王兆旭 韓慶瀟 喬永軍

摘? ?要：本文利用動態博弈模型探討了財務管理改革解決小微企業融資困境的內在機理，并運用多期雙重差分模型檢驗了改革的作用效果。研究結果表明，財務管理改革有助于解決銀企之間的信息不對稱問題，將混合均衡轉化為分離均衡，從而有效緩解優質小微企業融資難、融資貴。從作用方向來看，財務管理改革更有利于解決無法提供抵質押物的優質小微企業融資難的問題，以及能夠提供抵質押物的優質小微企業融資貴的問題。從作用時滯來看，在改革一年后作用最強，融資難和融資貴的問題得到明顯緩解。

關鍵詞：信息不對稱；財務管理改革；融資難；融資貴

中圖分類號：F832.4? 文獻標識碼：A? 文章編號：1674-2265（2023）04-0029-10

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2023.04.004

一、引言

小微企業是國民經濟和社會發展的重要力量，在穩定增長、擴大就業等方面發揮著重要的作用。但近幾年，受逆全球化思潮影響，外部環境不確定性增大，國內經濟下行壓力也在不斷增加，內外部環境影響下，小微企業經營狀況持續低迷，而2020年初的新冠肺炎疫情更是讓小微企業經營雪上加霜，融資問題也變得更加突出。為了幫助小微企業渡過難關，金融支持政策不斷加碼，貸款延期還本付息、完善銀行考核機制、增加企業信用貸款規模等一系列政策落地實施，從多角度加大了對小微企業融資的支持力度。

在相關政策支持下，小微企業融資環境有了明顯改善，但融資難、融資貴的困境并未從根本上得以消除。在小微企業融資的現實情況中，尤其值得關注的一個現象是，在商業銀行重視抵質押物的背景下，不僅經營差、風險高的小微企業存在融資障礙，部分盈利能力強、現金流充裕的優質企業也同樣面臨融資困境。特別是，有些經營狀況良好的小微企業本應作為商業銀行的優質客戶，卻因為無法提供足額有效的抵質押物，成為貸款難的弱勢群體，這類企業往往只能選擇成本高昂的民間融資方式。此外，小微企業即使能夠提供抵質押物，也要承擔貸款抵押物評估和登記費用等額外成本，加重了企業融資負擔。

但與以上情況不同的是，部分優質小微企業為了擺脫融資困境，主動通過財務管理方面的改革，向商業銀行提供更加真實可靠的財務信息，發送優質企業的身份信號，為商業銀行甄別不同類型企業創造了條件。在此基礎上，商業銀行的信貸審核更加重視作為“第一還款來源”的企業經營狀況，降低了抵質押物的準入門檻，甚至可以為符合要求的小微企業提供純信用貸款，成為緩解融資難、融資貴的有效方式。因此，基于以上現實情況，我們有必要進一步深入思考，小微企業特別是優質小微企業陷入融資困境的原因是什么？通過財務管理改革解決融資問題的內在機理又是怎樣的？以及現實中小微企業財務管理改革的效果是否顯著？目前這些問題都未有明確回答，而解決這些問題不僅能夠進一步完善企業融資的相關理論，更能夠為破解小微企業融資困境提供參考，具有重要的理論和現實意義。

基于此，本文不僅構建了不完全信息的動態博弈模型，對小微企業融資困境及財務管理改革的效果進行了理論分析，而且基于優質小微企業進行財務管理改革的準自然實驗，運用多期雙重差分模型檢驗了財務管理改革對小微企業融資難、融資貴以及融資水平的作用效果。本文的主要貢獻可能在于：一是從財務管理視角出發，深入探索了小微企業融資困境產生的內在根源，以及財務管理改革對破解這一困境的有效性；二是構建了不完全信息的動態博弈模型，在區分不同企業類別的基礎上，明確了通過財務管理改革解決優質小微企業融資問題的內在機理，從而拓展和完善了相關理論；三是以400家小微企業為樣本，選擇多期雙重差分模型進行了實證分析，并進一步展開穩健性檢驗，保證了文章結論的合理性和可靠性。

二、文獻回顧

早在1931年，英國政治家麥克米倫的報告中就提出，金融機構不愿意按照中小企業的融資條件提供資金，導致企業存在嚴重的融資困境，由此帶來的融資缺口被稱為“麥克米倫缺口”。而后，學術界針對這一融資缺口產生的原因進行了研究。從內在原因來看，國外研究主要運用信息不對稱理論進行解釋，如Stiglitz和Weiss（1981）[1]開創性地從信息經濟學角度展開研究，認為與提高利率相比，金融機構更愿意在低利率水平下拒絕部分貸款，因而在面臨信息不對稱的情況下，商業銀行更加傾向于拒絕信用水平較低的小微企業貸款。Mallick 和Chakraborty（2002）[2]指出，小微企業與商業銀行之間信息不對稱問題嚴重，而能夠降低信息不對稱的技術成本又太高，從而導致商業銀行信貸配給普遍傾向于大型企業。同時，國內學者也圍繞信息不對稱展開相關研究。如徐洪水（2001）[3]指出，由于無法獲取中小企業真實的經營信息，為減少信貸中的逆向選擇和道德風險，商業銀行必然減少中小企業貸款。楊豐來和黃永航（2006）[4]研究發現，信息不對稱問題是導致商業銀行信貸配給的根本原因，但這一問題在大企業和中小企業中普遍存在，而中小企業融資難的主要原因在于其治理結構存在問題。也有部分研究認為外部因素對小微企業融資具有重要影響。如在商業銀行結構方面，林毅夫和李永軍（2001）[5]認為，在信息不對稱的情況下，大型金融機構更愿意為大企業服務，因此，當前以大型商業銀行為主的市場結構造成了中小企業的融資困境。在金融體系方面，譚之博和趙岳（2012）[6]研究發現，在直接融資不發達的國家，小微企業會受到更多的融資抑制。在制度建設方面，何韌等（2012）[7]認為制度環境對企業貸款可得性具有較大影響，其中法治化環境能夠改善銀企關系，對中小企業融資產生正面影響。

為了破解小微企業的融資困境，近年來的相關文獻主要集中于對策研究。其中，相當多的研究從內在原因入手，探索如何解決小微企業信息不對稱問題。較早的研究提倡發展關系型融資，如Angelini等（1998）[8]、Berger和Udell（1998）[9]皆認為通過銀企間的長期交易而形成的關系型借貸模式，能夠改善企業貸款可得性。這一理論也在國內持續發展，如李節平（2013）[10]建議運用“技術”初選客戶，然后通過“關系”甄選客戶，認為這應該是小微企業貸款的可選模式。此外，隨著金融科技迅速發展，以新技術破解信息不對稱問題也成為研究的熱點。如張玉明等（2014）[11]研究發現，云融資模式能夠將分散的小微企業信息集聚起來，實現信息對稱和風險可控。劉滿鳳和趙瓏（2019）[12]認為基于互聯網金融的小微企業融資平臺能夠有效降低相關環節成本，并在一定程度上消除信息不對稱。還有部分研究探索了改善外部環境的措施。如在金融市場結構方面，周順興和林樂芬（2015）[13]認為提高銀行業競爭程度有利于提升小微企業信貸可得性。姚耀軍和董鋼鋒（2015）[14]、郭聯邦和王勇（2020）[15]、張一林等（2019）[16]則進一步指出，中小商業銀行發展帶來的銀行市場結構的調整，能夠明顯降低中小企業融資約束。

以上文獻為探索小微企業融資困境奠定了理論基礎，但已有研究也存在以下薄弱之處：一是缺少從財務管理視角考察小微企業融資問題的研究。實際上，財務管理方面的問題是商業銀行無法獲取小微企業真實信息，進而產生銀企信息不對稱的根源，因此，從這個角度探索破解方式更加具有針對性和有效性。二是優質小微企業融資困境產生的內在機理分析仍顯不足。目前相關文獻未充分區分不同類型小微企業融資困境的異質性。現實中，一般小微企業融資難主要由于自身經營狀況較差，而優質小微企業陷入融資困境的原因則更加復雜，但目前針對后者的研究較為薄弱。三是對小微企業融資方面的實證研究較少。由于小微企業數據獲取較為困難，相關文獻往往停留在理論分析上，缺乏現實經驗數據的支持。

三、理論分析

當前，無論是優質小微企業，還是一般小微企業，絕大部分的企業主皆不重視財務管理，導致企業財務報表往往不準確，甚至存在刻意偽造和優化財務信息的情況。在此背景下，商業銀行獲取企業真實信息的難度非常大，導致嚴重的信息不對稱，進而造成小微企業融資困境。因此，本文構建了不完全信息的動態博弈模型，深入分析了小微企業融資困境產生的內在機理，并進一步探索了財務管理改革對解決融資困境的重要作用。

（一）模型假設

動態博弈模型的參與方分別為小微企業（博弈方1）和商業銀行（博弈方2）。考慮到無法提供抵質押物與能夠提供抵質押物的企業在博弈策略選擇上具有明顯區別，因此，本文將分別進行博弈分析①。博弈之初，“自然”選擇企業類型為優質企業與一般企業，假定二者的先驗概率α=0.5，1-α=0.5。為了生產經營，小微企業申請額度為L的貸款，且申請過程中產生成本a。由于企業經營存在風險，貸款存在損失的可能，因此，假定優質企業成功的概率為β1，一般企業成功的概率為β2，而企業成功后的投資收益率為π。根據現實情況可知，優質企業成功的概率明顯高于一般企業，即β1>>β2，且β1接近1。商業銀行對貸款申請進行審核需要付出沉默成本b，在利率市場化未完全實現的背景下，統一設定商業銀行貸款利率為r。為了控制貸款風險，商業銀行要求企業提供抵質押物，當貸款損失時處置抵質押物獲得的收入占貸款額度L的比例為ρ，而企業需要支付的抵質押物評估等費用占貸款額度L的比例為ω。此外，商業銀行對抵質押物的貸后管理成本為m。若商業銀行強制要求無法提供抵質押物的小微企業進行抵質押擔保，則企業置辦抵質押物將付出高昂的成本C，而能夠提供抵質押物的企業則無須支付這一成本。

（二）無法甄別企業類型的動態博弈模型分析

在小微企業財務信息普遍失真的情況下，商業銀行無法區分優質企業與一般企業，由此形成不完全信息的動態博弈。博弈的第一階段，“自然”選擇企業為優質企業與一般企業；第二階段，企業選擇是否申請貸款；第三階段，商業銀行選擇是否要求提供抵質押物②；第四階段，企業選擇是否提供抵質押物。根據企業能否提供抵質押物，下面將分別進行博弈分析。

1. 無法提供抵質押物的企業。動態博弈模型如圖1所示，其中，博弈雙方的策略收益中，E1=β1L（π-r-ω）+（1-β1）L（-ρ-ω）-a；E2=β1Lr+（1-β1）L（ρ-1）-b-m；E1'=β2L（π-r-ω）+（1-β2）L（-ρ-ω）-a；E2'=β2Lr+（1-β2）L（ρ-1）-b-m。B1=β1L（π-r）-a；B2=β1Lr+（1-β1）L（-1）-b；B1'=β2L（π-r）-a；B2'=β2Lr+（1-β2）L（-1）-b。

根據動態博弈模型逆向歸納分析方法，首先，分析企業是否提供抵質押物。由于無法提供抵質押物的企業選擇提供的成本C較高，因此，E1-C與E1'-C皆遠小于-a，無論是優質企業還是一般企業，最優策略都是不提供。

其次，商業銀行選擇是否要求提供抵質押物。在信息不對稱的情況下，商業銀行只能根據先驗概率計算要求提供抵質押物與不要求提供的期望收益，二者分別為-b和αB2+（1-α）B2'，代入α=0.5后相減得到0.5L[1-（1+r）β1+1-（1+r）β2]。然而，由于公式中部分參數無法確定，此時商業銀行的策略選擇仍然難以判斷。根據現實情況可知，當企業可識別的抵質押物較少且難以考察是否為優質企業時，商業銀行往往會要求增加抵質押物來降低信貸風險。因此，可以不失一般性地假定以上公式大于0，即商業銀行選擇要求提供抵質押物，并由此作為其他情況下博弈分析的基準。進一步，由前文對β1和β2的假定可推出公式中1-（1+r） β1小于0，1-（1+r） β2大于0。

最后，對于申請和不申請的選擇，由于企業申請后的收益-a<0，因此，優質企業與一般企業都選擇不申請。根據以上分析，在信息不完全的情況下，不管無法提供抵質押物的企業經營狀況如何，商業銀行都會要求企業提供抵質押物，最終博弈結果形成混合均衡，導致企業和商業銀行的收益皆為0。

2. 能夠提供抵質押物的企業。如圖2所示，若能夠提供抵質押物，企業與商業銀行的策略收益較上文唯一的不同之處僅在于最后一步。由于不需要支付高昂的成本C，優質企業與一般企業提供抵質押物的收益分別為E1和E1'。在此背景下，首先，考慮企業是否提供抵質押物。由于企業申請貸款必然是有利可圖的，且不需要為提供抵質押物付出成本，必然E1>0，且E1'>0，因此，E1>-a，且E1'>-a，即企業選擇提供抵質押物。其次，商業銀行選擇是否要求提供抵質押物。在商業銀行無法判斷企業類型的情況下，商業銀行要求提供與不要求提供抵質押物的期望收益分別為αE2+（1-α）E2'和αB2+（1-α）B2'。帶入α=0.5后相減得0.5ρL[（1-β1）+（1-β2）]-m。由前文[1-（1+r） β1+ 1-（1+r） β2]>0可知，[（1-β1）+（1-β2）]>0。此外，由于貸后管理成本m遠小于抵質押物的可回收價值，因此，0.5ρL[（1-β1）+（1-β2）]-m>0，即商業銀行選擇要求提供抵質押物。最后，如前所述，由于E1>0，且E1'>0，即優質企業和一般企業皆選擇申請貸款。根據以上分析，在信息不完全的情況下，不管能夠提供抵質押物的企業經營狀況如何，商業銀行同樣會要求企業提供抵質押物，最終產生了混合均衡，優質企業和一般企業的收益分別為E1和E1'，商業銀行的收益為0.5E2+0.5E2'。

（三）能夠甄別企業類型的動態博弈模型分析

對小微企業的實地調研發現，有部分優質企業意識到了解決信息不對稱問題的重要性，主動進行財務管理方面的改革，通過完善財務管理制度、提升財務管理水平以及規范財務報表數據，向商業銀行提供真實的經營信息，由此傳遞出優質企業的信號。相比較而言，由于財務管理改革需要付出一定成本，一般企業往往難以承受，而且即使進行改革，其真實的財務信息也難以達到商業銀行授信條件。因此，優質企業通過財務管理改革發送信號，能夠幫助商業銀行修正先驗概率，明確區分優質企業與一般企業，為博弈模型形成分離均衡創造了條件。此外，考慮到財務管理改革需要付出一定成本，因此，模型中假定該成本為g，這一成本在優質企業可承擔范圍內，即E1-g仍大于0。根據企業能否提供抵質押物，下面也將分別進行博弈分析。

1. 無法提供抵質押物的企業。動態博弈模型如圖3所示，企業與商業銀行的策略收益較圖1的不同之處也僅在于最后一步。由于優質企業申請貸款之前，付出了成本g進行財務管理改革，因此，收益變為E1-C-g，而一般企業仍為E1'-C。首先，考慮企業是否提供抵質押物。鑒于企業提供抵質押物的成本C較高，E1-C與E1'-C皆遠小于-a，因此，優質企業與一般企業都選擇不提供。其次，商業銀行選擇是否要求提供抵質押物。此時，商業銀行根據企業的財務管理情況能夠區分企業類型，則可以區別對待。對于優質企業，要求提供與不要求提供的收益分別為-b和B2，二者相減得[1-（1+r） β1]L，根據前文判斷，該公式小于0，因此，商業銀行應該選擇不要求提供；對于一般企業，要求提供與不要求提供的收益分別為-b和B2'，二者相減得[1-（1+r） β2]L，根據前文判斷，該公式大于0，因此，商業銀行應該選擇要求提供。此時，不同企業之間產生了分離均衡，商業銀行不要求優質企業提供抵質押物，但要求一般企業提供。最后，企業選擇是否申請貸款。對于優質企業，申請與不申請的收益分別為B1-g和0，由于B1-g>E1-g>0，企業顯然會選擇申請；而對于一般企業，申請與不申請的收益分別為-a與0，企業選擇不申請。根據以上分析，優質企業通過財務管理改革來發送信號，最終實現了與一般企業的分離均衡，獲得了商業銀行信貸支持，因而獲得收益為B1-g；一般企業最終選擇不申請，因此，收益為0。按照企業類型占比，商業銀行的收益為0.5 B2。

2. 能夠提供抵質押物的企業。如圖4所示，若能夠提供抵質押物，企業與商業銀行的策略收益較圖3的不同之處也僅在于最后一步。由于不需要支付高昂的成本C，優質企業與一般企業提供抵質押物的收益分別為E1-g和E1'。首先，考慮企業是否提供抵質押物。如前所述，由于不需要為提供抵質押物付出額外成本，且優質企業財務管理改革成本也在可控范圍之內，因此E1-g>0，且E1'>0，必然E1-g >-a-g，且E1'>-a，即企業皆選擇提供抵質押物。其次，商業銀行選擇是否要求提供抵質押物。在商業銀行能夠判斷企業類型的情況下，同樣可以區別對待。對于優質企業，要求提供與不要求提供的收益分別為E2和B2，二者相減得（1-β1）ρL-m。由于公式中β1接近1，而管理成本m也較小，則難以判斷公式大小。但是，與無法區分企業類型的情況相比，（1-β1）ρL已經遠小于0.5ρL[（1-β1）+（1-β2）]，即商業銀行選擇不要求提供抵質押物的概率明顯增大。此外，若能夠提供抵質押物的優質企業進行財務管理改革，就是為了與商業銀行協商放寬抵質押條件，則商業銀行一般不再要求抵質押物?；诖耍梢约俣ǎ?-β1）ρL-m<0，即商業銀行選擇不要求提供抵質押物。對于一般企業，要求提供與不要求提供的收益分別為E2'和B2'，二者相減得（1-β2）ρL-m，顯然（1-β2）ρL-m>0.5ρL[（1-β1）+（1-β2）]>0，商業銀行必然要求提供抵質押物。最后，企業選擇是否選擇申請貸款。與前文相同，對于優質企業，由于B1-g>E1-g>0，企業顯然會選擇申請；對于一般企業，由于E1'>0，企業同樣選擇申請。根據以上分析，財務管理改革信號發送后，優質企業同樣實現了與一般企業的分離均衡，由于不需要提供抵質押物，最終獲得收益為B1-g；一般企業則需要提供抵質押物，獲得收益為E1'。按照企業類型占比，商業銀行收益為0.5B2+0.5E2'。

（四）博弈模型總結

通過以上分析可知，在商業銀行無法甄別優質企業與一般企業的情況下，為了控制風險，必然要求企業提供抵質押物，由此導致無法提供抵質押物的企業難以獲得貸款，而能夠提供抵質押物的企業雖然獲得了貸款，但付出了較高的成本，因為除了支付貸款利息外，還有抵質押物的評估和登記費用等額外支出。因此，在信息不對稱的情況下，小微企業融資難、融資貴的問題普遍存在，即使經營狀況良好的優質企業同樣無法幸免。而優質小微企業通過財務管理改革發送信號后，混合均衡轉化為分離均衡，企業融資困難得以顯著緩解。具體來說，一方面，由于不需要提供抵質押物，優質企業能夠獲得商業銀行的信用貸款，有效緩解了無法提供抵質押物的優質企業融資難的問題；另一方面，由于商業銀行放寬了全部優質企業的抵質押要求，從而避免了評估和登記費用等額外支出，在一定程度上解決了能夠提供抵質押物的優質小微企業融資貴的問題。此外，與信息不對稱的情況相比，對于無法提供抵質押物的小微企業，商業銀行收益從0變為0.5 B2；對于能夠提供抵質押物的小微企業，商業銀行收益從0.5E2+0.5E2'變為0.5B2+0.5E2'，根據前文公式，商業銀行的總收益也由此增加?；诖?，本文提出以下兩個假設：

假設1：財務管理改革有助于緩解優質小微企業融資難、融資貴的問題，從而提升企業融資水平。

假設2：財務管理改革更有利于解決無法提供抵質押物的優質小微企業融資難的問題，以及能夠提供抵質押物的優質小微企業融資貴的問題。

四、研究設計

（一）樣本選擇

為了探討財務管理改革對小微企業融資的實際作用，本文從山東省小微企業中隨機選擇了500家進行問卷調查。首先，山東省作為經濟大省，小微企業眾多，近年來融資難、融資貴問題突出，是研究融資問題的典型樣本。其次，在樣本選擇過程中，充分考慮了企業在地區、行業以及成立時間方面分布的合理性，使研究對象更加具有代表性。最后，考慮到個體工商戶的貸款中難以區分企業貸款和個人貸款，可能導致研究結論出現偏差，本文選擇了狹義的小微企業定義，樣本中未涉及個體工商戶。考慮到小微企業平均生命周期僅為3年，較長的時間段內可能經營波動較大，基于此，本文的樣本時間跨度僅選擇了2016—2018年，并進一步剔除了在此期間內經營不穩定、數據缺失和存在異常的樣本，最終保留了400家小微企業。因此，下文將基于2016—2018年400家小微企業的面板數據展開實證檢驗。

（二）模型設定與變量說明

為了檢驗財務管理改革對小微企業融資的影響，本文借鑒已有的研究（Beck等，2010）[17]，構建了如下多期雙重差分模型：

[Yit=β0+β1Dit+β2Contit+ηi+λt+εit] （1）

式中，[Y]代表小微企業融資情況，本文設定了小微企業融資難（DIF）、融資貴（COS）和融資水平（LOAN）三個變量。[D]為小微企業財務管理改革的虛擬變量。[Cont]為控制變量，包括小微企業經營規模（LNC）、盈利能力（PRO）、企業年齡（AGE）和擔保情況（GUA）。此外，下標[i]為小微企業，[t]為時間，[εit]為殘差項。

在變量的測度方面，對于因變量[Y]，考慮到融資難（DIF）無法用客觀指標反映，在問卷中設計了主觀指標來測度，通過設定上升、持平和下降三個選項，由小微企業判斷當年相對于去年的貸款難度；對于融資貴（COS），由于小微企業計算自身的綜合貸款成本的難度很大，測度結果可能存在較大偏差，因此，本文同樣在問卷中設定了上升、持平和下降三個選項，由小微企業進行判斷?；诖?，本文先將以上兩個指標2016年的基準數值設定為1，小微企業若選擇上升則加1，持平則不變，而下降則減1，從而得出每個小微企業2017年和2018年的數值。此外，考慮到若小微企業融資難、融資貴的問題得以解決，在其他條件不變的情況下，融資水平必然上升，因此，本文加入貸款余額作為衡量融資水平（LOAN）的綜合指標。對于自變量[D]，由于不同企業財務管理改革的時間存在差異，因此，這一關鍵自變量依個體和時間而變化，小微企業進行財務管理改革后為1，否則為0。所有變量的描述見表1。

表1：變量說明

[變量分類 變量名稱

符號 描述 被解釋

變量 融資難 DIF 小微企業融資難度變化情況 融資貴 COS 小微企業融資成本變化情況 融資水平 LOAN 小微企業貸款余額 自變量 財務管理改革 D 財務管理改革后為1，否則為0。 控制變量 經營規模 LNC 總資產的對數 盈利能力 PRO 毛利率水平③ 企業年齡 AGE 成立年度距樣本所在年度的年限 擔保情況 GUA 擔保貸款占營業收入比例 ]

五、實證結果與分析

（一）基準檢驗

為了對理論部分的假設進行檢驗，本文基于前文的研究設計，分別檢驗了財務管理改革對小微企業融資難、融資貴和融資水平的作用效果，從而得到表2的回歸結果。如表2所示，在不同因變量的回歸中，分別列出了納入控制變量前后的檢驗結果，自變量的系數方向和顯著性高度一致，保證了實證結論的穩健性。由表中第（2）列的結果可知，財務管理改革（D）的系數在1%的水平上顯著為負，說明小微企業進行財務管理改革后，融資難的問題得到明顯改善；由第（4）列的結果可知，財務管理改革（D）的系數在1%的水平上顯著為負，表明小微企業進行財務管理改革后，融資貴的問題也有所改善；由第（6）列的結果可知，財務管理改革（D）的系數在1%的水平上顯著為正，表明小微企業進行財務管理改革后，融資水平較之前增加了約1.3倍，總體融資規模明顯上升。以上結果證明了假設1的內容，即財務管理改革有助于緩解優質小微企業融資難、融資貴的問題，從而提升企業融資水平。

表2：財務管理改革作用的檢驗結果

[變量 （1） （2） （3） （4） （5） （6） DIF DIF COS COS LOAN LOAN D -0.4790*** -0.5602*** -0.3903*** -0.3928*** 1.5724*** 1.3104*** （0.1120） （0.1108） （0.1113） （0.1153） （0.4324） （0.4355） LNC 0.1784 -0.1520 1.2242*** （0.1196） （0.1023） （0.3642） PRO 0.0722 0.0277 0.2164 （0.0494） （0.0390） （0.1413） AGE 0.0046 0.0141 -0.0770*** （0.0099） （0.0181） （0.0283） GUA 0.5240** 0.2653* 0.6502 （0.2406） （0.1441） （1.1279） 個體效應 Y Y Y Y Y Y 時間效應 Y Y Y Y Y Y adj. R2 0.026 0.039 0.141 0.147 0.191 0.225 N 1200 1200 1200 1200 1200 1200 ]

注：數據為變量的系數估計值，括號中為穩健性標準誤；*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。下同。

此外，由控制變量的回歸結果可知，擔保情況（GUA）的系數在第（2）、（4）列中皆顯著為正，說明小微企業為其他企業擔保會嚴重影響自身融資能力，導致融資難和融資貴的問題加劇；經營規模（LNC）的系數在第（6）列顯著為正，說明規模較大的小微企業能夠獲得更多信貸支持；企業年齡（AGE）的系數在第（6）列卻顯著為負，表明經營時間較長的企業反而減少了融資規模，從實踐情況來看，這是由于此類企業往往經營穩定且資金充裕，不需要從商業銀行獲得過多貸款。

（二）調節效應檢驗

為了檢驗財務管理改革對不同小微企業融資影響的異質性，在計量模型中加入了財務管理改革（D）與固定資產規模（LNA）的交互項。一般來說，小微企業擁有的固定資產越多，則在融資時可提供的抵質押物越充足，由此可以檢驗假設2的內容?；貧w結果見表3。

如表3所示，在第（1）列中財務管理改革（D）與固定資產規模（LNA）的交互項系數在5%的水平上顯著為正，表明小微企業擁有固定資產越少，則財務管理改革在緩解融資難方面作用越大；在第（2）列中交互項系數在10%的水平上顯著為負，說明小微企業擁有固定資產越多，則財務管理改革在解決融資貴方面作用越大；在第（3）列中交互項系數不顯著，即小微企業擁有固定資產的多少對財務管理改革與融資水平關系的影響不明顯。由以上結果可知，在緩解融資難方面，財務管理改革對無法提供抵質押物的小微企業更有效；在緩解融資貴方面，財務管理改革對能夠提供抵質押物的小微企業相對有效；在融資水平方面，財務管理改革對二者影響并無明顯差異。這就證明了假設2的結論，即財務管理改革更有利于解決無法提供抵質押物的優質小微企業融資難的問題，以及能夠提供抵質押物的優質小微企業融資貴的問題。

（三）穩健性檢驗

1. 平行趨勢檢驗。為保證對照組與處理組在事件發生之前擁有共同的趨勢，本部分根據Beck等（2010）[17]的做法，運用動態多重差分模型進行共同趨勢檢驗。如表4所示，在以融資難（DIF）、融資貴（COS）和融資水平（LOAN）為因變量的回歸結果中，小微企業在進行財務管理改革之前，處理組與對照組的系數皆不存在顯著差異，而在改革的當期系數開始顯著，且改革后一年的系數顯著性和絕對值最大。這說明財務管理改革在解決融資問題方面存在持續影響，在改革一年后作用最強，融資難和融資貴的問題明顯緩解，同時融資規模得到顯著提升。以上檢驗結果皆滿足雙重差分模型的共同趨勢假設，從而保證了實證結論的準確性。

2. 遺漏變量問題探討。為了防止遺漏變量帶來的內生性問題，根據Li等（2016）[18]的做法，本文在基準檢驗和異質性檢驗中引入控制變量與年份虛擬變量的交乘項進行回歸。如表5所示，在（1）—（3）列以融資難（DIF）、融資貴（COS）和融資水平（LOAN）為因變量的實證中，財務管理改革（D）的系數與基準檢驗高度一致，從而再次證明了假設1，即財務管理改革有助于緩解優質小微企業融資難、融資貴的問題，從而提升企業融資水平。在（4）—（6）列中，以融資難（DIF）為因變量時，財務管理改革（D）與固定資產規模（LNA）的交互項系數顯著為正；而以融資貴（COS）為因變量時，財務管理改革（D）與固定資產規模（LNA）的交互項系數顯著為負，由此再次證明了假設2，即財務管理改革更有利于解決無法提供抵質押物的優質小微企業融資難的問題，以及能夠提供抵質押物的優質小微企業融資貴的問題。

3. 選擇偏誤問題探討。雙重差分模型要求“自然實驗”的分組遵循隨機選擇的條件，而進行財務管理改革的企業可能本身就具有良好的經營狀況和融資能力，由此樣本偏差可能導致內生性問題，從而影響實證結果的準確性。基于此，本文采用傾向得分匹配—雙重差分法重新進行了實證檢驗。其中，傾向得分匹配能消除誤差項中的可觀測因素帶來的內生性，而雙重差分能消除誤差項中的不隨時間變化的不可觀測因素帶來的內生性。根據樣本數據的實際情況，這里僅選擇了2017年作為財務管理改革的時間點進行檢驗。

在傾向得分匹配階段，考慮到經營情況反映了小微企業是否有能力進行改革，而財務管理水平表示小微企業財務管理改革的難度，因此，本文從以上兩個角度選擇了六個匹配變量。其中，經營規模（LNC）和盈利能力（PRO）的含義與前文相同；財務部門設置（DEP），以是否存在獨立的財務部門來反映，若存在則為1，否則為0；財務人員情況（ACC），以財務人員是否為專職人員來反映，若專職則為1，兼職則為0；制度執行力度（EXE），以財務制度執行情況來衡量，若沒有執行為0，部分執行為1，完全執行為2；財務報表情況（FIN），以是否編制資產負債表、損益表和現金流量表來反映，存在一種報表則加1。傾向得分匹配過程中選擇了Probit模型估計傾向得分，并采用核匹配方法來確定權重。匹配后處理組有38家小微企業，控制組有210家小微企業，匹配平衡性檢驗結果如表6所示。匹配前，處理組相關變量的均值明顯高于對照組，這說明選擇財務管理改革的企業一般為經營狀況較好的企業，即只有優質企業才有財務改革的動力和能力。匹配后，處理組和控制組在六個變量上的差異大幅下降，各個變量的標準偏差的絕對值均遠小于10，而且T檢驗的相伴概率也表明各變量不存在顯著差異。因此，匹配后的結果表明處理組和對照組在改革前具有基本一致的改制特征，使得企業選擇財務管理改革的概率接近。

在雙重差分法檢驗階段，本文同時對改革當年和改革后一年的效果進行了檢驗，實證結果如表7所示。在改革當年的結果中，以融資難（DIF）為因變量時，財務管理改革（D）的系數在1%的水平上顯著為負；以融資貴（COS）為因變量時，財務管理改革（D）的系數在10%的水平上顯著為負；以融資水平（LOAN）為因變量時，財務管理改革（D）的系數在10%的水平上顯著為正。此外，在改革后一年的結果中，財務管理改革（D）的系數方向與之前一致，且顯著性皆有不同程度的增加。實證結果再次證明了財務管理改革在緩解融資難、融資貴和提高融資水平方面的積極作用，且存在滯后增強效應。

表7：雙重差分檢驗結果

[變量 改革當年（2017年） 改革后一年（2018年） DIF COS LOAN DIF COS LOAN D -0.2752*** -0.1915* 0.8559* -0.7613*** -0.4362** 1.1438** （0.0875） （0.1003） （0.5020） （0.1689） （0.1729） （0.4828） Controls Y Y Y Y Y Y 固定效應 Y Y Y Y Y Y adj. R2 0.093 0.168 0.164 0.084 0.186 0.358 N 496 496 496 496 496 496 ]

4. 安慰劑檢驗?？紤]到以上實證結果仍有可能因隨時間變化的不可觀測變量而出現偏差，因此，本文參考Cai等（2016）[19]的做法，對小微企業樣本隨機設定進行財務管理改革的年份，進而繼續采用多期雙重差分法進行實證檢驗。分別以融資難、融資貴和融資水平為因變量模擬500次后，我們繪制了財務管理改革系數的分布圖。如圖5所示，安慰劑檢驗得出的自變量系數皆分布在0附近，且絕大部分系數的P值大于0.1，表明財務管理改革的作用不明顯；而基準回歸中以融資難（DIF）、融資貴（COS）和融資水平（LOAN）為因變量的財務管理改革（D）系數皆獨立于該系數分布之外④，這表明財務管理改革的作用效果并非由不可觀測因素所導致。

六、結論與政策建議

近年來，在相關政策支持下，雖然小微企業融資環境有所改善，但融資困境并未從根本上得以緩解。為此，部分優質小微企業主動進行了財務管理方面的改革，以期嘗試從根源上降低信息不對稱、緩解融資難、融資貴?；诖耍疚南葮嫿ú煌耆畔⒌膭討B博弈模型，分析了信息不對稱情況下，不同類型小微企業陷入融資困境的原因，并進一步探索了優質小微企業財務管理改革對信息甄別和解決融資困境的作用；然后，基于小微企業進行財務管理改革的準自然實驗，運用多期雙重差分模型檢驗了財務管理改革對小微企業融資難、融資貴以及融資水平的作用效果，同時分析了這一改革在不同抵質押能力小微企業中的異質性影響，并展開了平行趨勢檢驗、遺漏變量問題探討、選擇偏誤問題探討以及安慰劑檢驗等穩健性檢驗，保證了實證結果的準確性。主要研究結論如下：在信息不對稱的情況下，商業銀行為了控制風險必然要求企業提供抵質押物，導致小微企業普遍存在融資難、融資貴的問題，而優質小微企業的財務管理改革能夠有效降低信息不對稱，進而成為緩解融資困境的有效手段。實證結果表明，財務管理改革有助于緩解優質小微企業融資難、融資貴的問題，從而提升企業融資水平。此外，從作用方向來看，財務管理改革更有利于解決無法提供抵質押物的優質小微企業融資難的問題，以及能夠提供抵質押物的優質小微企業融資貴的問題。從作用時滯來看，在改革一年后作用效果最強，融資難和融資貴的問題得到明顯緩解，融資規模得以顯著提升。

基于以上研究結論，本文提出了如下政策建議：一是小微企業特別是優質小微企業應該改革和完善財務管理體系，從而降低銀企間的信息不對稱。如建立獨立的內部財務部門，保證財務管理工作有序進行，確保財務報表數據及時、準確；進一步完善財務管理制度，建立健全內部控制機制，確保財務制度得以嚴格執行，為銀企合作建立堅實的基礎。二是商業銀行應該積極開展金融服務創新。對于能夠獲取真實信息的小微企業，商業銀行應該改變過于依賴抵質押物的貸款模式，通過產品和服務創新，放松對抵質押物的要求，不斷增加純信用貸款占比，提升金融的普惠范圍和力度。三是進一步優化完善商業銀行外部監管政策，引導落實盡職免責與容錯糾錯機制，提高對小微企業的貸款積極性。如細化免責條件，制定小微企業授信的“負面清單”，明確清單之外都可以達到免責要求；建立完善的盡職免責評價機制，通過設立各層級的責任評價委員會，負責盡職免責的認定。四是出臺相關法律法規，建立健全企業財務信息的監管審查機制，針對虛報財務數據的行為加大懲罰力度。如進一步明確小微企業報送財務報表的規范格式和要求，將納稅申報財務報表及數據作為唯一的對外提供口徑，切實解決企業多套財務報表問題；同時，可以將財務數據造假問題納入企業征信管理體系，加大懲戒力度，引導企業增強誠信合規經營意識。

注：

①由于保證擔保涉及較多企業主體，納入博弈模型的難度較大，因此，本文僅考慮抵質押擔保與信用貸款兩種貸款方式。

②現實情況中可能不僅包括是否要求提供抵質押物，還存在放松抵質押物要求與增加抵質押物要求等情況，為了符合博弈模型的要求且簡化分析過程，文章僅考慮了是否要求提供抵質押物的策略選擇。

③由于小微企業毛利率的具體數值難以獲取，我們根據實際情況，通過對盈利水平劃分等級來進行區分：毛利率小于-20%為1；-20%到-10%為2；-10%到0為3；0到10%為4；10%到20%為5；20%到30%為6；30%到40%為7；大于40%為8。

④由于代表基準檢驗中財務管理改革系數的紅線明顯偏離以上安慰劑檢驗的系數分布，為使分布圖形更清晰，未能在圖中展示。

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