4內(nèi)源融資與資本結(jié)構(gòu)對(duì)信貸融資的影響(文件)
【正文】 的增加額來(lái)衡量中小企業(yè)當(dāng)年的內(nèi)源融資能力，但因其差額是絕對(duì)值，不利于比較，因此本文最終采用留存收益的增加額與總資產(chǎn)的比值構(gòu)造成相對(duì)數(shù)指標(biāo)，從而有利于比較。 控制變量（ 1）銀企關(guān)系中小企業(yè)在向銀行借款時(shí)，由于信息不對(duì)稱(chēng)等原因，銀行為規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，向中小企 業(yè)貸款手續(xù)繁瑣、 第 6 頁(yè) 共 9 頁(yè) 數(shù)額較少且貸款利率較高。因此，企業(yè)盈利能力越好，越能向銀行和投資者傳遞公司利好信號(hào)，企業(yè)就更有機(jī)會(huì)從銀行獲取貸款，因此企業(yè)的盈利能力與其信貸融資成本有一定的關(guān)系。償債能力越強(qiáng)，銀行越放心將資金帶給中小企業(yè)，貸款成本越低。表 2提供了深圳證券交易所 20242024年 7年 55家中小上市企業(yè)的描述性統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。 混合 ols 與固定效應(yīng)模型選擇首先進(jìn)行固定效應(yīng)檢驗(yàn)對(duì)混合 ols 和固定效應(yīng)模型進(jìn)行選擇。豪斯曼檢驗(yàn) 第 8 頁(yè) 共 9 頁(yè) 的顯示結(jié)果如表 4 所示。通過(guò)表 5的回歸結(jié)果顯示，解釋變量?jī)?nèi)源融資能力（ x1）、資本結(jié)構(gòu)（ x2）均在 1%的顯著性水平下通過(guò)了 t檢驗(yàn)，控制變量銀企關(guān)系（ ssys）在 10%的顯著性水平下通過(guò)了 t檢驗(yàn)，控制變量盈利能力（ roe）、速動(dòng)比率（ sdbl）、企業(yè)成長(zhǎng)性（ zzl）雖未通過(guò)變量的顯著性檢驗(yàn)，但差距不大。對(duì)于資產(chǎn)負(fù)債率，其系數(shù)為 ， t值為 ， p值為 ，即在 1%的顯著性水平下，信貸融資成本與資產(chǎn)負(fù)債率呈顯著正相關(guān)，資產(chǎn)負(fù)債率每降低 1%，信貸融資成本就會(huì)降低 %，該回歸結(jié)果與假設(shè) 2預(yù)期一致：表明中小企業(yè) 第 9 頁(yè) 共 9 頁(yè) 的資產(chǎn)負(fù)債率越低，對(duì)債務(wù)融資的依賴(lài)性越弱，其信貸融資 成本就會(huì)越低。 。根據(jù)以上結(jié)論，從中小企業(yè)的角度提出下列建議：第一，中小企業(yè)應(yīng)該健全自身的公司治理結(jié)構(gòu)，提高自身質(zhì)量，不斷獲取自有資金的充實(shí)和資金營(yíng)運(yùn)能力的提高，提高中小企業(yè)自身的盈利能力，從而擴(kuò)大自有資本的積累，降低財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，穩(wěn)健經(jīng)營(yíng)，最終達(dá)到提高自身內(nèi)源融資能力的目的，在一定程度上降低 自身的信貸融資成本。綜上結(jié)果均表明該模型擬合的很好。 多元回歸分析以 y 為因變量，以 x x ssys、 roe、sdbl、 zzl 為自變量，進(jìn)行多元回歸。由表 3可知，其 p值為 0，因此在 1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即個(gè)體效應(yīng)顯著，不能使用混合回歸，應(yīng)建立個(gè)體固定效應(yīng)模型。 （二）模型選擇 進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，根 據(jù)數(shù)據(jù)的具體情況，一般可使用混合最
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