趙東安，諸清華

(1.常州大學 商學院，江蘇 常州213164;2.南京大學 商學院，江蘇 南京210093)

《中國中小企業(yè)發(fā)展報告(2014)》顯示，截止2013年底，我國中小企業(yè)注冊數(shù)量超過4 200萬戶，占全國企業(yè)總數(shù)的九成以上。我國中小企業(yè)生產(chǎn)總值超過全國總產(chǎn)值的60%，上繳稅收超過全國總稅收的50%;中小企業(yè)申請了全國超過60%的發(fā)明專利，研發(fā)了超過80%的新產(chǎn)品;中小企業(yè)從業(yè)人員占就業(yè)人口比例超過60%。我國中小企業(yè)為經(jīng)濟增長、創(chuàng)造就業(yè)機會等方面做出了巨大的貢獻，但仍面臨成本上升、環(huán)境保護壓力大、市場進入障礙、融資難、國際市場不確定性增加等長期性問題。2014年由于經(jīng)濟發(fā)展面臨下行壓力，中小企業(yè)融資難、融資貴等問題凸顯。趙紅梅(2013)針對融資約束與中小企業(yè)投資行為的研究表明，外部融資約束對電子、機械及化工等中小企業(yè)數(shù)量的發(fā)展有一定的抑制作用［1］。

中小企業(yè)的發(fā)展離不開金融體系的支持。在歐美發(fā)達國家，資本市場能夠為投融資雙方提供風險共擔、利益共享機制，成為推動中小企業(yè)特別是科技創(chuàng)新型企業(yè)成長的重要平臺。但目前我國資本市場根本無法滿足數(shù)以千萬計的中小企業(yè)直接融資需求。截至2013年底，境內(nèi)共擁有A股上市公司2 000多家，主板、中小板、創(chuàng)業(yè)板上市公司數(shù)目僅分別為1 400多家、700多家和300多家;而處于初創(chuàng)階段的場外市場則出現(xiàn)了掛牌企業(yè)少、融資量少和交易冷淡等問題。

現(xiàn)代金融中介理論從信息不對稱角度研究金融中介問題，認為銀行在收集、處理和生產(chǎn)借款信息方面具有成本優(yōu)勢，銀行貸款是中小企業(yè)最核心的外源融資方式。從我國實際情況來看，銀行間接融資也是我國中小企業(yè)獲取外部資金支持的更好選擇。

一、文獻綜述

由于短期內(nèi)一個國家或者地區(qū)銀行金融機構(gòu)信貸供給能力是較穩(wěn)定的，因此從已有的研究結(jié)果來看，中小企業(yè)信貸影響因素主要包括中小企業(yè)特征和銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)特征。

中小企業(yè)特征主要是指中小企業(yè)企業(yè)規(guī)模、財務特征、企業(yè)家個人特征、企業(yè)財產(chǎn)構(gòu)成和所負法律責任等［2］，這些都是影響獲取銀行貸款等外部融資的企業(yè)自身因素。Mallic等(2002)研究美國中小企業(yè)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)規(guī)模越小，其獲取銀行信貸能力越弱;相比公司制企業(yè)，無限責任企業(yè)更容易獲取銀行貸款［3］。Avery、Bostic和Samolyk(1998)實證研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)家個人財富和個人承諾對小企業(yè)獲得信貸都有重要影響［4］。中小企業(yè)由于制度不完善、信息披露存在問題產(chǎn)生更嚴重的信息不對稱問題。Berger等(2005)研究了信息不對稱對企業(yè)獲取銀行貸款的影響，認為小銀行具有處理信息的優(yōu)勢，小銀行更愿意向中小企業(yè)貸款，大銀行則愿意向信息透明、有持續(xù)信用記錄的大企業(yè)提供信貸支持［5］。

銀行是服務性金融機構(gòu)，其最主要的功能是籌集社會生產(chǎn)過程中閑置的資金并投放到生產(chǎn)中去。銀行業(yè)促進經(jīng)濟增長和中小企業(yè)發(fā)展主要途徑是:儲蓄動員、風險分散、信息生產(chǎn)、資源分配和企業(yè)行為監(jiān)督。在不同的銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)下，銀行業(yè)對中小企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生不同的作用。銀行業(yè)結(jié)構(gòu)通過影響銀行效率、企業(yè)信息收集和信貸可得性影響中小企業(yè)發(fā)展［6］。蔣含明(2014)基于1990－2009年城市層面的面板數(shù)據(jù)，實證分析了銀行業(yè)結(jié)構(gòu)對我國中小企業(yè)創(chuàng)業(yè)的影響，得出壟斷性市場結(jié)構(gòu)造成銀行業(yè)低效率、阻礙中小企業(yè)創(chuàng)業(yè)的結(jié)論［7］。Berger、Black(2011)的研究則認為，小銀行具有關(guān)系型貸款的技術(shù)比較優(yōu)勢，中小企業(yè)更容易從小銀行獲得融資支持［8］。齊欣林(2014)分析了銀行業(yè)結(jié)構(gòu)對中小微企業(yè)融資來源的影響，認為雖然小微企業(yè)貸款在我國中小銀行貸款比例較高，但是在小微企業(yè)貸款發(fā)放總量上大型商業(yè)銀行有絕對優(yōu)勢［9］。

中小企業(yè)特征是市場經(jīng)濟中企業(yè)自主發(fā)展的結(jié)果，但是銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)除了受到區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平的影響外，還受到政府影響。在我國，銀行的設立及其分支機構(gòu)的設置存在嚴重的政府干預。黃雋(2007)研究了1996年—2005年韓國、中國臺灣和中國的銀行業(yè)市場競爭度，認為我國政府需要對銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)進行定位及制定發(fā)展規(guī)劃，規(guī)范政府行為，減少對銀行的直接干預［10］。

銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)即銀行業(yè)市場競爭結(jié)構(gòu)，它由金融體系中不同規(guī)模各類銀行的市場份額決定。研究銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)最常見的衡量指標是銀行集中度，它反映的是大銀行與小銀行的相對規(guī)模，銀行集中度高意味著大銀行相對市場份額高［11］。目前，國內(nèi)外學者主要通過銀行業(yè)總資產(chǎn)、存款或貸款集中度來研究銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)。改革開放以來，我國商業(yè)銀行除了信貸資金數(shù)量增長迅猛，銀行金融機構(gòu)類型及其分支機構(gòu)數(shù)目也發(fā)生了巨大變化。2000年以來，隨著政府對銀行設立及銀行分支機構(gòu)設置政策的放寬，城市商業(yè)銀行、農(nóng)村商業(yè)銀行等中小銀行分支機構(gòu)數(shù)目呈現(xiàn)了快速增長態(tài)勢。銀行為了爭奪、控制和配置金融資源不斷增設銀行分支機構(gòu)，銀行分支機構(gòu)的擴張成為我國銀行競爭和發(fā)展的重要策略［12］。各類銀行分支機構(gòu)數(shù)目增減、比例的變化在一定程度上反映近年來我國銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)的發(fā)展趨勢，金融發(fā)展中銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)的變化對數(shù)以千萬計的中小企業(yè)產(chǎn)生深遠的影響。鑒于此，本文從中小銀行分支機構(gòu)的視角，運用2003—2012年30個省、直轄市和自治區(qū)省際面板數(shù)據(jù)，實證研究了銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)對于我國中小企業(yè)發(fā)展的影響。

二、變量選擇與模型設定

(一)變量選擇

我們選擇各地區(qū)中小企業(yè)年產(chǎn)值作為考察中小企業(yè)發(fā)展的代理變量①。對數(shù)化處理不改變原數(shù)據(jù)的協(xié)整關(guān)系，還能消除部分異方差現(xiàn)象并減少數(shù)據(jù)的波動，因此我們對中小企業(yè)年產(chǎn)數(shù)據(jù)值進行了對數(shù)化。LnYit為被解釋變量，表示第i個地區(qū)t年中小企業(yè)年產(chǎn)值Y的對數(shù)，反映當?shù)刂行∑髽I(yè)發(fā)展規(guī)模。

BSit作為解釋變量，表示第i個地區(qū)t年中小銀行分支機構(gòu)數(shù)與銀行分支機構(gòu)總數(shù)比值，反映了當?shù)劂y行業(yè)集中程度②。BSit值越大，表明中小銀行份額越高，銀行業(yè)集中度越低，銀行業(yè)競爭程度越高。

控制變量包括:各地區(qū)銀行金融機構(gòu)貸款與GDP的比值FDit，表示各地區(qū)銀行金融體系相對于實體經(jīng)濟的規(guī)模，用于反映各地區(qū)金融深化程度;根據(jù)新古典經(jīng)濟增長理論經(jīng)濟增長模型，控制變量中我們加入LnLit、LnIit和Tit，分別表示各地區(qū)勞動力數(shù)目對數(shù)、固定資產(chǎn)投資額對數(shù)和各地區(qū)對外貿(mào)易進出口總額與GDP比值。其他解釋變量還有各地區(qū)中小企業(yè)數(shù)目對數(shù)LnNit。

(二)模型設定

對于宏觀層面的計量經(jīng)濟學問題，面板數(shù)據(jù)模型通常選擇三種形式，即混合截面模型、固定效應變截距模型和隨機效應變截距模型。面板數(shù)據(jù)具有時間和空間的二維性，而我國經(jīng)濟改革具有階段性特征，各個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展存在顯著差異，我們應當選擇固定效應模型而非隨機效應模型。此外，本文選擇樣本數(shù)據(jù)的時間跨度較短，因此模型中應考慮地區(qū)固定效應，不考慮時間固定效應。

我們需要通過檢驗來確認面板數(shù)據(jù)模型的形式。本文通過F檢驗決定選用混合截面模型還是固定效應模型，然后用Hausman檢驗確定應該建立隨機效應模型還是固定效應模型。F統(tǒng)計量的伴隨概率為0，因此我們拒絕混合截面模型相對于固定效應模型更有效的假設。Hausman檢驗的檢驗統(tǒng)計量為14.562 0，伴隨概率為0.024。因此，我們拒絕固定效應模型與隨機效應模型不存在系統(tǒng)差異的原假設，最終建立固定效應模型。

實證研究的目的是為考察我國銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)對中小企業(yè)發(fā)展的影響。本文將通過實證研究檢驗的理論假設是:以中小銀行分支機構(gòu)數(shù)占所有銀行分支機構(gòu)總數(shù)比例作為銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)代理變量，銀行業(yè)市場集中度降低有利于中小企業(yè)發(fā)展。根據(jù)所選擇樣本實際情況，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，我們選擇如下固定效應模型:

其中，LnYit為被解釋變量，BSit作為主要解釋變量，Xit為控制變量，包括FDit、LnLit、LnIit、Tit以及LnNit。μi為各地區(qū)存在的異質(zhì)性產(chǎn)生的固定效應，反映各地區(qū)的差異;εi為隨機擾動項。

三、實證分析

我們采用Eviews8.0軟件對面板數(shù)據(jù)進行實證分析。具體步驟為:首先通過單位根檢驗確定變量序列的平穩(wěn)性，若平穩(wěn)則可以建立回歸模型，否則需對變量序列進行差分并看其是否服從i階單整。若所有序列均服從同階單整，則可以進行協(xié)整檢驗，從而判斷模型內(nèi)部變量之間是否存在長期均衡關(guān)系。

(一)數(shù)據(jù)的選擇

本文最終選擇2003—2012年30個省、自治區(qū)和直轄市數(shù)據(jù)(除西藏自治區(qū)外)，合計300個樣本觀測值進行實證研究。其中，中小企業(yè)總產(chǎn)值2004年、2006—2012年數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，2005數(shù)據(jù)來源于《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》。銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)根據(jù)歷年《中國區(qū)域金融運行報告》中小銀行機構(gòu)數(shù)及銀行金融機構(gòu)總數(shù)數(shù)據(jù)計算得來;各地區(qū)銀行金融機構(gòu)貸款數(shù)據(jù)來源于2005—2012年《區(qū)域金融運行報告》中銀行金融機構(gòu)年末人民幣貸款余額，2003、2004年數(shù)據(jù)根據(jù)下一年年末人民幣貸款余額增長率計算得到;各地區(qū)勞動力數(shù)目、固定資產(chǎn)投資額及對外貿(mào)易總額數(shù)據(jù)來源于相關(guān)年份《中國統(tǒng)計年鑒》。變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

(二)變量關(guān)系的協(xié)整檢驗

1.數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

傳統(tǒng)的時間序列模型回歸分析使用的一個重要前提是，要分析的時間序列的平穩(wěn)性，如果序列非平穩(wěn)則需要差分后平穩(wěn)，否則不可以使用。單位根檢驗方法是分析時間序列平穩(wěn)性及其他更復雜的時間序列分析的重要基礎。由于面板數(shù)據(jù)反映了時間和截面二維上的信息，面板數(shù)據(jù)也可能存在單位根問題，因此需進行單位根檢驗。

本文采用LLC和IPS兩種面板單位根檢驗方法對數(shù)據(jù)進行檢驗。LLC檢驗是相同單位根過程下的檢驗，IPS檢驗是不同單位根過程下的檢驗。兩種檢驗方法單位根檢驗結(jié)果如表2所示，檢驗1是面板數(shù)據(jù)各變量進行單位根檢驗結(jié)果，檢驗2是一階差分面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果。

從表2中檢驗1可以看出，除了FD、LNL及T指標，其他指標LLC檢驗和IPS檢驗的P值均不能同時小于0.1，即不能同時通過LLC檢驗和IPS檢驗。這表明其他指標都是非平穩(wěn)的，因此有必要對非平穩(wěn)的序列進行變換，同時不改變原來序列之間的因果關(guān)系。分別對各指標序列取一階差分，再次檢驗各序列是否存在單位根。從表2中檢驗2可以看出，LLC檢驗和IPS檢驗結(jié)果在5%的置信水平上均拒絕了存在單位根的假設，因此我們可以認為被檢驗的指標的一階差分都是平穩(wěn)的。

2.協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗考察了變量之間的長期均衡關(guān)系情況。所謂協(xié)整是指對于兩個或多個非平穩(wěn)的變量序列，若其某個線性組合后的序列是平穩(wěn)的，我們便認為這些變量序列間有協(xié)整關(guān)系存在，變量間存在長期均衡關(guān)系。

Kao(1999)、Kao and Chiang(2000)利用推廣的DF和ADF檢驗提出了檢驗面板協(xié)整的方法，該方法利用靜態(tài)面板回歸的殘差來構(gòu)建統(tǒng)計，其零假設是沒有協(xié)整關(guān)系。Pedroni(1999)給出了基于殘差的面板協(xié)整檢驗方法，其零假設是在動態(tài)多元面板回歸中沒有協(xié)整關(guān)系。本文分別采用Kao檢驗和Pedroni檢驗方法來檢驗被解釋變量和解釋變量之間的協(xié)整關(guān)系。從協(xié)整檢驗結(jié)果來看，在5%的置信水平上，兩種檢驗方法得出的結(jié)果都拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的原假設，從而表明銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)與中小企業(yè)發(fā)展之間存在著長期、穩(wěn)定的關(guān)系。

表2 各指標面板數(shù)據(jù)單位根檢驗

(三)模型回歸結(jié)果

本文通過OLS方法對固定效應面板數(shù)據(jù)模型(1)進行回歸分析，回歸結(jié)果見表3。從模型整體估計結(jié)果來看，R2為0.982 9，回歸模型擬合程度很好，說明回歸模型的自變量能夠很好的解釋因變量。從解釋變量和控制變量的系數(shù)和顯著性來看:在5%的顯著性水平上，解釋變量BSit系數(shù)大于零為0.332 5，說明中小銀行分支機構(gòu)比例的提升、銀行集中度的下降有利于中小企業(yè)發(fā)展?？刂谱兞烤?%的置信水平上是顯著的，銀行金融機構(gòu)貸款與GDP的比值FDit系數(shù)為負，表明以銀行信貸作為外部資金支持的單一融資渠道不利于中小企業(yè)發(fā)展;勞動力數(shù)目對數(shù)LnLit和固定資產(chǎn)投資額對數(shù)LnIit的系數(shù)顯著為正與經(jīng)驗一致，說明勞動力增長與固定資產(chǎn)投資的增加能促進中小企業(yè)發(fā)展;對外貿(mào)易進出口總額與GDP比值對數(shù)Tit亦顯著為負，表明中小企業(yè)不應過分依賴對外貿(mào)易。

四、結(jié)論與政策建議

分支機構(gòu)是銀行獲取和配置金融資源主要渠道，各銀行金融機構(gòu)分支機構(gòu)數(shù)目及比例變化反映了銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)特征和競爭程度。鑒于此，本文使用中小銀行分支機構(gòu)數(shù)占比作為銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)的代理變量，考察我國銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)對中小企業(yè)發(fā)展的影響。固定效應模型回歸結(jié)果顯示銀行業(yè)結(jié)構(gòu)對中小企業(yè)發(fā)展影響為正，說明降低銀行業(yè)結(jié)構(gòu)集中度能夠促進中小企業(yè)發(fā)展。

我國目前的直接融資體系尚不發(fā)達，銀行業(yè)在對實體經(jīng)濟發(fā)展的金融支持方面起到關(guān)鍵性作用。而銀行體系要充分發(fā)揮支持中小企業(yè)發(fā)展的作用，不僅在規(guī)模上要與中小企業(yè)發(fā)展相適應，其市場結(jié)構(gòu)也要與中小企業(yè)相匹配。對此，我們提出以下建議改善我國銀行業(yè)結(jié)構(gòu):

表3 固定效應模型回歸結(jié)果

首先，應當大力發(fā)展中小銀行金融機構(gòu)。與大銀行相比，中小銀行更專注于在特定區(qū)域內(nèi)開展業(yè)務、對區(qū)域內(nèi)中小企業(yè)需求更為熟悉了解，能夠與中小企業(yè)建立良好的合作關(guān)系;中小銀行擁有更為扁平化的組織結(jié)構(gòu)、信息傳遞效率更高，符合中小企業(yè)對資金需求短、頻、小等特點。目前，我國高壟斷的銀行業(yè)對于中小企業(yè)融資產(chǎn)生諸多障礙。因此，應當進一步深化金融改革，放寬銀行業(yè)準入限制，積極發(fā)展股份制商業(yè)銀行、城市商業(yè)銀行、農(nóng)村合作機構(gòu)、郵政儲蓄、村鎮(zhèn)銀行等中小銀行金融機構(gòu)，允許具備條件的民間資本依法發(fā)起設立中小型銀行金融機構(gòu)，合理引導銀行業(yè)多元化發(fā)展。

其次，應當放寬中小銀行分支機構(gòu)設置限制。銀行分支機構(gòu)是銀行爭奪、控制和配置金融資源的主要渠道，對銀行業(yè)競爭程度有直接的影響。對于中小型銀行金融機構(gòu)，政府應進一步放開其分支機構(gòu)設立的限制，通過增加銀行分支機構(gòu)數(shù)量來促進銀行業(yè)競爭，提高銀行業(yè)運行效率。

此外，還應發(fā)展多元銀行體制。目前我國銀行體制是單一的國有銀行制度，該制度不可避免地產(chǎn)生“所有制歧視”和“信貸偏向”，造成金融資源高度集中于國有銀行，信貸資金也更多地流向國有企業(yè)，而作為我國市場經(jīng)濟重要支柱的中小企業(yè)卻難以獲得滿足其發(fā)展需求的資金支持，造成信貸資源配置的低效率。因此，政府應當考慮引入民間和國外投資者，對國有銀行的控股方形成一定的牽制，發(fā)展多元銀行體制，重新建立股權(quán)控制結(jié)構(gòu)，降低代理費用，真正使國有銀行走向商業(yè)化，創(chuàng)建一個市場主體平等的金融市場。

注釋:

①鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文中小企業(yè)為中小工業(yè)企業(yè)。

②本文中小銀行金融機構(gòu)為除去大型商業(yè)銀行、政策性銀行及外資銀行之外的銀行金融機構(gòu)，具體包括股份制商業(yè)銀行、城市商業(yè)銀行、農(nóng)村合作機構(gòu)、郵政儲蓄、村鎮(zhèn)銀行等。

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