劉純汐

（南京審計大學，江蘇 南京 211815）

一、引言

中小企業(yè)是地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的“蓄金池”，是創(chuàng)新發(fā)展的中堅力量，但其在信貸融資方面，仍面臨不少劣勢。這些劣勢包括中小企業(yè)具有不確定性、不穩(wěn)定性；企業(yè)規(guī)模小、可抵押的有形資產(chǎn)少；企業(yè)信用風險高、信用級別低等，以上各因素導致中小企業(yè)得不到投資者的青睞。除了中小企業(yè)的自身因素，還有一些外部因素導致中小企業(yè)融資困難，如金融機構貸款門檻較高，與中小企業(yè)之間存在嚴重的信息不對稱，極大提高了中小企業(yè)的融資成本。因此，本文認為合理提高信息披露質量能夠在一定程度上降低信息不對稱水平，提高中小企業(yè)信息透明度，這是解決中小企業(yè)融資約束問題的關鍵一步。

供應鏈金融融資業(yè)務于2006年開始在我國深圳發(fā)展銀行正式推行，該融資模式與傳統(tǒng)融資模式不同，是以企業(yè)成員間的真實交易為前提，以核心企業(yè)帶動金融機構為其上下游企業(yè)提供資金。近些年來，供應鏈金融快速發(fā)展，盤活中小企業(yè)的自有資產(chǎn)，同時拓寬中小企業(yè)的融資渠道，降低企業(yè)的融資成本和銀行及企業(yè)間的信息不對稱水平，極大緩解了中小企業(yè)的融資約束問題。

本文利用2006～2019 年深交所中小企業(yè)板上市公司面板數(shù)據(jù)探究供應鏈金融對企業(yè)融資約束的緩釋作用以及信息披露質量的調節(jié)作用。本文的研究成果能夠為供應鏈金融緩解中小企業(yè)融資約束提供經(jīng)驗證據(jù)和理論支撐，并為政策的制定提供一定的參考。

二、文獻回顧、理論分析與研究假設

（一）中小企業(yè)融資約束判定

關于企業(yè)融資約束的判定，目前有兩種主流范式：分別是以Fazzari et al.（1988）的投資—現(xiàn)金流敏感性模型和Almeida et al.（2004）的現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型為代表的研究范式。

投資—現(xiàn)金流敏感性模型是通過分析企業(yè)的投資和現(xiàn)金流之間的關系來判斷是否存在融資約束問題。國內部分學者也利用該模型進行一些實證檢驗。屈文洲等（2011）研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)融資約束與投資—現(xiàn)金流敏感性之間不是簡單的線性關系。劉可和繆宏偉（2013）利用我國制造業(yè)中小企業(yè)的相關數(shù)據(jù)驗證供應鏈金融能夠緩解中小企業(yè)融資約束。顧群（2016）在得出類似結論的基礎上考察金融發(fā)展水平和產(chǎn)權性質的調節(jié)作用。然而在該模型提出后不久，Kaplan &Zingales（1997）針對投資—現(xiàn)金流敏感性模型重新進行研究并提出相反的觀點。此后，不同的學者通過研究陸續(xù)發(fā)現(xiàn)委托代理、模型的內生性、托賓Q 測量偏誤等問題都可能導致企業(yè)投資對現(xiàn)金流產(chǎn)生敏感性，因此該模型存在一定的不足。

在此基礎上，Almeida et al.（2004）提出現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型，認為存在融資約束的企業(yè)需要留足當期現(xiàn)金來應對未來可能的投資機會，即存在融資約束的企業(yè)會具有現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性。針對該模型，國內學者李金等（2007）、連玉君等（2008）最先通過實證驗證該模型適用于中國的企業(yè)，得出的結論與Almeida et al.（2004）的結論基本一致。姚耀軍和董鋼鋒（2015）在進行基準回歸的基礎上，考察金融發(fā)展水平和金融結構對中小企業(yè)融資約束的緩釋作用，進一步豐富該理論。

（二）融資約束與信息披露質量

學術界對融資約束與信息披露質量的關系存在兩種觀點。一種認為信息披露質量差異導致的信息不對稱加劇了中小企業(yè)融資約束；另一種認為二者之間沒有明確的因果關系。

Joseph et al.（1981）指出金融市場中的信息不對稱直接導致中小企業(yè)融資約束問題的產(chǎn)生。屈文洲等（2011）通過實證發(fā)現(xiàn)信息不對稱水平較高的企業(yè)，其融資約束也越大。魯政委（2012）認為中國金融小微企業(yè)融資難的癥結就是信息不對稱。政府的許多政策對緩解中小企業(yè)融資問題具有一定的積極作用，但要想從根本上解決這個難題，最重要的還是解決信息不對稱的問題。顧群和翟淑萍（2013）認為信息披露質量一定程度上可以反映信息不對稱水平，并且指出信息披露質量越高，信息不對稱水平越低，信息透明度越高。呂勁松（2015）提到中小企業(yè)“天生”具有融資難、融資貴的問題，信息不對稱會加劇此問題。

相較第一種觀點，持第二種觀點的學者較少。李勇和胡非凡（2016）認為企業(yè)融資約束與信息不對稱之間不存在顯著的因果關系，不同程度的信息不對稱對企業(yè)融資約束的影響不同，若企業(yè)面對的融資約束較大，則信息不對稱對該類企業(yè)的影響較大；若企業(yè)面對的融資約束較小，則信息不對稱的影響較小。

導致企業(yè)出現(xiàn)融資約束的原因較多，大體可分為外部因素和內部因素。本文將重點聚焦于信息披露質量這一內部影響因素，與供應鏈金融主題相結合，企圖通過實證分析探究信息披露質量的異質性作用，以此驗證第一種觀點，即信息披露與中小企業(yè)融資存在明確的關系?；诖?，本文提出研究假設1。

假設1：信息披露質量越低，中小企業(yè)面臨的融資約束越大。

（三）供應鏈金融與中小企業(yè)融資

關于供應鏈金融的含義。首先Berger &Udell（2006）第一次理論性地提出供應鏈金融的思想，但并未明確供應鏈金融的定義。隨后，國內學者胡躍飛和黃少卿（2009）指出供應鏈上的企業(yè)供需雙方存在資金矛盾，供應鏈金融融資模式正適應了該挑戰(zhàn)的需要。因此，本文總結得出，供應鏈金融是指企業(yè)為了適應供應鏈組織生產(chǎn)體系的資金需要而開展的若干交易活動。

關于供應鏈金融對中小企業(yè)融資約束的作用。Fellenz et al.（2009）研究發(fā)現(xiàn)供應鏈金融的發(fā)展可以借助核心企業(yè)的優(yōu)勢，彌補中小企業(yè)自身的信用風險問題。Chen &Peng（2011）認為供應鏈金融能夠加強鏈上企業(yè)長期合作的意識。劉園等（2016）分析中小企業(yè)供應鏈融資的三種業(yè)務模式，分別是預付賬款融資模式、存貨質押融資模式和應收賬款融資模式，實證發(fā)現(xiàn)核心企業(yè)的信用水平是影響供應鏈整體運行效率的關鍵因素。宋華和盧強（2017）從中小企業(yè)角度出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)具有更強的供應鏈金融整合能力和更好的創(chuàng)新能力的中小企業(yè)能夠實現(xiàn)更好的供應鏈融資。顧婧等（2017）從關系的接近性、信息的對稱性、信任的補償性和信用風險的可控性四個維度對供應鏈金融融資模式進行遞進式研究，證明中小企業(yè)通過該模式能夠獲得融資優(yōu)勢。吳睿和鄧金堂（2018）認為解決中小企業(yè)融資問題的有效途徑是將供應鏈金融與互聯(lián)網(wǎng)相結合。范詩洋和鐘培武（2019）強調商業(yè)銀行的中介作用，認為商業(yè)銀行應該利用資金優(yōu)勢深度介入供應鏈，為雙方搭建融資橋梁。基于此，本文提出研究假設2和假設3。

假設2：供應鏈金融對中小企業(yè)融資約束具有緩釋作用。

假設3：供應鏈金融的緩釋作用對不同信息披露質量的中小企業(yè)具有異質性。信息披露質量越高，供應鏈金融的緩釋作用越強。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

2006 年供應鏈金融業(yè)務在我國深圳發(fā)展銀行開始推行，此后全國各金融機構也開始開展供應鏈金融相關業(yè)務。所以，本文選取2006～2019年我國深交所中小企業(yè)板上市公司作為研究樣本，由于數(shù)據(jù)處理方面涉及滯后項，本文的實際研究時段為2007～2019年。樣本企業(yè)的財務數(shù)據(jù)和信息披露質量的評級數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。信息披露質量指標采用上市公司會計信息披露質量的評級結果來衡量。會計信息披露質量的評價是以上市公司財務數(shù)據(jù)為基礎，對其會計信息質量進行全面、系統(tǒng)地梳理與研發(fā)得出的結果，評級結果為1～4，分別對應優(yōu)秀、良好、合格和不合格。本文對樣本的篩選規(guī)則如下：剔除金融類企業(yè)的樣本觀測值；剔除存在退市風險的企業(yè)（ST、*ST 企業(yè)）的樣本觀測值；剔除資產(chǎn)負債率大于100%的企業(yè)樣本觀測值；剔除各項數(shù)據(jù)缺失嚴重的企業(yè)樣本觀測值；剔除上市時間不足3 年（即2016 年12 月31 日之后上市）的企業(yè)樣本觀測值；對所有連續(xù)變量進行1%和99%的縮尾處理，以避免異常值對實證分析的影響。經(jīng)過篩選，本文總共獲得683家上市公司共5382條非平衡面板數(shù)據(jù)樣本觀測值。

（二）模型選擇與變量定義

為驗證假設1，本文借鑒Almeida et al.（2004）提出的現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型，建立實證回歸模型，如公式（1）所示。

其中，di是時間效應，fi是企業(yè)個體效應。本文首先計算各企業(yè)年度信息披露質量均值，再將均值取中位數(shù)把總樣本劃分為兩組，分別是高質量信息披露組和低質量信息披露組，運用模型（1）對其分別進行回歸，比較系數(shù)的顯著性及其絕對值的大小。

為驗證假設2，本文在模型（1）的基礎上加入供應鏈金融發(fā)展程度指標和供應鏈金融與企業(yè)現(xiàn)金流的交互項，構建實證回歸模型，如公式（2）所示。

觀察系數(shù)β3的符號及其顯著性，若β3顯著為負，則可以驗證假設2。

為驗證假設3，本文將上述兩組子樣本分別代入模型（2）進行回歸，比較系數(shù)的顯著性及其絕對值的大小。詳細的變量定義如表1所示。

表1 變量名稱及定義

四、實證結果及分析

（一）基本分析

1.描述性統(tǒng)計。根據(jù)表2結果可知，在本文選取的樣本中，企業(yè)現(xiàn)金持有量的變動、現(xiàn)金流、企業(yè)規(guī)模、短期借款的變動、非現(xiàn)金營運資本的變動、企業(yè)成長性以及資本支出均存在明顯差異。同時，供應鏈金融指標最大值為0.501，最小值為0，說明供應鏈金融在樣本企業(yè)之間的發(fā)展并不均衡。

表2 描述性統(tǒng)計結果

2.相關性分析。各變量之間相關性系數(shù)絕大部分相對比較低，說明各變量之間不存在多重共線性。

（二）回歸結果分析

實證回歸前本文首先檢驗模型是否具有內生性問題，是否需要使用工具變量法進行回歸。Hausman檢驗結果顯示P 值較大，因此接受原假設，即模型不存在內生性，故本文采用雙向固定效應法對模型進行實證檢驗。具體回歸結果如表3和表4所示。

1.信息披露質量對中小企業(yè)融資約束的調節(jié)作用。表3 第二列顯示了模型（1）全樣本回歸的結果，第三、四列顯示了以信息披露質量進行分組的回歸結果。結果顯示，高、低質量信息披露組企業(yè)現(xiàn)金流與企業(yè)現(xiàn)金持有量變動的相關系數(shù)分別為0.213 和0.223，都在1%的水平下顯著。同時本文對模型系數(shù)差異的顯著性進行檢驗，結果表明兩組系數(shù)的差異具有顯著性，可以進行比較。由此可見，高質量信息披露組和低質量信息披露組的中小企業(yè)都受到融資約束，信息披露質量越低，受到的融資約束越強，從而驗證了假設1。

表3 假設1回歸結果

2.供應鏈金融對中小企業(yè)融資約束的影響。從表4 第二列回歸結果中可以看出現(xiàn)金流和供應鏈金融的交互項與企業(yè)現(xiàn)金持有量的變動的相關系數(shù)為-0.548，并且在1%的水平下顯著，說明供應鏈金融的發(fā)展對中小企業(yè)融資約束具有顯著的緩釋作用，從而驗證了假設2。

3.信息披露質量對供應鏈金融緩解中小企業(yè)融資約束的調節(jié)作用。表4第三、四列顯示了以信息披露質量進行分組后的回歸結果。結果顯示高質量信息披露組交互項系數(shù)為-0.708，在1%的水平下顯著；低質量信息披露組交互項系數(shù)為-0.432，在10%的水平下顯著。由此可見，信息披露質量越高，供應鏈金融對中小企業(yè)融資約束的緩釋作用就越強，從而驗證了假設3。

表4 假設2和假設3回歸結果

五、穩(wěn)健性檢驗

本文采用兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗。首先，參照張偉斌和劉可（2012）、姚王信等（2017）采用的檢驗方法，分別用托賓Q 值（TBQ）與總資產(chǎn)增長率（GRTA）代替投資機會（Grow）對上述結果進行穩(wěn)健性檢驗，檢驗結果如表5～8 所示。接著，參照顧群（2016）的做法，對供應鏈金融變量進行重新度量，以樣本企業(yè)是否接受關聯(lián)企業(yè)擔保作為供應鏈金融的代理變量，若樣本企業(yè)當年接受過關聯(lián)企業(yè)擔保，SCF取值為1；否則取值為0。檢驗結果如表9 所示，兩種檢驗方法的回歸結果均表明，除部分系數(shù)的顯著性水平發(fā)生變化外，變量替換并不影響前文所有假設的成立。

表5 托賓Q值代替投資機會對假設1的穩(wěn)健性檢驗

表6 托賓Q值代替投資機會對假設2～3的穩(wěn)健性檢驗

表7 總資產(chǎn)增長率代替投資機會對假設1的穩(wěn)健性檢驗

表8 總資產(chǎn)增長率代替投資機會對假設2～3的穩(wěn)健性檢驗

表9 供應鏈金融變量重新度量后對假設2～3的穩(wěn)健性檢驗

六、結論與政策建議

（一）結論

第一，中小企業(yè)普遍受到融資約束，信息披露質量越低，受到的融資約束越強。第二，供應鏈金融的發(fā)展對中小企業(yè)融資約束具有緩釋作用。第三，供應鏈金融的緩釋作用對不同信息披露質量的中小企業(yè)具有異質性。信息披露質量越高，供應鏈金融的緩釋能力越強。這些結論在穩(wěn)健性檢驗后依然成立。

（二）政策建議

1.金融市場整體角度。金融市場各方都要重視供應鏈金融的發(fā)展，注重對供應鏈金融概念、模式及業(yè)務操作的學習。銀行等金融機構和中小企業(yè)內部要加強相關部門員工的業(yè)務培訓，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)鏈的整體協(xié)同作用，加強銀企對供應鏈金融的了解，提高供應鏈金融的運行效率，營造一個有利于供應鏈金融運作的市場環(huán)境。

2.政府角度。首先，供應鏈金融融資模式作為一種金融創(chuàng)新業(yè)務，在各個環(huán)節(jié)都與傳統(tǒng)信貸有著很大差異，尤其隨著大數(shù)據(jù)和互聯(lián)網(wǎng)的飛速發(fā)展，供應鏈金融“線上化”和“去中心化”的發(fā)展勢不可擋。政府作為市場監(jiān)管者，應該充分結合供應鏈金融發(fā)展的特點，樹立與之對應的監(jiān)管理念。由于供應鏈金融各個參與方的主體存在特殊性，政府應建立具有針對性的監(jiān)管體系。其次，政府作為市場服務者，應積極制定針對中小企業(yè)的相關稅收和補貼政策，拓展中小企業(yè)直接融資渠道，建立風險分散制度，使供應鏈金融各方共擔風險，緩解各方的信息不對稱問題，鼓勵更多主體能夠參與其中，尤其是非金融機構市場主體。

3.金融機構角度。首先，金融機構作為供應鏈金融業(yè)務的重要參與者，對供應鏈整體運行效率有至關重要的作用。傳統(tǒng)信貸模式下，中小企業(yè)抵押品范圍較窄，信用評估方式單一。針對上述問題，金融機構應結合供應鏈金融業(yè)務特點，在保證風險可控的前提下，基于三種新型融資模式，建立有別于傳統(tǒng)授信的信用評估方式，積極擴大中小企業(yè)抵押品范圍，深度挖掘供應鏈金融的潛在客戶。其次，應建立并完善供應鏈金融相關發(fā)展戰(zhàn)略和風險管理，將供應鏈金融與互聯(lián)網(wǎng)相結合以適應現(xiàn)代大數(shù)據(jù)網(wǎng)絡的發(fā)展，推進供應鏈金融線上化、平臺化。同時也應做好供應鏈金融的風控工作，有效識別潛在風險，做好風險防范。

4.中小企業(yè)自身角度。首先，應重視自身的信譽建設，良好的信譽和資信狀況是參與供應鏈金融業(yè)務的基礎。因此，應將信息披露質量確定在一個合理的范圍內，逐步提高信息透明度，降低信用風險和信息不對稱水平。其次，中小企業(yè)作為能夠從供應鏈金融業(yè)務中直接受益的主體，需要與供應鏈上的核心企業(yè)建立良好的長期合作關系，提高整個供應鏈的關聯(lián)度和運行效率。最后，中小企業(yè)也應轉換思路，摒棄以往僅以不動產(chǎn)抵押獲得融資的方式，更多考慮以動產(chǎn)和債券作為擔保抵押，充分利用供應鏈金融獲得融資資源。