康微婧

(呂梁學院繼續(xù)教育學院，山西呂梁033000)

在現(xiàn)代社會，中小企業(yè)起一個極其重要的作用。在1998年，中小企業(yè)占據(jù)了歐盟的19，370，000家公司中的99.8%［1］。在2008年，中小企業(yè)在中國注冊的所有公司中占據(jù)了99%。但是，較之大公司，中小企業(yè)流動性更低。由于中小企業(yè)扁平型的組織結構，他們更加富有彈性并能有效地從外部經(jīng)濟環(huán)境使市場做出反應;而且，中小企業(yè)中有較少的對企業(yè)管理感興趣的管理人員。

中國中小企業(yè)的發(fā)展中存在著一定的制約。政府過度干預，嫻熟的管理知識的缺乏和有限的融資渠道大大地阻礙了中小企業(yè)的擴張。在世界各國中，中國的中小企業(yè)受融資的影響最大［2］。雖然中小企業(yè)產(chǎn)量占國內(nèi)生產(chǎn)總值的一半，但只有1/10來源于銀行借款［3］。

本文通過有效稅率、資產(chǎn)結構和利潤來探究中國中小企業(yè)資本結構的決定因素;接下來的幾部分由數(shù)據(jù)和方法、實證分析、研究討論和研究結論組成。

一 數(shù)據(jù)和方法

(一)數(shù)據(jù)來源

深圳股票交易所統(tǒng)計有646家上市和注冊的中小企業(yè)，并且50家從2009年到2011年中小企業(yè)精確的財務信息能從Thomson ONE Banker中找出來，非?？煽康摹⒎奖闶褂?。在研究過程中，由于特殊的融資活動、金融機構資本充分限制的個性和不同的監(jiān)管，融資部門、投資部門和保險公司不作為此次研究對象。同時，面板數(shù)據(jù)方法會限制公司的非均勻性和減少共線性。非觀測變量會使可能的認識消除和自由度增加，有效的評價出現(xiàn)了。最終，150個觀測數(shù)據(jù)能得到，它們的賬面價值將會被使用而不是市場價值，因為市場價值適合代表資產(chǎn)價值。

(二)變量

資產(chǎn)結構、利潤和有效稅率是自變量。有效稅率(ETR)為稅收除以稅前利潤。資產(chǎn)結構率(NONA)是有形資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比率。有形資產(chǎn)大多數(shù)包括固定資產(chǎn)，不包括長期無形的固定資產(chǎn)和存貨。資產(chǎn)報酬率(ROA)來研究利潤的影響，由稅前息前折舊前的利潤除以總資產(chǎn)。

總負債率(TDR)、長期負債率(LDR)、短期負債率(SDR)是因變量。因變量通過總負債、長期負債和短期負債依次除以總資產(chǎn)得到。短期負債(短期借款、應付賬款、應付工資)指在一年的營業(yè)周期內(nèi)償還的債務;長期負債，如長期銀行借款，指期限超過一年的債務。

(三)模型

通過PASW軟件，回歸模型將會被采用。相關的公式被表示如下:

i和t分別代表橫截面和時間序列的維數(shù)。Yit代表因變量，被視為公司的負債率。β0是常數(shù)，β1、β2、β3是自變量的回歸參數(shù)，對于本研究的相關回歸模型呈現(xiàn)如下:

二 實證結果

(一)描述性統(tǒng)計

從表1看出，短期負債的平均份額是長期負債的7倍。平均資產(chǎn)的37%來自于負債融資，而其他則來自股本融資，表明中國的中小企業(yè)是低杠桿的。對于總負債率，中小企業(yè)在杠桿水平上極大地分布不均;其波動是大的。從資產(chǎn)結構的平均值表明固定資產(chǎn)超過整個資產(chǎn)的20%。平均的資產(chǎn)報酬率達到13.08%。利潤的標準差表明大多數(shù)公司的表現(xiàn)有點不錯。

表1 因變量和自變量的描述性統(tǒng)計

(二)相關性分析

二元變量相關性通過雙尾測試和泊松相關系數(shù)在表2中展現(xiàn)出來。短期負債率與總負債率的相關系數(shù)是0.927，p值表明短期負債比長期負債對融資更加重要;其他的相關系數(shù)是更低的。整個相關系數(shù)不是足夠大的，多重共線性在回歸模型中不是一個潛在的問題。

表2 因變量與自變量的泊松相關性

(三)假定和回歸的結果

表3 總結決定因素和長期負債率、短期負債率和總負債率之間的相關假定

線性回歸是顯著性水平5%的時候，長期負債率、短期負債率和總負債率的模型。根據(jù)公式(2)、(3)、(4)，通過PASW軟件，這三種模型的回歸結果在表4中表現(xiàn)出來。

表4 長期負債率、短期負債率和總負債率模型的線性回歸(n=150)

研究發(fā)現(xiàn)，在中國中小企業(yè)中，假定(1a)和(1b)呈現(xiàn)出相反的情況，假定(1c)充分被證明。資產(chǎn)結構與長期負債有重要聯(lián)系。對于有效稅率，假定(2)并沒有被證明，但有效稅率與長期負債率、短期負債率之間的正相關關系在研究中表現(xiàn)出來。假定(3c)與本文的發(fā)現(xiàn)相反，其他兩個假定被證實。資產(chǎn)結構對三種負債率會產(chǎn)生重要影響并且資產(chǎn)結構對長期負債率的影響是短期的兩倍。有效稅率對中國中小企業(yè)的資本結構不會帶來重要影響。利潤對總負債率、短期負債率會帶來重大的影響，但對長期負債率不會帶來重要影響。

三 討論

首先，短期負債占了整個融資的32.75%，這是一個相當高的百分比。中國中小企業(yè)在它們自己運營的過程中選擇短期融資，可能短期信貸利息便宜或者相對欠發(fā)達的長期負債市場使它們別無選擇。

其次，資產(chǎn)結構系數(shù)與三種杠桿方法呈現(xiàn)出重大的正相關。中國中小企業(yè)盡可能地通過短期債務和長期債務來獲得固定資產(chǎn)。這表明在中國中小企業(yè)中信息不對稱性和代理問題是嚴重的。由于資產(chǎn)替代的風險，債權人都不愿意借錢給小規(guī)模的公司。這些小規(guī)模公司通過抵押來從銀行借款并且處理代理理論和信息不對稱性引起的問題，然后獲得便宜的借款。因此，當這些公司的固定資產(chǎn)在總資產(chǎn)中維持一個極高的比例時，這些公司更可能得到借款。中小企業(yè)通過固定資產(chǎn)獲得的短期融資是長期融資的兩倍，因為中小企業(yè)會面臨更大的風險，當進行長期融資時，需要提供更加有價值的抵押物。中小企業(yè)存在較強的資產(chǎn)替代，所以企業(yè)管理者擁有更大的自由裁量權。在長期融資中，銀行和其他機構的監(jiān)控開支是更加昂貴的，它們更加重視有價值的抵押物而不是會計信息。

再次，利潤與總負債、短期負債呈現(xiàn)重大的負相關，與長期負債表現(xiàn)出輕微的正相關。當總資產(chǎn)收益率增加10倍，長期杠桿率上升了1.46倍，短期杠桿率下降了3.62倍，總杠桿率下降了2.91倍。利潤與總負債負相關表明不支持權衡的信念［4］。這二者之間的負相關表現(xiàn)出在信息不對稱的情況下，公司會選擇減少所有人干預的特別順序來融資資源;擁有更多獲利可能的公司更加可能采用內(nèi)部融資;盡管更多獲利的公司利用負債融資，但對于非常有利可圖的企業(yè)，負債融資的要求可能是更加有限的，當充分的留存收益能滿足新的投資狀況［5］。利潤與負債狀況的相關性利用啄食順序理論表明:內(nèi)部融資會隨著利潤的增加而增加，因此，內(nèi)部融資比外部融資更加受到中小企業(yè)的青睞。擁有更多獲利可能性的公司很少可能貸款短期負債并且對長期負債更加感興趣。

最后，有效的稅率與長期負債率、短期負債率和總負債率呈現(xiàn)輕微的正相關。經(jīng)此項研究發(fā)現(xiàn)，有效稅率對短期負債率和長期負債率的影響是相同的。不同意稅率與總負債率之間的關系，認為更高的公司稅會帶來很少的內(nèi)部融資和更加昂貴的資本支出，固定資產(chǎn)構造和外部融資的需求會下降［6］。

四 結論

總之，通過本文研究，中國的中小企業(yè)中短期融資顯得尤為重要。第二，資產(chǎn)結構與長期負債的重要的正相關關系表明有形資產(chǎn)對中小企業(yè)長期債務信用做出了很大的貢獻。第三，啄食順序理論贊成擁有更多利潤的中小企業(yè)需要很少的負債，對內(nèi)部融資比外部融資更感興趣。當留存收益不充分時，中小企業(yè)首先利用留存收益，其次利用負債融資。更多獲利的中小企業(yè)更加青睞于長期負債融資。第四，有效的稅率與長期負債率、短期負債率和總負債率展現(xiàn)出正相關關系。

此研究也有一定的限制。只有三年的報表的截面數(shù)據(jù)被研究，研究結果在一定程度上有局限性。其次，由于時間和精力有限，只有50家上市公司將會被研究并且中小企業(yè)大小對資本結構的影響不做研究。再次，本次取樣聯(lián)系到上市的中小企業(yè)的狀況，這不能代表中國整個中小企業(yè)的融資狀況。

資本結構能為中小企業(yè)提供建設性的融資建議。在中國，長期資本市場不發(fā)達，應該制定一定的規(guī)則和制度發(fā)展長期資本市場。

［1］謝梅芳.“中小企業(yè)集合債券”融資方式探析［J］.湖南城市學院學報，2013，(2).

［2］李潔.我國中小企業(yè)資本結構特征和優(yōu)化探析［J］.企業(yè)經(jīng)濟，2011，(2).

［3］Degryse H，Goeij P，Kappert P.The impact of firm and industry characteristics on small firms’capital structure［J］.Small Business Economics，2012，(38).

［4］Huang G，Song F M.The determinants of capital structure:Evidence from China［J］.China Economic Review，2006，(17).

［5］Jordan J，Lowe J，Taylor P.Strategy and financial policy in UK small firms［J］.Journal of Business，F(xiàn)inance and Accounting，1998，(1).

［6］Sogorb－Mira F，How S M E.Uniqueness affects capital structure:Evidence from a 1994－1998 Spanish data panel［J］.Small Business Economics，2005，(5).