發展對中小企業融資約束影響研究
——以西部地區為例

田建利

（青海民族大學，青海 西寧 810000）

一、研究背景與研究意義

我國西部地區中小企業發展強勁，有力地推動了當地的經濟增長，為當地提供了大量就業機會；同時其涉及的行業面廣闊，極大地滿足了市場上各種產品和服務的需求。近年來，政府通過各種政策大力推動中小企業的發展，伴隨著供給側結構性改革，中小企業在技術升級和產品改造等方面有長足的發展，推動了技術的快速進步，同時又存在大量的資金需求。然而西部地區的中小企業受地域經濟限制，融資存在約束。

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

二、文獻綜述

西部地區發展水平較為落后，錢龍 （2015）發現，發展水平較低地區的中小企業的信貸風險較高，大量商業銀行出于經營約束要求會盡量避開風險較大的中小企業貸款業務，并且中小企業融資的渠道不完善，導致在西部地區有重大的融資約束。芮玉巧(2003）認為，資金的匱乏困擾和制約了中小企業的發展。吳九占（2014）認為，西部地區中小企業比東部地區融資更困難。一些學者對于中小企業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）發現，這種緩解作用在中小企業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，中小企業發展所面臨的融資約束變得愈加復雜，郭一凡（2018）發現，西部地區影子銀行緩解企業融資約束的作用在變弱。

綜上所述，研究影子銀行發展對中小企業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展對中小企業融資約束的影響。為此，本文以我國西部地區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小額貸款公司的發展對中小企業的融資約束是否有影響，并據此提出相關的建議。

三、研究設計

（一）模型設定

本文使用現金-現金流敏感性模型（Almeida et al，2004），并加入小額貸款公司的發展，建立中小企業融資約束的擴展模型，分析小額貸款公司發展是否對中小企業融資約束有影響。基礎模型：

上述模型中，i為企業，t為時間，d_Cash為企業現金及現金等價物變動，CF為企業現金流，grow為企業成長性，size為企業規模；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表示企業的融資約束程度，當存在融資約束時，企業出于預防動機會預留一部分經營性現金流以應對未來投資的需要，所以本文預計β1值為正。

在基礎模型中加入小額貸款公司的發展數據，建立中小企業融資約束的擴展模型。本文參照徐琳（2019）的做法，在基礎模型中加入小額貸款公司貸款規模增長率與中小企業現金流的交互項，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模增長率與中小企業現金流的交互項，β2用以度量小額貸款公司發展對中小企業融資約束的影響。若β2為負值且較為顯著，則小額貸款公司發展對中小企業融資約束具有緩解作用。

（二）樣本選擇和變量說明

鑒于數據的可得性，本文以2011—2018年的西部地區中小板中小企業的財務數據為初始樣本，并進行處理：1.刪去被ST和PT的公司；2.刪去金融類公司；3.刪去模型所需數據缺失的公司。初始數據處理后得到50家中小企業400組數據。本文中，樣本數據來源于國泰安和中國人民銀行公布的統計數據，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）描述性統計

結果顯示，現金及現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。企業現金流量均值是0.063、標準差0.124，說明中小企業的財務狀況差異較大。小額貸款公司貸款規模增長率均值是0.328、標準差0.336，表明小額貸款公司發展水平較快。企業成長性均值是0.237、標準差0.533，說明中小企業間的發展能力具有較大差別。企業規模均值為是22.049、標準差1.028，說明中小企業之間的規模存在顯著差異。企業資本支出均值是-0.114、標準差0.175，說明中小企業投資活動差異較大。凈營運資本變動指標的均值是0.247、標準差0.596，說明整體中小企業的營運資金規模增長較快，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，說明中小企業間的負債水平差別較大。各變量樣本值的描述性統計結果如表2。

表2 描述性統計結果

（二）相關性檢驗

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

（三）多元回歸結果分析

1.中小企業融資約束實證結果。采用基礎模型對各變量進行回歸分析。結果顯示，企業現金流的回歸系數在1%的水平上顯著為正，與本文此前的預計相符，即中小企業面臨融資約束。企業成長性指標的系數為正，表明企業未來投資機會增加時會相應增大現金持有量。企業規模指標的系數為正，這是因為企業生產經營規模變大，需要更多的現金來維持。資本支出指標的系數為正，企業出于預防動機會在投資活動產生的現金流量凈額增加時預留更多的現金。凈營運資本變動的指標系數為正，表明企業凈營運資金增加會增大其現金持有量。短期負債變動的指標系數為正，企業短期債務的增加會提高現金持有量。回歸結果如表4。

表3 相關性檢驗結果

表4 中小企業是否存在融資約束

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

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

表5 小額貸款公司的發展能否緩解中小企業融資約束

五、研究結論與建議

中小企業經營風險高，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年的西部地區中小板上市公司數據，采用現金-現金流敏感性模型，通過實證檢驗分析小額貸款公司發展對企業融資約束的影響。根據分析研究得出結果：一是小額貸款公司具有區域優勢，且貸款業務方便、快捷、手續簡單，可快速提供短期流動性資金，拓寬了融資渠道，對中小企業融資困境有緩解作用。二是中小額貸款公司的貸款規模增長率與企業現金流的交乘項的擴展模型回歸系數顯著為負，說明中小企業對自身現金流依賴程度減輕，即融資約束有所緩解。

表6 穩健性檢驗

因此，促進小額貸款公司的快速良性發展具有現實意義。特提出建議：一是小額貸款公司也是金融機構，應該明確其身份，并給予金融機構的政策和待遇。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，以至其業務開拓和發展受阻，需拓寬其融資渠道。三是消除小額貸款市場混亂的現象，規范小額貸款的品種、利率和期限等，形成統一規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管和服務，推動規范化經營和發展。