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一、引言

中小企業信貸融資成本在與外部環境有一定關系的同時，與其自身的內部環境也很可能相關。目前我國中小企業呈現規模小，盈利能力較差的特點，造成中小企業轉換為內源融資的盈余較少，內源融資能力不足，這很有可能是造成中小企業自身信貸融資成本偏高的原因之一。此外由于目前我國融資渠道過于狹窄，民間金融等發展不規范，導致中小企業很大部分的資金缺口依賴向銀行貸款，中小企業的債務上升過快，使我國中小企業的資本結構不合理，信貸融資成本偏高，從而有了“融資貴”的現象。因此，本文旨在以中小企業內源融資能力、資本結構角度研究對信貸融資成本的影響，從而為中小企業如何擺脫自身融資貴的現狀提供思路。

二、文獻回顧與理論假設

（一）內源融資能力與信貸融資成本

關于企業內源融資能力的研究較多，但對于內源融資能力與信貸融資成本間關系的研究并不多，Myers（1984）的融資優序理論認為企業融資活動會依照內源融資、債務融資、股權融資的順序，即一個企業內源融資能力的高低直接影響企業的債務融資，進而影響企業的信貸融資成本。信息不對稱理論、理論同樣認為影響企業內源融資能力的企業日常經常經營活動所產生的現金流量也影響著企業的債務融資，進而影響信貸融資成本。唐新貴、馮宇（2006）認為我國的企業由于規模小、人才缺乏、科技含量小、資信等級較低等企業素質問題是制約中小企業融資貴的原因，即我國中小企業自身素質不健全、內源融資能力不足推高了我國中小企業的信貸融資成本。王耀財（2011）認為中小企業具有經營成本高、規模小、內源融資不足等特性，無法滿足企業對資金的需求，造成中小企業融資難、融資貴。假設1：內源融資能力與信貸融資成本呈負相關，即內源融資能力越弱，中小企業信貸融資成本越高；內源融資能力越強，中小企業信貸融資成本越低。

（二）資本結構與信貸融資成本

關于資本結構與信貸融資成本間的關系，國外早有研究。如Modigliani和Mille（r1958）在研究時發現財務杠桿并不影響企業的成本。Weston（1963）在設置了附加解釋變量后，發現企業的成本與財務杠杠之間存在著負相關關系。Robichek，Higgins和Kinsman（1973）通過對電力公用事業公司進行考察，發現財務杠桿對融資成本有可度量的影響。國內對于資本結構與信貸融資成本間關系的研究，有姚菲（2012）認為上市公司的信貸融資成本與其自身的資本結構直接相關。李曉華（2013）認為資本結構不同，企業的信貸融資成本也不同。《2014年第二季度中國貨幣政策執行報告》認為近幾年來，我國整體債務率特別是非金融企業債務上升較快，由于前期杠桿率較高和融資較多，會產生持續的融資需求并可能推高利率水平，造成了我國中小企業信貸融資成本偏高。假設2：資本結構越傾向于債務融資，中小企業信貸融資成本越高；資本結構對債務融資的依賴性越弱，中小企業信貸融資成本越低。

三、研究設計

（一）樣本來源

本文選取深證證券交易所中小板2007-2013年共7年70家上市公司的面板數據作為實證樣本，其中有15家中小上市企業在最近7年內短期借款、長期借款與一年內到期的非流動負債之和為零，因此予以剔除。本文2007-2013年共7年55家中小上市企業的樣本數據來源于金融界網站和國泰安數據庫。

（二）指標選取

本文研究的是內源融資能力、資本結構對中小企業信貸融資成本的影響關系，所以擬建立一個以信貸融資成本為被解釋變量，以內源融資能力、資本結構為解釋變量的計量模型。1、被解釋變量本文采用財務費用與銀行借款的比值對信貸融資成本進行度量，即信貸融資成本=財務費用（/短期借款+長期借款+一年內到期的非流動負債）。對于信貸融資成本的度量，不同的研究方法所采用的相關度量指標不盡相同。Ahmed（2002）認為上市公司的風險越高，該企業的債務評級就會越低，因而相關金融機構對其的貸款利率越高，即一個公司的風險直接關系著它本身的債務評級，金融機構可以根據公司的債務評級制定貸款利率，因此可以利用上市公司的債務評級來衡量企業的信貸融資成本。Zou等（2006）用利息支出和資本化利息的和與公司總負債的比率度量上市公司的信貸融資成本。姚菲（2012）認為雖然采用債務評級法對上市公司信貸融資成本進行度量在美國是合理、可操作的，但是鑒于目前我國的債務評級系統不完善，還沒有類似國外的對上市公司債務進行評級的系統，又無法找到債務評級方面的相關指標，因此這種方法對于我國的上市公司來說卻并不現實，因此采用Zou等（2006）的公式對信貸融資成本進行計量。吳曉俊（2013）使用融資成本率來衡量樣本企業的信貸融資成本，融資成本率=財務費用（/銀行借款+發行債券），如果該指標越高表明融資成本越高，也即中小企業融資環境越差；該指標越低表明融資成本越低，也即中小企業融資環境越好。經過對其他學者研究進行分析比較，本文認為應采用利息支出與銀行借款的比值作為信貸融資成本，財務費用主要由利息費用產生，銀行借款如果用總負債不夠準確，因而采用短期借款、長期借款與一年內到期的非流動負債之和對銀行借款進行準確度量，因此最終的信貸融資成本指標=財務費用（/短期借款+長期借款+一年內到期的非流動負債）。2、解釋變量（1）內源融資能力本文采用留存收益的增加額與總資產的比值對內源融資能力進行度量。陳程（2011）用當年的留存收益與前一年的留存收益的差額表示內源融資能力。張自巧（2014）分別用留存收益與股東權益的總額、留存收益與資產總額的比值作為內源融資能力的替代變量。經過對其他學者的研究進行分析比較，本文采用留存收益的增加額來衡量中小企業當年的內源融資能力，但因其差額是絕對值，不利于比較，因此本文最終采用留存收益的增加額與總資產的比值構造成相對數指標，從而有利于比較。（2）資本結構本文采用資產負債率，即總負債與總資產的比值對資本結構進行度量。企業的資本結構指的是企業的各種資金構成情況以及相關的比例關系。鹿梅，張麗君（2012）分別用資產負債率、流動負債率、長期負債率作為資本結構的變量，戴鈺（2013），李勇、李鵬（2013）均采用總負債與總資產的比值作為資本結構的度量指標，張亮亮，李強，黃國良（2014）分別用資產負債率、有息負債比率衡量資本結構，]傅利福（2014）采用有息負債與總資產賬面價值的比例對資本結構進行度量，經過對其他學者的研究進行分析比較，鑒于使用資產負債率作為資本結構變量的較多，且本文是以中小企業整體角度研究資本結構對信貸融資成本的影響，因此采用資產負債率對資本結構進行度量。3、控制變量（1）銀企關系中小企業在向銀行借款時，由于信息不對稱等原因，銀行為規避風險，向中小企業貸款手續繁瑣、數額較少且貸款利率較高。因此，銀行與中小企業之間的關系越緊密，其對中小企業信息越了解，更易以較低的成本向其貸款。本文用中小企業上市的月數取自然對數表示銀企關系。（2）盈利能力企業的盈利能力能夠衡量企業在生產經營過程中獲取利潤的大小，反應了企業的經營狀況。因此，企業盈利能力越好，越能向銀行和投資者傳遞公司利好信號，企業就更有機會從銀行獲取貸款，因此企業的盈利能力與其信貸融資成本有一定的關系。本文用凈經營資產收益率反應企業的盈利能力。（3）速動比率該指標衡量了中小企業企業變現能力的強弱，同時也反映了企業短期償債能力的大小。而中小企業的短期償債能力與信貸融資成本有著直接的關系。償債能力越強，銀行越放心將資金帶給中小企業，貸款成本越低。（4）企業成長性公司的成長性與中小企業信貸融資成本也有一定的關系。企業成長的越好，銀行更易以較低的成本將資金貸給中小企業。

四、實證分析

（一）描述性統計

在對數據進行深入分析之前，應首先對樣本數據進行描述性統計來說明數據的合理性和變異性被解釋變量、各解釋變量、控制變量的含義及描述性統計量如表2所示。表2提供了深圳證券交易所2007-2013年7年55家中小上市企業的描述性統計數據。總體來看，所選樣本數據較為合理，其中在統計中小企業信貸融資成本時，個別樣本出現了負值的情況，這主要是由于個別企業的個別年份向銀行貸款額較少，造成存款高于借款，該中小企業獲取利息，因而財務費用為負值所致；中小企業的凈經營資產收益率平均維持在10%左右，僅有個別樣本出現稍高或稍低的情況；個別企業的個別年份營業收入增長率較高或者較低，這可能是由于該企業在某一年突然由盈轉虧或由虧轉盈且數額較大、企業重組或并購等原因造成。

（二）模型選擇

進行檢驗時，根據數據的具體情況，一般可使用混合最小二乘回歸（pooledols）、固定效應模型（fixedeffectmodel）和隨機效應模型（randomeffectmodel）三種形式。在對面板數據進行多元回歸前，本文首先從以上三種模型中選出最優模型從而得出結果更準確。1、混合OLS與固定效應模型選擇首先進行固定效應檢驗對混合OLS和固定效應模型進行選擇。固定效應檢驗結果如下表所示。由表3可知，其p值為0，因此在1%的顯著性水平下拒絕原假設，即個體效應顯著，不能使用混合回歸，應建立個體固定效應模型。2、固定效應模型與隨機效應模型選擇在利用固定效應檢驗得出放棄使用混合最小二乘回歸的結論后，還要繼續使用豪斯曼（Hausman）檢驗對固定效應和隨機效應進行選擇。豪斯曼檢驗的顯示結果如表4所示。由表5可知，豪斯曼檢驗的p值較小，在10%的顯著性水平下，拒絕原假設，即隨機影響模型中個體影響與解釋變量是相關的，應將模型設定為固定效應模型模型。3、多元回歸分析以Y為因變量，以X1、X2、SSYS、ROE、SDBL、ZZL為自變量，進行多元回歸。利用Eviews6.0軟件輸出結果如表5所示。通過表5的回歸結果顯示，解釋變量內源融資能力（X1）、資本結構（X2）均在1%的顯著性水平下通過了t檢驗，控制變量銀企關系（SSYS）在10%的顯著性水平下通過了t檢驗，控制變量盈利能力（ROE）、速動比率（SDBL）、企業成長性（ZZL）雖未通過變量的顯著性檢驗，但差距不大。此外，該回歸結果的聯合顯著性檢驗F的p值為0.0000，即通過了F檢驗；D.W.值為1.964001，表明序列不相關。綜上結果均表明該模型擬合的很好。對于內源融資能力，其系數為-0.08464，t值為-2.800677，p值為0.0054，即在1%的顯著性水平下，信貸融資成本與內源融資能力呈顯著負相關，內源融資能力每提高1%，信貸融資成本就會降低0.08464%，該回歸結果與假設1預期一致：表明中小企業的內源融資能力越強，其信貸融資成本就會越低。對于資產負債率，其系數為0.076898，t值為5.358507，p值為0.0000，即在1%的顯著性水平下，信貸融資成本與資產負債率呈顯著正相關，資產負債率每降低1%，信貸融資成本就會降低0.076898%，該回歸結果與假設2預期一致：表明中小企業的資產負債率越低，對債務融資的依賴性越弱，其信貸融資成本就會越低。

五、結論與建議

本文實證結果表明：中小企業的內源融資能力越弱，資本結構越依賴于債務融資，中小企業的信貸融資成本越高；中小企業的內源融資能力越強，資本結構對債務融資的依賴性越弱，中小企業的信貸融資成本越低。根據以上結論，從中小企業的角度提出下列建議：第一，中小企業應該健全自身的公司治理結構，提高自身質量，不斷獲取自有資金的充實和資金營運能力的提高，提高中小企業自身的盈利能力，從而擴大自有資本的積累，降低財務風險，穩健經營，最終達到提高自身內源融資能力的目的，在一定程度上降低自身的信貸融資成本。第二，中小企業目前應該合理配置資源，不斷優化自身的資本結構，使自身的資產負債合理化，舉債規模最優化，從而提高企業資金使用效率，將自身的信貸融資成本降到最低。

作者:馬雪彬佟美琪單位:蘭州大學經濟學院