我国银行业市场结构对中小企业发展影响实证研究

赵东安，诸清华

(1.常州大学 商学院，江苏 常州213164;2.南京大学 商学院，江苏 南京210093)

《中国中小企业发展报告(2014)》显示，截止2013年底，我国中小企业注册数量超过4 200万户，占全国企业总数的九成以上。我国中小企业生产总值超过全国总产值的60%，上缴税收超过全国总税收的50%;中小企业申请了全国超过60%的发明专利，研发了超过80%的新产品;中小企业从业人员占就业人口比例超过60%。我国中小企业为经济增长、创造就业机会等方面做出了巨大的贡献，但仍面临成本上升、环境保护压力大、市场进入障碍、融资难、国际市场不确定性增加等长期性问题。2014年由于经济发展面临下行压力，中小企业融资难、融资贵等问题凸显。赵红梅(2013)针对融资约束与中小企业投资行为的研究表明，外部融资约束对电子、机械及化工等中小企业数量的发展有一定的抑制作用［1］。

中小企业的发展离不开金融体系的支持。在欧美发达国家，资本市场能够为投融资双方提供风险共担、利益共享机制，成为推动中小企业特别是科技创新型企业成长的重要平台。但目前我国资本市场根本无法满足数以千万计的中小企业直接融资需求。截至2013年底，境内共拥有A股上市公司2 000多家，主板、中小板、创业板上市公司数目仅分别为1 400多家、700多家和300多家;而处于初创阶段的场外市场则出现了挂牌企业少、融资量少和交易冷淡等问题。

现代金融中介理论从信息不对称角度研究金融中介问题，认为银行在收集、处理和生产借款信息方面具有成本优势，银行贷款是中小企业最核心的外源融资方式。从我国实际情况来看，银行间接融资也是我国中小企业获取外部资金支持的更好选择。

一、文献综述

由于短期内一个国家或者地区银行金融机构信贷供给能力是较稳定的，因此从已有的研究结果来看，中小企业信贷影响因素主要包括中小企业特征和银行业市场结构特征。

中小企业特征主要是指中小企业企业规模、财务特征、企业家个人特征、企业财产构成和所负法律责任等［2］，这些都是影响获取银行贷款等外部融资的企业自身因素。Mallic等(2002)研究美国中小企业数据发现，企业规模越小，其获取银行信贷能力越弱;相比公司制企业，无限责任企业更容易获取银行贷款［3］。Avery、Bostic和Samolyk(1998)实证研究发现，企业家个人财富和个人承诺对小企业获得信贷都有重要影响［4］。中小企业由于制度不完善、信息披露存在问题产生更严重的信息不对称问题。Berger等(2005)研究了信息不对称对企业获取银行贷款的影响，认为小银行具有处理信息的优势，小银行更愿意向中小企业贷款，大银行则愿意向信息透明、有持续信用记录的大企业提供信贷支持［5］。

银行是服务性金融机构，其最主要的功能是筹集社会生产过程中闲置的资金并投放到生产中去。银行业促进经济增长和中小企业发展主要途径是:储蓄动员、风险分散、信息生产、资源分配和企业行为监督。在不同的银行业市场结构下，银行业对中小企业发展产生不同的作用。银行业结构通过影响银行效率、企业信息收集和信贷可得性影响中小企业发展［6］。蒋含明(2014)基于1990－2009年城市层面的面板数据，实证分析了银行业结构对我国中小企业创业的影响，得出垄断性市场结构造成银行业低效率、阻碍中小企业创业的结论［7］。Berger、Black(2011)的研究则认为，小银行具有关系型贷款的技术比较优势，中小企业更容易从小银行获得融资支持［8］。齐欣林(2014)分析了银行业结构对中小微企业融资来源的影响，认为虽然小微企业贷款在我国中小银行贷款比例较高，但是在小微企业贷款发放总量上大型商业银行有绝对优势［9］。

中小企业特征是市场经济中企业自主发展的结果，但是银行业市场结构除了受到区域经济发展水平的影响外，还受到政府影响。在我国，银行的设立及其分支机构的设置存在严重的政府干预。黄隽(2007)研究了1996年—2005年韩国、中国台湾和中国的银行业市场竞争度，认为我国政府需要对银行业市场结构进行定位及制定发展规划，规范政府行为，减少对银行的直接干预［10］。

银行业市场结构即银行业市场竞争结构，它由金融体系中不同规模各类银行的市场份额决定。研究银行业市场结构最常见的衡量指标是银行集中度，它反映的是大银行与小银行的相对规模，银行集中度高意味着大银行相对市场份额高［11］。目前，国内外学者主要通过银行业总资产、存款或贷款集中度来研究银行业市场结构。改革开放以来，我国商业银行除了信贷资金数量增长迅猛，银行金融机构类型及其分支机构数目也发生了巨大变化。2000年以来，随着政府对银行设立及银行分支机构设置政策的放宽，城市商业银行、农村商业银行等中小银行分支机构数目呈现了快速增长态势。银行为了争夺、控制和配置金融资源不断增设银行分支机构，银行分支机构的扩张成为我国银行竞争和发展的重要策略［12］。各类银行分支机构数目增减、比例的变化在一定程度上反映近年来我国银行业市场结构的发展趋势，金融发展中银行业市场结构的变化对数以千万计的中小企业产生深远的影响。鉴于此，本文从中小银行分支机构的视角，运用2003—2012年30个省、直辖市和自治区省际面板数据，实证研究了银行业市场结构对于我国中小企业发展的影响。

二、变量选择与模型设定

(一)变量选择

我们选择各地区中小企业年产值作为考察中小企业发展的代理变量①。对数化处理不改变原数据的协整关系，还能消除部分异方差现象并减少数据的波动，因此我们对中小企业年产数据值进行了对数化。LnYit为被解释变量，表示第i个地区t年中小企业年产值Y的对数，反映当地中小企业发展规模。

BSit作为解释变量，表示第i个地区t年中小银行分支机构数与银行分支机构总数比值，反映了当地银行业集中程度②。BSit值越大，表明中小银行份额越高，银行业集中度越低，银行业竞争程度越高。

控制变量包括:各地区银行金融机构贷款与GDP的比值FDit，表示各地区银行金融体系相对于实体经济的规模，用于反映各地区金融深化程度;根据新古典经济增长理论经济增长模型，控制变量中我们加入LnLit、LnIit和Tit，分别表示各地区劳动力数目对数、固定资产投资额对数和各地区对外贸易进出口总额与GDP比值。其他解释变量还有各地区中小企业数目对数LnNit。

(二)模型设定

对于宏观层面的计量经济学问题，面板数据模型通常选择三种形式，即混合截面模型、固定效应变截距模型和随机效应变截距模型。面板数据具有时间和空间的二维性，而我国经济改革具有阶段性特征，各个地区经济发展存在显著差异，我们应当选择固定效应模型而非随机效应模型。此外，本文选择样本数据的时间跨度较短，因此模型中应考虑地区固定效应，不考虑时间固定效应。

我们需要通过检验来确认面板数据模型的形式。本文通过F检验决定选用混合截面模型还是固定效应模型，然后用Hausman检验确定应该建立随机效应模型还是固定效应模型。F统计量的伴随概率为0，因此我们拒绝混合截面模型相对于固定效应模型更有效的假设。Hausman检验的检验统计量为14.562 0，伴随概率为0.024。因此，我们拒绝固定效应模型与随机效应模型不存在系统差异的原假设，最终建立固定效应模型。

实证研究的目的是为考察我国银行业市场结构对中小企业发展的影响。本文将通过实证研究检验的理论假设是:以中小银行分支机构数占所有银行分支机构总数比例作为银行业市场结构代理变量，银行业市场集中度降低有利于中小企业发展。根据所选择样本实际情况，考虑到数据的可获得性，我们选择如下固定效应模型:

其中，LnYit为被解释变量，BSit作为主要解释变量，Xit为控制变量，包括FDit、LnLit、LnIit、Tit以及LnNit。μi为各地区存在的异质性产生的固定效应，反映各地区的差异;εi为随机扰动项。

三、实证分析

我们采用Eviews8.0软件对面板数据进行实证分析。具体步骤为:首先通过单位根检验确定变量序列的平稳性，若平稳则可以建立回归模型，否则需对变量序列进行差分并看其是否服从i阶单整。若所有序列均服从同阶单整，则可以进行协整检验，从而判断模型内部变量之间是否存在长期均衡关系。

(一)数据的选择

本文最终选择2003—2012年30个省、自治区和直辖市数据(除西藏自治区外)，合计300个样本观测值进行实证研究。其中，中小企业总产值2004年、2006—2012年数据来源于《中国工业经济统计年鉴》，2005数据来源于《新中国60年统计资料汇编》。银行业市场结构数据根据历年《中国区域金融运行报告》中小银行机构数及银行金融机构总数数据计算得来;各地区银行金融机构贷款数据来源于2005—2012年《区域金融运行报告》中银行金融机构年末人民币贷款余额，2003、2004年数据根据下一年年末人民币贷款余额增长率计算得到;各地区劳动力数目、固定资产投资额及对外贸易总额数据来源于相关年份《中国统计年鉴》。变量的描述性统计见表1。

表1 变量的描述性统计

(二)变量关系的协整检验

1.数据的平稳性检验

传统的时间序列模型回归分析使用的一个重要前提是，要分析的时间序列的平稳性，如果序列非平稳则需要差分后平稳，否则不可以使用。单位根检验方法是分析时间序列平稳性及其他更复杂的时间序列分析的重要基础。由于面板数据反映了时间和截面二维上的信息，面板数据也可能存在单位根问题，因此需进行单位根检验。

本文采用LLC和IPS两种面板单位根检验方法对数据进行检验。LLC检验是相同单位根过程下的检验，IPS检验是不同单位根过程下的检验。两种检验方法单位根检验结果如表2所示，检验1是面板数据各变量进行单位根检验结果，检验2是一阶差分面板数据单位根检验结果。

从表2中检验1可以看出，除了FD、LNL及T指标，其他指标LLC检验和IPS检验的P值均不能同时小于0.1，即不能同时通过LLC检验和IPS检验。这表明其他指标都是非平稳的，因此有必要对非平稳的序列进行变换，同时不改变原来序列之间的因果关系。分别对各指标序列取一阶差分，再次检验各序列是否存在单位根。从表2中检验2可以看出，LLC检验和IPS检验结果在5%的置信水平上均拒绝了存在单位根的假设，因此我们可以认为被检验的指标的一阶差分都是平稳的。

2.协整检验

协整检验考察了变量之间的长期均衡关系情况。所谓协整是指对于两个或多个非平稳的变量序列，若其某个线性组合后的序列是平稳的，我们便认为这些变量序列间有协整关系存在，变量间存在长期均衡关系。

Kao(1999)、Kao and Chiang(2000)利用推广的DF和ADF检验提出了检验面板协整的方法，该方法利用静态面板回归的残差来构建统计，其零假设是没有协整关系。Pedroni(1999)给出了基于残差的面板协整检验方法，其零假设是在动态多元面板回归中没有协整关系。本文分别采用Kao检验和Pedroni检验方法来检验被解释变量和解释变量之间的协整关系。从协整检验结果来看，在5%的置信水平上，两种检验方法得出的结果都拒绝了不存在协整关系的原假设，从而表明银行业市场结构与中小企业发展之间存在着长期、稳定的关系。

表2 各指标面板数据单位根检验

(三)模型回归结果

本文通过OLS方法对固定效应面板数据模型(1)进行回归分析，回归结果见表3。从模型整体估计结果来看，R2为0.982 9，回归模型拟合程度很好，说明回归模型的自变量能够很好的解释因变量。从解释变量和控制变量的系数和显著性来看:在5%的显著性水平上，解释变量BSit系数大于零为0.332 5，说明中小银行分支机构比例的提升、银行集中度的下降有利于中小企业发展。控制变量均在5%的置信水平上是显著的，银行金融机构贷款与GDP的比值FDit系数为负，表明以银行信贷作为外部资金支持的单一融资渠道不利于中小企业发展;劳动力数目对数LnLit和固定资产投资额对数LnIit的系数显著为正与经验一致，说明劳动力增长与固定资产投资的增加能促进中小企业发展;对外贸易进出口总额与GDP比值对数Tit亦显著为负，表明中小企业不应过分依赖对外贸易。

四、结论与政策建议

分支机构是银行获取和配置金融资源主要渠道，各银行金融机构分支机构数目及比例变化反映了银行业市场结构特征和竞争程度。鉴于此，本文使用中小银行分支机构数占比作为银行业市场结构的代理变量，考察我国银行业市场结构对中小企业发展的影响。固定效应模型回归结果显示银行业结构对中小企业发展影响为正，说明降低银行业结构集中度能够促进中小企业发展。

我国目前的直接融资体系尚不发达，银行业在对实体经济发展的金融支持方面起到关键性作用。而银行体系要充分发挥支持中小企业发展的作用，不仅在规模上要与中小企业发展相适应，其市场结构也要与中小企业相匹配。对此，我们提出以下建议改善我国银行业结构:

表3 固定效应模型回归结果

首先，应当大力发展中小银行金融机构。与大银行相比，中小银行更专注于在特定区域内开展业务、对区域内中小企业需求更为熟悉了解，能够与中小企业建立良好的合作关系;中小银行拥有更为扁平化的组织结构、信息传递效率更高，符合中小企业对资金需求短、频、小等特点。目前，我国高垄断的银行业对于中小企业融资产生诸多障碍。因此，应当进一步深化金融改革，放宽银行业准入限制，积极发展股份制商业银行、城市商业银行、农村合作机构、邮政储蓄、村镇银行等中小银行金融机构，允许具备条件的民间资本依法发起设立中小型银行金融机构，合理引导银行业多元化发展。

其次，应当放宽中小银行分支机构设置限制。银行分支机构是银行争夺、控制和配置金融资源的主要渠道，对银行业竞争程度有直接的影响。对于中小型银行金融机构，政府应进一步放开其分支机构设立的限制，通过增加银行分支机构数量来促进银行业竞争，提高银行业运行效率。

此外，还应发展多元银行体制。目前我国银行体制是单一的国有银行制度，该制度不可避免地产生“所有制歧视”和“信贷偏向”，造成金融资源高度集中于国有银行，信贷资金也更多地流向国有企业，而作为我国市场经济重要支柱的中小企业却难以获得满足其发展需求的资金支持，造成信贷资源配置的低效率。因此，政府应当考虑引入民间和国外投资者，对国有银行的控股方形成一定的牵制，发展多元银行体制，重新建立股权控制结构，降低代理费用，真正使国有银行走向商业化，创建一个市场主体平等的金融市场。

注释:

①鉴于数据的可获得性，本文中小企业为中小工业企业。

②本文中小银行金融机构为除去大型商业银行、政策性银行及外资银行之外的银行金融机构，具体包括股份制商业银行、城市商业银行、农村合作机构、邮政储蓄、村镇银行等。

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