中國非國有中小企業(yè)資本結構和銀行貸款模式的實證研究論文

PAGE38中國非國有中小企業(yè)資本結構和銀行貸款模式的實證研究——上海的案例本文感謝殷醒民教授和孫立堅教授的嚴格要求和悉心指點，感謝上海中小企業(yè)服務中心所有工作人員的大力支持，特別是陳雅玉總經(jīng)理和黃林生副總經(jīng)理，如果沒有他們提供的數(shù)據(jù)和資料，這方面的研究是無法想象的。但是，本文的觀點與上海中小企業(yè)服務中心無關，文責自負。本文感謝殷醒民教授和孫立堅教授的嚴格要求和悉心指點，感謝上海中小企業(yè)服務中心所有工作人員的大力支持，特別是陳雅玉總經(jīng)理和黃林生副總經(jīng)理，如果沒有他們提供的數(shù)據(jù)和資料，這方面的研究是無法想象的。但是，本文的觀點與上海中小企業(yè)服務中心無關，文責自負。內(nèi)容摘要：本文運用資本結構理論和關系型貸款理論，結合商業(yè)信貸理論，對中國非國有中小企業(yè)的資本結構和銀行貸款模式進行了實證研究。我們發(fā)現(xiàn)：第一，中小企業(yè)與國內(nèi)外上市公司在資本結構方面的差異并不大，而且資本結構理論仍然適用于中國的中小企業(yè)；第二，強有力的證據(jù)顯示中國的非國有中小企業(yè)面臨著更加嚴重的信貸約束；第三，銀行貸款確實存在所有制歧視，但是，本文的數(shù)據(jù)不支持這種歧視的合理性；第四，不完全支持發(fā)展民間金融和中小金融機構是解決中國中小企業(yè)融資困難的根本出路的觀點，因為這些研究可能忽略了銀行業(yè)潛在競爭所產(chǎn)生的負面影響。關鍵詞：非國有中小企業(yè)信貸約束資本結構銀行貸款關系型貸款在國內(nèi)外對中小企業(yè)的研究中，經(jīng)?？吹揭韵滤姆矫娴慕Y論：第一，中小企業(yè)與大企業(yè)的資本結構存在顯著的差異，比如中小企業(yè)的負債率相對較高（李揚、楊思群，2001）；第二，融資困難是阻礙中國中小企業(yè)發(fā)展的主要因素，而且中國的私有企業(yè)Neil，Tenev和Wagle（2000，2001）均以中國的私有企業(yè)作為研究對象，與本文以非國有中小企業(yè)作為研究對象基本一致。而其他的研究均沒有對中小企業(yè)的所有制進行區(qū)分，下文將說明這種區(qū)分的重要性。面臨著比其它轉型和發(fā)展中國家更嚴重的信貸約束（CreditConstraints），因而過多地依賴內(nèi)部融資（Neil，Neil，Tenev和Wagle（2000，2001）均以中國的私有企業(yè)作為研究對象，與本文以非國有中小企業(yè)作為研究對象基本一致。而其他的研究均沒有對中小企業(yè)的所有制進行區(qū)分，下文將說明這種區(qū)分的重要性。本文研究的非國有中小企業(yè)需要從兩個方面加以界定。一方面強調“中小企業(yè)”，按照2002年出臺的《中小企業(yè)促進法》，“中小企業(yè)的劃分標準由國務院負責企業(yè)工作的部門根據(jù)企業(yè)職工人數(shù)、銷售額、資產(chǎn)總額等指標，結合行業(yè)特點制定，報國務院批準”。與美國將員工人數(shù)500人以下的企業(yè)定義為小企業(yè)不同，這個定義缺乏一定的可操作性，所以本文采用與美國相同的方法定義中小企業(yè)。另一方面強調“非國有”。中國的中小企業(yè)與西方的中小企業(yè)存在著相當大的所有制差異，這必然會對資本結構和銀行貸款模式產(chǎn)生重大的影響。Rajan和Zingales（1995）在對西方七國上市公司的資本結構研究中指出，法國和意大利的國有企業(yè)確實具有較高的財務杠桿，所以將它們剔除；Booth,Aivazian,Demirguc-Kunt和Maksimovic（2001）在對發(fā)展中國家上市公司資本結構的研究中指出，所有制結構會對財務杠桿產(chǎn)生深遠的影響；傅建華（1998）對上海中小企業(yè)的抽樣調查也發(fā)現(xiàn)，負債率最高的是國有中小企業(yè)，其次是集體中小企業(yè)，最低是股份制和私營企業(yè)，而且所有制不同的中小企業(yè)，初始資金的來源也存在著明顯差異。所以，為了消除所有制對融資行為的扭曲，同時部分的克服中小企業(yè)負債率高而又融資困難的矛盾論點，本文強調研究非國有中小企業(yè)，簡要起見，下文出現(xiàn)的中小企業(yè)均指非國有中小企業(yè)。而且，國家提出的“抓大放小”政策也使得對非國有中小企業(yè)的研究更具合理性。對中小企業(yè)進行實證研究的困難主要在于數(shù)據(jù)難以獲得，這主要由于中小企業(yè)普遍存在著信息不透明的特點；而且數(shù)據(jù)的質量可能也不高，因為高質量的財務報表，尤其是經(jīng)過審計的財務報表，可能并不符合中小企業(yè)的成本收益分析。英國的一項抽查發(fā)現(xiàn)20%的中小企業(yè)沒有會計記錄，而且法律上也僅要求它們提供簡易的或者修正的財務報表(AbbreviatedorModifiedSetofAccounts)。這種現(xiàn)象與對中小企業(yè)財務管理的高成本（至少相對于企業(yè)的總成本和利潤）和低收益有關，英國小企業(yè)聯(lián)合會（FederationofSmallBusinesses）調查顯示銷售額100萬英鎊的公司如果不進行審計每年可以節(jié)省5000英鎊（Nayak,Greenfield,1994）。事實上，中小企業(yè)的數(shù)據(jù)問題在美國同樣存在，Ang,Cole和Lin（2000）指出，美國聯(lián)邦儲備委員會也會修改，中小企業(yè)財務報表中明顯違反會計準則的項目，比如應收款大于銷售額等。本文實地調查了所有的樣本企業(yè)，剔除了財務報表確實存在疑問的兩家企業(yè)，更正了三份財務報表中存在的明顯錯誤（或筆誤），在一定程度上保證了數(shù)據(jù)的可靠性。但是，這些數(shù)據(jù)和相應的實證結果仍然非常有價值。本文的結構安排如下：第一部分回顧資本結構理論、關系型貸款（RelationshipLending）和商業(yè)信貸（TradeCredit）理論；第二部分介紹本文數(shù)據(jù)的來源、偏差和特征；第三部分通過比較中小企業(yè)與國內(nèi)外上市公司的資產(chǎn)負債表，說明中小企業(yè)資產(chǎn)負債表的特點；第四部分對中小企業(yè)的資本結構和銀行貸款模式的決定因素進行了實證分析；第五部分是本文的結論。一、文獻回顧對資本結構的研究一般都針對可以自由選擇融資方式的大企業(yè)，尤其是上市公司，本文將運用現(xiàn)有的研究成果檢驗資本結構理論對中小企業(yè)的適用性。針對中小企業(yè)以流動負債為主的負債結構和以銀行貸款為主融資結構的特點，本文嘗試利用關系型貸款理論，引入銀企關系變量來充實本文的實證模型。另外，本文還對穩(wěn)健性檢驗中用到的商業(yè)信貸理論進行了簡要的說明。資本結構理論資本結構是公司財務理論的核心概念，它指公司長期財務結構中，負債與權益的混合比例（Megginson，1997）。這方面的開創(chuàng)性研究始于1958年Modigliani和Miller發(fā)表的《資本成本、公司財務和投資理論》一文，他們第一次用無套利原則證明企業(yè)價值不會受到融資決策的影響，即MM定理。盡管資本結構理論和實證研究都取得了豐富的成果經(jīng)典的綜述性文章包括Miller（1988）、Harris經(jīng)典的綜述性文章包括Miller（1988）、Harris和Raviv（1991）以及Myers（2001）等。目前公認的資本結構理論有兩種，但是，它們并不截然對立，存在著許多相同的解釋因素和預測。第一種是均衡理論（TradeoffTheory），企業(yè)通過權衡負債的成本和收益來決定最優(yōu)的財務杠桿，成本包括負債上升引起的破產(chǎn)成本和股東與債權人之間代理成本的提高，收益包括負債上升帶來的避稅和自由現(xiàn)金流問題的減少。另一種是基于交易成本和信息不對稱的融資順序理論（PeckingOrderTheory），它提出企業(yè)融資按照留存收益、債權和股權的先后順序進行。目前，對兩種理論的實證研究成為金融理論的熱點（Shyam-Sunder和Myers,1999;Chirinko和Singha,2000;Fama和French，2002；Murray和Goyal,2003），但是仍沒有確定的最終結論。Harris和Raviv（1991）全面總結了已有的各種理論模型，給出了一個一般性的結論，“研究通常同意，財務杠桿與固定資產(chǎn)、非債務避稅、投資機會和公司規(guī)模正相關，而與波動性、廣告支出、研發(fā)支出、破產(chǎn)可能性、盈利能力和產(chǎn)品的獨特性負相關?！边@為本文第四部分的實證模型提供了理論依據(jù)。關系型貸款理論關系型貸款理論可以追溯到金融中介理論。在Arrow-Debreu和MM的分析范式中都沒有金融中介機構，但是，經(jīng)濟學家在解釋理論與現(xiàn)實差異時，提出了傳統(tǒng)的金融中介理論最新發(fā)展集中于由于金融市場、金融機構和金融工具發(fā)展而導致的風險分散、參與成本理論（Allen和Santomero，1998）和流動性中介理論（Diamond和Rajan，2000，2001）。，它主要包括兩個方面，一種是基于交易費用（Gurley和Shaw，1960），另一種是基于信息不對稱（Leland和Pyle，1977；Diamond，1984）。銀行作為主要的金融中介機構，可以通過銀企關系來有效的消除信息不對稱。實證研究也支持這些結論，比如與銀行有密切關系的日本企業(yè)相對不容易受到流動性約束，而且在財務危機時更可能進行投資（Hoshi，Kashyap和Scharfstein,1990，1991），同時，建立銀企關系對美國上市公司也是利好消息（James，1987；Lummer和McConnell，1989；James和Wier，1990；Slovin，Sushka和Polonchek，1993；Billett，F(xiàn)lannery和最新發(fā)展集中于由于金融市場、金融機構和金融工具發(fā)展而導致的風險分散、參與成本理論（Allen和Santomero，1998）和流動性中介理論（Diamond和Rajan，2000，2001）。與大企業(yè)不同，中小企業(yè)與投資者之間存在著更大的信息不對稱，有些學者干脆稱之為信息不透明。由于逆選擇和道德風險，中小企業(yè)很難通過公開發(fā)行債券來融資，所以更多的依賴金融中介機構，尤其是銀行（Diamond，1991），那么銀企關系將在中小企業(yè)貸款中發(fā)揮著更為重要的作用。經(jīng)濟學家利用美國小企業(yè)管理局（SBA）和美國聯(lián)邦儲備委員會進行的“全國小企業(yè)融資調查”（NSSBF）的數(shù)據(jù)，對這方面的理論進行了深入的檢驗。Petersen和Rajan（1994）表明，銀企關系可以增加中小企業(yè)貸款的可獲得性；Berger和Udell（1995）表明，銀企關系可以使中小企業(yè)獲得較低的貸款利率，并且降低對貸款抵押的要求。與以上兩個研究強調銀企關系的持續(xù)時間不同，Cole（1998）證明銀行為企業(yè)提供的存款等各種服務對獲得貸款更為重要，同時還發(fā)現(xiàn)與多家銀行保持關系的企業(yè)沒有獲得更多的貸款，說明多重銀企關系導致銀企關系的價值下降。所有的實證研究都說明銀企關系確實有利于中小企業(yè)獲得銀行貸款。Petersen和Rajan（2002）證明信息技術的進步可以創(chuàng)造和傳遞更加及時準確的硬信息，這樣銀行可能通過事后頻繁的監(jiān)督和及時干預來取代過去嚴格的事前甄別和高成本的事后監(jiān)督，達到為中小企業(yè)提供更多貸款的目的，這突出的表現(xiàn)在中小企業(yè)與貸款銀行的距離越來越遠。解決中小企業(yè)融資困難的一個途徑是發(fā)展民間金融和中小金融機構（林毅夫和李永軍，2001；李志赟，2002），這種觀點涉及兩個方面的方獻。一方面強調銀行規(guī)模和企業(yè)規(guī)模的匹配，也就是說，中小銀行更傾向于向中小企業(yè)貸款，林毅夫和李永軍（2001）接受這種觀點。但是，Berger，Demsetz和Strahan（1999）已經(jīng)指出，匹配現(xiàn)象也不意味著中小企業(yè)只能在以中小銀行為主導金融體制中獲得貸款，Jayaratne和Wolken（1999）的實證也支持這種觀點。如果把銀行對中小企業(yè)的貸款分成交易型貸款和關系型貨款兩類，那么，大銀行會向高質量的中小企業(yè)提供利率更低、抵押要求更少的交易性貸款（Berger和Udell，1996），而大銀行確實提供較少的關系型貸款，經(jīng)濟學家將此歸于大銀行的組織不經(jīng)濟。Stein（2002）將根據(jù)信息區(qū)分為“軟信息”和“硬信息”兩種，證明不容易傳遞的軟信息更需要分權化的組織形式，而關系型貸款的信息主要是這種軟信息，所以合并后的大銀行不適合對中小企業(yè)貸款。既然中小企業(yè)更依賴于關系型貸款，而大銀行又不能提供，那是不是應該引入更多的中小銀行呢？這就涉及到另一方面的文獻，即銀行業(yè)的競爭對關系型貸款的影響。Petersen和Rajan（1995）則證明適度競爭的銀行體系更有利于中小企業(yè)獲得貸款，因為競爭可能導致銀行無法實現(xiàn)對中小企業(yè)貸款的跨期最優(yōu)化。Boot和Thakor（2000）提供了一個包括銀行業(yè)競爭和資本市場競爭的完整模型，發(fā)現(xiàn)銀行業(yè)內(nèi)競爭對交易性貸款的不利影響大于對關系型貸款的不利影響，但是，銀行對形成關系型貸款的專業(yè)化投資在下降，導致關系型貸款的下降和銀行業(yè)趨同的現(xiàn)象。所以，銀行業(yè)的競爭并也不利于建立銀企關系，這是以往支持通過中小金融機構來解決中小融資問題所共同忽略的重要方面。在這個意義上，由于上海是中國金融業(yè)最發(fā)達的地區(qū)，銀行業(yè)的競爭最為激烈，這可能會影響銀企關系的建立，這就變成一個實證的問題。商業(yè)信貸理論商業(yè)信貸指賣方允許買方在購買產(chǎn)品時的延期付款，分為應收款和應付款，前者是商業(yè)信貸的供給，后者是商業(yè)信貸的需求。它是企業(yè)資產(chǎn)和負債的重要組成部分，在國內(nèi)外上市公司中所占的比重可以從本文第三部分的國際比較中獲得；而商業(yè)信貸在小市值上市公司的負債中占據(jù)一個相當大的比重，比如，Mian和Smith（1994）指出1992年末，COMPUSTAT數(shù)據(jù)庫中3550家在納斯達克上市的非金融機構的企業(yè)的應付款占到總負債的26%。資本結構重點分析應付款。商業(yè)信貸盡管具有一定的融資特征，但是更多的表現(xiàn)出交易的特征，所以Rajan和Zingales（1995）甚至在調整財務杠桿時剔除了商業(yè)信貸。商業(yè)信貸相對金融中介機構至少存在三個方面的融資優(yōu)勢（Petersen和Rajan，1997）：信息獲得優(yōu)勢、控制借款人的優(yōu)勢和在貸款人清算時使資產(chǎn)保值的優(yōu)勢；實證也發(fā)現(xiàn)沒有受到信貸配給的中小企業(yè)較少使用商業(yè)信貸。Petersen和Rajan（1994）的實證就是以商業(yè)信貸作為代理變量來分析中小企業(yè)未被滿足的銀行貸款。Biais和Gollier（1997）的模型也支持供貨商擁有的融資優(yōu)勢。正是商業(yè)信貸存在的融資優(yōu)勢，為本文對銀行貸款歧視的合理性和應付款與銀行貸款因果性提供了穩(wěn)健性檢驗（RobustTest）的理論基礎。二、數(shù)據(jù)本文調查的中小企業(yè)全部來自上海中小企業(yè)服務中心舉辦的第一期和第二期“小巨人”培育活動上海中小企業(yè)服務中心是由國家經(jīng)貿(mào)委和上海銀行共同組建，專門為上海的中小企業(yè)提供服務的非盈利機構；小巨人培育活動的目的是發(fā)掘有潛力的中小企業(yè)，并為它們提供融資等方面的便利。，剔除了實收資本中國家資本、集體資本、國有法人資本和集體法人資本超過50%的中小企業(yè)，也排除了明顯存在數(shù)據(jù)錯誤以及提供的數(shù)據(jù)不充分的兩家企業(yè)這兩家企業(yè)的財務報表沒有經(jīng)過審計，在一定程度上說明，中小企業(yè)的財務報表確實有一定問題；而且本文也改正了3份財務報表中明顯存在的3處錯誤和筆誤，再次暴露出中小企業(yè)在財務管理方面的缺陷。，最終本文共收集到截止2001年12月31日33家企業(yè)的資產(chǎn)負債表和損益表以及其他的相關資料。上海中小企業(yè)服務中心是由國家經(jīng)貿(mào)委和上海銀行共同組建，專門為上海的中小企業(yè)提供服務的非盈利機構；小巨人培育活動的目的是發(fā)掘有潛力的中小企業(yè)，并為它們提供融資等方面的便利。這兩家企業(yè)的財務報表沒有經(jīng)過審計，在一定程度上說明，中小企業(yè)的財務報表確實有一定問題；而且本文也改正了3份財務報表中明顯存在的3處錯誤和筆誤，再次暴露出中小企業(yè)在財務管理方面的缺陷。這33家企業(yè)中，有5家外資和合資（包括港澳臺）企業(yè)；其余均為中資企業(yè)，而且沒有任何外資股份，其中一部分屬于國有或集體轉制后的企業(yè)。企業(yè)的成立時間平均為5.48年，最長的11年，最短的僅2年，而成立時間比較長的企業(yè)基本上是轉制企業(yè)。33家企業(yè)中，工業(yè)企業(yè)19家這里采用了更寬泛的對工業(yè)企業(yè)的界定，凡是生產(chǎn)產(chǎn)品的企業(yè)全部歸為工業(yè)企業(yè)。，非工業(yè)企業(yè)14家，其中涉及軟件設計和系統(tǒng)集成的企業(yè)有5家。如果以獲得上海高新企業(yè)認證，或者主要產(chǎn)品為高新技術轉化項目作為界定高新企業(yè)的標準，那么在已經(jīng)確定的24家企業(yè)中，有12家企業(yè)是高新技術企業(yè)。這里采用了更寬泛的對工業(yè)企業(yè)的界定，凡是生產(chǎn)產(chǎn)品的企業(yè)全部歸為工業(yè)企業(yè)。這些企業(yè)確實普遍存在所有者經(jīng)營的特點，至少20家屬于所有者創(chuàng)業(yè)并且經(jīng)營至今，有5家企業(yè)的經(jīng)營者不是主要股東，其中的4家是外資和合資企業(yè)，另一家規(guī)模也比較大；企業(yè)經(jīng)營者的教育普遍比較高，而且在創(chuàng)業(yè)之前具有豐富的行業(yè)經(jīng)驗。這些企業(yè)一般都選擇了較小的市場定位，盡管擁有一定的技術優(yōu)勢，但是進入門檻仍然不高，所以出于對商業(yè)機會和商業(yè)模式的保護，他們也不愿意公開財務信息。這33家企業(yè)中，15家的財務報表經(jīng)過了審計，相對而言，可靠性更高。1、數(shù)據(jù)可能存在的偏差在解釋本文的結論時需要注意數(shù)據(jù)可能存在的兩個偏差。第一，樣本偏差。一方面，這些企業(yè)主要是上海銀行分支機構推薦，或者通過宣傳吸引而來的，所以這些企業(yè)往往和銀行有良好的合作關系，考慮到上海銀行對上海中小企業(yè)的貸款占到上海所有銀行對中小企業(yè)總貸款的近一半，它選擇的企業(yè)仍然具有足夠的代表性；另一方面，由于企業(yè)的自選擇行為，不需要貸款或者認為很難獲得貸款的中小企業(yè)不會參加這種評選活動。所以，我們可以對數(shù)據(jù)進行兩個預測，這些企業(yè)的規(guī)模可能比較大，因為規(guī)模大的企業(yè)更需要外部融資，也更有可能參與這種活動；這些企業(yè)的盈利能力也比較強，這主要是由于企業(yè)所有者經(jīng)營的特點大大減少了股東和所有者之間的代理成本，從而提高了經(jīng)營效率和盈利能力（Ang,Cole和Lin，2000）。事實上，與《中國統(tǒng)計年鑒》和《上海統(tǒng)計年鑒》中的中小企業(yè)相比，我們調查的中小企業(yè)的規(guī)模略大，而且盈利能力更強由于篇幅和重要性的關系，這張表格沒有給出，有興趣的讀者可以索取。由于篇幅和重要性的關系，這張表格沒有給出，有興趣的讀者可以索取。第二，地區(qū)性差異，對中國上市公司的研究（黃貴海和宋敏，2002）表明，公司注冊地所屬省份越發(fā)達，其資產(chǎn)負債率往往也越高。如果這個結論對中小企業(yè)仍然適用，那么上海中小企業(yè)的資產(chǎn)負債率也會比較高。由于本文缺乏跨地區(qū)的數(shù)據(jù)，所以無法回答這個問題。2、數(shù)據(jù)的特征本次調查的33家企業(yè)差異相當大，為此表一A給出了這些企業(yè)主要財務科目的統(tǒng)計指標，表一B給出了這些財務行除以總資產(chǎn)后標準化（Normalization）數(shù)據(jù)的統(tǒng)計指標。從表一不難看出，這些企業(yè)的規(guī)模相差很大?？傎Y產(chǎn)的最大值是平均值的近5倍，是最小值的100倍；而銷售收入的差異更大，最大值是平均值的10倍，是最小值400倍，這種現(xiàn)象可能與包含非工業(yè)企業(yè)有關，因為銷售額最大的企業(yè)是上海一家著名的私有零售企業(yè)。負債的差異更大，而且也更復雜。流動負債平均為2324萬，最大值超過1億，比最小值大500倍；其中，短期借款平均為422萬，中位數(shù)為200萬，說明分布極不均勻，事實上，最大值達到1750萬，而有9家企業(yè)并沒有短期負債。長期借款的差異更加明顯，中位數(shù)為零說明大部分企業(yè)無長期負債，但是平均值卻為464萬，甚至超過了短期借款的平均值，說明個別企業(yè)的異常值嚴重的影響了這個結果。事實上，33家企業(yè)中僅有8家企業(yè)有長期負債，共計15337萬，其中2家是長期應付款；而且最大值確實很突出，一家長期借款為7000萬（這是一家房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)，與行業(yè)有密切關系），一家為6800萬（這是一家外資企業(yè)，總資產(chǎn)達到2.25億，與所有制和規(guī)模有密切關系），占長期負債總額的近90%。這在比較資產(chǎn)負債表時必須引起注意，見本文第三部分。表一B盡管說明調查企業(yè)的資產(chǎn)負債表也存在巨大的結構差異，但是均值和中位數(shù)的差異已經(jīng)明顯減小，更有利于實證分析；而且標準化數(shù)據(jù)可以消除規(guī)模對數(shù)據(jù)的影響，減少截面數(shù)據(jù)的異方差現(xiàn)象。所以，本文的計量模型與資本結構的其他實證模型一樣，采用標準化數(shù)據(jù)。表一的大概位置三、中小企業(yè)資產(chǎn)負債表的特點資產(chǎn)負債表的比較將回答本文提出的第一個問題，中小企業(yè)的資本結構是否與大企業(yè)存在顯著的差異。表二對比了本次調查的中小企業(yè)與中國上市公司（黃貴海和宋敏，2002）、西方七國上市公司（Rajan和Zingales，1995）的資產(chǎn)負債表美國中小企業(yè)融資結構的數(shù)據(jù)見美國中小企業(yè)融資結構的數(shù)據(jù)見Berger和Udell（1998），但是它是按照資金來源統(tǒng)計的，與本次調查和對比系的數(shù)據(jù)不匹配。英國中小企業(yè)的數(shù)據(jù)在Cosh和Hughes（1994）（第35頁），英國中小企業(yè)的債權融資與表二給出的西方七國比較接近，但與中國企業(yè)明顯不同；但商業(yè)信貸的作用也非常突出，即應收款和應付款的比重都很大，在工業(yè)企業(yè)中分別達到37.9%和35.3%，在商業(yè)企業(yè)分別為36%和41.9%，也說明商業(yè)信貸對英國中小企業(yè)的發(fā)展非常重要。發(fā)展中國家上市公司的數(shù)據(jù)可參見Booth,Aivazian,Demirguc-Kunt和Maksimovic（2001）?？傮w上看，中小企業(yè)的資產(chǎn)負債表與中外上市公司確實存在一定差異，但是差異并不十分明顯。首先比較資產(chǎn)負債表的左側，即資產(chǎn)部分，特點如下：第一，流動資產(chǎn)比較高，本次調查超過70%，而對比系均未超過60%；第二，高流動資產(chǎn)主要由于偏高的應收款引起，本次調查為36%，而其余的均未超過30%；第三，存貨水平略高于對比系中的最大值；第四，固定資產(chǎn)明顯偏低，僅為18.6%，遠低于對比系中最低的日本。資本結構研究的重點是資產(chǎn)負債表的右側，即負債和所有者權益部分，特點如下：第一，與中國的上市公司相同，中小企業(yè)的所有者權益比較高，超過50%，而西方七國均不到40%。但是，中國的上市公司是由于中國資本市場的特殊性而導致的股權融資偏好（黃貴海和宋敏，2002），中小企業(yè)顯然不是這個原因，在一定反映了中小企業(yè)債權融資的困難。第二，中小企業(yè)的長期借款偏低。不過，表三的數(shù)據(jù)并沒有顯示出明顯的差距，中國上市公司加權平均值的8.8%，而本次調查的加權平均竟然達到10.2%；中國上市公司的均值為6.1%，而本次調查為3.5%。但是，第二部分已經(jīng)提醒我們必須注意極大值的誤導，在排除了上文提到的兩個異常值后剔除這兩家企業(yè)后，資產(chǎn)和負債都會了發(fā)生變化，但是并沒有對以上的分析產(chǎn)生實質影響。剔除這兩家企業(yè)后，資產(chǎn)和負債都會了發(fā)生變化，但是并沒有對以上的分析產(chǎn)生實質影響。第三，盡管中小企業(yè)的流動負債最高，達46%，但是差異并不明顯，對比系中最高的法國也達到43%。這主要是由于應付款比較高造成的，西方七國的最高值為17%，中國的上市公司為18.8%由于中國上市公司的其他流動負債異常低，所以并不排除黃貴海和宋敏（2002）所用的數(shù)據(jù)庫在數(shù)據(jù)處理方面的差異。由于中國上市公司的其他流動負債異常低，所以并不排除黃貴海和宋敏（2002）所用的數(shù)據(jù)庫在數(shù)據(jù)處理方面的差異。表二的大概位置四、資本結構和銀行貸款模式的實證分析實證模型的說明被解釋變量資本結構的研究結論對財務杠桿的定義有很大的敏感性，不同的研究目的采用不同的指標（這方面的討論可見黃貴海和宋敏，2002）。本文仍舊采用最基本財務杠桿指標，資產(chǎn)負債率（也就是負債總計的標準化數(shù)據(jù)）。由于中小企業(yè)的短期借款基本上都來自于銀行，所以本文將短期借款全部處理為銀行貸款。中小企業(yè)銀行貸款模式的被解釋變量采用短期借款的標準化數(shù)據(jù)，即短期借款除以總資產(chǎn)。另外，采用應付款的標準化數(shù)據(jù)，即應付款除以總資產(chǎn)，進行穩(wěn)健性檢驗。解釋變量根據(jù)本文文獻綜述中提出的可能影響中小企業(yè)資本結構和銀行貸款模式的因素，本文模型的解釋變量包括以下七類，前四類采用標準化后的數(shù)據(jù)，即會計項目除以總資產(chǎn)的比值：第一類因素是規(guī)模，應該與財務杠桿正相關，代理變量一般采用銷售額的自然對數(shù)。本文嘗試著引入實收資本總資產(chǎn)的數(shù)據(jù)已經(jīng)作為標準化數(shù)據(jù)的分母，所以無法采用?？傎Y產(chǎn)的數(shù)據(jù)已經(jīng)作為標準化數(shù)據(jù)的分母，所以無法采用。第二類因素是有形資產(chǎn)比例（Tangibility），應該與財務杠桿正相關，代理變量一般采用固定資產(chǎn)。本文嘗試引入存貨和應收款，一方面是根據(jù)期限匹配原則，以銀行貸款為主的中小企業(yè)會利用更多的短期資產(chǎn)來融資；另一方面，金融創(chuàng)新，比如銀行的保理（Factoring）和倉單抵押業(yè)務等，可能使存貨和應收款對資本結構產(chǎn)生影響。第三類因素是盈利能力，應該與財務杠桿負相關，代理變量采用息稅前收入只有極少的企業(yè)給出利息支出的數(shù)據(jù)，統(tǒng)一起見，將財務費用全部處理為利息支出。。只有極少的企業(yè)給出利息支出的數(shù)據(jù)，統(tǒng)一起見，將財務費用全部處理為利息支出。第四類因素是投資機會，應該與財務杠桿正相關。由于既沒有資產(chǎn)市值和帳面價值的數(shù)據(jù)，也沒有得到多年的增長率數(shù)據(jù)，代理變量只能采用未分配利潤，因為它在一定程度上可能反映了企業(yè)所有者（考慮到所有者經(jīng)營的特征）對企業(yè)投資機會和未來發(fā)展的信心。第五類因素是銀企關系，應該與財務杠桿正相關，代理變量采用企業(yè)的成立時間或者采用成立時間加一后的自然對數(shù)，本文也采用了這個變量，絲毫不影響本文的結論。。作為本文的核心內(nèi)容，這里仔細加以解釋。這個代理變量顯然存在著很多的缺點，Petersen和Rajan（1994）指出，銀企關系可以通過關系的持續(xù)時間和銀行提供的服務來反映，Cole（1998）則說明銀行提供的服務更為重要。我們的調查沒有獲得服務的數(shù)據(jù)，而只能采用時間變量。但是，成立時間作為代理變量仍然不理想，因為它是公共信息，而銀企關系是銀行和企業(yè)的私人信息，如果采用后者顯然更好，不過，我們也沒有獲得這方面的信息。不過，以住所有的實證研究都發(fā)現(xiàn)企業(yè)成立時間對資本結構有顯著的影響，那么我們也要充分的理由相信，這個變量應該是起作用的。或者采用成立時間加一后的自然對數(shù)，本文也采用了這個變量，絲毫不影響本文的結論。本文還引入了二個虛擬變量：第六類因素是審計變量，進行審計的企業(yè)為1，否則為0，應該與財務杠桿正相關，因為進行審計的企業(yè)信息透明度更高，更容易獲得借款審計的功能確實存在，比如審計的功能確實存在，比如Beatty（1989）指出經(jīng)過越有名氣的會計事務師審計的公司首次公開上市后的回報率會比較低，說明企業(yè)越可能獲得盡可能高的發(fā)行價，這說明審計得到了投資者的認同。當然，由于數(shù)據(jù)的缺乏，還有一些重要的變量無法引入模型，比如行業(yè)、稅率和銀行貸款的利率需要指出，調查過程中我們沒有獲得利率數(shù)據(jù)。事后對中小企業(yè)貸款利率的抽樣調查發(fā)現(xiàn)，3需要指出，調查過程中我們沒有獲得利率數(shù)據(jù)。事后對中小企業(yè)貸款利率的抽樣調查發(fā)現(xiàn)，3月期的貸款利率普遍為4.62%，6月期的介于4.2%到5.31%，9月期的介于4.435%到5.31%，12月期的介于4.425%到5.7525%。這種差異與美國中小企業(yè)獲得比同期政府債券利率高4.1%的貸款利率的差異要小得多，所以對本研究的影響可能不大。這種微小的利率差異很大程度上可能由于上海金融業(yè)比較發(fā)達，銀行之間的同質產(chǎn)品競爭激烈有關。表三的大概位置模型、結果和分析本文采用最小二乘法，按照從一般到特殊的模型構建方法尋找最佳模型，表四給出了節(jié)省性原則（Parsimony）下擬合程度最高的模型（以調整后的R2作為依據(jù)），避免了多重共線性問題。負債由于流動負債平均占中小企業(yè)總負債的92%，所以流動負債表現(xiàn)出與負債類似的特征也不足為奇，也僅需要簡要的加以說明。但是，計量結果發(fā)現(xiàn)除了實收資本、息稅前收益和存貨三個主要因素繼續(xù)保持顯著（流動負債（2））以外，應收帳款也有一定作用（流動負債（1）），但是并不顯著，說明它可能具有一定的抵押能力。同時，原來具有一定作用的未分配利潤、審計和企業(yè)性質的作用進一步下降。由于流動負債平均占中小企業(yè)總負債的92%，所以流動負債表現(xiàn)出與負債類似的特征也不足為奇，也僅需要簡要的加以說明。但是，計量結果發(fā)現(xiàn)除了實收資本、息稅前收益和存貨三個主要因素繼續(xù)保持顯著（流動負債（2））以外，應收帳款也有一定作用（流動負債（1）），但是并不顯著，說明它可能具有一定的抵押能力。同時，原來具有一定作用的未分配利潤、審計和企業(yè)性質的作用進一步下降。上海中小企業(yè)的負債主要由實收資本、息稅前收益和存貨三個因素決定，而未分配利潤、審計和企業(yè)性質也有一定的影響。這個結果至少可以得出以下四個結論：第一，與以往的資本結構實證研究不同，銷售額并不是中小企業(yè)規(guī)模良好的代理變量，而實收資本的作用更加顯著。這可能因為中小企業(yè)的銷售管理能力差，波動性大，監(jiān)督和控制的難度高，對投資的保障程度低；相反，實收資本相對穩(wěn)定，監(jiān)督和控制也相對容易，對投資者的保障作用更高。但是，實收資本作為規(guī)模的代理變量存在明顯的局限性。由于它是資產(chǎn)的組成部分，與負債必然存在一定的負相關關系，所以無法檢驗財務杠桿與規(guī)模的正相關問題。不過，由于實收資本是所有者成立企業(yè)時的決策結果，事后的調整比較困難，所以本文給出了另一種解釋，中小企業(yè)的所有者在成立企業(yè)時考慮到了可能面臨的信貸約束，將會選擇投入更多的實收資本，從而對貸款的需求下降，這也可以證明中小企業(yè)面臨著信貸約束。第二，與理論和已有實證的結果相同，盈利能力的代理變量息稅前收入與負債存在顯著的負相關，這說明盈利能力強的企業(yè)更多的依靠留存收益，而不是負債。這與融資順序理論吻合。第三，與理論和已有實證的結果不同，固定資產(chǎn)沒有顯著性，這可能是由于本次調查的中小企業(yè)的固定資產(chǎn)本身就很有限（僅占總資產(chǎn)的18.6%，遠低于大公司），所以作用也非常有限。但是，存貨則存在顯著的正相關，這可能與中小企業(yè)以流動負債為主的負債結構有關，支持負債的期限匹配原則。第四，未分配利潤、審計和企業(yè)性質對計量模型的擬合度也有影響，但是沒有顯著性。這說明未分配利潤并不是投資機會良好的代理變量；審計并沒有對企業(yè)融資帶來太大的好處，這或者由于投資者沒有完全以審計報告作為投資的依據(jù)，或者審計后的財務報表的可信度仍然不高；企業(yè)性質變量不顯著說明，投資者對中資和外資企業(yè)不存在明顯的歧視，說明了投資者行為的理性。短期借款包含所有變量對短期貸款進行回歸，調整后的擬合度R2為負（短期借款（1）），說明因自由度損失過大擬合度非常不好；而且，無論如何調整，系數(shù)的顯著性始終無法出現(xiàn)，說明缺少主要變量。在引入應付款后，這種現(xiàn)象徹底改變，即使包括之前所有的變量，再增加一個變量自由度進一步下降的情況下，R2仍然達到了0.20（短期借款（2））；而且，應付款顯示出顯著的負相關。我們就此提出一個因果假說，短期借款是對應付款的替代，也就是說，中小企業(yè)只有在應付款不足時才會利用短期借款。不過，得出這個結論還有必要進行反向檢驗，如果短期借款對應付款無顯著影響，這個結論就會更有效如果有足夠長時間的企業(yè)數(shù)據(jù)，可以有更好的計量方法來估計，比如Granger因果檢驗；但是在現(xiàn)有數(shù)據(jù)的情況下，這種估計方法已經(jīng)體現(xiàn)了Granger因果檢驗的思想。，檢驗留待下面的穩(wěn)健性檢驗。由于應付款時間比較短，變化比較大，融資成本也比較高，所以美國的實證研究認為應付款是銀行貸款的替代（Petersen和Rajan，1994）。如果我們的假說成立，將成為最有力的證據(jù)說明中國的中小企業(yè)面臨著更加嚴重的信貸約束（Neil，Tenev和Wagle,2000）如果有足夠長時間的企業(yè)數(shù)據(jù)，可以有更好的計量方法來估計，比如Granger因果檢驗；但是在現(xiàn)有數(shù)據(jù)的情況下，這種估計方法已經(jīng)體現(xiàn)了Granger因果檢驗的思想。銀行貸款其它的主要決定因素是實收資本、固定資產(chǎn)和企業(yè)性質。與負債和流動負債的實證結果相比，息稅前收益和存貨的顯著性下降，而固定資產(chǎn)和企業(yè)性質的顯著性顯現(xiàn)出來。我們至少可以得出以下的結論：第一，銀行的貸款決策更強調貸款的安全性，所以實收資本和固定資產(chǎn)表現(xiàn)出顯著性，而存貨和應收款的作用不顯著。但是，實收資本和固定資產(chǎn)表現(xiàn)出的顯著負相關是個意外。前者仍然可以沿用上文提出的所有者考慮到信貸約束時的自選擇行為。后者的解釋需要今后更深入的研究。Booth,Aivazian,Demirguc-Kunt和Maksimovic（2001）對發(fā)展中國家研究時也發(fā)現(xiàn)，巴西、印度、巴基斯坦和土耳其也出現(xiàn)了這種情況，該文給出的解釋是固定資產(chǎn)導致長期負債增加而總負債下降，也就是說長期負債替代短期負債。但是，這種解釋并不適用于中小企業(yè)，因為本文的第三部分已經(jīng)說明中小企業(yè)獲得長期負債比大企業(yè)要難得多。第二，成立時間的虛擬變量無顯著性。首先，盡管美國的實證研究中這個變量有顯著作用，但是，我們?nèi)匀徊荒芘懦衔奶岬降拇碜兞坎缓侠淼膯栴}；其次，中小企業(yè)成立的時間還比較短，表一A顯示本次調查的中位數(shù)為6年，而美國的數(shù)據(jù)是10年（Petersen和Rajan，1994），可能在比較短的時間內(nèi)這種關系對貸款的促進作用還沒有顯現(xiàn)出來；再次，銀行可能不重視積累中小企業(yè)的信息以及建立和發(fā)展這種銀企關系，那么銀行體系、銀行內(nèi)部的組織結構、激勵機制和信息處理等可能存在一定缺陷；最后，上海是中國金融業(yè)最發(fā)達的地區(qū)，激烈競爭的市場結構可能不利于中小企業(yè)獲得貸款，事實上我們的調查確實發(fā)現(xiàn)中小企業(yè)普遍與多家銀行保持聯(lián)系，而美國只有18%的企業(yè)從一家以上的銀行貸款，而從多家銀行貸款將會提高貸款利率，降低貸款的可獲得性（Petersen和Rajan，1994；Cole,1998）。至于哪個方面的原因占據(jù)主導，還有待今后的深入分析。第三，企業(yè)性質變量表現(xiàn)出的正顯著關系說明銀行為外資和合資企業(yè)提供了更多的貸款。那么有必要比較這兩類企業(yè)的差異，以證明銀行“歧視”政策的合理性，考慮到實收資本和固定資產(chǎn)非中資控股的合資企業(yè)的規(guī)模確實比中資及中資控股企業(yè)的規(guī)模大，非中資控股的合資企業(yè)的實收資本平均為1970萬，總資產(chǎn)平均為7303萬，比表一A中全部企業(yè)的平均值高，當然也大于中資及中資控股企業(yè)的規(guī)模。已經(jīng)包含在計量模型中，所以唯一需要重點比較的是兩類企業(yè)的盈利能力。事實上，表一B顯示全部樣本企業(yè)的息稅前收入與總資產(chǎn)的比值是14%，而非中資控股的合資企業(yè)平均為9%，僅有一家企業(yè)大于14%，表明非中資控股的合資企業(yè)的盈利能力并不強。那么，銀行貸款對所有制的歧視可能沒有根據(jù)非中資控股的合資企業(yè)的規(guī)模確實比中資及中資控股企業(yè)的規(guī)模大，非中資控股的合資企業(yè)的實收資本平均為1970萬，總資產(chǎn)平均為7303萬，比表一A中全部企業(yè)的平均值高，當然也大于中資及中資控股企業(yè)的規(guī)模。另一個可能的解釋是非中資控股企業(yè)的治理結構更加合理。第二部分對本文數(shù)據(jù)說明時已經(jīng)指出，這些企業(yè)普遍不是所有者經(jīng)營，在導致股東與經(jīng)營者代理成本提高的同時，也可能會完善公司治理結構。第四，審計無顯著性，說明銀行的貸款決策并不依賴于中小企業(yè)的財務報表是否經(jīng)過了審計。到底是中小企業(yè)內(nèi)部問題，還是會計事務所的原因，或者資金供給方，比如銀行的緣故，還需要深入分析。采用應付款的穩(wěn)健性檢驗應付款的主要解釋變量包括銷售額、實收資本、息稅前收入、存貨、應收款與短期借款，而且全部在統(tǒng)計上具有顯著性。第一，我們驗證上一節(jié)提出短期借款與應付款的因果假說。我們發(fā)現(xiàn)短期借款和應付款的負相關顯著存在，說明兩者存在相互決定的因素，并不完全支持我們的因果假說。但是，為了說明這種影響的大小，應付款（2）去掉了短期借款的因素進行再次回歸，結果擬合程度的下降并不顯著，說明短期借款對應付款的影響要小于應付款對短期借款的影響。這說明應付款相對獨立于短期借款，從而在一定程度上證實了我們的猜想，即中小企業(yè)在商業(yè)信貸不足的情況下從銀行貸款，中國的中小企業(yè)面臨著更嚴重的信貸約束（Neil，Tenev和Wagle,2000）。第二，我們驗證了銀行貸款所有制歧視的合理性。應付款與成立時間、企業(yè)性質、審計等變量無顯著關系，說明供貨商提供應付款并不依靠這些信息。成立時間與應付款無關，或者說明成立時間不能代表與供貨商的關系，或者供貸商并不會因為交易時間長而提供更多的優(yōu)惠，這與美國的調查一致（Petersen和Rajan，1994），特別是供貨商更容易獲得信息的情況下；審計虛擬變量無關說明供貨商，要么對審計信號評價不高，要么供貨商有更可信的信息渠道，根本就不需要這些信息。與銀行貸款看重企業(yè)的合資背景截然不同，應付款與它無關。前二個事實再次支持供貨商擁有相對金融機構的融資優(yōu)勢；第三個事實說明銀行在貸款決策時對中小企業(yè)的所有制“歧視”是不合理的。五、結論盡管本文對上海非國有中小企業(yè)的資本結構和銀行貸款模式的實證研究存在著樣本比較少，數(shù)據(jù)不夠全面，代理變量選擇還有改進的缺點，還遺留下一些問題期待理論和實證的深入研究，比如解釋固定資產(chǎn)與負債的負相關關系，但是本文的研究仍然有助于回答文章開篇提出的四個問題：第一，中小企業(yè)的資本結構與國內(nèi)外上市公司的差異并不大，但是，非國有中小企業(yè)固定資產(chǎn)偏低，而流動資產(chǎn)偏高，所有者權益偏高，而負債偏低，尤其長期負債偏低。同時，資本結構理論中證明重要的因素對中國的中小企業(yè)仍然有效。第二，本文提供了強有力的證據(jù)證明中國的非國有中小企業(yè)的信貸約束不但存在，而且確實更加嚴重（Neil，Tenev和Wagle,2000）。一方面，實收資本和固定資產(chǎn)與負債及其組成部分都呈現(xiàn)顯著的負相關，如果實收資本確實反映了企業(yè)的規(guī)模，那么兩者應該是正相關（Harris和Raviv，1991），這種不一致可以用企業(yè)所有者鑒于信貸約束存在而增加股權減少貸款的自選擇行為來解釋；另一方面，盡管短期借款和應付款存在著相互決定的因素，但是，應付款相對獨立于短期借款，存在著一定的因果關系，這方面的證據(jù)更加有力。第三，銀行在貸款時確實存在所有制歧視，而本文的數(shù)據(jù)不支持這種歧視存在的合理性。關系型貸款理論沒有被證明也可以解釋這種歧視，因為中國的銀行可能還沒有辦法消除借貸雙方的信息不對稱。一方面，銀行需要改革內(nèi)部機制，比如信息的積累和處理、決策和激勵機制、風險控制等，以適應關系型貸款的要求；另一方面，銀行應該更有效的利用信息技術（Petersen和Rajan，2002），采用新的金融工具，包括關系型貸款、資產(chǎn)型貸款以及信貸評分和相似的數(shù)量技術（Berger和Udell，1998給出了一個綜述）。第四，本文的分析不完全支持發(fā)展民間金融和中小金融機構是解決中國中小企業(yè)融資困難的根本出路的觀點（林毅夫和李永軍，2001；李志赟，2002），因為這些研究可能忽略了銀行業(yè)的競爭因素，因為銀行業(yè)的競爭不利于建立中小企業(yè)融資所需要的銀企關系，本文沒有發(fā)現(xiàn)關系型貸款的一個可能的重要原因就是上海競爭激烈的銀行業(yè)。主要參考文獻完整的參考文獻備索。完整的參考文獻備索。Ang,JamesS.,ColeA.RebelandLinW.James.,2000,Agencycostandownershipstructure,JournalofFinance55,81-106.Beatty,RandolphP.,1989,Auditorreputationandthepricingofinitialpublicoffering,AccountingReview64,693-709.Berger,AllenN.,RebeccaS.DemsetzandPhilipE.Strahan,1999,TheConsolidationofthefinancialservicesindustry:causes,consequences,andimplicationsforthefuture,JournalofBankingandFinance23,135-194.Berger,AllenN.andGregoryF.Udell,1995,Relationshiplendingandlinesofcreditinsmallfirmfinance,JournalofBusiness68,351-381.Berger,AllenN.andGregoryF.Udell,.,1996.Universalbankingandthefutureofsmallbusinesslending,editedbyA.SaundersandI.Walter,Financialsystemdesign:Thecaseforuniversalbanking,BurrRidge,IL,IrwinBoothLaurence,VaroujAivazian,AsliDemirguc-Kunt,andVojislavMaksimovic,2001,Capitalstructureindevelopingcountries,JournalofFinance56,87-130.Cole,A.Rebel,1998,Theimportanceofrelati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