張 兵

（江蘇財(cái)經(jīng)職業(yè)技術(shù)學(xué)院，江蘇 淮安 223001）

1 引言

中小企業(yè)是我國民國經(jīng)濟(jì)不可或缺的部分，是社會(huì)發(fā)展的主力軍，在解決就業(yè)、穩(wěn)定稅收、促進(jìn)發(fā)展等方面發(fā)揮著重要的作用。在當(dāng)今錯(cuò)綜復(fù)雜的國際國內(nèi)環(huán)境下，中小企業(yè)的發(fā)展遇到不少問題，其中融資貴、融資難的問題尤為突出。

利用選取企業(yè)的相關(guān)財(cái)務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)，結(jié)合我國中小企業(yè)的融資現(xiàn)狀和特點(diǎn)，建立解釋中小企業(yè)外源融資能力的多元回歸模型，驗(yàn)證多元線性回歸模型四個(gè)假定，進(jìn)行理論分析并檢驗(yàn)多元回歸模型，得出模型回歸系數(shù)，提出適合我國中小企業(yè)融資問題的解決路徑，最終分析出對中小企業(yè)融資影響較大的因素。

2 文獻(xiàn)回顧

企業(yè)的融資方式按照來源可以分為外源融資和內(nèi)源融資。外源融資主要是指企業(yè)通過獨(dú)有的方式向外部主體進(jìn)行融資，主要有發(fā)行債券、銀行貸款及發(fā)行股票等方式；內(nèi)源融資一般指公司內(nèi)部資金的籌集流通，折舊和留存收益是其主要構(gòu)成。

中小企業(yè)的融資問題一直是國內(nèi)外學(xué)者研究的熱點(diǎn)問題。Marcelo等[1]認(rèn)為，信息不對稱是中小企業(yè)的融資約束，并提出上市的中小企業(yè)比未上市的中小企業(yè)更容易獲得融資。Avinash Ghalke等[2]評估了不同銀行滿足中小企業(yè)融資要求的能力，證明銀行難以替代中小企業(yè)的貸方。Lu Zhiqiang等[3]在經(jīng)典的或有債權(quán)模型中引入了一個(gè)競爭性的信用擔(dān)保市場和兩個(gè)新的金融合同，分析了中小企業(yè)融資。楊向陽等[4]實(shí)證研究后發(fā)現(xiàn)中小企業(yè)較難從銀行等傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)得到足夠的資金，外源融資渠道嚴(yán)重地被約束。張磊等[5]提出數(shù)字化金融雖然一定程度上降低了中小企業(yè)融資成本，但是在局部領(lǐng)域存在高風(fēng)險(xiǎn)，要從完善社會(huì)征信體系、加強(qiáng)高風(fēng)險(xiǎn)監(jiān)控及深化金融體系改革三方面采取措施，緩解中小企業(yè)融資約束問題。袁志剛等[6]認(rèn)為中小企業(yè)融資難是世界難題，中小企業(yè)和中小銀行聯(lián)系緊密，雖然一定程度上解決了兩者之間的信息不對稱問題，但是目前我國還沒有形成一個(gè)層次多樣的銀行體系，對中小企業(yè)的融資服務(wù)依然缺失。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者通常從外部環(huán)境和內(nèi)部環(huán)境來剖析中小企業(yè)融資難的源由及因素。國內(nèi)外學(xué)者大多從外部與內(nèi)部兩方面研究中小企業(yè)的融資問題，發(fā)現(xiàn)外部環(huán)境對中小企業(yè)的約束條件較大，因而外源融資也更為艱難。

就中小企業(yè)融資問題的研究而言，純理論分析的文獻(xiàn)缺乏實(shí)證分析，不夠有說服力；而有實(shí)證分析的相關(guān)研究文獻(xiàn)，通常是以單個(gè)年度的數(shù)據(jù)，或者只選擇某一維度的單個(gè)指標(biāo)，在復(fù)雜的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中，顯然不足以解釋。因此，有必要多維度研究影響中小企業(yè)融資的因素，并通過實(shí)證來發(fā)現(xiàn)各因素對融資影響的百分比。

3 中小企業(yè)融資的影響因素

影響中小企業(yè)融資因素有很多，包括企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)營運(yùn)能力、企業(yè)抵押能力、企業(yè)內(nèi)部積累水平、企業(yè)償債能力、企業(yè)獲利能力、企業(yè)發(fā)展能力等。

3.1 資產(chǎn)負(fù)債率對數(shù)反映企業(yè)負(fù)債水平

資產(chǎn)負(fù)債率是企業(yè)負(fù)債總額與資產(chǎn)總額的比值，其對數(shù)可以反映中小企業(yè)的負(fù)外債水平，可以用來解釋企業(yè)的外源融資能力。當(dāng)一個(gè)企業(yè)的負(fù)債水平越高，其外源融資能力也越強(qiáng)，但一定程度上會(huì)影響股權(quán)融資。由于中小企業(yè)的數(shù)據(jù)中資產(chǎn)負(fù)債率的取值通常較小，且不可能為負(fù)數(shù)，因此取其對數(shù)可以更直觀地觀測資產(chǎn)負(fù)債率的變化。

3.2 影響企業(yè)負(fù)債的因素

總資產(chǎn)對數(shù)反映了企業(yè)目前的規(guī)模情況，總資產(chǎn)對數(shù)越大，則企業(yè)規(guī)模越大，貸款的難度就會(huì)降低，外源融資水平會(huì)提高。企業(yè)注冊資本決定了企業(yè)初始規(guī)模大小。總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率=營業(yè)收入/總資產(chǎn)，資產(chǎn)的運(yùn)用效率是企業(yè)營運(yùn)能力的主要體現(xiàn)，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率大，相應(yīng)的營運(yùn)能力強(qiáng)，融資空間相對也大。

資本的擔(dān)保價(jià)值=（固定資產(chǎn)凈額+存貨凈額）/總資產(chǎn)，企業(yè)的抵押能力反映了企業(yè)的抗風(fēng)險(xiǎn)水平，即企業(yè)在融資出現(xiàn)問題時(shí)，可用于應(yīng)對風(fēng)險(xiǎn)或抵押的資產(chǎn)變現(xiàn)能力。中小企業(yè)的固定資產(chǎn)和存貨均可以資產(chǎn)變現(xiàn)，固定資產(chǎn)和存貨的總額占總資產(chǎn)的比例越高，該中小企業(yè)的資產(chǎn)抵押價(jià)值越高，因此選取固定資產(chǎn)凈額和存貨凈額的總額與總資產(chǎn)的比值作為衡量資產(chǎn)抵押能力的指標(biāo)。

未分配利潤與總資產(chǎn)比值反映了中小企業(yè)內(nèi)部積累水平。

速動(dòng)比率=（流動(dòng)資產(chǎn)-存貨凈額）/總資產(chǎn)。 選用速動(dòng)比率作為衡量償債能力的指標(biāo)，相對于流動(dòng)比率，速動(dòng)比率扣除了存貨凈額，更能體現(xiàn)企業(yè)在短期內(nèi)的償債能力。且由于存貨已經(jīng)考慮在企業(yè)的抵押能力中，因此在償債能力中不再考慮。

選取四個(gè)盈利指標(biāo)：總資產(chǎn)凈利潤率=凈利潤/總資產(chǎn)、營業(yè)收入凈利潤率=凈利潤/營業(yè)收入、凈資產(chǎn)收益率=凈利潤/（股東權(quán)益期初余額+股東權(quán)益期末余額）/2、成本費(fèi)用利潤率=利潤總額/(營業(yè)成本+管理費(fèi)用+財(cái)務(wù)費(fèi)用+銷售費(fèi)用)。相同的利潤對于不同的公司規(guī)模、公司股東和公司營運(yùn)的意義卻不相同，四個(gè)指標(biāo)分別對應(yīng)利潤在不同層次水平上的影響。選擇這四個(gè)指標(biāo)建模，進(jìn)一步觀察四個(gè)指標(biāo)對融資水平的影響。

企業(yè)的發(fā)展能力主要通過企業(yè)利潤的增長情況衡量，理論上，企業(yè)利潤增長率較大有助于企業(yè)獲得融資。

影響企業(yè)融資的還有其他因素，諸如銀企關(guān)系，由于本次采用的是華泰證券數(shù)據(jù)庫中上市公司的數(shù)據(jù)，企業(yè)信息的透明度都可以視為一致，差別在于企業(yè)規(guī)模、利潤等財(cái)務(wù)指標(biāo)，因此不另外討論其他因素對企業(yè)融資水平的影響。

4 構(gòu)建多元線性回歸模型設(shè)計(jì)

4.1 財(cái)務(wù)指標(biāo)選取

財(cái)務(wù)指標(biāo)反映中小企業(yè)的自身情況，影響企業(yè)的外源融資和內(nèi)源融資能力。選取資產(chǎn)負(fù)債率對數(shù)為被解釋變量（Y），其他因素為解釋變量（Xi），設(shè)計(jì)多元線性回歸模型，統(tǒng)計(jì)各變量的取值區(qū)間，初步分析中小企業(yè)融資遇到的問題代表企業(yè)融資規(guī)模、營運(yùn)抵償、內(nèi)部積累、償債獲利等相關(guān)財(cái)務(wù)指標(biāo)。

4.2 數(shù)據(jù)來源

本次的實(shí)證數(shù)據(jù)來源于華泰證券數(shù)據(jù)庫的2021年數(shù)據(jù)，采集時(shí)間是2022年1月。華泰證券數(shù)據(jù)庫上市公司共4368個(gè)數(shù)據(jù)樣本。本文選擇了所有上市公司2019年至2021年的各個(gè)報(bào)告期的數(shù)據(jù)，并按照國家統(tǒng)計(jì)局2017年印發(fā)的《中小企業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)規(guī)定》對所有數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選，總共有973條符合中小型企業(yè)標(biāo)準(zhǔn)的數(shù)據(jù)。去除缺失值后，有效樣本數(shù)據(jù)共有801個(gè)，樣本利用率約82.32%。

上市公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)、財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)報(bào)告全部經(jīng)過審計(jì)機(jī)構(gòu)的審計(jì)并出具審計(jì)意見，因此真實(shí)可靠。上市公司可以代表具備融資能力的已融資中小型企業(yè)或含有融資潛力的未融資的中小型企業(yè)，實(shí)證結(jié)果也更加有說服力。

由于中小型企業(yè)規(guī)模不大，管理參差不齊，財(cái)務(wù)報(bào)表也并非完全公開，因此要獲得全國中小型企業(yè)的數(shù)據(jù)不夠現(xiàn)實(shí)，數(shù)據(jù)來源有限。

4.3 變量選取

多元回歸模型要求兩種變量，分別為被解釋變量和解釋變量。

被解釋變量（Y）為資產(chǎn)負(fù)債率對數(shù)。

解釋變量Xi（Xi,i=1,2,3,4,5,6,7,8,9,10,11）有11個(gè)，分別為總資產(chǎn)對數(shù)、注冊資本、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、資本的擔(dān)保價(jià)值、未分配利潤與總資產(chǎn)比值、速動(dòng)比率、總資產(chǎn)凈利潤率、營業(yè)收入凈利潤率、凈資產(chǎn)收益率、成本費(fèi)用利潤率、營業(yè)利潤增長率。

上述1個(gè)被解釋變量和11個(gè)解釋變量可以設(shè)計(jì)如下多元線性回歸模型：

在公式（1）中，Y是被解釋變量，Xi（i=1,2,3,4,5,6,7,8,9,10,11）為解釋變量，ai（i=1,2,3,4,5,6,7,8,9,10,11）為解釋變量的回歸系數(shù)，a0為待定系數(shù)。

4.4 描述性統(tǒng)計(jì)

注冊資本由企業(yè)自身決定，不用描述統(tǒng)計(jì)，其他解釋變量與被解釋變量通過描述統(tǒng)計(jì)，可以分析各變量的最小值、最大值及平均值。如表1所示。

表1 描述統(tǒng)計(jì)

從表1可以看出，中小企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率對數(shù)最小為-4.94，最大為3.47，均值為-1.29，對應(yīng)的資產(chǎn)負(fù)債率最小值為1%，最大值為3227%，平均值為39%，而一般認(rèn)為資產(chǎn)負(fù)債率在40%-60%比較合適，中國中小企業(yè)平均的資產(chǎn)負(fù)債率偏低，外源融資能力較弱。

從自變量解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)看，中小企業(yè)的發(fā)展能力和獲利能力普遍偏低，營業(yè)收入凈利潤率平均值-16.07%，凈利潤出現(xiàn)負(fù)值，企業(yè)出現(xiàn)負(fù)盈利情況。營業(yè)利潤增長率平均值為-199%，近三年企業(yè)處于盈利負(fù)增長的營運(yùn)狀態(tài)。速動(dòng)比率均值為3.26，說明每一元流動(dòng)負(fù)債，有3.26元的易變現(xiàn)的流動(dòng)資產(chǎn)可以來抵償，中小企業(yè)的償債能力較強(qiáng)?？傎Y產(chǎn)周轉(zhuǎn)率均值50.06%，表明營運(yùn)收入占總資產(chǎn)的一半，但是由于虧損經(jīng)營，一部分外債需要用來維持經(jīng)營，因此大量中小企業(yè)仍需要融資來維持運(yùn)營。

中小企業(yè)的總資產(chǎn)凈利潤率1.79%，盡管營運(yùn)呈現(xiàn)負(fù)增長，可能是由于疫情的影響，但是近三年仍然獲得利潤；內(nèi)部積累水平均值僅為1.322%，未分配利潤約占資產(chǎn)總額的1.322%，可見中小企業(yè)內(nèi)部可支配資金較少；抵押能力均值為30.61%，存貨和固定資產(chǎn)的占比水平不高。綜合三者可以看出企業(yè)內(nèi)部的運(yùn)營效率不高，可支配資金較少，內(nèi)源性融資潛力不大，更需要外源性融資。

5 驗(yàn)證多元線性回歸模型四個(gè)前提構(gòu)建假定

要建立解釋企業(yè)融資能力的多元線性回歸模型，需要滿足四個(gè)前提假定：（1）被解釋變量與解釋變量之間呈線性關(guān)系；（2）樣本間相互獨(dú)立；（3）解釋變量取不同值時(shí)，對應(yīng)的被解釋變量的殘差符合正態(tài)分布；（4）殘差不隨變量的取值而發(fā)生變化，即數(shù)據(jù)要符合方差齊次檢驗(yàn)。

5.1 檢驗(yàn)數(shù)據(jù)Person相關(guān)系數(shù)

對數(shù)據(jù)進(jìn)行Person相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，Person相關(guān)系數(shù)是衡量因變量與自變量線性關(guān)系的程度指標(biāo)。Person相關(guān)系數(shù)r，當(dāng)-1≤r＜0，因變量和自變量的線性關(guān)系為負(fù)相關(guān)；r=0，因變量和自變量的線性關(guān)系不相關(guān)，0＜r≤1因變量和自變量的線性關(guān)系為正相關(guān)。

從表2中可以看出，企業(yè)規(guī)模、營運(yùn)能力、抵押能力與融資水平呈現(xiàn)正相關(guān)，企業(yè)償債能力、獲利能力和發(fā)展能力呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，且速動(dòng)比率與資產(chǎn)負(fù)債率對數(shù)的相關(guān)性最大，為-0.716，可見企業(yè)的償債能力影響著資產(chǎn)的負(fù)債比率和外源的選擇性融資。

表2 Person相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

5.2 診斷自變量是否相互獨(dú)立

利用共線性診斷自變量是否相互獨(dú)立，避免變量間產(chǎn)生多重共線性，有利于提高模型的準(zhǔn)確度。從共線性診斷結(jié)果可得到所有自變量的VIF值均小于10，除了總資產(chǎn)凈利潤率，其他變量的容忍度均大于0.65，且接近1，因此，自變量之間的共線性非常弱，可以視作自變量之間相互獨(dú)立。

5.3 檢測因變量的殘差

檢測因變量的殘差是否符合正態(tài)分布，標(biāo)準(zhǔn)化殘差正態(tài)分布如圖1所示，正態(tài)P-P圖如圖2所示。

圖1 標(biāo)準(zhǔn)化殘差正態(tài)分布圖

圖2 正態(tài)P-P圖

從圖1和圖2可以看出，資產(chǎn)負(fù)債率對數(shù)的殘差符合正態(tài)分布，適合做回歸分析。

5.4 檢驗(yàn)方差齊次性

需要對殘差進(jìn)行檢驗(yàn)方差齊性檢驗(yàn)，通過檢驗(yàn)可以得出資產(chǎn)負(fù)債率對數(shù)的殘差集中在一個(gè)區(qū)域里面，只有少數(shù)的殘差點(diǎn)距離該區(qū)域較遠(yuǎn)，因此可以認(rèn)為殘差的取值在該區(qū)域內(nèi)變化，不因變量取值的改變而改變，具備方差齊次性。

通過檢驗(yàn)，801個(gè)樣本數(shù)據(jù)符合多元線性回歸模型的假設(shè)前提，利用SPASS22.0建立解釋企業(yè)融資能力的多元回歸模型。

建立多元線性回歸模型，如表3所示。

表3 回歸系數(shù)檢驗(yàn)

從表3可以看出，營業(yè)利潤的增長率和成本費(fèi)用利潤率的P值Sig均大于0.05，回歸系數(shù)不顯著，因此去除這兩個(gè)變量，建立模型，取擬合程度最高的3個(gè)模型，如表4所示。

表4 模型A、模型B和模型C的系數(shù)檢驗(yàn)表

由于凈資產(chǎn)收益率，模型B和C之間的R2僅相差0.02，這說明凈資產(chǎn)收益率對資產(chǎn)負(fù)債率對數(shù)的解釋程度較低，為了簡化模型，最終選擇模型B。

6 檢驗(yàn)多元線性回歸模型檢驗(yàn)

采取模型B作為解釋資產(chǎn)負(fù)債率對數(shù)的回歸模型，需要對模型B進(jìn)行檢驗(yàn)，探討模型的合理程度。

模型B的可決系數(shù)R2為0.680，這說明模型B的9個(gè)指標(biāo)在68%的程度上解釋了企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率對數(shù)。擬合優(yōu)度檢驗(yàn)D-W取值范圍介于1.5至2之間，模型B的D-W值為2.019，接近2，這也說明模型B無共線性問題。

模型B的F檢驗(yàn)中，F(xiàn)值為209.115，Sig P值為0.00，表明總體回歸方程是顯著，且該回歸方程的解釋能力較強(qiáng)。檢驗(yàn)?zāi)Ｐ虰的系數(shù)如表5所示。

表5 模型B的系數(shù)檢驗(yàn)

從表5中得出模型B的回歸系數(shù)均顯著性相關(guān)，因此可以得到最終模型公式（2）：

在公式（2）中X1為總資產(chǎn)對數(shù)；X2為企業(yè)注冊資本；X3為總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率；X4為資本的擔(dān)保價(jià)值；X5為未分配利潤與總資產(chǎn)比值X6為速動(dòng)比率；X7為總資產(chǎn)凈利潤率；X8為營業(yè)收入凈利潤率。

凈資產(chǎn)收益率對融資水平的影響非常小，可以忽略不計(jì)。通過多元線性回歸模型，剔除凈資產(chǎn)收益率作為解釋變量之一，對系數(shù)的改變僅為0.02，只能解釋融資水平的2%，因此影響非常小，在解釋資產(chǎn)負(fù)債率的影響因素時(shí)，可以忽略不計(jì)。

成本費(fèi)用利潤率和營業(yè)利潤增長率影響不顯著，不能用來解釋融資水平。雖然從Person相關(guān)檢驗(yàn)當(dāng)中，發(fā)現(xiàn)成本費(fèi)用利潤率和營業(yè)增長率與中小企業(yè)的融資水平呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，但是，多元線性回歸系數(shù)檢驗(yàn)表明，成本費(fèi)用利潤率和營業(yè)增長率的回歸系數(shù)不顯著，無法用來解釋資產(chǎn)負(fù)債率對數(shù)。

實(shí)證結(jié)論：

（1）中小企業(yè)融資能力水平有限，比較不同的融資方式，更依賴于外源融資。從描述性統(tǒng)計(jì)來看，企業(yè)獲利能力稍弱，內(nèi)部可支配的資金較少，內(nèi)源性融資可能性較低，為了維持正常運(yùn)營，需要依靠外部的資金，但是資產(chǎn)負(fù)債率偏低，外源性融資水平較低，外源融資能力和內(nèi)源融資能力都需要進(jìn)一步提高。

（2）從上述實(shí)證過程中，證明出企業(yè)的融資水平與規(guī)模運(yùn)營、抵償押債、內(nèi)部積累水平、盈余實(shí)力和后續(xù)發(fā)展均有相關(guān)性。其中企業(yè)規(guī)模、營運(yùn)能力和抵押能力與企業(yè)融資呈現(xiàn)正相關(guān)性，意味著三者均能促進(jìn)企業(yè)的外源融資，企業(yè)的內(nèi)部積累水平、償債能力、獲利能力和發(fā)展能力與企業(yè)融資是呈負(fù)相關(guān)性，說明這四個(gè)指標(biāo)水平越高的中小型企業(yè)，其外債水平也越低，對外源融資的依賴較小，內(nèi)源融資的潛力較大。

（3）成本費(fèi)用利潤率和營業(yè)利潤增長率影響不顯著，不能用來解釋融資水平。雖然從Person相關(guān)檢驗(yàn)當(dāng)中，發(fā)現(xiàn)成本費(fèi)用利潤率和營業(yè)增長率與中小企業(yè)的融資水平呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，但是，多元線性回歸系數(shù)檢驗(yàn)表明，成本費(fèi)用利潤率和營業(yè)增長率的回歸系數(shù)不顯著，無法用來解釋資產(chǎn)負(fù)債率對數(shù)。

（4）凈資產(chǎn)收益率對融資水平的影響非常小，可以忽略不計(jì)。通過多元線性回歸模型，剔除凈資產(chǎn)收益率作為解釋變量之一，對系數(shù)的改變僅為0.02，只能解釋融資水平的2%，因此影響非常小，在解釋資產(chǎn)負(fù)債率的影響因素時(shí)，可以忽略不計(jì)。

（5）速動(dòng)比率對融資水平的影響最大，是提高融資水平的重要指標(biāo)。多元線性回歸模型中，速動(dòng)比率的t值為-27.463，與資產(chǎn)負(fù)債率對數(shù)呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，由于速動(dòng)比率代表著中小企業(yè)的償債能力，因而償債能力越強(qiáng)，負(fù)債越少，更容易獲得金融機(jī)構(gòu)的信任，因此速動(dòng)比率低的中小企業(yè)更容易獲得外源性融資。

（6）企業(yè)的總資產(chǎn)凈利潤率和總資產(chǎn)是企業(yè)融資水平的重要參考指標(biāo)。總資產(chǎn)對數(shù)和總資產(chǎn)凈利潤率的t值分別為7.536和-10.651，與企業(yè)融資水平的關(guān)系分別趨于正相關(guān)與負(fù)相關(guān)。企業(yè)的總資產(chǎn)規(guī)模越大，凈利潤越低，中小企業(yè)的外源融資水平越高，一方面是由于企業(yè)規(guī)模在某種程度表明了企業(yè)的信用，使得更容易獲得債權(quán)人的信任。另一方面是由于如果凈利潤較低，則可支配資金相應(yīng)更少，因此更需要外源性融資。

7 中小企業(yè)融資的解決路徑或建議

中小企業(yè)融資能力水平有限，比較不同的融資方式，更依賴于外源融資。

（1）從描述性統(tǒng)計(jì)來看，企業(yè)獲利能力稍弱，內(nèi)部可支配的資金較少，內(nèi)源性融資可能性較低，為了維持正常運(yùn)營，需要依靠外部的資金，但是資產(chǎn)負(fù)債率偏低，外源性融資水平較低，外源融資能力和內(nèi)源融資能力都需要進(jìn)一步提高。

（2）從上述實(shí)證過程中，證明出企業(yè)的融資水平與規(guī)模運(yùn)營、抵償押債、內(nèi)部積累水平、盈余實(shí)力和后續(xù)發(fā)展均有相關(guān)性。其中企業(yè)規(guī)模、營運(yùn)能力和抵押能力與企業(yè)融資呈現(xiàn)正相關(guān)性，意味著三者均能促進(jìn)企業(yè)的外源融資，企業(yè)的內(nèi)部積累水平、償債能力、獲利能力和發(fā)展能力與企業(yè)融資是呈負(fù)相關(guān)性，說明這四個(gè)指標(biāo)水平越高的中小型企業(yè)，其外債水平也越低，對外源融資的依賴較小，內(nèi)源融資的潛力較大。

（3）速動(dòng)比率對融資水平的影響最大，是提高融資水平的重要指標(biāo)。多元線性回歸模型中，速動(dòng)比率的t值為-27.463，與資產(chǎn)負(fù)債率對數(shù)呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，由于速動(dòng)比率代表中小企業(yè)的償債能力，因而償債能力越強(qiáng)，負(fù)債越少，更容易獲得金融機(jī)構(gòu)的信任，因此速動(dòng)比率低的中小企業(yè)更容易獲得外源性融資。

（4）企業(yè)的總資產(chǎn)凈利潤率和總資產(chǎn)是企業(yè)融資水平的重要參考指標(biāo)?？傎Y產(chǎn)對數(shù)和總資產(chǎn)凈利潤率的t值分別為7.536和-10.651，與企業(yè)融資水平的關(guān)系分別趨于正相關(guān)與負(fù)相關(guān)。企業(yè)的總資產(chǎn)規(guī)模越大，凈利潤越低，中小企業(yè)的外源融資水平越高，一方面是由于企業(yè)規(guī)模在某一程度表明了企業(yè)的信用，使得更容易獲得債權(quán)人的信任。另一方面是由于如果凈利潤較低，則可支配資金相應(yīng)更少，因此更需要外源性融資。

8 結(jié)語

運(yùn)用多元回歸分析方法，建立中小企業(yè)融資水平的回歸模型，根據(jù)財(cái)務(wù)指標(biāo)解釋中小企業(yè)的融資能力，結(jié)合我國中小企業(yè)的融資背景和困境因素，通過實(shí)證分析驗(yàn)證模型正確性，對中小企業(yè)融資難的問題展開了有益的探討，豐富了影響中小企業(yè)融資因素的現(xiàn)有研究內(nèi)容。建立解釋企業(yè)融資能力的多元回歸模型、檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，分析發(fā)現(xiàn)速動(dòng)比率對融資水平的影響最大，速動(dòng)比率低的中小企業(yè)容易獲得外源性融資；內(nèi)部積累水平、償債能力、獲利能力和發(fā)展能力這四個(gè)指標(biāo)水平越高的中小型企業(yè)內(nèi)源融資的潛力較大。