【供應(yīng)鏈金融對中小企業(yè)融資約束的影響實證探究12000字（論文）】

供應(yīng)鏈金融對中小企業(yè)融資約束的影響實證研究摘要：對于中小企業(yè)而言，融資貴融資難一直是影響其發(fā)展壯大的重要因素，而供應(yīng)鏈金融的快速發(fā)展為解決中小企業(yè)融資約束問題帶來新的解決方案。本文從中小企業(yè)的融資約束問題出發(fā)，利用2010年至2017年資金密集型行業(yè)的中小企業(yè)的財務(wù)數(shù)據(jù)，研究供應(yīng)鏈金融對中小企業(yè)融資約束的影響。以供應(yīng)鏈金融的發(fā)展模式為切入點，從短期借款、應(yīng)收票據(jù)和應(yīng)付票據(jù)三方面構(gòu)建供應(yīng)鏈金融指標，基于現(xiàn)金——現(xiàn)金流敏感性模型和個體固定效應(yīng)模型對面板數(shù)據(jù)進行回歸分析。實證結(jié)果表明，中小企業(yè)普遍存在融資約束的現(xiàn)象，且供應(yīng)鏈金融的發(fā)展可以有效緩解中小企業(yè)的融資約束。分地區(qū)樣本的研究結(jié)果表明，不同地區(qū)供應(yīng)鏈金融的發(fā)展對中小企業(yè)融資約束的緩解作用具有差異性，且東部地區(qū)和西部地區(qū)的供應(yīng)鏈金融的發(fā)展對于中小企業(yè)的融資約束具有顯著緩解作用，中部地區(qū)無顯著影響。本文結(jié)合實證分析結(jié)果，為促進供應(yīng)鏈金融發(fā)展緩解中小企業(yè)的融資約束提出參考意見。關(guān)鍵詞：供應(yīng)鏈金融，資金密集型，中小企業(yè)，融資約束目錄摘要 IAbstract II一、引言 1（一）研究背景 1（二）文獻綜述 2二、數(shù)據(jù)樣本和方法 4（一）計量模型構(gòu)建 4（二）變量說明 6（三）數(shù)據(jù)來源與說明 8三、實證結(jié)果與分析 9（一）中小企業(yè)融資約束回歸分析 9（二）樣本回歸分析 10四、異質(zhì)性分析 11五、穩(wěn)健性檢驗 13六、結(jié)論與不足 14（一）結(jié)論與建議 14（二）研究的不足 15參考文獻附錄引言目前，我國正處在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵時刻，在這樣的大環(huán)境背景下，中小企業(yè)對于我國經(jīng)濟健康發(fā)展具有越來越重要的促進作用。中國工信部聯(lián)合國家發(fā)改委等17個部門于2020年7月24日共同印發(fā)的《關(guān)于健全支持中小企業(yè)發(fā)展制度的若干意見》中指出，中小企業(yè)在穩(wěn)定國民經(jīng)濟和促進社會發(fā)展中發(fā)揮著主力軍的作用，對于奠定建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟體系、推進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的基礎(chǔ)有著重要意義。我國有數(shù)量龐大的中小企業(yè)，最新統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，目前我國共有4000多萬戶中小企業(yè)，占我國全部規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的99%，占中國稅收、GDP、技術(shù)創(chuàng)新和城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的比例分別達50%、60%、70%、80%以上，為我國經(jīng)濟的發(fā)展做出了巨大的貢獻。然而由于我國中小企業(yè)大多具有自身資產(chǎn)規(guī)模小、信用狀況不佳、信息披露途經(jīng)過少、對抗風(fēng)險能力差、核心競爭力不足、生命周期短、前景具有較多不確定性等問題，尤其是資金密集型行業(yè)的中小企業(yè)，因此融資難、融資費用高昂等難題長期以來是困擾其發(fā)展的難題。尤其是此次新冠肺炎疫情的爆發(fā)，迎來了中小企業(yè)發(fā)展的“寒冬期”，為中小企業(yè)的生存和發(fā)展帶來了的前所未有的沖擊。持續(xù)蔓延的疫情導(dǎo)致了大量企業(yè)停工停產(chǎn)，隨之而來的是眾多中小企業(yè)資金流動陷入困境，生存堪憂。雖然我國黨中央也高度重視中小企業(yè)融資的問題，并且出臺了一系列的舉措來幫助中小企業(yè)解決融資困難的問題，但是這些政策大多是從宏觀的角度出發(fā)，文件由中央下達到地方政府，再到地方政府出臺具體政策和措施需要很長一段時間，存在一定的滯后性和廣泛性，且對于資助的企業(yè)在企業(yè)創(chuàng)新、人才培養(yǎng)等方面存在一定程度上的條件限制，仍不能徹底改善中小企業(yè)融資困難的處境。由于互聯(lián)網(wǎng)金融、利率市場化和金融脫媒等發(fā)展帶來的影響，銀行等金融機構(gòu)依賴存款和貸款間利差來獲取利潤的傳統(tǒng)模式受到?jīng)_擊，需要尋求新的盈利模式。在這樣的背景下，供應(yīng)鏈金融應(yīng)運而生。深圳發(fā)展銀行在2006年成為我國第一家推出供應(yīng)鏈金融的銀行，并將其打造成為核心業(yè)務(wù)，通過考察供應(yīng)鏈整體情況，圍繞核心企業(yè)信用水平，對與其有密切來往的上下游中小企業(yè)提供綜合授信服務(wù)。近年來，供應(yīng)鏈金融對快速發(fā)展也對中小企業(yè)脫離融資困境提出了新的解決方案。與傳統(tǒng)的信貸模式相比，在供應(yīng)鏈金融模式中，金融機構(gòu)不僅考慮融資企業(yè)自身的資信水平，還重點考慮了供應(yīng)鏈中核心企業(yè)的行業(yè)競爭力、財務(wù)狀況及抵抗風(fēng)險能力等多方面，可以有效緩解傳統(tǒng)信貸過程中普遍存在的信息不對稱問題，降低金融機構(gòu)在貸款過程中面臨的違約風(fēng)險；同時也有效解決中小企業(yè)由于缺少抵押貸款、自身的資產(chǎn)規(guī)模以及競爭力不足等原因而無法獲得融資的難題。因此，本研究在上述背景下從實證入手，基于企業(yè)微觀層面研究中小企業(yè)是否存在融資約束、供應(yīng)鏈金融是否可以有效緩解中小企業(yè)的融資約束，以及不同地區(qū)供應(yīng)鏈金融對中小企業(yè)融資約束的差異化影響。從理論層面來講，本文結(jié)合已有文獻的研究，從微觀層面出發(fā)，通過構(gòu)建模型，從實證驗證供應(yīng)鏈金融對我國中小企業(yè)融資約束的影響，為中小企業(yè)通過供應(yīng)鏈金融發(fā)展緩解融資約束活動提供有效數(shù)據(jù)和理論指導(dǎo)，有益于促進我國中小企業(yè)的健康發(fā)展。從現(xiàn)實層面來講，目前我國中小企業(yè)普遍存在融資難、融資成本高的問題，同時金融機構(gòu)和中小企業(yè)之間也存在著嚴重的信息不對稱問題，銀行在給中小企業(yè)貸款時也面臨著違約風(fēng)險，本文旨在研究供應(yīng)鏈金融是否可以有效緩解中小企業(yè)的融資約束及不同地區(qū)的差異化影響，為積極發(fā)展我國供應(yīng)鏈金融提供切實有效的建議，緩解中小企業(yè)的融資約束。文獻綜述國內(nèi)外文獻綜述供應(yīng)鏈金融研究供應(yīng)鏈金融的發(fā)展對于促進經(jīng)濟發(fā)展有著重要作用，近年來受到了國內(nèi)外的學(xué)者的高度關(guān)注。劉士寧（2007）在研究供應(yīng)鏈金融的發(fā)展現(xiàn)狀以及風(fēng)險防范時將供應(yīng)鏈金融定義為在供應(yīng)鏈生產(chǎn)活動中，銀行通過一種使得物流增值的模式，靈活地使用金融產(chǎn)品和服務(wù)將核心企業(yè)與上下游企業(yè)聯(lián)系起來[5]。胡躍飛、黃少卿（2009）從財務(wù)供應(yīng)鏈管理的角度對供應(yīng)鏈金融作出如下定義，即供應(yīng)鏈金融是指人們開展資金與相關(guān)服務(wù)市場定價和交易活動，從而適應(yīng)供應(yīng)鏈生產(chǎn)組織體系[2]。供應(yīng)鏈金融發(fā)展的同時，不可忽視的是該種金融模式帶來的復(fù)雜風(fēng)險，李毅學(xué)（2011）基于供應(yīng)鏈金融風(fēng)險評估的原則構(gòu)造了評估指標體系，介紹供應(yīng)鏈金融存在的風(fēng)險問題，并闡明了供應(yīng)鏈金融風(fēng)險的評估過程[4]。隨著互聯(lián)網(wǎng)的興起和發(fā)展，供應(yīng)鏈金融借助互聯(lián)網(wǎng)興起了線上化模式的發(fā)展，史金召、郭菊娥（2015）在研究供應(yīng)鏈金融和互聯(lián)網(wǎng)金融辨析的基礎(chǔ)上，將互聯(lián)網(wǎng)視角下的供應(yīng)鏈金融進行分類，并與國內(nèi)的發(fā)展實踐進行對接[7]。伴隨時代的進步，大數(shù)據(jù)時代應(yīng)運而生，YuWantaoetal.（2021）將大數(shù)據(jù)分析融入供應(yīng)鏈金融，研究信息處理和數(shù)據(jù)驅(qū)動文化的作用[17]。中小企業(yè)融資約束研究企業(yè)的發(fā)展是社會前進的不竭動力，中小企業(yè)作為社會企業(yè)的重要組成部分，對于我國政治、教育、文化、科學(xué)等各領(lǐng)域都起著十分積極的作用（吳達，2010）[7]。郭麗虹、徐曉萍（2012）利用世界銀行對中國1378家中小企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)，通過對企業(yè)特征和融資約束進行研究，結(jié)果表明企業(yè)規(guī)模、是否公開上市、是否隸屬于企業(yè)集團是影響中小企業(yè)融資約束的重要因素[1]。為探究何種因素能夠緩解中小企業(yè)的融資約束，我國學(xué)者進行了大量相關(guān)研究。姚耀軍、董鋼鋒（2015）通過現(xiàn)金——現(xiàn)金流敏感性模型研究金融結(jié)構(gòu)及發(fā)展水平對中小企業(yè)融資約束的影響，研究表明由中小銀行發(fā)展所推動的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)變化顯著緩解了中小企業(yè)融資約束,而金融市場與銀行中介的比例構(gòu)成、金融發(fā)展水平與中小企業(yè)融資約束都并未有顯著穩(wěn)健關(guān)聯(lián)[12]。肖晶、粟勤（2016）通過OrderedProbit模型，采用世界銀行2012年《中國企業(yè)問卷調(diào)查》中2179個民營企業(yè)樣本作為研究對象,研究了中國銀行業(yè)市場集中度下降以及競爭程度增強兩方面對中小企業(yè)融資約束的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)破除銀行業(yè)壟斷對中小企業(yè)融資約束有緩解作用[9]。楊毅等人（2019）利用創(chuàng)業(yè)板上市公司2012—2016年的數(shù)據(jù)通過建模分析，研究發(fā)現(xiàn)高質(zhì)量的內(nèi)部控制、供應(yīng)鏈金融都有助于緩解中小企業(yè)面臨的融資約束[11]。供應(yīng)鏈金融對中小企業(yè)融資約束的影響研究企業(yè)的現(xiàn)金持有量一直是學(xué)者們研究關(guān)注的重點，相關(guān)的研究可以追溯到Opleretal.（1999）認為昂貴的交易和外部融資成本影響著公司的現(xiàn)金持有量水平[15]。Almeidaetal.（2004）為研究融資約束的公司和非融資約束的公司現(xiàn)金持有行為，構(gòu)建現(xiàn)金——現(xiàn)金流面敏感性模型，實證結(jié)果表明企業(yè)的融資約束影響著公司的現(xiàn)金持有問題[16]。融資貴融資難一直是中小企業(yè)發(fā)展緩慢的重要原因之一，較大的融資約束嚴重影響了中小企業(yè)的發(fā)展速度，而供應(yīng)鏈金融的發(fā)展這一新的解決方案可以有助于緩解中小企業(yè)的融資約束，使得企業(yè)融資成本降低的重要手段（潘余，2018）[6]。閆俊宏等人（2007）闡述了供應(yīng)鏈金融的核心理念及特點,討論了供應(yīng)鏈金融的應(yīng)收款、預(yù)付款和存貨融資模式對中小企業(yè)潛在的融資優(yōu)勢，為解決我國中小企業(yè)融資難的問題提供了新思路[10]。張偉斌、劉可（2012）[13]、李寶寶（2016）[3]、朱秋華（2019）[14]等學(xué)者基于現(xiàn)金——現(xiàn)金流敏感性角度，處理并分析中小企業(yè)的財務(wù)數(shù)據(jù)進行實證研究，結(jié)果表明明顯的現(xiàn)金——現(xiàn)金流敏感性普遍存在于中小企業(yè),即中小企業(yè)存在融資約束,而供應(yīng)鏈金融的發(fā)展使得這種現(xiàn)象得到改善。文獻評述本文通過梳理現(xiàn)有文獻，發(fā)現(xiàn)有關(guān)供應(yīng)鏈金融對中小企業(yè)融資約束的影響研究仍存在不足。首先，目前對于供應(yīng)鏈金融和中小企業(yè)融資約束的學(xué)術(shù)研究大多數(shù)集中在宏觀層面的分析。其次，國內(nèi)外學(xué)術(shù)界有關(guān)衡量供應(yīng)鏈金融的指標并未有明確的統(tǒng)一標準，供應(yīng)鏈金融指標的測量仍存在差異；有關(guān)控制變量的選取也不夠完善，諸如企業(yè)的短期負債等因素對現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物變動的影響尚未考慮，不能完全解釋企業(yè)持有現(xiàn)金變動的原因。再者，過往研究中往往采用全部中小企業(yè)的全國數(shù)據(jù)，缺乏針對資金密集型行業(yè)等對現(xiàn)金需求多的中小企業(yè)的研究，對于不同地區(qū)供應(yīng)鏈金融對中小企業(yè)融資約束差異化影響的研究近乎為零。因而，本文在參考已有文獻的基礎(chǔ)上，選取采礦業(yè)、制造業(yè)和電力、熱力、燃氣及水生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)等具有代表性的資金密集型行業(yè)中小企業(yè)，采用企業(yè)微觀層面的數(shù)據(jù)，從企業(yè)的短期借款，應(yīng)收票據(jù)和應(yīng)付票據(jù)三方面來刻畫供應(yīng)鏈金融的發(fā)展水平，控制企業(yè)的企業(yè)規(guī)模、發(fā)展能力、資本支出、非營運資本變動、短期負債等變量對現(xiàn)金持有量變動的影響，基于總體樣本和分地區(qū)樣本進行回歸分析，以期對供應(yīng)鏈金融和中小企業(yè)融資約束的估計更貼合現(xiàn)實，更符合中小企業(yè)融資現(xiàn)狀。實證模型設(shè)計計量模型構(gòu)建1.研究假設(shè)國內(nèi)外的學(xué)者用現(xiàn)金——現(xiàn)金流敏感性衡量企業(yè)外部融資的約束程度，研究表明企業(yè)融資約束的程度越高，對于現(xiàn)金流的敏感性越大，通過我國供應(yīng)鏈金融中存貨融資模式、預(yù)付賬款融資模式和應(yīng)收賬款融資模式能夠緩解中小企業(yè)的融資約束。因此，本研究提出以下三個基本假設(shè)：H1：我國的中小企業(yè)普遍存在融資約束現(xiàn)象，即表現(xiàn)出顯著的現(xiàn)金——現(xiàn)金流敏感性。H2:供應(yīng)鏈金融的發(fā)展對中小企業(yè)的融資約束具有緩解作用，即供應(yīng)鏈金融的發(fā)展能有效降低企業(yè)的現(xiàn)金持有對現(xiàn)金流波動的敏感性。2.模型構(gòu)建為了驗證研究假設(shè)H1，即資金密集型的中小企業(yè)存在融資約束，本文將借鑒Almeidaetal.（2004）[15]提出的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性模型，并參考其他學(xué)者的研究方法，將企業(yè)的現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物的變動（△Cash）作為計量模型的被解釋變量，企業(yè)現(xiàn)金流作為計量模型的核心解釋變量。由于影響中小企業(yè)融資約束的因素是多方面的，為了降低變量遺漏而導(dǎo)致的估計偏誤，本研究引入企業(yè)的發(fā)展能力、資本支出、企業(yè)規(guī)模、非現(xiàn)金營運資本變動和短期負債這五個方面的變量作為模型的控制變量，并且為了避免托賓Q測量誤差的影響，使用企業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入增長率替代企業(yè)的成長性。構(gòu)建模型如公式（1）所示：?Cas?i,t（i=1,2,…,727;t=2010,2011,…,2019）公式中?Cas?i,t表示企業(yè)現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物的變動，代表企業(yè)現(xiàn)金流的敏感性，α0為常數(shù)項；系數(shù)α1、α2、α3、α4、α5、α6為解釋變量對被解釋變量（?Cash）的彈性；i表示企業(yè)編號，為了驗證研究假設(shè)H2，即供應(yīng)鏈金融的發(fā)展對中小企業(yè)的融資約束具有緩解作用，本文將基于上述的現(xiàn)金——現(xiàn)金流敏感性模型，引入供應(yīng)鏈金融指標以及企業(yè)現(xiàn)金流與供應(yīng)鏈金融的交乘項作為核心解釋變量。具體模型如公式（2）所示：?Cas?i,t（i=1,2,…,727;t=2010,2011,…,2019）公式中SCF代表供應(yīng)鏈金融指標，Cas?Flow?SCF表示中小企業(yè)融資約束被供應(yīng)鏈金融發(fā)展所緩解的效應(yīng)，β0為常數(shù)項；系數(shù)βi（i=1,2,…,8）為解釋變量對被解釋變量（?Cash）的彈性。由于供應(yīng)鏈金融的發(fā)展能改善中小企業(yè)對于外源資金的需求程度，因此β2應(yīng)該顯著小于0，且變量說明被解釋變量現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物的變動（△Cash）是本研究的被解釋變量，是指中小企業(yè)的本期可流動現(xiàn)金持有量的變動額。本文采用企業(yè)的現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物凈增加額與企業(yè)的當(dāng)期總資產(chǎn)的比值進行衡量。解釋變量企業(yè)現(xiàn)金流（CashFlow）由于投資與籌資活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流受不確定因素影響較大，而經(jīng)營活動現(xiàn)金流是企業(yè)最穩(wěn)定和最主要的現(xiàn)金流來源，因此本研究將企業(yè)經(jīng)營活動現(xiàn)金流作為現(xiàn)金流的解釋變量。本文采用企業(yè)當(dāng)期經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額除以企業(yè)當(dāng)期總資產(chǎn)進行衡量。供應(yīng)鏈金融發(fā)展（SCF）供應(yīng)鏈金融中存貨融資模式會為融資企業(yè)提供最長期限不大于90天的短期借款，在預(yù)付賬款和應(yīng)收賬款融資模式中，銀行普遍采用銀行承兌匯票來支付，這對于企業(yè)而言會產(chǎn)生應(yīng)付票據(jù)和應(yīng)收票據(jù)，基于此本研究從微觀角度出發(fā)，采用企業(yè)的短期借款、應(yīng)付票據(jù)和應(yīng)收票據(jù)的總和除以當(dāng)期總資產(chǎn)進行供應(yīng)鏈金融發(fā)展程度的衡量。企業(yè)現(xiàn)金流與供應(yīng)鏈金融發(fā)展的交乘項（CashFlow*SCF）企業(yè)現(xiàn)金流（CashFlow）與供應(yīng)鏈金融發(fā)展（SCF）交乘項表示供應(yīng)鏈金融的發(fā)展對于中小企業(yè)起到的融資約束的緩解效應(yīng)，本研究采用企業(yè)經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流與供應(yīng)量金融發(fā)展的交乘項進行衡量。控制變量發(fā)展能力（Growth）主營業(yè)務(wù)收入增長率是衡量企業(yè)目前生產(chǎn)經(jīng)營的狀況和在市場中的占有比重，預(yù)測企業(yè)增長速度和發(fā)展前景的重要體現(xiàn)，較高的主營業(yè)務(wù)增長率表明企業(yè)具有較好的發(fā)展能力。本文采用企業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入增長率來進行衡量。企業(yè)規(guī)模（Size）企業(yè)的資產(chǎn)總額可以從資源占用層面以及生產(chǎn)要素層面這兩大層面上客觀地反映企業(yè)的規(guī)模，因此本研究采用企業(yè)的當(dāng)期總資產(chǎn)并取對數(shù)進行衡量。資本支出（Expend）企業(yè)的資本支出是指企業(yè)為取得長期資產(chǎn)而發(fā)生的支出，本研究采用將企業(yè)購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金凈額與處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額兩者相減的值與當(dāng)期總資產(chǎn)的比值衡量企業(yè)的資本支出。非營運資本變動（△NWC）企業(yè)的非營運資本變動是指企業(yè)一定時期流動資產(chǎn)與流動負債的差額，本研究采用流動資產(chǎn)減去流動負債和貨幣資金的總和的所得值與當(dāng)期總資產(chǎn)進行相除值的變動進行衡量。短期負債（Std）短期負債是當(dāng)代企業(yè)經(jīng)營必不可少的資金來源，是公司利用負債進行資金運用的放大效應(yīng)的體現(xiàn)。本研究采用企業(yè)當(dāng)期流動負債除以當(dāng)期總資產(chǎn)進行衡量。本研究中主要變量的具體含義如下表3-1所示：表3-1主要變量具體含義Table3-1Specificmeaningofmainvariables變量變量名計算方法預(yù)期△Cash現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物的變動現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物凈增加額/當(dāng)期資產(chǎn)總額CashFlow企業(yè)現(xiàn)金流經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額/當(dāng)期資產(chǎn)總額+SCF供應(yīng)鏈金融發(fā)展（短期借款+應(yīng)收票據(jù)+應(yīng)付票據(jù)）/當(dāng)期資產(chǎn)總額CashFlow*SCF企業(yè)現(xiàn)金流與供應(yīng)鏈金融發(fā)展交乘項-Growth發(fā)展能力主營業(yè)務(wù)收入增長率+Size企業(yè)規(guī)模當(dāng)期資產(chǎn)總額的自然對數(shù)+Expend資本支出（-處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額+購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金凈額）/當(dāng)期資產(chǎn)總額-NWC非現(xiàn)金營運資本（流動資產(chǎn)-貨幣資金-流動負債）/當(dāng)期資產(chǎn)總額△NWC非現(xiàn)金營運資本變動-Std短期負債當(dāng)期流動負債/當(dāng)期資產(chǎn)總額-注：數(shù)據(jù)來源為國泰安數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)來源與說明由于資金密集型的中小企業(yè)具有投資裝備眾多、投資較多、資金周轉(zhuǎn)較慢、投資回報速度較慢等特點，自身的資金積累無法滿足企業(yè)發(fā)展的需求，因此本文以資金密集型中小企業(yè)為研究對象，綜合數(shù)據(jù)準確性、可得性及代表性，并且結(jié)合資金密集型中小企業(yè)的自身特點，采用2010年至2019年度的中小板的電力、熱力、燃氣及水生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、采礦業(yè)以及制造業(yè)等資金密集型行業(yè)的中小企業(yè)的面板數(shù)據(jù)進行研究。為了實證結(jié)果的精確性，本文數(shù)據(jù)進行了如下篩選：（1）為充分反映企業(yè)的融資情況以及為確保數(shù)據(jù)的完整度，本文數(shù)據(jù)只對2010年1月1日之前上市的企業(yè)進行了選??；（2）對于同時發(fā)布合并報表和母公司財務(wù)報表的企業(yè)，選取合并報表中的財務(wù)數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)；（4）剔除了在相關(guān)指標計算時所需的數(shù)據(jù)存在缺失情況的企業(yè)。經(jīng)過以上篩選后，共得到5030個年度數(shù)據(jù)。本文所使用的所有企業(yè)數(shù)據(jù)全部來自于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。為了更加全面地了解各個變量的統(tǒng)計特征和數(shù)值分布情況，本文采用Stata15.0軟件對5030個樣本數(shù)據(jù)進行處理分析，得到所有變量的描述性統(tǒng)計。各個變量的統(tǒng)計結(jié)果如下表3-2所示。表3-2總體樣本的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果Table3-2Descriptivestatisticalanalysisresultsoftheoverallsample變量名樣本量均值標準差最小值最大值△Cash50300.0160.131-0.5802.169CashFlow50300.0470.071-0.7620.434SCF50300.9100.0540.5441.010Growth50300.2835.018-0.962355.602Size50309.4360.3998.31111.589Expend50300.0600.055-0.5950.642△NWC5030-0.0050.128-2.2801.694Std50300.3060.1770.0054.453由描述性統(tǒng)計結(jié)果可知，被解釋變量現(xiàn)金及現(xiàn)金流等價物（△Cash）的變動最小值和最大值分別為-0.580和2.169，正值表示企業(yè)擁有豐富的易變現(xiàn)的資金，負值表示現(xiàn)金存儲不足，可能存在無法滿足生產(chǎn)經(jīng)營活動的需求的現(xiàn)象，這表明不同企業(yè)的現(xiàn)金持有量具有明顯差異，持有資金的流動性強弱程度不同。核心解釋變量企業(yè)現(xiàn)金流（CashFlow）的最小值為-0.762，最大值為0.434，這說明不同企業(yè)經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流情況不同，現(xiàn)金流表現(xiàn)為負值的企業(yè)可能存在原材料購買過多，庫存積壓的情況。供應(yīng)鏈金融指標（SCF）的最小值為0.544，最大值為1.010，這表明不同企業(yè)均在不同程度上受到了供應(yīng)鏈金融的影響。發(fā)展能力、企業(yè)規(guī)模等控制變量的差別表明企業(yè)間的發(fā)展目標和戰(zhàn)略規(guī)劃存在差異，在投資意向、融資方式、經(jīng)營模式等方面的決策不同。實證結(jié)果與分析（一）中小企業(yè)融資約束回歸分析為了提高模型估計的準確性和有效性，在總體樣本面板數(shù)據(jù)回歸分析前本研究進行了Hausman檢驗，結(jié)果顯示拒絕隨機效應(yīng)，因此本文基于樣本數(shù)據(jù)的特征采用個體固定效應(yīng)模型，即固定企業(yè)個體的固定效應(yīng)模型進行回歸分析。為驗證H1，即我國的中小企業(yè)普遍存在融資約束現(xiàn)象，本文根據(jù)式（1）基于現(xiàn)金——現(xiàn)金流敏感性模型并固定個體效應(yīng)進行多元線性回歸分析，回歸結(jié)果如表4-1所示。表4-1中小企業(yè)融資約束回歸結(jié)果Table4-1RegressionresultsofSMEfinancingconstraints變量?CashCashFlow0.179***(5.54)Growth0.003(1.21)Size0.038***(4.72)Expend-0.468***(-13.10)?NWC-0.248***(-6.92)Std-0.141***(-6.21)Constant-0.306***(-4.05)N5011R-squared0.209注：***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05，分別表示在1%，5%，10%的水平上顯著?；貧w結(jié)果顯示，回歸模型組內(nèi)的擬合優(yōu)度R-squared為20.90%，表明在大樣本研究中本模型的擬合程度良好。擬合方程的表達式如公式（3）所示：?Cas?i,t解釋變量企業(yè)現(xiàn)金流（CashFlow）的系數(shù)為0.179，為正值，在1%的水平上統(tǒng)計顯著。這一結(jié)果表明，中小企業(yè)的現(xiàn)金流對現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物持有量的波動有明顯的正相關(guān)關(guān)系，存在一定程度的現(xiàn)金流敏感性，說明我國中小企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營過程中具有將持有當(dāng)期現(xiàn)金流中的一部分提取作為現(xiàn)金儲備，以維持企業(yè)的經(jīng)營發(fā)展。研究假設(shè)H1得以證實。（二）樣本回歸分析為驗證H2，即供應(yīng)鏈金融的發(fā)展能有效降低企業(yè)的現(xiàn)金持有對現(xiàn)金流波動的敏感性，本文根據(jù)式（2）基于拓展后的現(xiàn)金——現(xiàn)金流敏感性模型并固定企業(yè)個體效應(yīng)進行多元線性回歸分析，回歸結(jié)果如表4-2所示。表4-2樣本回歸結(jié)果Table4-2Sampleregressionresults變量?CashCashFlow1.251**(2.41)SCF0.111(1.61)CashFlow*SCF-1.158**(-2.09)Growth0.003(1.02)Size0.040***(4.77)Expend-0.474***(-12.56)?NWC-0.261***(-7.70)Std-0.157***(-6.19)Constant-0.419***(-4.73)N5,030R-squared0.216注：***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05，分別表示在1%，5%，10%的水平上顯著。總體樣本的回歸結(jié)果顯示，模型的擬合優(yōu)度R-squared表現(xiàn)為21.6%，表明在大樣本研究中本模型的擬合程度良好。擬合方程的表達式如公式（4）所示：?Cas?i,t核心解釋變量供應(yīng)鏈金融與企業(yè)現(xiàn)金流的交乘項（CashFlow*SCF）的估計系數(shù)為-1.158，通過5%的顯著性水平的檢驗，表明供應(yīng)鏈金融的發(fā)展對中小企業(yè)融資約束存在顯著的緩解作用，能有效改善中小企業(yè)的融資約束，研究假設(shè)二得以證實。解釋變量企業(yè)現(xiàn)金流（CashFlow）的系數(shù)為正數(shù)，且在5%的置信水平是顯著的，進一步驗證了研究假設(shè)一的可靠性，說明融資約束的現(xiàn)象普遍存在于中小企業(yè)。除發(fā)展能力（Growth）外，其他控制變量均通過了1%的顯著性水平檢測，其中企業(yè)規(guī)模（Size）的估計系數(shù)為正數(shù)，說明中小企業(yè)的規(guī)模越大，獲得外部融資的途徑越多，存在融資約束的可能性越小。而資本支出（Expend）、非營運資本變動（?NWC）和短期負債（Std）等控制變量的系數(shù)為負數(shù)，說明中小企業(yè)為維持企業(yè)的發(fā)展，購置必備的硬件設(shè)施等，會減少企業(yè)現(xiàn)金的持有量，存在資金緊張的情況，需要依靠外部資金來源補充。五、異質(zhì)性分析近年來，在黨中央的正確領(lǐng)導(dǎo)和全國人民的不懈努力下，我國的經(jīng)濟實現(xiàn)了突飛猛進的發(fā)展，但由于各地區(qū)的經(jīng)濟基礎(chǔ)以及資源等方面都存在著一定程度的地區(qū)差異，這也導(dǎo)致了我國各地區(qū)、各省份的經(jīng)濟發(fā)展不平衡。因此在地區(qū)層面上研究中小企業(yè)融資約束被供應(yīng)鏈金融的發(fā)展的影響程度顯得尤為重要，以便更加準確地了解地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展現(xiàn)狀，從而使各地區(qū)能夠因地制宜，制定出更加符合該地區(qū)發(fā)展的政策，拉動地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展。為研究供應(yīng)鏈金融發(fā)展對不同地區(qū)的差異化影響，本文根據(jù)全國人大六屆四次會議通過的“七五”計劃中劃分的東中西部地區(qū)對樣本進行分類，東部地區(qū)指我國具有較高的經(jīng)濟發(fā)展水平的省份，包括北京、遼寧、河北、上海、江蘇、浙江、福建、江蘇、廣東、山東、海南、天津等省份；中部地區(qū)指相對來說具有較為次發(fā)達經(jīng)濟的地區(qū)，包括河南、山西、吉林、安徽、黑龍江、江西、湖北、湖北、內(nèi)蒙古、湖南等省份；西部地區(qū)指具有欠發(fā)達水平的地區(qū)，包括廣西、貴州、四川、云南、甘肅、陜西、青海、西藏、寧夏、新疆等省份。在進行地區(qū)分類后針對分樣本數(shù)據(jù)進行了回歸分析，回歸結(jié)果表5-1所示：表5-1分樣本回歸結(jié)果Table5-1Subsampleregressionresults東部中部西部變量?Cash_1?Cash_2?Cash_3CashFlow0.999**2.3312.836**(2.23)(1.28)(2.55)SCF0.220***0.3850.150(3.44)(1.62)(0.64)CashFlow*SCF-0.867*-2.280-2.666**(-1.81)(-1.16)(-2.18)Growth0.003***0.0090.011(2.97)(1.03)(1.01)Size0.028***0.045***0.046***(6.77)(3.55)(2.85)Expend-0.330***-0.519***-0.446***(-11.67)(-6.11)(-3.19)?NWC-0.198***-0.360***-0.234***(-15.55)(-5.59)(-4.07)Std-0.059***-0.330***-0.230***(-5.42)(-5.83)(-3.50)Constant-0.445***-0.665***-0.504*(-6.60)(-3.34)(-1.78)N3,895646489R-squared0.1130.1860.291注：***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05，分別表示在1%，5%，10%的水平上顯著。分地區(qū)樣本的實證結(jié)果顯示，西部地區(qū)和東部地區(qū)的供應(yīng)鏈金融與企業(yè)現(xiàn)金流的交乘項分別在5%和10%的置信水平下顯著，且估計系數(shù)都為負數(shù)，說明即供應(yīng)鏈金融的發(fā)展降低企業(yè)現(xiàn)金持有對現(xiàn)金流波動敏感性的程度，該地區(qū)的供應(yīng)鏈金融發(fā)展對于資金密集型行業(yè)的中小企業(yè)的融資約束具有緩解作用，而對于中部地區(qū)而言則無顯著效果。這可能是因為東部地區(qū)發(fā)展相較于其他兩個地區(qū)而言經(jīng)濟發(fā)展較為發(fā)達，供應(yīng)鏈發(fā)展的程度較高，中小企業(yè)受到供應(yīng)鏈金融發(fā)展的覆蓋范圍較廣，有效地緩解了企業(yè)的融資約束；雖然西部地區(qū)雖經(jīng)濟發(fā)展欠發(fā)達，但是由于國家出臺了大量相關(guān)的政策支持西部地區(qū)供應(yīng)鏈金融的發(fā)展，促進中小企業(yè)的經(jīng)營發(fā)展，解決其融資難融資少的問題，因此西部地區(qū)相較于東部地區(qū)和中部地區(qū)供應(yīng)鏈金融的發(fā)展對于中小企業(yè)融資約束的緩解作用更加顯著。中部地區(qū)可能是由于企業(yè)的成長性受限，對于外部資金的需求相較于東西部地區(qū)的企業(yè)而言并不強烈，內(nèi)部資金足以維持企業(yè)的經(jīng)營發(fā)展，因此供應(yīng)鏈金融的發(fā)展對于中部地區(qū)中小企業(yè)的融資約束無明顯的緩解效果。六、穩(wěn)健性檢驗為了檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，以證明回歸結(jié)果的可靠程度，本研究還需進行穩(wěn)健性檢驗。穩(wěn)健性檢驗的方法一般從以下幾個方面來考量：變量替換法、補充變量法、分樣本回歸法、調(diào)整樣本期、改變樣本容量法等方法。本研究采用變量替換法來進行回歸模型的穩(wěn)健性檢驗。本文采用全國短期貸款發(fā)生額、全國貼現(xiàn)發(fā)生額及全國商業(yè)匯票發(fā)生額等數(shù)據(jù)來衡量供應(yīng)鏈金融的發(fā)展程度，以三者的總和除以本期國內(nèi)生產(chǎn)總值，得到我國供應(yīng)鏈金融指標SCF，以替換核心解釋變量（CashFlow*SCF）中原本的供應(yīng)鏈金融指標，進行總體樣本的固定企業(yè)個體效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗。回歸結(jié)果如表6-1所示：表6-1穩(wěn)健性檢驗結(jié)果Table6-1Robustnesstestresults變量?Cash_aCashFlow0.454***(3.80)SCF0.032***(5.38)CashFlow*SCF-0.210***(-2.78)Growth0.008***(6.17)Size0.053***(5.61)Expend-0.495***(-12.13)?NWC-0.262***(-7.34)Std-0.171***(-6.32)Constant-0.485***(-5.45)N5030R-squared0.229注：***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05，分別表示在1%，5%，10%的水平上顯著?；貧w結(jié)果顯示，核心解釋變量供應(yīng)鏈金融與企業(yè)現(xiàn)金流的交乘項（CashFlow*SCF）在1%的顯著性水平下通過檢驗，系數(shù)為負數(shù)，與總體樣本回歸結(jié)果的系數(shù)符號一致，說明供應(yīng)鏈金融的發(fā)展對中小企業(yè)的融資約束具有緩解作用。發(fā)展能力、企業(yè)規(guī)模的估計系數(shù)為正數(shù)，資本支出、非營運資本變動和短期借款等其他控制變量的估計系數(shù)為負數(shù)，這些均與本研究的估計系數(shù)符號保持一致，且都在1%的置信水平上顯著。這表明本文的研究結(jié)果并沒有出現(xiàn)實質(zhì)性，證明本研究的回歸模型是穩(wěn)健的。七、結(jié)論與不足（一）結(jié)論與建議本文以資金密集型行業(yè)的中小企業(yè)為例，基于2010年至2019年資金密集型行業(yè)的中小企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，在現(xiàn)金——現(xiàn)金流敏感性模型的基礎(chǔ)上結(jié)合國內(nèi)外學(xué)者的研究結(jié)論對模型通過補充和完善進行模型構(gòu)建，基于供應(yīng)鏈金融的發(fā)展模式，從存貨融資模式、預(yù)付賬款融資模式和應(yīng)收賬款融資模式三個維度衡量供應(yīng)鏈金融的發(fā)展程度，以企業(yè)的短期借款、應(yīng)收票據(jù)和應(yīng)付票據(jù)等指標構(gòu)建供應(yīng)鏈金融指標體系，進行個體固定效應(yīng)模型的回歸分析，研究供應(yīng)鏈金融對中小企業(yè)融資約束的影響。研究結(jié)果表明，總體來看資金密集型行業(yè)的中小企業(yè)具有融資約束，且中小企業(yè)的融資約束有能夠被供應(yīng)鏈金融的發(fā)展所緩解。分樣本的實證結(jié)果說明，東部地區(qū)和西部地區(qū)的供應(yīng)鏈金融的發(fā)展對于中小企業(yè)的融資約束具有顯著緩解作用，中部地區(qū)無顯著影響。2019年我國中共中央辦公廳和國務(wù)院辦公廳聯(lián)合印發(fā)的《關(guān)于促進中小企業(yè)健康發(fā)展的指導(dǎo)意見》中指出，我國中小企業(yè)是改善民生、促進創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新的重要力量，但是我國中小企業(yè)目前普遍存在著相同的難題，那便是難得到融資、融資成本高的問題，尤其是資金密集型行業(yè)的中小企業(yè)資金周轉(zhuǎn)時間長、所需投資多，面臨著巨大的融資約束。促進供應(yīng)鏈金融的發(fā)展，可以有效緩解我國中小企業(yè)尤其是資金密集型行業(yè)的中小企業(yè)融資約束。因此，本文基于總體樣本和分地區(qū)樣本的實證結(jié)果提出以下三點建議。首先，本文總體樣本的研究結(jié)果表明供應(yīng)鏈金融的發(fā)展對資金密集型行業(yè)的中小企業(yè)的融資約束具有緩解作用，能夠有效解決中小企業(yè)融資困境，因此我國政府應(yīng)該加大供應(yīng)鏈金融的發(fā)展力度，出臺更多相應(yīng)的政策來扶持中小企業(yè)的發(fā)展，幫助其更好地得到外部資金的支持。分地區(qū)樣本的研究結(jié)果表明由于各地區(qū)供應(yīng)鏈金融的發(fā)展程度不同，當(dāng)?shù)刂行∑髽I(yè)融資約束被緩解的效果也存在差異。西部地區(qū)和東部地區(qū)相較于中部地區(qū)的效果更為顯著，且西部地區(qū)的回歸結(jié)果很大可能上是由于我國政府出臺地區(qū)供應(yīng)鏈金融支持發(fā)展政策，因此我國政府可以適當(dāng)?shù)刂贫ㄡ槍π缘恼叽龠M中部地區(qū)供應(yīng)鏈金融的發(fā)展，營造良好的制度環(huán)境，保障該地區(qū)的供應(yīng)鏈金融有序發(fā)展。其次，金融機構(gòu)是發(fā)展我國供應(yīng)鏈金融的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，供應(yīng)鏈金融的發(fā)展也能為金融機構(gòu)帶來信貸業(yè)務(wù)新模式的突破，促進金融機構(gòu)的創(chuàng)新發(fā)展，因此金融機構(gòu)應(yīng)當(dāng)加大供應(yīng)鏈金融發(fā)展的重視程度，在現(xiàn)有供應(yīng)鏈金融存貨融資模式、預(yù)付賬款融資模式和應(yīng)收賬款融資模式三大融資模式的基礎(chǔ)上，保證金融風(fēng)險可控的前提下，加大對中小企業(yè)的融資力度，尤其是資金密集型行業(yè)等對資金有重大需求的中小企業(yè)，促進我國中小企業(yè)的健康發(fā)展。最后，盡管供應(yīng)鏈金融的發(fā)展對于緩解中小企業(yè)融資約束有明顯的促進效果，但是我國金融機構(gòu)在對中小企業(yè)進行供應(yīng)鏈金融模式為其進行融資時著重考量企業(yè)在供應(yīng)鏈里所處的地位以及企業(yè)自身的信用等，因此中小企業(yè)作為扶持的發(fā)展對象，更應(yīng)當(dāng)注重增強自身實力，擁有良好的企業(yè)信譽以及資產(chǎn)狀況。（二）研究的不足本文在基于總體樣本進行回歸分析供應(yīng)鏈金融對資金密集型行業(yè)的中小企業(yè)融資約束影響的基礎(chǔ)上，進一步通過分地區(qū)樣本回歸分析研究了不同地區(qū)供應(yīng)鏈金融對中小企業(yè)融資約束的差異化影響，在一定程度上彌補了過往研究中的不足，但是本研究仍然存在著以下幾方面的局限。第一，供應(yīng)鏈金融發(fā)展指標衡量目前尚未存在統(tǒng)一的衡量標準。本研究在梳理了以往文獻的過程中發(fā)現(xiàn)，供應(yīng)鏈金融指標截至目前并沒有統(tǒng)一的數(shù)據(jù)和衡量方法，因此本文在研究時供應(yīng)鏈金融的數(shù)據(jù)可能存在一定的誤差，導(dǎo)致本文的結(jié)果存在一定程度上的偏差。第二，遺漏變量導(dǎo)致的估計偏誤問題。影響企業(yè)現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物變動的因素眾多，本文在控制變量的選取上僅考慮了發(fā)展能力、企業(yè)規(guī)模、資本支出、非營運資本變動、短期負債等，還有諸如企業(yè)文化、公司戰(zhàn)略等隱形層面無法用指標和數(shù)據(jù)進行刻畫的變量本文尚未進行衡量，可進一步研究這些變量帶來的印象，使得回歸結(jié)果更具嚴謹性和可信度。第三，數(shù)據(jù)統(tǒng)計層面對研究結(jié)果的影響誤差。本文在研究供應(yīng)鏈金融對中小企業(yè)融資約束的影響時選用的是電力、熱力、燃氣及水生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、采礦業(yè)和制造業(yè)和電力、熱力、燃氣及水