供应链金融发展与中小企业融资_基于制造业中小上市公司的实证分析_刘可

供应链金融发展与中小企业融资
—基于制造业中小上市公司的实证分析
——
刘可缪宏伟
［摘要］本文从投资—现金流敏感性的角度出发，利用我国制造业中小上市公司2001~2011年的数据，对投资—现金流敏感性进行验证，发现中小企业存在较为明显的融资约束，随着供应链金融的发展其所面临的融资约束得到一定程度地缓解。

因此，政府应积极为供应链金融发展搭建政策平台，扮演好服务者的角色；金融机构应将供应链金融作为对中小企业融资渠道的业务创新、提升自身核心竞争力和盈利能力的重要手段；第三方物流企业应加强与企业深度合作提升增值服务价值，在为中小企业系统解决物流综合问题的同时也为企业提供融资服务。

［关键词］供应链金融；投资—现金流敏感性；融资约束；制造业中小企业
［文章编号］1009-9190（2013）01-0036-09［JEL分类号］G32［文献标志码］A
The Supply Chain Finance and the SME Financing
—An Empirical Study Based on Small and Medium-Sized Listed Manufacturing Companies
——
LIU Ke MIU Hong-wei
［Abstract］From the perspective of investment-cash flow sensitivity,this paper uses the data of small and medium-sized listed manufacturing companies during2001~2011to validate the investment-cash flow sensitivity.It is found that SMEs face signifi－cant financing constraints and the constraints decrease to some extent with the development of supply chain finance.Therefore, the paper suggests that the government should actively build a policy platform for the development of supply chain finance and play a role of attendant;financial institutions should view the business of supply chain finance as a business innovation of fi－nancing channels for SMEs and an important way to enhance their own core competitiveness and profitability;the third-party lo－gistics enterprises should strengthen the deep cooperation with other enterprises to enhance the value of value-added service and provides financing service for the SMEs while solving the comprehensive logistics problem systematicly.
［Key words］supply chain finance;investment-cash flow sensitivity;financing constraint;manufacturing SMEs
尽管中小企业已经成为我国经济发展的中坚力量，但是由于其规模小、可抵押资产少、自有资本少、抗风险能力弱以及信用等级偏低等原因，投资者不愿意为中小企业提供资金融通。

中小企业的发展普遍受到资金不足的约束。

２０１１年年初陆续爆发的以温州为典型的地区民间资本借贷危机集中体现了当正常融资渠道受阻后中小企业融资的困境。

为促使中小企业健康、有序的发展，国家各相关部委先后出台了各项措施，如增加贷款来源、鼓励还款方式创新等以改善中小企业融资困境。

近年来，供应链金融的迅速发展拓宽了中小企业的融资渠道，盘活了其自有资金，对缓解中小企业所面临的融资约束起到了积极的作用（ＴｏｗｅｒＧｒｏｕｐ，２００７；ＨｕａｎｄＨｕ，２００８；Ｍａｒｔｉｎｅｔａｌ．，２００９；陈祥锋等，２００６；闫俊宏等，２００７；张伟斌等，２０１２）。

本文从投资—现金流敏感性的角度出发，着重研究供应链金融发展对中小企业所面临的融资约束的缓解
［收稿日期］2012年9月4日
［作者简介］刘可，男，暨南大学金融系，博士生（广州，510632），E-mail：liuke19@；缪宏伟，男，暨南大学金融系，硕士生。

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作用。

我们率先利用我国制造业中小上市公司２００１￣２０１１数据对Ｆａｚｚａｒｉ等（１９８８）所提出的投资—现金流敏感性进行验证，证实中小企业存在较为明显的融资约束以及供应链金融的发展对中小企业融资约束的缓解作用，并估计出其缓解作用的大小。

文章余下部分安排如下：第一部分为关于供应链金融的文献回顾；第二部分为模型选择与研究假设；第三部分为实证研究设计，包括数据说明、实证模型和变量设定等；第四部分为实证结果和分析及稳健性测试；最后是结论及建议。

一、文献回顾
现实中，大部分的中小企业内部资金不足以满足其对资金的需要，但其外部融资却面临较大的约束（Ｓｕ－ｇｉｒｉｎ，２００９；张捷，２００３；罗正英，２００３；金雪军、陈杭生，２００７）。

其原因主要有以下几点：首先，中小企业多集中于非垄断性、竞争较为充分的行业，面临的激烈竞争使其平均利润率较低，而其市场、行业风险较大。

投资者要求的较高风险溢价（补偿）和中小企业所能够承受的外部融资成本存在矛盾。

其次，中小企业的资产中固定资产比重小，而流动资产和无形资产比重大，缺乏相应的抵押品，难以达到现有的担保及抵押要求。

再次，中小企业公司治理并不健全，缺乏规范的财务报表和信息披露机制，使得管理层的经营能力和企业真实信息难以为外部投资者所获取和评价，道德风险和代理成本较高。

最后，中小企业的资金需求往往带有时效性强、周期短、频率高、数额小的特点，使得投资者的收益有限且不确定，但其审理和监督成本较高。

正缘于此，外部投资者对中小企业的融资诉求较为谨慎，更多的是拒绝，信贷配给较为严重。

缓解并最终解决中小企业融资约束业已成为公司金融和金融发展研究的热点问题。

在这样的背景下，供应链金融于２０世纪末产生，并在为中小企业缓解融资约束和金融机构开辟新利润来源的动机下迅速发展。

供应链金融是指以发生在供应链上的商品交易价值为基础，金融机构（主要是银行）通过向供应链注入资金或信用，为供应链上下游企业提供流动资金的解决方案（ＴｏｗｅｒＧｒｏｕｐ，２００７）。

其实质是，在分工合作体系中利用核心企业信息优势来弥补和缓解中小企业信用缺位和信息不对称，进而提升其信用水平和信贷能力（ＨｕａｎｄＨｕ，２００８；Ｍａｒｔｉｎｅｔａｌ．，２００９）。

在经济活动中，供应链金融的参与主体主要包括金融机构、在供应链中占主导地位的核心企业、第三方物流企业和存在资金需求的中小企业。

依据资金融通在商品交易供应链的阶段，可以将供应链融资可分为三类：应收账款融资、动产质押融资和应付账款融资。

应收账款融资属于销售阶段的供应链金融，该模式是指缺乏资金的中小企业以对供应链下游核心企业的应收账款单据凭证为质押物，向金融机构申请期限不超过其应收账款到期时间的短期融资方式。

在该模式中，作为承担支付责任的核心大企业，具有较好的资信实力，且一般与金融机构间存在长期、稳定的合作，从而为中小企业融资发挥着担保和承兑作用。

核心企业承担的偿还款项优先支付给金融机构，从而降低了金融机构的放款风险。

动产质押融资属于生产阶段的供应链金融，该模式是指受信人以其所拥有的存货（多为原材料、半成品、产成品）为质押品，并以该存货及其产生的未来收益为第一还款来源的融资业务。

中小企业将合法拥有的货物交由金融机构认定的仓储监管方保管，同时转移提货权但不转移所有权。

金融机构依据货物的公允价值按一定比例为其提供融资，从而减少存货对中小企业有限资金的占用。

当提货人向金融机构支付用以抵押的存货货款后，金融机构向第三方物流企业发出放货指示，将存货提货权转移给提货人。

在这种融资模式下，金融机构往往会与处于购货方的核心企业签订担保合同或质物回购协议。

在中小企业违约时，由核心企业负责偿还或回购质押动产。

应付账款融资属于采购阶段的供应链金融，该模式是指在供应链上游的销货核心企业承诺回购商品的前提下，由第三方物流企业即仓储监管方负责提供担保，处于购货方的中小企业以金融机构指定仓库的既定仓单向金融机构申请质押贷款用以满足其预付货款的资金需求，而由金融机构控制其商品提货权的融资业务。

对于金融机构来说，上游销货方的回购承诺和通过第三方物流企业对货物提货权进行有效的控制，将大幅降低信贷风险，从而增加客户资源。

对融资中小企业来说，减少了原材料对资金的占用，可以有效缓解全额采购的资金短缺。

可见，上述三种供应链金融模式都深化了金融机构与供应链中融资企业的关系，并加强了供应链中各企业间的合作。

资金流得以更为迅速地回流到资金缺乏的中小企业，缓解其资金压力；银行得以开辟新的利润来源；
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第三方物流企业摆脱简单的货运服务，进一步提
高增值服务价值。

资金流、物流和信息流协调地
运行，将有助于提升各方的竞争力。

现有国内外的文献多是对供应链金融的发
展状况、运作模式、网络结构等进行描述（Ｔｏｗｅｒ
Ｇｒｏｕｐ，２００７；ＨｕａｎｄＨｕ，２００８；Ｍａｒｔｉｎｅｔａｌ．，２００９；
陈祥锋等，２００６；闫俊宏等，２００７），关于其对中
小企业融资约束的缓解作用的实证研究并不多
图１供应链模式
见。

熊熊等（２００９）在对影响供应链金融风险的
诸多因素分类的基础上，进一步使用主成分分析法提取主因子，再运用ｌｏｇｉｔ模型评估主因子对融资企业的信用水平的影响。

他们发现，与仅仅考虑融资企业资质及质押物特征相比，利用供应链金融融资的企业的信用水平得以较大提升，借贷风险得以降低。

胡海青等（２０１１）基于调查问卷方式对西安汽车产业供应链金融惜贷行为进行分析，得出相似的结论。

张伟斌、刘可（２０１２）从现金—现金流敏感性角度出发，研究了供应链金融发展对中小企业融资约束的缓解作用。

但是其数据处理、模型估计存在不足，且没有考虑其所使用的供应链金融发展指标可能存在偏误的问题。

上述研究多未基于严谨、科学的实证研究，研究结论难以令人信服，尚未为供应链金融发展是否能有效缓解中小企业融资约束及其缓解程度这两个命题提供确切的答案。

这正是本文撰写的动机。

二、模型选择与研究假设
（一）融资约束和投资—现金流敏感性
基于Ｍｙｅｒｓ和Ｍａｊｌｕｆ（１９８４）的“融资优序”理论，Ｆａｚｚａｒｉ等（１９８８）指出企业内部人员与投资者之间的信息不对称会导致外部融资的风险溢价，使公司投资更多地依赖内部资金，从而外部融资约束较大的公司其投资—现金流敏感性较高，于是他们提出以投资—现金流敏感性（又称ＦＨＰ模型）来度量企业的外部融资约束程度。

Ｈｏｓｈｉ等（１９９１），Ａｔｈｅｙ和Ｌａｕｍａｓ（１９９４），Ｈｕ和Ｓｃｈｉａｎｔａｒｅｌｌｉ（１９９８），Ｇｅｌｏｓ和Ｗｅｒｎｅｒ（２００２）分别用不同的先验性融资约束指标和样本进一步验证了Ｆａｚｚａｒｉ等（１９８８）的发现。

但是，Ｋａｐｌａｎ和Ｚｉｎｇａｌｅｓ（１９９７）对Ｆａｚｚａｒｉ等（１９８８）的样本重新考察，却得到了相反的结论：融资约束程度越低的公司，其投资—现金流敏感性越高。

其结论得到了Ｃｌｅａｒｙ（１９９９）的支持。

鉴于存在的争议，Ａｌｍｅｉｄａ等（２００４）建议以现金—现金流敏感性来度量企业所面临的融资约束。

Ｃｌｅａｒｙ等（２００７），Ｇｕａｒｉｇｌｉａ（２００８）将融资约束分为外部融资约束和内部融资约束。

他们认为，前者使用现金股利支付率核算公司外部融资约束程度，从而得到投资—现金流敏感性与公司融资约束单调变化；后者使用管理层对公司流动性的陈述核算公司化解外部融资约束的能力，得到投资—现金流敏感性与公司融资约束（实为化解公司融资约束的能力）成非单调性变化。

从而较好地解释了Ｆａｚｚａｒｉ等（１９８８）和Ｋａｐｌａｎ和Ｚｉｎｇａｌｅｓ（１９９７）之间的矛盾性结论。

最近的文献，刘志远、张西征（２０１０），Ｋｕａｎｇ（２０１１）和常亮（２０１２）的研究也支持可以利用投资—现金流敏感性来度量我国企业的外部融资约束。

投资—现金流敏感性在研究金融发展对融资约束企业融资约束的缓解上得到了较为广泛的应用。

（二）研究假设的提出
由信息不对称引发的企业融资约束不仅仅受到企业规模、成长性、盈利能力等自身因素的影响，而且内生于一个国家（区域）的金融发展水平。

金融的发展至少可以从扩大信贷资金规模和提高分配金融资源效率两个方面来缓解中小企业的融资约束（Ｇｒｅｅｎｗｏｏｄｅｔａｌ．，１９９０；Ｋｉｎｇｅｔａｌ．，１９９３）。

随着研究的深入，经济学者们开始利用公司层面的微观数据，着眼于考察金融发展促进经济增长的微观机制。

Ｋｈｕｒａｎａ等（２００６）考察了不同金融市场发展水平下各国企业的融资约束问题。

研究发现，伴随着金融市场的发展，企业融资约束逐步降低。

Ｓｕｆｉ（２００９），Ｃｈａｒｌｅｓ和Ｊｏｓｈｕａ（２０１０）等也得到了同样的结论。

李斌和江伟（２００６）考察了我国各地区金融发展水平对上市公司债务融资决策的影响。

其研究结果表明，各地区的金融发展水平对上市公司的短期债务融资和长期债务融资都具有显著影响。

沈红波等（２０１０）、况学文（２０１１）从投资—现金流敏感性的视角出发，发现金融发展和市场化程度能够显著降低融资约束公司的投资—现金流敏感性，缓解其外部融资约束程度。

而唐建新、陈冬（２００９）以38
中小企业板数据为研究样本，发现金融发展可以显著缓解无政治关系的民营中小企业面临的较强融资约束。

依照上文的分析，作为金融深化和推进形式之一的供应链金融的发展整合了链条上的各类企业，为市场提供了更多的金融资源。

通过核心企业信息优势来弥补和缓解中小企业“道德风险”和“逆向选择”的问题，进而提升其信用水平，将有助于提高资金分配的效率，加快中小企业资金周转速度。

金融机构可以提升其获取信息和控制风险的能力，运作将更有效率，一定程度上减少了内外部投融资双方所面临的信息不对称，进而缓解中小企业的融资约束问题。

依据ＦＨＰ模型，供应链金融发展将有效缓解中小企业融资约束，且其效应将作用于降低投资—现金流敏感性上。

为便于研究，我们提出两个可验证的基本假设：
Ｈ１：在其他条件不变的情况下，中小企业存在明显的投资—现金流敏感性。

Ｈ２：在其他条件不变的情况下，随着供应链金融的发展，中小企业所呈现出的投资—现金流敏感性会有所降低。

三、实证研究设计
（一）数据说明
本文的数据包括上市公司财务数据、基本情况和我国货币市场与政策工具数据。

其中，上市公司财务数据和货币市场与政策工具数据来自国泰安ＣＳＭＡＲ数据库，基本情况数据来自色诺芬ＣＣＥＲ数据库。

本文选取沪深两市２００１￣２０１１年所有上市公司作为初始样本。

为减少可能存在的“噪音”影响，我们进行了如下筛选：（１）剔除了经过特殊处理或特别转让处理（ＳＴ／ＰＴ）的样本；（２）保留仅发行Ａ股的样本；（３）为避免投资异常，删除了上市时间低于３年的样本；
（４）仅保留制造业上市公司样本（沈红波等，２０１０）；（５）考虑到极端值的可能影响，本文对所有连续变量进行１％的ｗｉｎｓｏｒｉｚｅ处理。

经过筛选后，本文最终得到了５０６０个企业年度观察值。

（二）实证模型和变量设定
为对假设进行检验，借鉴Ｆａｚｚａｒｉ等（１９８８）的投资—现金流敏感性模型，并参照沈红波等（２０１０）的研究，构造以下实证模型：
INVEST i ，t ＝α０＋α１CFLOW i ，t ＋α２SCF t ×CFLOW i ，t ＋α３SCF t ＋p
k ＝１Σγk ×ControlVar i ，t ＋谆i ＋ξi ，t
（１）
式（１）中，INVEST i ，t 表示企业当期的投资比率；CFLOW i ，t 表示企业当期的现金流比率；SCF t 为度量全国供应链金融发展的指标；SCF t ×CFLOW i ，t 表示全国供应链金融发展与企业当期的现金流比率的交乘项，用以考察供
应链金融发展对融资约束的影响；谆i 为企业个体效应，ξi ，t 为误差项。

其他变量的定义见表１的说明。

根据上文基本假设Ｈ１和Ｈ２，分别对应检验α１＞０和α２＜０。

为了验证实证结果的稳健性，我们选择了五个指标来度量供应链金融发展状况，分别为：全国短期贷款（发生额）SCF １t 、全国商业汇票（发生额）SCF ２t 、全国贴现（发生额）SCF ３t 、全国商业汇票（期末未到期金额）SCF ４t 和全国贴现（期末余额）SCF ５t 。

短期贷款是金融机构为弥补企业流动性不足而发放的期限在一年以内的贷款，以应收账款为抵押的供应链贷款统计在其中；而汇票和贴现是目前我国广泛使用的供应链金融工具。

我们认为，这五个指标可以分别作为应收账款融资、动产质押融资和应付账款融资的替代变量，较好地度量我国目前供应链金融的发展状况①
（张伟斌、刘可，２０１２）。

我们将前三个指标做实证分析，将后两个指标做稳健性检验。

Ｆａｚｚａｒｉ等（１９８８）在原文中使用了ＴｏｂｉｎＱ值来控制投资机会对企业投资行为的影响。

但是我国为新兴国家，股票市值普遍虚高，且样本包含了股权分置改革（２００６年）前后的数据，流通和非流通股的分离存在的事实使得股票市值难以度量，ＴｏｂｉｎＱ值不完全等同于发达国家股票市场，故不能充分反映企业所面临的投资机会。

借鉴钟海燕等（２０１０）及张伟斌、刘可（２０１２）的做法，我们分别采用了营业总收入的增长率SALEGR i ，t 、资产总计的增长率TAGR i ，t 和ＴｏｂｉｎＱ值TOBIN Q i ，t 来控制和估计投资机会对企业投资的影响。

本文的研究重点在于验证供应链金融的发展对中小企业融资约束的影响，故笔者将制造业公司按照２００１￣２０１１年全部年度的资产总计的平均值按从小到大等分为３组，第一组为受融资约束的中小企业。

我们进
①
在缺乏精准度量供应链金融发展水平的数据，特别是缺乏企业利用供应链金融融资的微观数据的条件下，这是无奈之举。

39
注：Tobin Q 值=（流通股股数×流通股年平均股价+非流通股股数×每股净资产+负债的账面值）/资产总计。

表１变量名称、符号及其定义
变
量预期符号
定
义
当期的投资比率：INVEST 1i ，t （固定资产净额、在建工程净额、工程物资三项的增加值之和）/期初固定资产净值；INVEST 2i ，t 购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金/期初固定资产净额+现金流=当期经营活动产生的现金流量净额/当期资产总计
+
供应链金融发展度量指标：SCFT 1t =全国短期贷款（发生额）；SCFT 2t =全国商业汇票（发生额）；SCFT 3t =全国贴现（发生额）；SCFT 4t =全国商业汇票（期末未到期金额）；SCFT 5t =全国贴现（期末余额）+期初的投资机会：SALEGR i ，t =营业总收入的增长率；TAGR i ，t =资产总计的增长率；TOBIN Q i ，t =Tobin Q 值-期初的债务资产比率+期初的货币资金/资产总计
+企业规模：SIZE 1i ，t -1期初资产总计的自然对数；SIZE 2i ，t -1当期营业总收入的自然对数+企业最终控制人属性：当最终控制人为国有控股时，SOE i ，t =1；否则，SOE i ，t =0？前五大股东持股比率
？
事件窗口期间的年度虚拟变量,以控制住不同时间效应的影响
被解释变量
INVEST i ，t
CFLOW i ，t
SCFT i
-现金流与供应链金融发展指标的交叉乘项
解释变量
SCFT i ×CFLOW i ，t 控制变量
GROWTH i ，t-1
LEW i ，t-1
CASH i ，t-1SIZE i ，t-1SOE i ，t TOP5i ，t 年度变量
一步以２００１￣２０１１年的数据对模型（１）进行估计，以验证前文假设。

四、实证结果和分析
（一）描述性统计分析
表２列示了实证及稳健性检验中所涉及变量的描述性统计量。

样本中企业投资比率呈现出明显的分化：以INVEST i,t 而言，
最小值为期初固定资产净额的－０．６４７倍，最大值为３．５２５倍，最大值是最小值绝对值５倍。

可见，企业的投资行为存在显著差异，研究影响企业投资的因素具有较强的现实意义。

现金流的均值仅为２０．８％，最小值为－１３０．１％，约有近１／５企业的现金流为负，其标准差为４０．９％，仅为均值的１．９６倍，表明我国企业现金流相对投资而言波动较小。

与五种不同供应链金融指标相比，作为投资机会度量的企业营业总收入增长率、资产总计增长率和ＴｏｂｉｎＱ值差异较大，三者标准差相对于均值（０．２５７／０．１１０、０．１６８／０．０９３和１．３３０／１．０９８）在１￣３倍。

该样本与沈红波等（２０１０）及王姣（２０１１）的样本呈现出相似的特征。

（二）回归结果及分析
鉴于数据非平衡面板的特征，我们选用考虑了公司个体效应的固定效应模型；考虑到可能存在的误差项非独立和非同分布问题，进一步使用Ｗｏｏｌｄｒｉｄｇｅ（２０１０）所建议的Ｈｕｂｅｒ－Ｗｈｉｔｅ法进行标准差调整。

我们分别选用SCF １ｔ、SCF ２ｔ和SCF ３ｔ三种不同供应链金融指标及其与现金流的交乘项，并依次加入SALEGR i ，t －１、TAGR i ，t －１和TOBIN Q i ，t －１作为投资机会度量，对模型（１）进行估计，形成回归（１）至回归（９），结果汇总在表３中。

表２主要变量的描述性统计
变量
样本数最小值
Q25Q50Q75最大值均值标准差INVEST 13998-0.647-0.0370.0690.253 3.5250.1930.512INVEST 240500.0020.0810.1800.355 2.1840.2850.347CFLOW 4053-1.3010.0500.1730.339 1.9010.2080.409SALEGR 4505-1.1940.0190.1380.2520.6460.1100.257TAGR 4508-0.5210.0060.0870.1850.5840.0930.168TOBIN Q 3288
0.0000.000 1.024 1.646 6.972 1.098 1.330SCFT 1t 4618 1.907 2.161 2.288 2.527 2.811 2.3450.284SCFT 2t 35960.474 1.229 1.492 1.769 2.329 1.5030.506SCFT 3t 35960.837 1.549 1.910 2.314 3.142 1.9990.623SCFT 4t 27940.2450.3950.672 1.160 1.4170.7580.385SCFT 5t 2794-0.2020.0240.3250.6380.7830.3220.323CASH 50590.0050.0750.1240.1950.4940.1460.098LEV 50590.1000.3740.5060.630 1.3740.5070.201SIZE 1505919.10020.74021.35022.02024.33021.420
1.007SIZE 250580.0950.4160.6130.893
2.4660.7200.443SOE 50600.0000.0000.000 1.000 1.0000.3760.484FSHR5
2846
0.205
0.439
0.544
0.638
0.844
0.535
0.138
注：数值为保留三位小数的结果。

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表３模型回归结果
（1）（2）（3）（4）（5）（6）（7）（8）（9）SALEGR
TAGR TOBIN Q SALEGR TAGR TOBIN Q SALEGR TAGR TOBIN Q CFLOW 0.399***0.398***0.227**0.330***0.328***0.164**0.330***0.327***0.165**（4.079）（4.151）（2.514）（3.607）
（3.706）
（2.205）
（3.599）
（3.699）
（2.219）
SCFT １i ×CFLOW -0.005***
-0.005***
-0.002**（-19.078）（-19.595）
（-2.589）
SCFT ２i ×CFLOW -0.006***
-0.006***
-0.003**（-15.638）（-16.210）
（-2.600）
SCFT ３i ×CFLOW
-0.004***
-0.004***
-0.002***（-15.348）（-15.992）
（-2.676）
SCF 1t 0.0760.094-0.021（0.814）
（0.990）
（-0.159）
SCF 2t 0.0220.035-0.036（0.581）
（0.856）
（-1.024）
SCF 3t 0.0210.032-0.033L.TOBIN Q -0.0200.0110.015（-0.445）（0.432）（0.577）L.CASH 1.389*** 1.315*** 1.128*** 1.231*** 1.151***0.896** 1.230*** 1.147***0.900**（4.994）（4.231）（2.782）（4.453）（3.807）（2.313）（4.434）（3.781）（2.315）L.LEV -0.049-0.0490.173-0.353-0.3540.029-0.357-0.357*0.032（-0.236）（-0.242）（0.662）（-1.583）（-1.612）（0.135）（-1.625）（-1.657）（0.147）L.SIZE -0.321**-0.357***-0.199-0.250**-0.303***-0.053-0.252**-0.305***-0.048（-2.582）（-2.898）（-1.339）（-2.196）（-2.874）（-0.403）（-2.212）（-2.917）（-0.356）常数 6.245** 6.941*** 3.936 5.107** 6.171*** 1.025 5.149** 6.221***0.928（2.576）（2.909）（1.429）（2.167）（2.855）（0.380）（2.183）（2.898）（0.336）N 982982574895895553895895553r 2_w
0.181
0.182
0.074
0.179
0.183
0.050
0.180
0.183
0.050
（0.691）（0.974）
（-1.166）
L.SALEGR 0.0250.0470.047（0.298）
（0.521）
（0.528）
L.TAGR 0.1690.2280.231（0.832）
（1.152）
（1.171）
注：上述为保留三位小数的结果；圆括号中为经Huber-White 调整后的t 值；r 2_w 表示组间R 2；***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。

在表３中，从回归（１）到回归（９）现金流的系数均为正值，且在１％的水平上显著，系数稳定在０．１６５￣０．３９９之间，制造业中小企业表现出明显的投资—现金流敏感性，假设Ｈ１得到验证。

该类别企业普遍存在以经营现金流进行投资的倾向，自有经营现金流是企业投资的重要资金来源。

这说明目前我国企业外部融资环境下，中小企业存在较为明显的融资约束。

该系数与刘志远、张西征（２０１０）的回归系数０．１２３３￣０．４０４７，沈红波等（２０１０）的回归系数０．２６４￣０．３０６，屈文洲等（２０１１）的回归系数０．０７１￣０．１５９相当接近，支持我们的发现。

现金流与三个供应链金融发展指标交叉乘项的系数持续为负值且均在１％的水平上显著，
支持假设Ｈ２。

这表明随着供应链金融的发展，我国中小企业所面临的融资约束得到了缓解。

这一发现与张伟斌、刘可（２０１２）以现金—现金模型得到的结果相一致。

在控制变量中，营业总收入的增长率SALEGR i ，t －１、资产总计的增长率TAGR i ，t －１、ＴｏｂｉｎＱ值、TOBIN Q i ，t －１和债务水平的系数均不显著，货币资金和企业规模的系数分别在１％的水平下显著为正、在多数情况下在５％的水平下显著为负。

这表明中小企业投资行为与投资机会和公司债务水平关系不大，与货币资金存在正向关系，而
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①
可信度的计算公式：r=1-噪音的方差
变量总方差。

可信度是一个相当低的数值，意味着噪音的变差占到供应链金融指标总变差的50%。

与企业规模存在负向关系。

从交叉乘项系数与现金流系数大小的比值来看，供应链金融的发展对中小企业融资约束的缓解作用较为有限，仅仅占到１％￣２％。

我们认为，交叉乘项系数相对较小，一个可能的原因是：全国短期贷款、商业汇票和贴现的数据其统计口径中包含了非供应链金融部分，不可以避免地存在测量偏误，从而使得交叉乘项回归系数偏小。

为检验上述结果是否受到供应链金融发展指标的测量偏误的影响，
依据Ｋｍｅｎｔａ（１９９７）、Ｔｒｅｉｍａｎ（２００９）的建议，我们假设SCF １t 、SCF ２t 和SCF ３t 存在测量误差，且其可信度仅为r ＝０．５①，利用变量误差法重新估计了模型（１），形成回归（１０）至回归（１８），结果汇总在表４中（连玉君等，２００８）。

我们将表４的结果与表３的结果进行对比，表３实际上是假定不存在测量偏误下的结果，即其可信度r ＝１。

现金流系数大小及其显著性均没有发生明显的变化。

相对于现金流系数，现金流与供应链金融发展指标的交乘项系数大小也没有太大变化，但在九个回归中，三个回归系数约在２０％水平下显著且均出现在以ＴｏｂｉｎＱ值为投资机会度量的时候，而其他六个回归系数约在１％水平下显著。

上述结果说明，即便在供应链金融发展指标存在较大测量偏误下，我们在表３的发现依然可信。

我们赞同张伟斌、刘可（２０１２）的观点，认为当前供应链金融的发展对中小企业融资约束的缓解作用相当有限的现实更多源于：供应链金融在我国尚处于起步阶段，大部分企业和金融机构对其认识和重视程度不够，限制了供应链金融在缓解中小企业融资约束中的应用。

（三）稳健性测试
为进一步验证结果的稳健性，我们做了如下的稳健性测试：首先，采用普通最小二乘法重新估计表３；其次，为控制特定的年度效应，我们分别在表３和表４的回归中加入年度虚拟变量（连玉君等，２００８）；再次，我们分别在表３和表４的回归中以INVEST ２i ，t 代替INVEST １i ，t 作为投资比率的度量，以SIZE ２i ，t －１代替SIZE １i ，t －１作为企业规模的度量（汪强等，２００８），以全国商业汇票（期末未到期金额）SCF ４t 和全国贴现（期末余额）SCF ５t 代替SCF ２t 和SCF ３t 的度量；最后，我们添加了控制变量是否是国有企业的虚拟变量SOE i ，t 和股权集中度变量TOP ５i ，t （屈文洲
等，２０１１）。

经检验，表３、表４的各项主要研究结论未发生实质性的改变，表明上述实证结果是稳健的。

五、结论与建议
供应链金融整合了金融机构、第三方物流和供应链中的中小企业，通过核心企业的担保和反担保及第三方物流对质押物的监管，降低了中小企业的融资风险，缓解其融资时的信息不对称，进而提升中小企业的信用水平，将有效缓解中小企业面临的融资约束。

本文从投资—现金流敏感性的角度出发，重点研究了供应链金融发展对中小企业融资约束的缓解作用。

笔者通过利用我国制造业中小上市公司２００１￣２０１１数据对Ｆａｚｚａｒｉ等（１９８８
）所提出的投资—现金流敏感性进行验证，证实了中小企业存在较为明显的融资约束以及供应链金融的发展对中小企业融资约束的缓解作用，并估计出缓解作用的大小。

该结论在一系列稳健性检验中依然成立。

该研究是对投资—现金流敏感性模型的推进和发展，有利于深化我们对供应链金融的认识。

基于我们的发现，笔者提出促进供应链金融发展，以此推进中小企业健康发展的建议。

首先，政府应积极为供应链金融发展搭建政策平台，扮演好服务者的角色。

在加强市场引导和规范的同时，健全有关参与主体资质认定和复核、信贷人权责和义务等法律和规章制度，从而为供应链金融参与的各方清除发展障碍，促进供应链金融的健康有序发展。

其次，金融机构尤其是处于供应链金融主导者和核心者的商业银行，应从长远发展的角度、从资金运用业务战略转型的高度来认识开展供应链金融业务的重要性，并将其作为对中小企业融资渠道的业务创新和提升自身核心竞争力和盈利能力的重要手段，重塑架构和流程来适应供应链金融发展的需要。

最后，第三方物流企业是连接中小企业和金融机构的纽带，它的顺利运行使各个运作环节的资金流、物流和信息流畅通无阻，保证整个模式的顺利运转。

第三方物流企业应构建自己的信息系统和资源整合系统，在积极做好质物仓储和监督、价值评估及动产拍卖等服务上，与企业深度合作提升增值服务价值，在为中小企业系统解决物流综合问题的同时也为企业提供融资服务。

42。