衛(wèi)詩語　梁鑫

摘? ?要：選擇中小企業(yè)板上市公司作為研究對象，以樣本公司2015—2019年的財務數(shù)據(jù)為樣本，利用因子分析法，從四個方面提取綜合財務績效指標，利用多元回歸分析法分析中小企業(yè)融資結構對財務績效的影響。實證分析的結果表明：內(nèi)源融資、股權融資和政府補助與財務績效呈顯著正相關，能夠促進企業(yè)財務績效的提升；銀行借款融資與財務績效呈顯著負相關，而商業(yè)信用融資和債券融資與財務績效之間的關系不顯著，對企業(yè)的財務績效產(chǎn)生的影響不明顯。最后，根據(jù)分析結果提出相關的對策建議，以期優(yōu)化中小企業(yè)融資結構，提高中小企業(yè)財務績效。

關鍵詞：融資結構；內(nèi)源融資；股權融資；債務融資；政府補助；財務績效

中圖分類號：F275? ? ? ? 文獻標志碼：A? ? ? 文章編號：1673-291X（2023）03-0122-03

引言

作為我國國民經(jīng)濟健康協(xié)調(diào)發(fā)展的重要基礎，中小企業(yè)的發(fā)展對促進經(jīng)濟增長、緩解就業(yè)壓力、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構以及促進技術創(chuàng)新具有舉足輕重的影響。但由于我國金融支持體系不完善、相關法律法規(guī)不健全，以及中小企業(yè)自身發(fā)展不足等多種原因，導致融資困難、融資成本高等問題始終阻礙著中小企業(yè)的發(fā)展。隨著我國資本市場的發(fā)展和壯大，中小企業(yè)的融資渠道包括了內(nèi)源融資、股權融資、債務融資以及政府補助，融資渠道的不同對企業(yè)的財務績效產(chǎn)生的影響也不一樣[1]。本文選擇中小板上市公司作為研究對象，通過實證研究，分析中小企業(yè)融資結構對財務績效的影響，并提出相關的對策建議，以優(yōu)化中小企業(yè)融資結構，改善中小企業(yè)的財務績效。

一、理論分析與研究假設

第一，由融資優(yōu)序理論可知，內(nèi)源融資是企業(yè)籌集資金時優(yōu)先選擇的渠道[2]。內(nèi)源融資使用的資金是企業(yè)未分配以及留存的那部分資金，主要特點是不產(chǎn)生利息，使用起來比較靈活，沒有太多的限制?？梢栽谄髽I(yè)進行項目投資時為企業(yè)提供便利的資金支持。而且公司采用內(nèi)源融資的方式向市場傳達了利好消息，顯示出企業(yè)自身強大、快速發(fā)展的好形象，有利于改善企業(yè)的聲譽，為將來的融資做準備，并在促進企業(yè)的財務績效方面發(fā)揮積極作用。因此提出假設：H1：內(nèi)源融資與財務績效正相關。

第二，當前，股權融資是中小企業(yè)抓住成長機會，實現(xiàn)快速發(fā)展的一種方式，進行股權融資不僅可以為企業(yè)注入大量且持續(xù)的現(xiàn)金流，而且不需要定期還款，可以很好地滿足中小企業(yè)的融資需求[3]。另一方面，股權融資可以幫助中小企業(yè)分散經(jīng)營風險。股權投資者通過投資參與購買股票，與公司分擔風險并取得相應的報酬。為了獲得預期的股本收益并防止自身利益受損，股權所有者要對企業(yè)的行為進行監(jiān)督。如果發(fā)現(xiàn)在經(jīng)營過程中有影響企業(yè)財務績效的行為，股權所有者就會將自己的資金撤出，以此來對企業(yè)的行為進行一定的約束，這種監(jiān)督機制的有效使用在一定程度上可以促進企業(yè)財務績效的提升。因此提出假設：H2：股權融資與財務績效正相關。

第三，中小企業(yè)進行債務融資會抑制其財務績效提高。主要原因有兩大方面：一是中小企業(yè)由于規(guī)模較小，受資本變動的影響較大，應對風險的能力也比較弱，所以在市場變化的情況下，中小企業(yè)往往無法承擔支付利息的壓力，最終破產(chǎn)。二是由于其經(jīng)營規(guī)模小、整體的結構體制相對不夠完善、所面臨的市場競爭的壓力大等原因?qū)е轮行∑髽I(yè)在我國的融資市場受到不公平的對待。銀行等債權人為了降低風險，一般不會同意中小企業(yè)的貸款請求，忽視了我國中小企業(yè)潛在的成長性。有時候即使同意給中小企業(yè)進行融資，銀行等債權人也會提出很多苛刻的要求，從而對他們面臨的風險進行補償。通常在答應他們?nèi)谫Y的同時會要求中小企業(yè)向其支付更高的利息，對其設定嚴格的使用條款或者用相關的資產(chǎn)進行抵押[4]。作為中小企業(yè)籌集資金的主要手段，債務融資對企業(yè)的約束與限制是其治理效應遠無法彌補的。因此提出假設：H3：債務融資與財務績效負相關。

第四，政府補助是政府對融資企業(yè)的認可和支持。近年來，我國政府充分認識到中小企業(yè)在社會就業(yè)和經(jīng)濟增長中的獨特作用，并不斷加大財政資金支持力度，以緩解中小企業(yè)的融資壓力，降低其融資成本，以促進中小企業(yè)的升級轉型。國家財政部于2015年正式宣布設立中小企業(yè)發(fā)展基金，這將幫助中小企業(yè)吸收社會資本，形成資本供給效應，擴大資本規(guī)模并引導中小企業(yè)的發(fā)展[5]。因此提出假設：H4：政府補助與財務績效正相關。

二、研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選擇中小企業(yè)2015—2019年的數(shù)據(jù)作為樣本，為確保研究結果的可靠性，對樣本做如下處理：一是鑒于金融業(yè)和房地產(chǎn)行業(yè)財務狀況的特殊性，有必要對其進行剔除[6]；二是剔除關鍵數(shù)據(jù)缺失及異常的企業(yè)；三是剔除在財務狀況上存在異常情況的ST類上市公司。經(jīng)過對企業(yè)進行篩選之后，得到的樣本有568家中小企業(yè)。樣本的財務數(shù)據(jù)來源包括國泰安數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫。

（二）變量選擇

1.被解釋變量是財務績效。由于單一的評價指標不足以代表企業(yè)的財務績效，因此本文使用因子分析法建立了財務績效的綜合評價指標體系來衡量中小企業(yè)的財務績效，包括了企業(yè)的償債能力、經(jīng)營能力、盈利能力以及發(fā)展能力四個方面[7]。

2.解釋變量是內(nèi)源融資、股權融資、債務融資和政府補助。其中債務融資包括商業(yè)信用融資、銀行借款融資、債券融資。

3.控制變量是企業(yè)規(guī)模、企業(yè)成長性和管理層持股比例。

（三）模型設計

為了檢驗中小企業(yè)融資結構對財務績效的影響，建立多元線性回歸模型，進行多元線性回歸分析。多元線性回歸模型如下：

CP=α+β₁Endo+β₂Equity+β₃Credit+β₄Loan+β₅Bond+β₆Gov+Controls+ε

三、財務績效指標的因子分析

本文從償債能力、經(jīng)營能力、盈利能力以及發(fā)展能力四個方面選取了20個指標為基礎衡量企業(yè)的財務績效。

（一）KMO和Bartlett球度檢驗

為了檢驗樣本數(shù)據(jù)是否可以進行因子分析，本文首先對樣本進行了KMO和Bartlett球度檢驗。根據(jù)表1的檢驗結果可知，KMO值為0.709，Bartlett的球形檢驗統(tǒng)計量是62217.602，通過了顯著性檢驗。因此可以得出本文的樣本數(shù)據(jù)是可以進行因子分析的。

（二）因子分析

在控制特征值大于1時，因子分析提取了6個公因子，這6個公因子的累積方差率達到78.07％，即原20項指標的78.07％信息可以被這6個公因子所替代。公因子可以比較充分地反映原指標中的信息，使用公因子來解釋原指標是可靠的。

結合各個公因子的方差貢獻率及累積方差貢獻率，可以得出本文企業(yè)財務績效評價計算公式：

CP=（26.058*F₁+15.515*F₂+12.77*F₃+10.532*F₄+8.129*F₅+5.067*F₆）/78.07

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

進行實證分析首先要對樣本數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計分析，樣本數(shù)據(jù)的標準差均小于1，說明樣本各個變量數(shù)值分布相對集中，不會產(chǎn)生較大的偏差。其中債務融資的三種指標的標準差小于內(nèi)源融資的標準差0.147，更小于股權融資的標準差0.175。通過這三者標準差的比較可以看出債務融資的穩(wěn)定性是最高的，其次是內(nèi)源融資，而股權融資的穩(wěn)定性是最差的。其中債務融資的三種指標中，標準差最大的是銀行借款融資標準差（0.116），其次是商業(yè)信用融資標準差（0.108），最穩(wěn)定的是債券融資，標準差為0.039。就外源融資的三種方式而言，政府補助的標準差最?。?.043），其穩(wěn)定性是最高的，其次是債務融資，最后是股權融資。但從均值角度而言，股權融資是均值最高的（0.402），其占比比其他兩者高出很多，其中政府補助的均值是最低的，影響最小。而中小企業(yè)的財務績效的標準差比較大，為0.468，表明中小企業(yè)的經(jīng)營狀況差異性是較大的。

（二）相關性分析

回歸結果的有效性會受到自變量間的相關程度的影響，其相關程度越高，回歸結果就越受影響。因此，在回歸分析之前，有必要對樣本數(shù)據(jù)進行Pearson相關性分析。各變量間的相關性系數(shù)的絕對值都是小于0.5的，存在個別的變量間相關系數(shù)的絕對值比較大。所以本文對模型進一步進行了VIF檢驗，以保證后續(xù)回歸分析的可靠性。所有解釋變量的VIF值都小于10，可以認為各變量間不存在嚴重的多重共線性，不會對后續(xù)的回歸分析造成影響。

（三）回歸結果分析

在對面板數(shù)據(jù)模型進行回歸分析之前，對模型進行Hausman檢驗后，確定本文樣本數(shù)據(jù)適用于固定效應模型。利用STATA軟件對模型進行了回歸分析，得到多元線性回歸結果如表2所示。由表2可知，商業(yè)信用融資和債券融資與財務績效之間關系不顯著；內(nèi)源融資、股權融資和政府補助與財務績效顯著正相關，與假設H1、H2和H4相符；銀行借款融資與財務績效顯著負相關，與假設H3部分相符。

表2 多元線性回歸結果

五、研究結論與建議

（一）研究結論

本文基于2015—2019年中小企業(yè)的樣本數(shù)據(jù)，運用因子分析和多元回歸分析，研究分析了內(nèi)源融資、股權融資、債務融資以及政府補助與企業(yè)財務績效之間的關系。得到的結論如下：商業(yè)信用融資和債券融資與財務績效之間關系不顯著，對企業(yè)的財務績效產(chǎn)生的影響并不明顯。內(nèi)源融資與財務績效呈顯著正相關，能夠促進企業(yè)財務績效的提升，因為內(nèi)源融資的資金使用方便，對企業(yè)自主決策具有一定的幫助。股權融資與財務績效呈顯著正相關，能夠促進企業(yè)財務績效的提升。因為股權融資可以為企業(yè)提供大量持續(xù)的現(xiàn)金流，且不存在定期還款的壓力，可以很好地滿足中小企業(yè)的融資需求。政府補助與財務績效顯著正相關，可以對企業(yè)的財務績效產(chǎn)生積極的影響。政府補助是政府給企業(yè)提供的財政資金支持，以幫助中小企業(yè)吸收社會資本，緩解融資壓力，促進其發(fā)展。銀行借款融資與財務績效顯著負相關，會對企業(yè)的財務績效產(chǎn)生不利影響。其原因可能是由于債權人為了彌補其面臨的風險而要求中小企業(yè)向其支付更高的利息，對其設定嚴格的使用條款或者用相關的資產(chǎn)進行抵押[4]。

（二）建議

根據(jù)以上結論，提出以下建議為中小企業(yè)的融資結構決策提供借鑒：一是中小企業(yè)應持續(xù)增強盈利能力，以提高內(nèi)源融資能力。內(nèi)源資金的充足性和企業(yè)的財務績效是一種良性循環(huán)的關系。二是中小企業(yè)應充分利用股權融資，拓寬融資渠道。通過發(fā)行股票，企業(yè)可以迅速籌集大量資金，這些資金來自不同的投資者，可以用于公司認為可獲利的各種投資。盈利后只需要將剩余收益分配給股東，更多的價值歸企業(yè)所有。三是中小企業(yè)應優(yōu)化債務融資結構，充分發(fā)揮債務融資的治理效應。應適當控制債務融資的規(guī)模，減少高債務融資比例所造成的財務風險，調(diào)整債務融資比例至最佳范圍，以改善財務績效。四是在政策上，國家要重視中小企業(yè)的發(fā)展，并提供有效的支持，適當放寬中小企業(yè)融資政策，適當加強財政支持，擴寬中小企業(yè)的融資渠道，為中小企業(yè)融資創(chuàng)造便利的條件。

參考文獻：

[1]? ?康俊.中小板上市公司融資結構對經(jīng)營績效影響研究[J].會計之友，2016，（16）：72-75.

[2]? ?楊敏.新能源上市公司融資結構對公司績效的影響[J].財會月刊，2016，（23）：13-18.

[3]? ?高丹.中小企業(yè)的融資結構、研發(fā)投入與可持續(xù)增長相關性研究[D].鎮(zhèn)江：江蘇科技大學，2018.

[4]? ?黃浩恒，王靜.中小企業(yè)融資結構與經(jīng)營績效研究[J].中國市場，2018，（15）：64-67.

[5]? ?曹媛媛.中小企業(yè)融資結構對公司績效的影響研究[D].鎮(zhèn)江：江蘇大學，2018.

[6]? ?許智鳳.融資結構、企業(yè)創(chuàng)新投入與企業(yè)績效[D].重慶：重慶大學，2019.

[7]? ?蔚利芝，郭淑娟.融資結構對上市公司績效的影響研究[J].財會通訊，2016，（8）：46-49.

[責任編輯? ?劉? ?瑤]