地方政府债务、银行业结构与中小企业融资约束

■盛 虎，程 爽，杨怀东

中共十九大报告表明，我国经济已从高速增长阶段逐步向高质量发展阶段转变，目前正处于转变发展方式、优化经济结构、转换增长动力的关键阶段。根据我国要素禀赋结构的特点，劳动密集型的中小企业是我国经济发展的重要支撑力量，其在促进就业、改善民生、稳定社会，推动经济高质量发展中发挥了重大的作用。据《2017-2022中国企业经营项目行业市场深度调研及投资战略研究分析报告》相关数据表明，目前我国的中小企业有四千多万家，约占全部企业的99%，贡献了全国GDP的60%，上缴的税收占比50%，并且解决了80%的城镇就业人口。然而大量研究表明，中小企业面临的融资约束依然是制约中小企业发挥经济作用的主要因素（邓可斌，2014）。对于如何缓解中小企业融资难的问题，大量学者论证了金融结构与企业发展之间的关系，认为优化金融市场结构，能够有效缓解中小企业融资难问题（龚强等，2014；Kim et al.，2016）。据《2018年中国区域金融运行报告》显示在我国，银行信贷仍是中小企业融资的主要渠道。中小企业主要是靠区域性银行、城市商业银行、村镇银行等其他类型的金融机构获得外源融资。学者们的部分研究发现，银行业结构分散以及中小金融机构的出现对缓解中小企业融资约束起着必要的作用（姚耀军等，2015）。然而，田国强等（2019）研究发现，地方政府高负债，引发金融资源的不匹配，民营企业融资困难等问题，引致金融体系效率降低，同时国外学者Gertle（2015）、Lakdawala（2018）研究发现金融体系低效率会对企业融资和实体经济产生消极影响，因为以银行信贷作为主要来源的地方政府债，可能更容易从区域性银行、城市商业银行等地方性银行机构获得贷款（郭峰，2016），对中小企业造成信贷挤压。那么，我国银行业结构的改变到底是否缓解了中小企业融资难的问题？而以地方银行信贷资金为重要来源的地方政府债的增加对中小企业的融资挤压是否成立？本文将针对以上问题展开研究。

一、理论分析与研究假设

（一）银行业结构对中小企业融资的影响分析

银行业结构会对中小企业融资约束产生影响，当银行业结构中存在更多的中小银行，则能够缓解中小企业融资难的问题。因为：第一，中小银行具有“软信息”优势。大型银行信贷业务的风险评估主要依据企业的资产规模以及固定资产抵押物等“硬信息”指标，因此资产规模大的企业更具融资优势。而中小企业由于经营规模小、财务披露信息不规范等，无法满足大型商业银行信贷所需的条件。但中小银行更善于通过企业信誉、企业家才华和品质、员工综合素质等“软”信息评估企业风险，形成良好的银企关系（Kysucky，2016）。所以，当中小企业缺乏大型金融机构贷款所要求的“硬信息”时，自然转向能收集“软信息”的中小金融机构，在一定程度上缓解了中小企业在大型商业银行难以获得贷款支持的局面。第二，规模匹配效应，即银行资产规模及其所服务企业资产规模相匹配性。大银行的服务重心是大企业，因为大企业的生产规模大，相对小企业更有保障，违约风险比较小。而小银行的目标定位为小企业，因为中小银行无法满足大型企业的巨额资金需求，只能为融资额度相对较小的中小企业提供融资支持，而且数量众多的中小企业可以分散中小银行的信贷风险。因此，小企业的贷款业务更多地留给了小银行。第三，规模经济效应。银行信贷业务有大量的交易成本，包括贷款前有审查、谈判和签约费用，在资金使用过程中有监督费用，企业发生违约时存在法律诉讼费用等，基于费用最低化需求，大银行在同等情况下更愿意向大企业发放大额贷款，相应减少多笔中小企业的低额贷款（瞿卫东，2006）。中小银行股东一般都有地方经济主体的背景，在信贷市场被挤压的情况下，反而会利用其地方关系而形成的信息优势，从而有向中小企业提供融资服务的信息成本、代理成本、管理成本等小银行优势（罗荷花等，2016），再加上中小企业管理层次少、经营方式灵活这些特点，使它们的交易成本相对大银行更低（李志赟，2002），一般会选择在当地中小企业中发展信贷业务。

基于以上分析，提出假设1。

H1：银行业结构中中小银行资产规模占比的提高能缓解中小企业融资约束。

（二）地方债务规模对中小企业融资约束的影响分析

地方政府的债务规模增长，很多是从与其关系复杂的地方性商业银行获取贷款，这种贷款挤压，导致中小企业从中小银行获取贷款的可能性降低，主要因为：第一，地方政府对金融体系的干预动机。从1994年分税制改革以来，地方政府面临财政收支不平衡的压力逐渐增大，使地方政府干预地方银行资源配置的动机增强。我国地方政府官员晋升的考核标准以GDP增速为核心，导致各地方政府根据当地政策导向、产业基础以及发展程度的差异，对企业经营、资源配置产生了不同程度的干预（王凤荣，2019），而以中小银行为主体的股份商业银行、城市商业银行等地方性银行，大多数与地方政府有股权联系，从而能对中小银行人事安排等施加影响力，使中小银行成为地方政府干预资源配置的重要渠道（姚耀军，2010），这种干预直接影响了城市商业银行的信贷决策，政府财政压力与地方城商行投向地方政府部门的贷款成正相关（祝继高等，2009），2008年后大量的地方投融资平台出现，平台公司发行的城投债的大部分都被金融机构所认购（毛锐，2018），这种政府干预行为挤出了商业银行对私有经济信贷头寸（Kirchner，2012），即地方政府债务对银行信贷资源的长期“绑架”抢占了企业，尤其是中小企业的信贷份额。第二，中小银行偏向政府借贷的动机。作为借款人，政府与中小企业相比，其信贷风险发生的概率较低。Hauner（2008）从地方政府债务和金融发展的视角分析，发现银行类机构更愿意持有安全性更高的公债。所以无论是出于地方政府的压力还是信贷资金的保障性，中小银行更愿意将资金贷给地方政府，从而导致对中小企业提供信贷资金的意愿降低，这对中小银行给中小企业的资金供给量产生了负面影响。

基于以上分析，在假设1的基础上，进一步提出假设2。

H2：地方政府负债将弱化中小银行占比的提高对融资约束的缓解作用。

二、模型设计

（一）模型设定和变量定义

本文参照Almeida等（2004）的研究，选用现金—现金流敏感性作为融资约束的代理变量，Almeida等认为，在衡量企业所面临的融资约束程度时，现金—现金流敏感性指标较投资—现金流敏感性指标更为科学，因为它避免了企业投资活动对其融资约束的影响，防止其对实证结果产生误差，该变量在学术界得到较多认可。本文基本模型如下：

其中，左边Cashit表示在t年度，企业i的现金持有的变化量。右边Cashflowit表示在t年度，企业i的日常经营活动产生的现金流量。X表示跟企业特征有关的控制变量，ηi、εit分别表示企业的固定效应和误差项。在不存在融资约束的情况下，企业持有现金的变化量与企业内部经营活动现金流不存在关系，则相应的β1值比较小，甚至为负。相反，当企业存在融资约束问题时，企业会选择留一些资金用来满足企业未来的投资需要，此时持有现金的变化量会与企业内部现金流呈现出显著的正相关关系，即β1系数显著为正，并且融资约束越严重，β1越大。

在模型1的基础上，根据H1，进一步研究银行业结构中中小银行规模占比对中小企业的融资约束的影响，引入银行业结构（SMB）与Cashflow的交互项，得出扩展模型2，如下：

其中，企业规模（size）、资本性支出（Capex）、企业成长性（Grow）、非流动负债（nofludebt）、资产增长率（assetgrow）为与企业特征有关的控制变量，为了避免托宾Q与内部现金流产生内生性以及本身的衡量偏误问题，借鉴黎精明（2019）的做法，用营业收入增长率作为控制变量来代表企业的投资机会与成长性。并采用杨怀东等（2017）的做法将变量比上总资产进行标准化处理。对于银行业结构数据参照姚耀军等（2015）的做法选取中小银行资产占银行业总资产的比重（SMB），中小型银行就是非国有银行，其资产规模用银行业总资产扣除大型商业银行的资产所得。

根据H2，进一步研究地方政府债务的介入通过银行业结构对中小企业融资约束产生的影响，引入SMB与Cashflow、gap（地方政府债务）的交互项，得出扩展模型3，如下：

模型（3）中政府债务数据考虑其可得性，采用财政缺口作为地方债务的代理变量。具体的变量计算方法如表1所示。

表1 回归模型变量定义表

（二）研究样本和数据来源

文中所用银行数据全部来源于中国区域金融运行报告，时间区间为2008-2018年；所用的政府债务数据来自国家统计局及各省财政年鉴。对于中小企业相关数据，鉴于数据的可得性，借鉴张金清（2018）和姚耀军等（2015）的做法，选取我国中小板和创业板上市公司相关数据来替代。所得数据做以下处理：剔除境内上市连续两年亏损的ST类上市公司样本；剔除了在财务数据上存在缺失的样本；剔除了金融类和同时发行A股和H股的公司样本；剔除了主营收入增长率大于1的公司样本，Almeida等（2004）认为主营业务收入增长率大于1可能预示着企业发生了并购，这将影响企业现金持有政策；剔除上市时间未满四年的公司样本。再对连续变量样本进行了上下1%的Winsorize缩尾处理并标准化，对交互项进行中心化，以去除异常值对实证结果产生的影响。最终样本包括848家公司，共计6186个样本观测值。

三、实证分析

（一）描述性统计

表2 主要变量描述性统计汇总表

对样本进行描述性统计分析，结果如表2所示。从样本的标准差来看，大部分变量的标准差都很小，变量最大的标准差为0.854，也在可控范围内，表示变量整体平稳，样本数据整体上分布均匀。

（二）相关性Person检验

为了观察变量之间的相关性，笔者进一步对数据做了相关性检验。主要变量之间的Pearson相关系数整体上较小，除去交叉项cf×SMB、cf×SMB×gap外，主要变量相关系数最高为0.464。在1%水平上，cash 与 cashflow、capex、grow、nofludebt、assetgrow、size、SMB、gap、cf×SMB、cf×SMB×gap显著相关。由于交互项可能会增加变量之间的多重共线性，故而做了主要变量的VIF值检验，结果显示各变量的方差膨胀因子都较低，均在2以下，因此主要变量间不存在严重的多重共线性。

表3 模型回归结果表

（三）回归检验

笔者采用的是非平衡面板数据，为了防止出现伪回归现象，对主要变量采用Fisher-ADF方法进行单位根检验，结果显示均在1%的显著性水平下通过单位根检验。在模型的选择上，通过Hausman检验来确定是选择固定效应模型还是随机效应模型，检验结果显示P值小于0.01，即在1%的显著性水平下拒绝了原假设，故选择固定效应模型。先对全样本进行模型1、2、3的回归，得到表3回归结果（1）、（2）、（3）。为了检验是否存在规模异质性，又对全样本按规模大小分为小规模和大规模样本，对小规模样本回归，得到表3回归结果（4）、（5）、（6）；对大规模样本回归，得到表3回归结果（7）、（8）、（9）。

从模型1的实证回归结果发现，cashflow前面的系数为0.317，并显著为正，表明目前中小企业普遍存在融资约束问题，反映了我国中小企业当前所处的融资环境比较不乐观。依模型2的实证回归结果来看，cashflow与SMB的交互项的系数为-0.52，并且在5%的水平下显著为负，表明银行业结构中中小银行规模占比的提高会缓解中小企业的融资约束，假设1成立。进一步从模型3的实证回归结果来看，cashflow、SMB和gap的交互项前面的系数为0.952，并且在5%的水平上显著为正，表明地方政府债务挤占了以地方性银行为主的中小银行信贷资源，导致中小规模化的银行业结构不但没有实现缓解中小企业融资约束，反而加剧了这一作用，假设2成立。这也进一步解释了地方政府债务对经济增长的促进作用存在门槛效应，地方债务的逐渐增加可能抑制了中小企业的融资，阻碍了中小企业的发展，减缓了经济发展速度。

在此基础上，进一步检验规模异质性。对比模型4与模型7cashflow的系数0.326、0.305可以看出，规模大的企业的融资约束比资产规模小的融资约束要小。因此，对于资产规模大的企业来说，中小银行占比的提高缓解其融资约束的程度相对于小规模的企业来说要大一些，因为同等条件下，中小银行更愿意借贷给规模大一些的小企业。这一点从模型5和模型8的实证回归结果cf×SMB前面的系数-0.322和-0.69也可以得到验证，并且在5%的水平上显著。同样的，在面对地方政府债务的挤压下，不同规模的企业表现的效应也不同。大规模企业在面对地方政府债务的挤压下，其从中小银行获得资金支持的影响相对资产规模小的企业来说也较小。这从模型6和模型9的实证回归结果cf×SMB×gap的系数1.286和0.67可以看出，并在5%的水平上显著。

进一步将全样本按区域划分为东部和中西部两个子样本，来分析区域异质性。其中东部地区样本回归结果如表4所示的（10）、（11）、（12）；中西部地区样本回归结果如表4所示的（13）、（14）、（15）。

表4 模型回归结果表

由模型10和模型13的回归结果cashflow前的系数0.308、0.329可以发现，东部地区企业面临的融资约束小于西部地区企业。因为东部地区的经济发展得较好，金融资源更多，因此对于中小企业来说融资渠道更多，融资约束相对小一些。从模型11和模型13的实证回归结果cf×SMB的系数对比来看，由-0.901到-0.0123，其在1%的水平上显著，中西部的系数不显著。表明东部地区企业相对于中西部企业来说，中小银行占比的提高更有利于缓解其融资约束问题。造成上述地区差异的原因在于银行业结构存在地区差异，东部地区的金融发展更市场化，银行业结构相对更完善，非国有银行资产占比要大于中西部地区（陆桂贤，2019）。从模型12和模型15的实证回归结果cf×SMB×gap的系数对比来看，分别是1.005和0.057，此结果在5%的水平上显著，中西部的结果不显著。表明地方政府债务的挤压效应加剧东部地区企业的融资约束程度更大，因为在东部地区中小银行发展得更完善，因此中小企业更加依赖中小银行来融资，地方政府的介入让其从中小银行获得的融资显著减少，故相对来说对地方政府负债行为更加敏感。

（四）稳健性检验

1.内生性

前文采用面板固定效应估计可以解决变量个体异质性导致的遗漏变量问题，但不能排除其他原因导致的内生性问题。借鉴余子良（2016）的处理方法，将经营现金流滞后一期、二期作为工具变量，来考察内生性问题。如果经营现金流存在内生性，那么所有与现金流相关的交互项均存在内生性问题。根据对工具变量的识别不足检验、弱工具变量检验和过度识别检验结果，并考虑工具变量选取上的一致性，最终选取cashflowt-1、cashflowt-2同时作为cashflow的工具变量；cf×SMBt-1、cf×SMBt-2同时作为cf×SMB的工具变量；cf×SMBt-1*gap、cf×SMBt-2*gap、cf×SMBt-3*gap同时作为cf×SMB×gap的工具变量。然后利用Davidson-MacKinnon内生性检验对模型（1）、（2）、（3）进行IV估计，估计的结果显示，p值分别为0.2661、0.3638、0.8365。表明无法拒绝“不存在内生性问题”的原假设，因此笔者认为模型设置是合理的，前文检验结果有效。

2.发放现金股利现象

唐建新（2009）认为中小企业板上市公司有倾向发放现金股利的现象，也就是持有现金有可能是为了发放现金股利，而不是因为存在融资约束问题。因此，本文增加股利分配率作为控制变量，来检验以上结果是否仍然成立。稳健性检验结果表明，除了个别变量的显著性水平和回归系数稍有变化外，变量之间的关系与本文的研究结论没有实质性差异，研究结论不变。

四、研究结论

本文基于2008-2018年中小板和创业板上市公司数据，利用现金-现金流敏感性模型来衡量中小企业的融资约束程度。在基础模型上逐步加入银行业结构和地方政府债务因素来讨论中小企业面临的融资约束情况，研究发现：第一，银行业结构中中小银行占比的提高能显著缓解中小企业的融资约束。第二，地方政府债务挤占了以地方性银行为主的中小银行信贷资源，导致中小规模化的银行规模结构不但没有实现缓解中小企业融资约束的作用，反而加剧了。第三，前两种结果对不同规模的中小企业具有异质性。对于大规模的中小企业，中小银行对其融资约束的缓解比小规模的中小企业更明显，缓解程度更高。同样，地方政府负债行为对小规模的企业的融资影响更大，显著加剧了企业融资约束的程度。第四，前两种结果对不同区域的中小企业也具有异质性。对于东部地区的中小企业，中小银行对其融资约束的缓解程度相对于中西部地区的企业来说效果更好。同样，地方政府负债行为对东部地区的中小企业来说影响更大，加剧了其融资约束的程度，使原本中小银行对其融资约束缓解的作用消失。

基于研究结果，提出以下几点建议：第一，为解决中小企业现存的融资约束问题，应鼓励地方大力发展中小金融机构，加大对中小企业的支持力度，从而满足中小企业的融资需求。第二，各地方政府应该规范自身的负债行为，合理负债，有利于减少其对金融体系的负面影响。第三，要加强财政系统与金融系统协同改革，找出现存问题背后的制度根源，以市场化导向为基础，提高财政运行效率和金融配置效率，进一步推进优化官员晋升考核、优化配置等一系列综合性、深层次的体制性改革，尽可能地减少地方官员的干预行为和地方政府的冲动负债行为。