一、引言

中小企業(yè)融資難的問題一直阻礙著中小企業(yè)的發(fā)展。相較于大企業(yè)，中小企業(yè)的融資渠道更為單一，很難通過發(fā)行證券在資本市場進行直接融資。同時，由于中小企業(yè)存在信用意識淡薄、信息披露質(zhì)量差、缺乏良好的可供抵押資產(chǎn)等問題，很難完全從銀行等金融機構(gòu)處滿足融資需求?！吨袊行∑髽I(yè)年鑒(2016)》的調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，2016年38.8%的中小企業(yè)反映融資需求不能滿足，銀行惜貸、壓貸、抽貸以及短貸等現(xiàn)象時有發(fā)生。如何緩解中小企業(yè)的信貸約束情況？國內(nèi)外的理論研究認為，銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)的優(yōu)化、融資環(huán)境的改善和關(guān)系型貸款技術(shù)的創(chuàng)新發(fā)展是緩解中小企業(yè)信貸約束的有效辦法(Berger&Udell，2006；羅正英等，2011；何韌等；2012)。

我國的貸款市場長久以來存在著高度壟斷的狀況，雖然近些年國有銀行所占市場份額在逐步下降，但依舊占據(jù)35%以上的市場份額。與此相對，全國性股份制銀行的市場份額則在提升。同時，城市商業(yè)銀行、農(nóng)村信用合作社等區(qū)域性中小銀行逐漸發(fā)展，2016年各類區(qū)域性中小銀行資產(chǎn)總額占國內(nèi)銀行業(yè)資產(chǎn)總額的25.2%1。對于銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)與中小企業(yè)信貸可得性的關(guān)系，學術(shù)界提出了兩個不同的假說?！笆袌隽α考僬f”支持競爭的銀行業(yè)市場能夠提高中小企業(yè)信貸可得性，“信息假說”的觀點則截然相反。在當前國內(nèi)的金融業(yè)市場結(jié)構(gòu)之下，哪一類假說成立也是學者們爭論的焦點。

我國各地的金融發(fā)展水平也極為不平衡，由樊綱等人建立出的中國市場化指數(shù)顯示，西藏的市場化指數(shù)一直小于2(以2008年為基期)，江蘇的市場化指數(shù)卻能高達9.882。國外學者發(fā)現(xiàn)不同國家的金融發(fā)展情況對中小企業(yè)的信貸融資有著顯著影響(Becketal.，2011)。但國內(nèi)學者卻對是大銀行還是小銀行通過金融發(fā)展水平緩解中小企業(yè)信貸約束產(chǎn)生了不同的看法(李廣子等，2016；凌碰和胡晉銘，2017)。

中小企業(yè)的數(shù)量占全部企業(yè)數(shù)量的90%以上，對國民經(jīng)濟和社會發(fā)展有著重要的影響，但中小企業(yè)仍舊存在著融資難的問題。針對以上情況，本文希望通過實證研究解決以下問題：1.究竟是集中的銀行業(yè)市場還是分散的銀行業(yè)市場可以緩解中小企業(yè)信貸約束？2.我國不同的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)以及金融環(huán)境的情況對中小企業(yè)信貸可得性的影響是否具有差異。

二、文獻綜述

目前存在市場力量假說與信息假說這兩個討論銀行業(yè)集中度與企業(yè)融資約束關(guān)系的理論。市場力量假說認為，壟斷的銀行業(yè)市場可以通過降低存款回報率或提高貸款利率以獲取高額利潤，并且壟斷的銀行業(yè)更容易導致信貸配給現(xiàn)象的發(fā)生(Guzman，2000)。Beck等(2004)研究銀行集中度對74國家的企業(yè)的信貸影響，發(fā)現(xiàn)高集中度確實會導致企業(yè)的融資障礙，且小企業(yè)所受到的影響更大。Carbó等(2009)使用勒納指數(shù)以及HHI指數(shù)衡量市場競爭情況，發(fā)現(xiàn)西班牙中小企業(yè)所處的銀行業(yè)集中度越高，信貸限制同樣越高。Han等(2017)發(fā)現(xiàn)在高集中度的銀行業(yè)市場中，小企業(yè)的現(xiàn)金持有量更少，更難獲取銀行貸款；信息假說認為，競爭性的市場銀企關(guān)系并不穩(wěn)定，因此必須在初次收取較高的借款利率來規(guī)避風險，加大了企業(yè)融資約束(Petersen & Rajan，1995)。然而，對信息假說相關(guān)的實證檢驗卻相對較少。Zarutskie(2003)利用美國國內(nèi)稅務局關(guān)于小企業(yè)的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)較高的集中度增加了企業(yè)獲得銀行貸款的可能性。Ratti等(2008)考察了銀行集中度對非金融企業(yè)融資約束的影響，發(fā)現(xiàn)在銀行業(yè)高度集中的情況下，公司財務上的限制較少。

國內(nèi)學者對銀行業(yè)競爭與企業(yè)貸款可得性的研究時間較短，并且大部分支持市場力量假說。林毅夫和李永軍(2001)指出由于國有四大行在貸款市場的高度壟斷，限制了中小企業(yè)可以獲得的信貸資源，導致了中小企業(yè)的信貸約束。董曉林和楊小麗(2011)運用產(chǎn)業(yè)組織組織理論的SCP范式，發(fā)現(xiàn)競爭性的農(nóng)村金融市場結(jié)構(gòu)將有助于農(nóng)村中小企業(yè)獲取信貸支持。邊文龍等(2017)采用縣級金融機構(gòu)的調(diào)查數(shù)據(jù)，從銀行的角度發(fā)現(xiàn)市場競爭有利于增加中小企業(yè)貸款。

國內(nèi)外學者也論證了金融發(fā)展水平與企業(yè)信貸可得性的關(guān)系。Bellone等 (2010) 利用制造業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展緩解了企業(yè)的融資約束。Beck等(2011)發(fā)現(xiàn)在發(fā)展中國家的銀行中，專門用于投資的中小企業(yè)貸款所占的份額明顯較低。李廣子等(2016)基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，證明中小銀行發(fā)展能夠通過提高金融發(fā)展水平來改善中小企業(yè)借款融資狀況。凌碰和胡晉銘(2017)認為中小銀行在資金、網(wǎng)點實力方面要弱于國有大銀行，所以當金融發(fā)展水平一定且中小企業(yè)的貸款主要從中小銀行處獲取時，反而不利于中小企業(yè)的經(jīng)濟規(guī)模增長。

總之，國內(nèi)學者研究金融業(yè)市場結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展水平與中小企業(yè)信貸融資三者之間關(guān)系的研究較少。并且未在一篇文章中詳細分析不同類型銀行通過金融發(fā)展對中小企業(yè)信貸可得性的影響。本文將在前人研究的基礎上進一步補充研究。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2010——2016年中國深市的中小企業(yè)板的上市企業(yè)為研究樣本。上市公司的財務數(shù)據(jù)、基本情況以及各個省份地區(qū)生產(chǎn)總值、金融業(yè)生產(chǎn)總值均來自國泰安數(shù)據(jù)庫；各省銀行網(wǎng)點數(shù)據(jù)來源于《金融統(tǒng)計年鑒》和《各地區(qū)金融運行報告》。剔除金融業(yè)企業(yè)以及殘缺項數(shù)據(jù)，本文共取得816家企業(yè)共4814條數(shù)據(jù)。

(二)變量定義與面板模型設定

1.被解釋變量

企業(yè)信貸融資(DA)，參照詹乾隆等(2011)的做法，以“長期借款+一年內(nèi)到期長期負債+短期借款”作為企業(yè)銀行貸款余額，并除以公司的總資產(chǎn)(以消除量綱的影響)來衡量中小企業(yè)獲得的貸款，該指標越大，認為企業(yè)所受的信貸約束程度越小。

2.解釋變量

銀行業(yè)的競爭程度(HHI)，當?shù)厥袌鲢y行業(yè)的競爭程度對企業(yè)的信貸融資有很大的影響。學者們普遍采用赫芬達爾—赫希曼指數(shù)來衡量市場競爭情況(Cetorelli，1999；Berger等，2009)。赫芬達爾—赫希曼指數(shù)，是一種測量產(chǎn)業(yè)集中度的綜合指數(shù)，公式如下：

(1.1)

其中，X代表市場總規(guī)模，xi代表企業(yè)i的規(guī)模，Si=xi/X代表第i個企業(yè)的市場占有率，n代表該產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的企業(yè)數(shù)。

本文借鑒張曉玫和鐘禎(2012)的做法，用不同類型銀行在公司本地市場的網(wǎng)點占比的平方之和來度量銀行業(yè)的競爭情況。該指標越大，市場競爭越小。

國有銀行占比(LR)變量，即各省份國有五大行3的支行總數(shù)與該省份所有金融機構(gòu)占比；全國性股份銀行占比(MR)變量，即各省份全國性股份銀行的支行總數(shù)與該省份所有金融機構(gòu)占比。區(qū)域性地方銀行4占比(SR)變量，即各省份區(qū)域性中小銀行的支行總數(shù)與該省份所有金融機構(gòu)占比。金融發(fā)展指數(shù)(FD)，Goldsmith(1969)建立了金融發(fā)展替代指標——金融相關(guān)比率，它等于金融資產(chǎn)總量與GDP之比。由于難以獲得各地區(qū)金融機構(gòu)的資產(chǎn)總額數(shù)據(jù)，本文選取各省份金融業(yè)生產(chǎn)總值與各省份GDP之比作為金融發(fā)展程度(FD)。

3.控制變量

企業(yè)年齡(Age)變量，計算企業(yè)的貸款年減去企業(yè)的上市年為企業(yè)年齡，由于只能從數(shù)據(jù)庫中得到企業(yè)的上市年，并且考慮到上市后對企業(yè)的信息披露要求更高、企業(yè)的規(guī)模實力也有了更大改變，故將企業(yè)年齡從企業(yè)上市時開始算起；企業(yè)財務性指標變量：衡量企業(yè)短期償債能力的流動比率(Currency)用流動資產(chǎn)比流動負債表示；衡量企業(yè)長期負債能力的資產(chǎn)負債率(LEV)用總負債比總資產(chǎn)表示；衡量企業(yè)盈利能力的資產(chǎn)收益率(ROA)用凈利潤比總資產(chǎn)表示；企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)(State)變量，企業(yè)為國有控股企業(yè)為1，非國有控股企業(yè)為0；根據(jù)企業(yè)所處區(qū)域地理位置、經(jīng)濟發(fā)展水平的差異，選取東部經(jīng)濟地區(qū)變量(East)5。企業(yè)所屬經(jīng)濟帶為東部沿海地帶則為1，反之為0。

根據(jù)前文的理論分析，構(gòu)建如下回歸模型來驗證銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展程度對企業(yè)信貸可得性的影響。

DAit=β1+β2FDit+β3FD*HHIit+β4Controlvariablesit+εit

(1.2)

DAit=β1+β2FDit+β3FD*LRit+β4Controlvariablesit+εit

(1.3)

DAit=β1+β2FDit+β3FD*MRit+β4Controlvariablesit+εit

(1.4)

DAit=β1+β2FDit+β3FD*SRit+β4Controlvariablesit+εit

(1.5)

(三)描述性統(tǒng)計

從表4可得，我國銀行業(yè)依舊有著很高的集中度，均值為32.6%，最高值則高達80.4%。相較于過去大銀行高度壟斷的情況，近年來國有銀行的占比在不斷下降，最低值為6.3%。而隨著國家對小銀行的扶持，區(qū)域性中小銀行的占比也在日益增高，最高可達60.1%。各個地區(qū)的金融發(fā)展程度也有著較大的差異，最小值為0.02，最大值為0.171。并且我們也發(fā)現(xiàn)中小企業(yè)的流動性相對較高，均值為2.958，最高值則達到16.672。資產(chǎn)負債率的均值為0.363，總體而言杠桿率較低。收益率的均值則為0.046。此外，我們發(fā)現(xiàn)樣本中的中小企業(yè)國有控股的僅占14.0%，且大部分位于東部地區(qū)。

表2可以更為直觀的看出2010年至2016年，我國銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)的變化。首先市場集中度指標一直處于微弱的下降趨勢，表現(xiàn)為銀行業(yè)市場競爭的增強。而大銀行占比更是逐年下降。相反，全國性股份銀行的網(wǎng)點數(shù)量這些年上升明顯。

四、實證結(jié)果與分析

(一)計量方法確定

由于本文數(shù)據(jù)為2010年至2016年不同企業(yè)的數(shù)據(jù)，具有面板數(shù)據(jù)的性質(zhì)，所以本文采用非平衡面板數(shù)據(jù)來建立計量模型。首先采用hausman檢驗來確定采用固定效應模型還是隨機效應模型。該檢驗的原假設是個體效應與回歸變量無關(guān)，即應該采用隨機效應模型。反之，采用固定效應模型。對模型的hausman檢驗結(jié)果展示：

表3 hausman檢驗結(jié)果

根據(jù)結(jié)果判斷，四個模型都拒絕假設條件，認為固定效應優(yōu)于隨機效應，因此采用固定效應回歸。

(二)計量結(jié)果與解釋

本文回歸結(jié)果如下：

注：括號內(nèi)為t檢驗值，“***”、“**”、“*”分別表示通過0.01、0.05、0.1顯著性檢驗。

1.從表4可知，第一個模型中金融發(fā)展水平FD系數(shù)為-0.670，金融發(fā)展與銀行業(yè)競爭情況的交叉項FD*HHI系數(shù)為7.518，說明銀行業(yè)的集中情況直接決定了金融發(fā)展水平是促進還是抑制中小企業(yè)的發(fā)展。由于(1.2)的形式可以改為FD(-0.670+7.518HHI)，我們可以簡單地計算出當銀行業(yè)的集中度高于8.91%時，金融發(fā)展水平對中小企業(yè)的信貸可得性具有正向促進作用。此外，一地的金融發(fā)展水平一定時，當?shù)劂y行業(yè)市場越集中，企業(yè)的貸款可得性越高。

2.為了進一步的探討金融發(fā)展水平是對哪一類銀行產(chǎn)生作用，本文將交叉項分別替換成FD與大銀行市場份額(LR)、全國性股份制銀行市場份額(MR)以及小銀行市場份額(SR)的乘積。所以，從(1.3)中，F(xiàn)D的系數(shù)為-0.563，交叉項的系數(shù)為-10.230?？梢园l(fā)現(xiàn)大銀行的市場份額對中小企業(yè)的信貸可得性是起到抑制作用的，并且當金融發(fā)展水平越高時，大銀行對中小企業(yè)的抑制作用越明顯；而從(1.4)中，F(xiàn)D的系數(shù)為-0.587，交互項系數(shù)為-4.757。同大銀行一樣，全國性股份銀行的市場份額對中小企業(yè)的信貸融資起抑制作用；從(1.5)中，F(xiàn)D系數(shù)為-0.735，交叉項系數(shù)為6.277。同樣可以改為FD(-0.735+6.277HHI)，同樣計算出當小銀行的市場份額高于11.71%時，金融發(fā)展水平對中小企業(yè)的信貸可得性具有正向促進作用。而當FD一定時，中小銀行的占比越高，中小企業(yè)的信貸可得性越高。

五、結(jié)果分析與建議

(一)結(jié)果分析

本文根據(jù)深市中小企業(yè)板2010至2016年的數(shù)據(jù)，對銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)，金融發(fā)展與企業(yè)貸款可得性之間的關(guān)系進行研究，發(fā)現(xiàn)：

第一，本文發(fā)現(xiàn)在金融發(fā)展水平一定的情況下，銀行業(yè)的市場集中度越高，中小企業(yè)的信貸額度越高。這符合“信息假說”的觀點，即壟斷的銀行業(yè)市場，銀行更愿意投資中小企業(yè)關(guān)系，提高小企業(yè)的信貸可得性。

第二，大銀行占比越高反而不利于中小企業(yè)的貸款獲得，并且金融的發(fā)展水平越高，這種抑制現(xiàn)象越明顯。我們已經(jīng)發(fā)現(xiàn)大型銀行傾向于在發(fā)達地區(qū)布置網(wǎng)點，同時發(fā)達的地區(qū)金融發(fā)展水平往往較高。根據(jù)“小銀行優(yōu)勢”理論，大銀行更加傾向于向信息透明、財務質(zhì)量高的大企業(yè)進行貸款。所以在這些區(qū)域，大銀行的占比越高，中小企業(yè)的信貸可得性越低。

第三，全國性股份制銀行的占比越大同樣不利于中小企業(yè)貸款獲得，這種抑制現(xiàn)象隨著其占比的增加更加明顯。股份制銀行相比于國有銀行逐利性更強，秦捷和鐘田麗(2011)研究發(fā)現(xiàn)全國性股份銀行在貸款市場的定位與大企業(yè)類似，在某些指標上甚至比大銀行要求更高。是以中小企業(yè)也很難從股份制銀行處獲取貸款。

第四，小銀行占比越高，中小企業(yè)的信貸可得性也同樣提升。中小銀行發(fā)展能夠通過提高金融發(fā)展水平來改善中小企業(yè)借款融資狀況(李廣子等，2016)。結(jié)合前兩條，本文發(fā)現(xiàn)盡管在我國集中的信貸市場可以促進中小企業(yè)更好地獲得貸款，但是，這個前提是該信貸市場的壟斷是由區(qū)域性中小銀行主導的。

(二)結(jié)論與政策建議

究竟是集中的信貸市場還是競爭的信貸市場更能緩解中小企業(yè)的信貸約束？學術(shù)界產(chǎn)生了兩種不同的觀點。國內(nèi)學者的實證研究大多支持了“市場力量假說”，但本文利用2010年至2016年中小企業(yè)板的數(shù)據(jù)，證明了在我國“信息假說”更為適用。并且具體研究了銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展和企業(yè)信貸可得性三者之間的關(guān)系。本文發(fā)現(xiàn)區(qū)域性中小銀行可以促進金融發(fā)展來改善中小企業(yè)的信貸約束狀況。相反，大銀行、全國性股份銀行將會協(xié)同金融發(fā)展水平抑制中小企業(yè)的信貸可得性。所以，我們的研究同樣支持了“小銀行優(yōu)勢”理論。

本文發(fā)現(xiàn)樣本中的中小企業(yè)廣泛分布于經(jīng)濟發(fā)達的東部經(jīng)濟帶，但是這些地區(qū)的大銀行、全國性股份制銀行的占比往往更高。為了緩解這些地區(qū)的中小企業(yè)的信貸約束，本文建議在這些地區(qū)建立更多的中小型銀行。此外，由于數(shù)據(jù)限制，本文在研究過程中采用的是省級數(shù)據(jù)，并且默認區(qū)域性中小銀行具有同質(zhì)性，忽略了中小銀行內(nèi)部的競爭。而在實際應用中，應該具體針對某一具體的市、區(qū)或者鄉(xiāng)鎮(zhèn)，推進當?shù)刂行°y行的建立。同時注意當?shù)劂y行業(yè)競爭不宜過分激烈，以激勵當?shù)劂y行投資長期的銀企關(guān)系，促進中小企業(yè)的長期發(fā)展。