供應鏈金融對中小企業融資約束的影響實證研究摘要：對于中小企業而言，融資貴融資難一直是影響其發展壯大的重要因素，而供應鏈金融的快速發展為解決中小企業融資約束問題帶來新的解決方案。本文從中小企業的融資約束問題出發，利用2010年至2017年資金密集型行業的中小企業的財務數據，研究供應鏈金融對中小企業融資約束的影響。以供應鏈金融的發展模式為切入點，從短期借款、應收票據和應付票據三方面構建供應鏈金融指標，基于現金——現金流敏感性模型和個體固定效應模型對面板數據進行回歸分析。實證結果表明，中小企業普遍存在融資約束的現象，且供應鏈金融的發展可以有效緩解中小企業的融資約束。分地區樣本的研究結果表明，不同地區供應鏈金融的發展對中小企業融資約束的緩解作用具有差異性，且東部地區和西部地區的供應鏈金融的發展對于中小企業的融資約束具有顯著緩解作用，中部地區無顯著影響。本文結合實證分析結果，為促進供應鏈金融發展緩解中小企業的融資約束提出參考意見。關鍵詞：供應鏈金融，資金密集型，中小企業，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、數據樣本和方法 4（一）計量模型構建 4（二）變量說明 6（三）數據來源與說明 8三、實證結果與分析 9（一）中小企業融資約束回歸分析 9（二）樣本回歸分析 10四、異質性分析 11五、穩健性檢驗 13六、結論與不足 14（一）結論與建議 14（二）研究的不足 15參考文獻附錄引言目前，我國正處在經濟轉型升級的關鍵時刻，在這樣的大環境背景下，中小企業對于我國經濟健康發展具有越來越重要的促進作用。中國工信部聯合國家發改委等17個部門于2020年7月24日共同印發的《關于健全支持中小企業發展制度的若干意見》中指出，中小企業在穩定國民經濟和促進社會發展中發揮著主力軍的作用，對于奠定建設現代化經濟體系、推進經濟高質量發展的基礎有著重要意義。我國有數量龐大的中小企業，最新統計數據顯示，目前我國共有4000多萬戶中小企業，占我國全部規模以上工業企業的99%，占中國稅收、GDP、技術創新和城鎮勞動就業的比例分別達50%、60%、70%、80%以上，為我國經濟的發展做出了巨大的貢獻。然而由于我國中小企業大多具有自身資產規模小、信用狀況不佳、信息披露途經過少、對抗風險能力差、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的中小企業，因此融資難、融資費用高昂等難題長期以來是困擾其發展的難題。尤其是此次新冠肺炎疫情的爆發，迎來了中小企業發展的“寒冬期”，為中小企業的生存和發展帶來了的前所未有的沖擊。持續蔓延的疫情導致了大量企業停工停產，隨之而來的是眾多中小企業資金流動陷入困境，生存堪憂。雖然我國黨中央也高度重視中小企業融資的問題，并且出臺了一系列的舉措來幫助中小企業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，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，且對于資助的企業在企業創新、人才培養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融資困難的處境。由于互聯網金融、利率市場化和金融脫媒等發展帶來的影響，銀行等金融機構依賴存款和貸款間利差來獲取利潤的傳統模式受到沖擊，需要尋求新的盈利模式。在這樣的背景下，供應鏈金融應運而生。深圳發展銀行在2006年成為我國第一家推出供應鏈金融的銀行，并將其打造成為核心業務，通過考察供應鏈整體情況，圍繞核心企業信用水平，對與其有密切來往的上下游中小企業提供綜合授信服務。近年來，供應鏈金融對快速發展也對中小企業脫離融資困境提出了新的解決方案。與傳統的信貸模式相比，在供應鏈金融模式中，金融機構不僅考慮融資企業自身的資信水平，還重點考慮了供應鏈中核心企業的行業競爭力、財務狀況及抵抗風險能力等多方面，可以有效緩解傳統信貸過程中普遍存在的信息不對稱問題，降低金融機構在貸款過程中面臨的違約風險；同時也有效解決中小企業由于缺少抵押貸款、自身的資產規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，基于企業微觀層面研究中小企業是否存在融資約束、供應鏈金融是否可以有效緩解中小企業的融資約束，以及不同地區供應鏈金融對中小企業融資約束的差異化影響。從理論層面來講，本文結合已有文獻的研究，從微觀層面出發，通過構建模型，從實證驗證供應鏈金融對我國中小企業融資約束的影響，為中小企業通過供應鏈金融發展緩解融資約束活動提供有效數據和理論指導，有益于促進我國中小企業的健康發展。從現實層面來講，目前我國中小企業普遍存在融資難、融資成本高的問題，同時金融機構和中小企業之間也存在著嚴重的信息不對稱問題，銀行在給中小企業貸款時也面臨著違約風險，本文旨在研究供應鏈金融是否可以有效緩解中小企業的融資約束及不同地區的差異化影響，為積極發展我國供應鏈金融提供切實有效的建議，緩解中小企業的融資約束。文獻綜述國內外文獻綜述供應鏈金融研究供應鏈金融的發展對于促進經濟發展有著重要作用，近年來受到了國內外的學者的高度關注。劉士寧（2007）在研究供應鏈金融的發展現狀以及風險防范時將供應鏈金融定義為在供應鏈生產活動中，銀行通過一種使得物流增值的模式，靈活地使用金融產品和服務將核心企業與上下游企業聯系起來[5]。胡躍飛、黃少卿（2009）從財務供應鏈管理的角度對供應鏈金融作出如下定義，即供應鏈金融是指人們開展資金與相關服務市場定價和交易活動，從而適應供應鏈生產組織體系[2]。供應鏈金融發展的同時，不可忽視的是該種金融模式帶來的復雜風險，李毅學（2011）基于供應鏈金融風險評估的原則構造了評估指標體系，介紹供應鏈金融存在的風險問題，并闡明了供應鏈金融風險的評估過程[4]。隨著互聯網的興起和發展，供應鏈金融借助互聯網興起了線上化模式的發展，史金召、郭菊娥（2015）在研究供應鏈金融和互聯網金融辨析的基礎上，將互聯網視角下的供應鏈金融進行分類，并與國內的發展實踐進行對接[7]。伴隨時代的進步，大數據時代應運而生，YuWantaoetal.（2021）將大數據分析融入供應鏈金融，研究信息處理和數據驅動文化的作用[17]。中小企業融資約束研究企業的發展是社會前進的不竭動力，中小企業作為社會企業的重要組成部分，對于我國政治、教育、文化、科學等各領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家中小企業的調查數據，通過對企業特征和融資約束進行研究，結果表明企業規模、是否公開上市、是否隸屬于企業集團是影響中小企業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的融資約束，我國學者進行了大量相關研究。姚耀軍、董鋼鋒（2015）通過現金——現金流敏感性模型研究金融結構及發展水平對中小企業融資約束的影響，研究表明由中小銀行發展所推動的銀行業結構變化顯著緩解了中小企業融資約束,而金融市場與銀行中介的比例構成、金融發展水平與中小企業融資約束都并未有顯著穩健關聯[12]。肖晶、粟勤（2016）通過OrderedProbit模型，采用世界銀行2012年《中國企業問卷調查》中2179個民營企業樣本作為研究對象,研究了中國銀行業市場集中度下降以及競爭程度增強兩方面對中小企業融資約束的影響，結果發現破除銀行業壟斷對中小企業融資約束有緩解作用[9]。楊毅等人（2019）利用創業板上市公司2012—2016年的數據通過建模分析，研究發現高質量的內部控制、供應鏈金融都有助于緩解中小企業面臨的融資約束[11]。供應鏈金融對中小企業融資約束的影響研究企業的現金持有量一直是學者們研究關注的重點，相關的研究可以追溯到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金持有行為，構建現金——現金流面敏感性模型，實證結果表明企業的融資約束影響著公司的現金持有問題[16]。融資貴融資難一直是中小企業發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的發展速度，而供應鏈金融的發展這一新的解決方案可以有助于緩解中小企業的融資約束，使得企業融資成本降低的重要手段（潘余，2018）[6]。閆俊宏等人（2007）闡述了供應鏈金融的核心理念及特點,討論了供應鏈金融的應收款、預付款和存貨融資模式對中小企業潛在的融資優勢，為解決我國中小企業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]等學者基于現金——現金流敏感性角度，處理并分析中小企業的財務數據進行實證研究，結果表明明顯的現金——現金流敏感性普遍存在于中小企業,即中小企業存在融資約束,而供應鏈金融的發展使得這種現象得到改善。文獻評述本文通過梳理現有文獻，發現有關供應鏈金融對中小企業融資約束的影響研究仍存在不足。首先，目前對于供應鏈金融和中小企業融資約束的學術研究大多數集中在宏觀層面的分析。其次，國內外學術界有關衡量供應鏈金融的指標并未有明確的統一標準，供應鏈金融指標的測量仍存在差異；有關控制變量的選取也不夠完善，諸如企業的短期負債等因素對現金及現金等價物變動的影響尚未考慮，不能完全解釋企業持有現金變動的原因。再者，過往研究中往往采用全部中小企業的全國數據，缺乏針對資金密集型行業等對現金需求多的中小企業的研究，對于不同地區供應鏈金融對中小企業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上，選取采礦業、制造業和電力、熱力、燃氣及水生產和供應業等具有代表性的資金密集型行業中小企業，采用企業微觀層面的數據，從企業的短期借款，應收票據和應付票據三方面來刻畫供應鏈金融的發展水平，控制企業的企業規模、發展能力、資本支出、非營運資本變動、短期負債等變量對現金持有量變動的影響，基于總體樣本和分地區樣本進行回歸分析，以期對供應鏈金融和中小企業融資約束的估計更貼合現實，更符合中小企業融資現狀。實證模型設計計量模型構建1.研究假設國內外的學者用現金——現金流敏感性衡量企業外部融資的約束程度，研究表明企業融資約束的程度越高，對于現金流的敏感性越大，通過我國供應鏈金融中存貨融資模式、預付賬款融資模式和應收賬款融資模式能夠緩解中小企業的融資約束。因此，本研究提出以下三個基本假設：H1：我國的中小企業普遍存在融資約束現象，即表現出顯著的現金——現金流敏感性。H2:供應鏈金融的發展對中小企業的融資約束具有緩解作用，即供應鏈金融的發展能有效降低企業的現金持有對現金流波動的敏感性。2.模型構建為了驗證研究假設H1，即資金密集型的中小企業存在融資約束，本文將借鑒Almeidaetal.（2004）[15]提出的現金-現金流敏感性模型，并參考其他學者的研究方法，將企業的現金及現金等價物的變動（△Cash）作為計量模型的被解釋變量，企業現金流作為計量模型的核心解釋變量。由于影響中小企業融資約束的因素是多方面的，為了降低變量遺漏而導致的估計偏誤，本研究引入企業的發展能力、資本支出、企業規模、非現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，使用企業的主營業務收入增長率替代企業的成長性。構建模型如公式（1）所示：?Cas?i,t（i=1,2,…,727;t=2010,2011,…,2019）公式中?Cas?i,t表示企業現金及現金等價物的變動，代表企業現金流的敏感性，α0為常數項；系數α1、α2、α3、α4、α5、α6為解釋變量對被解釋變量（?Cash）的彈性；i表示企業編號，為了驗證研究假設H2，即供應鏈金融的發展對中小企業的融資約束具有緩解作用，本文將基于上述的現金——現金流敏感性模型，引入供應鏈金融指標以及企業現金流與供應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代表供應鏈金融指標，Cas?Flow?SCF表示中小企業融資約束被供應鏈金融發展所緩解的效應，β0為常數項；系數βi（i=1,2,…,8）為解釋變量對被解釋變量（?Cash）的彈性。由于供應鏈金融的發展能改善中小企業對于外源資金的需求程度，因此β2應該顯著小于0，且變量說明被解釋變量現金及現金等價物的變動（△Cash）是本研究的被解釋變量，是指中小企業的本期可流動現金持有量的變動額。本文采用企業的現金及現金等價物凈增加額與企業的當期總資產的比值進行衡量。解釋變量企業現金流（CashFlow）由于投資與籌資活動產生的現金流受不確定因素影響較大，而經營活動現金流是企業最穩定和最主要的現金流來源，因此本研究將企業經營活動現金流作為現金流的解釋變量。本文采用企業當期經營活動產生的現金流量凈額除以企業當期總資產進行衡量。供應鏈金融發展（SCF）供應鏈金融中存貨融資模式會為融資企業提供最長期限不大于90天的短期借款，在預付賬款和應收賬款融資模式中，銀行普遍采用銀行承兌匯票來支付，這對于企業而言會產生應付票據和應收票據，基于此本研究從微觀角度出發，采用企業的短期借款、應付票據和應收票據的總和除以當期總資產進行供應鏈金融發展程度的衡量。企業現金流與供應鏈金融發展的交乘項（CashFlow*SCF）企業現金流（CashFlow）與供應鏈金融發展（SCF）交乘項表示供應鏈金融的發展對于中小企業起到的融資約束的緩解效應，本研究采用企業經營活動產生的現金流與供應量金融發展的交乘項進行衡量。控制變量發展能力（Growth）主營業務收入增長率是衡量企業目前生產經營的狀況和在市場中的占有比重，預測企業增長速度和發展前景的重要體現，較高的主營業務增長率表明企業具有較好的發展能力。本文采用企業的主營業務收入增長率來進行衡量。企業規模（Size）企業的資產總額可以從資源占用層面以及生產要素層面這兩大層面上客觀地反映企業的規模，因此本研究采用企業的當期總資產并取對數進行衡量。資本支出（Expend）企業的資本支出是指企業為取得長期資產而發生的支出，本研究采用將企業購建固定資產、無形資產和其他長期資產支付的現金凈額與處置固定資產、無形資產和其他長期資產收回的現金凈額兩者相減的值與當期總資產的比值衡量企業的資本支出。非營運資本變動（△NWC）企業的非營運資本變動是指企業一定時期流動資產與流動負債的差額，本研究采用流動資產減去流動負債和貨幣資金的總和的所得值與當期總資產進行相除值的變動進行衡量。短期負債（Std）短期負債是當代企業經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的體現。本研究采用企業當期流動負債除以當期總資產進行衡量。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期△Cash現金及現金等價物的變動現金及現金等價物凈增加額/當期資產總額CashFlow企業現金流經營活動產生的現金流量凈額/當期資產總額+SCF供應鏈金融發展（短期借款+應收票據+應付票據）/當期資產總額CashFlow*SCF企業現金流與供應鏈金融發展交乘項-Growth發展能力主營業務收入增長率+Size企業規模當期資產總額的自然對數+Expend資本支出（-處置固定資產、無形資產和其他長期資產收回的現金凈額+購建固定資產、無形資產和其他長期資產支付的現金凈額）/當期資產總額-NWC非現金營運資本（流動資產-貨幣資金-流動負債）/當期資產總額△NWC非現金營運資本變動-Std短期負債當期流動負債/當期資產總額-注：數據來源為國泰安數據庫數據來源與說明由于資金密集型的中小企業具有投資裝備眾多、投資較多、資金周轉較慢、投資回報速度較慢等特點，自身的資金積累無法滿足企業發展的需求，因此本文以資金密集型中小企業為研究對象，綜合數據準確性、可得性及代表性，并且結合資金密集型中小企業的自身特點，采用2010年至2019年度的中小板的電力、熱力、燃氣及水生產和供應業、采礦業以及制造業等資金密集型行業的中小企業的面板數據進行研究。為了實證結果的精確性，本文數據進行了如下篩選：（1）為充分反映企業的融資情況以及為確保數據的完整度，本文數據只對2010年1月1日之前上市的企業進行了選取；（2）對于同時發布合并報表和母公司財務報表的企業，選取合并報表中的財務數據作為樣本數據；（4）剔除了在相關指標計算時所需的數據存在缺失情況的企業。經過以上篩選后，共得到5030個年度數據。本文所使用的所有企業數據全部來自于國泰安CSMAR數據庫。為了更加全面地了解各個變量的統計特征和數值分布情況，本文采用Stata15.0軟件對5030個樣本數據進行處理分析，得到所有變量的描述性統計。各個變量的統計結果如下表3-2所示。表3-2總體樣本的描述性統計分析結果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由描述性統計結果可知，被解釋變量現金及現金流等價物（△Cash）的變動最小值和最大值分別為-0.580和2.169，正值表示企業擁有豐富的易變現的資金，負值表示現金存儲不足，可能存在無法滿足生產經營活動的需求的現象，這表明不同企業的現金持有量具有明顯差異，持有資金的流動性強弱程度不同。核心解釋變量企業現金流（CashFlow）的最小值為-0.762，最大值為0.434，這說明不同企業經營活動產生的現金流情況不同，現金流表現為負值的企業可能存在原材料購買過多，庫存積壓的情況。供應鏈金融指標（SCF）的最小值為0.544，最大值為1.010，這表明不同企業均在不同程度上受到了供應鏈金融的影響。發展能力、企業規模等控制變量的差別表明企業間的發展目標和戰略規劃存在差異，在投資意向、融資方式、經營模式等方面的決策不同。實證結果與分析（一）中小企業融資約束回歸分析為了提高模型估計的準確性和有效性，在總體樣本面板數據回歸分析前本研究進行了Hausman檢驗，結果顯示拒絕隨機效應，因此本文基于樣本數據的特征采用個體固定效應模型，即固定企業個體的固定效應模型進行回歸分析。為驗證H1，即我國的中小企業普遍存在融資約束現象，本文根據式（1）基于現金——現金流敏感性模型并固定個體效應進行多元線性回歸分析，回歸結果如表4-1所示。表4-1中小企業融資約束回歸結果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。回歸結果顯示，回歸模型組內的擬合優度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解釋變量企業現金流（CashFlow）的系數為0.179，為正值，在1%的水平上統計顯著。這一結果表明，中小企業的現金流對現金及現金等價物持有量的波動有明顯的正相關關系，存在一定程度的現金流敏感性，說明我國中小企業在生產經營過程中具有將持有當期現金流中的一部分提取作為現金儲備，以維持企業的經營發展。研究假設H1得以證實。（二）樣本回歸分析為驗證H2，即供應鏈金融的發展能有效降低企業的現金持有對現金流波動的敏感性，本文根據式（2）基于拓展后的現金——現金流敏感性模型并固定企業個體效應進行多元線性回歸分析，回歸結果如表4-2所示。表4-2樣本回歸結果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。總體樣本的回歸結果顯示，模型的擬合優度R-squared表現為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核心解釋變量供應鏈金融與企業現金流的交乘項（CashFlow*SCF）的估計系數為-1.158，通過5%的顯著性水平的檢驗，表明供應鏈金融的發展對中小企業融資約束存在顯著的緩解作用，能有效改善中小企業的融資約束，研究假設二得以證實。解釋變量企業現金流（CashFlow）的系數為正數，且在5%的置信水平是顯著的，進一步驗證了研究假設一的可靠性，說明融資約束的現象普遍存在于中小企業。除發展能力（Growth）外，其他控制變量均通過了1%的顯著性水平檢測，其中企業規模（Size）的估計系數為正數，說明中小企業的規模越大，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）等控制變量的系數為負數，說明中小企業為維持企業的發展，購置必備的硬件設施等，會減少企業現金的持有量，存在資金緊張的情況，需要依靠外部資金來源補充。五、異質性分析近年來，在黨中央的正確領導和全國人民的不懈努力下，我國的經濟實現了突飛猛進的發展，但由于各地區的經濟基礎以及資源等方面都存在著一定程度的地區差異，這也導致了我國各地區、各省份的經濟發展不平衡。因此在地區層面上研究中小企業融資約束被供應鏈金融的發展的影響程度顯得尤為重要，以便更加準確地了解地區經濟的發展現狀，從而使各地區能夠因地制宜，制定出更加符合該地區發展的政策，拉動地區經濟的發展。為研究供應鏈金融發展對不同地區的差異化影響，本文根據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對樣本進行分類，東部地區指我國具有較高的經濟發展水平的省份，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；中部地區指相對來說具有較為次發達經濟的地區，包括河南、山西、吉林、安徽、黑龍江、江西、湖北、湖北、內蒙古、湖南等省份；西部地區指具有欠發達水平的地區，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。在進行地區分類后針對分樣本數據進行了回歸分析，回歸結果表5-1所示：表5-1分樣本回歸結果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。分地區樣本的實證結果顯示，西部地區和東部地區的供應鏈金融與企業現金流的交乘項分別在5%和10%的置信水平下顯著，且估計系數都為負數，說明即供應鏈金融的發展降低企業現金持有對現金流波動敏感性的程度，該地區的供應鏈金融發展對于資金密集型行業的中小企業的融資約束具有緩解作用，而對于中部地區而言則無顯著效果。這可能是因為東部地區發展相較于其他兩個地區而言經濟發展較為發達，供應鏈發展的程度較高，中小企業受到供應鏈金融發展的覆蓋范圍較廣，有效地緩解了企業的融資約束；雖然西部地區雖經濟發展欠發達，但是由于國家出臺了大量相關的政策支持西部地區供應鏈金融的發展，促進中小企業的經營發展，解決其融資難融資少的問題，因此西部地區相較于東部地區和中部地區供應鏈金融的發展對于中小企業融資約束的緩解作用更加顯著。中部地區可能是由于企業的成長性受限，對于外部資金的需求相較于東西部地區的企業而言并不強烈，內部資金足以維持企業的經營發展，因此供應鏈金融的發展對于中部地區中小企業的融資約束無明顯的緩解效果。六、穩健性檢驗為了檢驗模型的穩健性，以證明回歸結果的可靠程度，本研究還需進行穩健性檢驗。穩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健性檢驗。本文采用全國短期貸款發生額、全國貼現發生額及全國商業匯票發生額等數據來衡量供應鏈金融的發展程度，以三者的總和除以本期國內生產總值，得到我國供應鏈金融指標SCF，以替換核心解釋變量（CashFlow*SCF）中原本的供應鏈金融指標，進行總體樣本的固定企業個體效應的穩健性檢驗。回歸結果如表6-1所示：表6-1穩健性檢驗結果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。回歸結果顯示，核心解釋變量供應鏈金融與企業現金流的交乘項（CashFlow*SCF）在1%的顯著性水平下通過檢驗，系數為負數，與總體樣本回歸結果的系數符號一致，說明供應鏈金融的發展對中小企業的融資約束具有緩解作用。發展能力、企業規模的估計系數為正數，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為負數，這些均與本研究的估計系數符號保持一致，且都在1%的置信水平上顯著。這表明本文的研究結果并沒有出現實質性，證明本研究的回歸模型是穩健的。七、結論與不足（一）結論與建議本文以資金密集型行業的中小企業為例，基于2010年至2019年資金密集型行業的中小企業的面板數據，在現金——現金流敏感性模型的基礎上結合國內外學者的研究結論對模型通過補充和完善進行模型構建，基于供應鏈金融的發展模式，從存貨融資模式、預付賬款融資模式和應收賬款融資模式三個維度衡量供應鏈金融的發展程度，以企業的短期借款、應收票據和應付票據等指標構建供應鏈金融指標體系，進行個體固定效應模型的回歸分析，研究供應鏈金融對中小企業融資約束的影響。研究結果表明，總體來看資金密集型行業的中小企業具有融資約束，且中小企業的融資約束有能夠被供應鏈金融的發展所緩解。分樣本的實證結果說明，東部地區和西部地區的供應鏈金融的發展對于中小企業的融資約束具有顯著緩解作用，中部地區無顯著影響。2019年我國中共中央辦公廳和國務院辦公廳聯合印發的《關于促進中小企業健康發展的指導意見》中指出，我國中小企業是改善民生、促進創業創新的重要力量，但是我國中小企業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的中小企業資金周轉時間長、所需投資多，面臨著巨大的融資約束。促進供應鏈金融的發展，可以有效緩解我國中小企業尤其是資金密集型行業的中小企業融資約束。因此，本文基于總體樣本和分地區樣本的實證結果提出以下三點建議。首先，本文總體樣本的研究結果表明供應鏈金融的發展對資金密集型行業的中小企業的融資約束具有緩解作用，能夠有效解決中小企業融資困境，因此我國政府應該加大供應鏈金融的發展力度，出臺更多相應的政策來扶持中小企業的發展，幫助其更好地得到外部資金的支持。分地區樣本的研究結果表明由于各地區供應鏈金融的發展程度不同，當地中小企業融資約束被緩解的效果也存在差異。西部地區和東部地區相較于中部地區的效果更為顯著，且西部地區的回歸結果很大可能上是由于我國政府出臺地區供應鏈金融支持發展政策，因此我國政府可以適當地制定針對性的政策促進中部地區供應鏈金融的發展，營造良好的制度環境，保障該地區的供應鏈金融有序發展。其次，金融機構是發展我國供應鏈金融的關鍵環節，供應鏈金融的發展也能為金融機構帶來信貸業務新模式的突破，促進金融機構的創新發展，因此金融機構應當加大供應鏈金融發展的重視程度，在現有供應鏈金融存貨融資模式、預付賬款融資模式和應收賬款融資模式三大融資模式的基礎上，保證金融風險可控的前提下，加大對中小企業的融資力度，尤其是資金密集型行業等對資金有重大需求的中小企業，促進我國中小企業的健康發展。最后，盡管供應鏈金融的發展對于緩解中小企業融資約束有明顯的促進效果，但是我國金融機構在對中小企業進行供應鏈金融模式為其進行融資時著重考量企業在供應鏈里所處的地位以及企業自身的信用等，因此中小企業作為扶持的發展對象，更應當注重增強自身實力，擁有良好的企業信譽以及資產狀況。（二）研究的不足本文在基于總體樣本進行回歸分析供應鏈金融對資金密集型行業的中小企業融資約束影響的基礎上，進一步通過分地區樣本回歸分析研究了不同地區供應鏈金融對中小企業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，供應鏈金融發展指標衡量目前尚未存在統一的衡量標準。本研究在梳理了以往文獻的過程中發現，供應鏈金融指標截至目前并沒有統一的數據和衡量方法，因此本文在研究時供應鏈金融的數據可能存在一定的誤差，導致本文的結果存在一定程度上的偏差。第二，遺漏變量導致的估計偏誤問題。影響企業現金及現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展能力、企業規模、資本支出、非營運資本變動、短期負債等，還有諸如企業文化、公司戰略等隱形層面無法用指標和數據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，使得回歸結果更具嚴謹性和可信度。第三，數據統計層面對研究結果的影響誤差。本文在研究供應鏈金融對中小企業融資約束的影響時選用的是電力、熱力、燃氣及水生產和供應業、采礦業和制造業和電力、熱力、燃氣及水