國有股權參股與小微企業融資約束

金宇寰 雷曉康 張勝

摘?要：基于制度邏輯與效率邏輯，本文使用CMES數據實證研究國有股權參股對緩解小微企業融資約束的作用機制。研究發現，政府股權介入增強了政企利益的關聯程度，有助于小微企業降低代理成本和信息不對稱，并獲得資源保障，而小微企業較少受到雙重代理問題的影響，通過與政府建立股權聯系可以更有效地將信貸資源投入轉化為投資項目產出，具有更顯著的制度收益效應。因此，國有股權參股是緩解小微企業融資約束的有效政策工具。

關鍵詞：小微企業；融資約束；國有股權；資源效應；截面數據

中圖分類號：F8324；F2765??文獻標識碼：A??文章編號：1001-148X（2024）01-0061-10

收稿日期：2023-05-08

作者簡介：金宇寰（1991—），女，陜西安康人，講師，博士，研究方向：公共管理、金融政策、應急管理；雷曉康（1971—），男，陜西合陽人，教授，研究方向：社會保障、公共管理；張勝（1972—），本文通訊作者，男，湖北天門人，教授，博士，研究方向：科技金融政策、科技創新。

基金項目：國家社會科學基金項目一般項目“責任保險參與政府應急管理成本分擔的路徑研究”，項目編號：18BFX048。

黨的十八大以來，為了解決小微企業“融資難、融資貴”問題，我國政府制定發布了一系列針對小微企業的支持政策措施，在緩解小微企業融資約束方面發揮了一定作用。但從目前我國小微企業融資約束現狀來看，小微企業在融資過程中依然面臨重重困難，現有政策支持體系的效率有待進一步提升。小微企業需要政府為其制定向融資機構傳遞風險信息的政策工具，以促使銀行放貸。本文基于制度邏輯與效率邏輯，使用2015年CMES的截面數據，實證檢驗國有股權參股對小微企業融資約束的緩解效應，獲得有利于小微企業向融資機構傳遞風險信息的政策工具，為政府制定針對小微企業的扶持政策、優化信貸資源配置提供理論支持和經驗證據。

一、理論分析與研究假設

（一）國有股權參股與企業融資約束：制度邏輯的資源效應

根據制度邏輯，確定所有權在企業治理中的作用時，必須考慮制度因素［1］。在新興經濟體中一般都存在明顯的制度空白，資本市場不完善，缺乏熟練勞動力、執法不力，缺少獨立的金融中介，嚴重阻礙了企業的經營和發展［2］。解決這種新興市場制度空白的一個辦法是與政府建立聯系，政府通過政策制定和資源分配對企業運作產生影響［3］。擁有國有股東的企業享有政府和相關機構所賦予的克服制度空白的特權。

根據資源依賴理論，組織需要從外部環境中獲取發展所需的資源，這造成了資源需求方對資源控制方的依賴。在許多新興經濟體中，獲得金融資本的機會受到政府的嚴格控制［3］。在以國有商業銀行為主的高度集中的金融體制下，地方政府掌握著大量行政處置權和公共資源，以國有企業為主要客戶的國有銀行控制了大部分貸款資本［4］，信貸分配存在體制性主從次序?；谥贫冗壿?，國有股權參股可以提升企業社會聲譽并提供替代性擔保，因此企業就更容易獲得貸款。此外，國有股權介入改善了政企關系，進而影響銀企關系，這種關系機制為企業帶來收益效應，包括直接效應和間接效應。直接效應即企業通過與政府建立股權聯系更容易獲得銀行貸款，也更容易進入資本市場；間接效應即企業通過與政府建立股權聯系能夠以低于市場的價格獲得各種資源，并獲得各種政策優惠，從而增加企業的未來總收益和市場價值，提升企業償債能力，降低企業信貸風險［5］。

根據信號傳遞理論，國有股權介入既有利于提高企業會計信息質量，直接降低企業與外部的信息不對稱，也有助于企業向資本市場傳遞治理和價值方面的積極信號，從而間接降低企業與外部投資者之間的信息不對稱［6］。政府股權介入有助于企業通過利益相關者降低代理成本，增加透明性，進而更容易獲得信用資本［4，7］，且使得企業能夠以更低的成本借入更多資金，并獲得政府補貼。企業因擁有國有股東也增加了獲得政府政策支持的機會，當政府制定政策鼓勵或阻礙某些類型企業的發展時，與政府建立股權聯系的企業可以獲得重要的基礎設施資源，如人才資源，并享有優惠激勵待遇［8］，這些優惠激勵待遇主要包括額外的發展機遇、較多的銀行貸款和較長的貸款期限以及投資促進作用。國有股東可能控制著銀行等金融機構，當企業陷入危機時，國有股東有可能通過這些金融機構及時地向企業輸入必要的資源，對其進行挽救［9］。因此，從制度邏輯的資源效應來看，提出如下假設：

H1：國有股權參股有助于緩解企業融資約束。

（二）企業規模與融資約束

企業規模越大，金融機構從企業的信貸需求中獲取的經濟績效越高［10］。Jin和Zhang（2019）的研究指出，與大中型企業相比，小微企業與銀行之間的信息不對稱程度更大，而小微企業缺乏向銀行傳遞風險信息的資產類工具，且銀行向貸款規模較低的小微企業放貸面臨更高的成本，令其比大中型企業更難進入信貸市場；此外，銀行預期小微企業具有更高的降低投資消費比率的道德風險，即物質水平較低的小微企業有更強的動機增加當前消費，而犧牲未來的投資收益，這將降低借款企業項目的期望收益，導致銀行向小微企業發放貸款的利潤更低，進一步抑制銀行向小微企業放貸，由此出現更嚴重的融資約束［11］。

Dietrich（2012）利用15家瑞士商業銀行數據，分析了小額貸款和大額貸款之間的利率差異，發現企業規模影響銀行貸款額度，一方面是由于小企業缺乏談判能力，另一方面是由于銀行的邊際運營成本（貸款的篩選、監控和運行成本）隨著貸款規模的增加而降低［12］。Brancati（2015）指出，由于小微企業信息不透明，缺乏可抵押的有形資產以及戰略的風險性，即使具有潛在創新能力也難以獲得貸款，在投融資方面面臨諸多障礙［13］。Cassar（2004）研究發現，企業規模越大，企業中的債務、長期債務以及外部和銀行融資的比例越大［14］。Klapper等（2002）利用Amadeus數據庫研究了東歐國家小型企業的融資模式，發現企業規模越小，外部融資渠道越少，遭受財務約束的可能性越大［15］。

Hartarska和Gonzalez-Vega（2006）對俄羅斯小企業的研究表明，規模較小的企業面臨更高的信息成本，其擴張比經營規模較大的企業更依賴于內部資金的可用性［16］。Drakos和Giannakopoulos（2018）也發現，企業規模越小，企業放棄申請貸款的可能性越大；企業年齡具有同樣的效應，成立時間較長、企業規模較大的企業面臨融資約束的可能性較低［17］。張嘉望等（2019）對我國上市公司數據的分析也表明，企業規模越小，其融資約束問題更加突出［18］。段偉宇等（2019）用山西省在滬深A股上市的38家制造企業5年的面板數據分析了導致山西省制造業企業融資約束的內生因素，結果表明，規模更大的企業融資約束更低［19］?；诖?，提出如下假設：

H2：企業規模越小，融資約束越嚴重。

（三）國有股權參股緩解融資約束的作用在不同規模企業中的差異：資源利用的效率邏輯

大規模企業治理在形成常規之后，采用新的替代方案的可能性會降低，而小規模企業能夠更好地發現新的機會，及時應對環境變化，以增加早期生存的機會［20］。小規模企業可以建立更加靈活的組織結構，采用基于績效和盈利能力的激勵機制，從而吸引和留住更優秀的管理者［21］。

與政府建立股權聯系的企業往往能夠得到政府的信貸補貼。許多國家的經驗證據也表明，政府股權介入顯著提高了企業的信貸獲得能力，具體表現為貸款金額增大、稅率降低、貸款成本降低和債務期限延長［3］。除了銀行信貸方面的融資優惠，擁有國有股東還可以顯著降低企業的股權融資資本、提升高管層政治關系網絡對企業業務和地域多元化的促進作用、相對寬松的管制以及較低的契約執行成本［22］。在新興經濟體中，與政府建立股權聯系的企業可以更容易地從國有或開發銀行、主權財富基金和其他國有基金（如養老基金和人壽保險）中獲得資源［3］。作為企業股東的政府通常會將重大決策權讓渡給私人所有者，私人所有者采用按業績計薪的激勵措施和嚴密的監督制度，以減少代理問題［23］。

基于制度邏輯的收益效應在小微企業中應該更加明顯。小微企業與政府建立股權聯系被視為法律保護、產權穩定等機制的替代品，使得小微企業能夠獲得稀缺資源。小微企業與政府建立股權聯系的過程就是企業利用其高管層的關系網絡追求橫向社會資本的過程，有利于企業從政府處獲得經濟利益，在核心要素供給、稅收繳納以及市場準入等方面獲得優惠待遇，從而部分消除政策歧視，切實緩解融資約束?；谫Y源利用的效率邏輯，國有股權參股促使小微企業獲得更多的信貸資源。因此，提出如下假設：

H3：相對于大規模企業而言，國有股權對融資約束的緩解效應在小規模企業中作用更大。

二、研究設計

（一）數據與樣本

1數據說明。本文所使用數據來源于2015年的CMES數據庫，涵蓋全國28個?。ú话陆?、西藏、青海、港澳臺）、80個縣（區、縣級市）、240個街道/鄉鎮，涉及制造業、建筑業、批發業、零售業、住宿業、餐飲業、軟件和信息技術服務業、信息傳輸業、農林牧漁業等19個行業。經對小微金融機構和創新企業等重點抽樣，實現對小微企業的重點觀察。問卷內容主要包括：企業基本信息、組織管理、生產經營、人力資源、財務特征、投融資、稅費、研發和創新，以及企業與社會、政府、法律、自然之間的關系等相關信息，對小微企業進行了全面細致的刻畫，樣本具有全國、省級和重點城市的地區代表性和行業代表性。這些信息填補了當前我國在小微企業一手數據方面的空白，為學術研究和政府決策提供了高質量的微觀數據。

從2014年年底到2018年中旬，雖然金融機構用于小微企業的貸款余額呈現出較小幅度的上升趨勢，但與金融機構的總貸款余額相比，依然存在較大差距，說明金融機構將更多的資金投向了大中型企業，導致小微企業與大中型企業存在較大的信貸缺口，如圖1所示。由此可見，從2014年到目前來看，我國小微企業信貸可獲得性并未發生實質性變化，小微企業依然面臨嚴重的融資約束，因此，2015年的CMES數據庫依然具有時效性，滿足本文數據需求。

圖1?金融機構人民幣貸款余額及金融機構用于小微企業的貸款余額

由于CMES數據庫中并非每個調查樣本都完全符合小微企業的標準，為了使數據符合研究需要，本文結合所調查樣本的時間節點，根據《中小企業劃型標準規定》，從CMES樣本中按照從業人員人數、營業收入和資產總額等相關要求篩選出了符合標準的小微企業，并剔除了金融行業、2015年新成立的企業以及2015年才開始實際經營的企業，也剔除了目前暫停經營（停業、歇業等）、籌建、終止經營（正在關閉、破產、其他經營狀態的企業）的企業，最終得到4649個樣本。其中，對于數值型變量，如果被采訪企業回答不知道或拒絕回答，CMES則詢問了相關變量的范圍，通過在相關范圍內生成隨機數來得到相關變量的取值。為避免樣本選取的偏誤，本文設置分組樣本，將小微企業樣本數據按照產權性質分為國有企業數據樣本和非國有企業數據樣本，其中包含62家國有企業和4584家非國有企業（3家企業未披露產權性質，但不影響實證結果），本文的實證分析采用StataSE-64完成。

2樣本分析。根據對CMES調查問卷的分析，面臨融資約束的小微企業包括有信貸需求但未申請貸款、獲得部分貸款和申請貸款但申請被拒的小微企業。表1統計了對于正規融資渠道和非正規融資渠道，國有企業和非國有企業的融資約束情況。其中，受到融資約束的國有企業僅有7家，占比1129%，國有企業未面臨非正規融資渠道融資約束；而受到正規融資渠道和非正規融資渠道融資約束的非國有企業分別為1297家、582家，占比分別為2829%、1270%。由此可見，非國有企業比國有企業面臨更嚴重的融資約束。

（二）變量選取

1?被解釋變量。本文模型的被解釋變量是融資約束。在信息不對稱以及信貸市場與金融制度不完善的作用下，貸款者會權衡其放貸的收益和成本，為了規避借款者的逆向選擇和道德風險，往往對小微企業存在一定的信貸歧視，且小微企業缺乏可抵押資產、沒有人擔保、容易受到宏觀經濟政策的制約，因此即使小微企業提出貸款申請，其貸款申請往往會被拒絕；除此，信貸市場存在利率管制、貸款規模限制、銀行追求利潤最大化以外的目標等現象，導致一些小微企業即使獲得貸款，也只能獲得部分貸款，其信貸需求量得不到完全滿足；還有一些有信貸需求的小微企業可能由于貸款利息過高、貸款審批程序復雜以及欠缺申請貸款的經驗和知識等原因放棄申請貸款。由此可見，小微企業融資約束既與外部因素有關，也與其自身需求有關。因此，本文將小微企業融資約束定義為：有信貸需求的小微企業，未申請貸款、申請貸款但被拒或只獲得部分貸款的現象。

參考Hadlock和Pierce（2008）的研究思路［24］，本文使用SA指數作為融資約束的測度指標，以排除金融變量內生性的影響。SA指數的測量方法：SA指數=-0737Size+0043Size2-0040Age，其中，Size為企業規模（單位：百萬元）的自然對數，Age為企業成立時間的長短，由此計算出來的該指數為負，該值越大表示企業面臨的融資約束越嚴重。規模較小的企業更有可能受到融資約束，對于融資約束程度較高的子樣本，SA指數的值趨于穩步增長。

2?解釋變量。根據研究假設H1，國有股權是本文計量模型的主要解釋變量，由于CMES未統計政府的持股比例、即國有股占小微企業股本總數的比例信息，因此，模型中創建了一個虛擬變量來說明一個企業是否屬于國有企業，即政府持有多數股權的企業。根據研究假設H2，企業規模是本文模型的另一個解釋變量，企業規模用小微企業目前的資產總額（單位：元）的自然對數衡量。為檢驗研究假設H3，我們創建了企業規模與國有股權的交乘項。

3控制變量。對企業而言，良好的政企關系可作為其具備較強償債能力的證明，有助于拓寬企業正規融資渠道，讓企業在較低的限制下，以更優惠的利率獲得更多的信貸資源，同樣，對于非正規融資渠道，具有良好政企關系的企業資金使用限制也會因此而放松［22］，因此，政企關系是企業重要的社會資源，良好的政企關系有利于企業獲得信貸資源以及政府補貼，是影響小微企業融資約束的重要因素，模型納入政企關系虛擬變量。

稅收征管的“征稅效應”同時會擠占企業留存收益和現金流，削弱企業的內部融資能力，增加企業融資成本和融資難度，加劇企業融資約束［25］，這種負面影響對于缺乏足夠外部融資渠道的小微企業而言可能更加嚴重；反之，較大的稅收優惠力度有助于降低企業經營成本，緩解企業融資約束，因此納入稅收和稅收優惠變量。

Czarnitzki和Toole（2007）指出，一方面，政府補助或創業補貼能夠為受到融資約束的企業帶來現金流入，緩解其資金短缺和經營壓力，彌補企業經營虧損，改善企業績效，化解其生存風險［26］；另一方面，政府補助或創業補貼提升了企業的償債能力和投資能力，在信貸市場中傳達出積極的信號，使得企業更容易獲得社會投資者的跟進，有利于企業獲得更多的外部融資機會［27］。因此，模型中納入創業補貼和政府補助變量。

Cornett等（2007）指出，機構/法人投資者可以有效緩解企業與投資者之間的信息不對稱［28］。相對于個人投資者而言，機構/法人投資者憑借其規?；蛯I化優勢，擁有更多的信息獲取渠道，具備更強的信息解析能力。同時，機構/法人投資者的參與也有助于信息傳播，進而降低信息不對稱，且機構/法人投資者的參與能夠發揮對企業和管理層的監督作用，從而有利于抑制管理層機會主義行為，起到了緩解委托代理問題的作用，有助于緩解企業融資約束。但機構/法人的持股集中度超過某一比例又會對企業財務報告質量造成不利影響，抑制其正向效應，因此機構/法人投資者持股比例影響企業融資約束，模型中控制機構/法人持股比例變量。

此外，企業特征顯著影響其融資約束，因此本文控制了可能影響小微企業融資約束的企業特征因素。具體包括企業固定資產價值、企業年齡、盈利虛擬變量、自有品牌虛擬變量、專業技術人員數量、雇員人數。最后，考慮到不同行業可能對研究結果產生影響，模型中還控制了行業效應。

各變量的類型、符號、名稱及相關定義如表2所示。

三、實證結果與機制分析

（一）描述性統計

表3為全樣本和按照產權性質區分的分組樣本變量的描述性統計結果。首先，在4649個樣本中，融資約束的均值為-1189，最小值為-4539，最大值為-004，由于樣本中這一變量的最大值與最小值相差較大，可見樣本中小微企業所面臨的融資約束情況差異較大。其次，觀察不同產權性質的企業融資約束情況，非國有企業融資約束均值為-1181，高于國有企業均值-1801，說明非國有小微企業所面臨的融資約束普遍更嚴重。對于解釋變量企業規模，國有企業的企業規模均值為15121，非國有企業的企業規模均值為14274。最后，國有企業和非國有企業的平均雇員人數分別為40258和25239，國有企業雇員人數遠多于非國有企業；國有企業的企業年齡均值為12581，大于非國有企業的平均年齡7721?？梢?，不論從資產規模、企業年齡還是雇員人數來看，國有企業規模比非國有企業更大。

（二）數據檢驗

1?相關性分析。本文通過計算皮爾遜相關系數對主要變量的相關性進行初步分析，各主要研究變量之間相關性分析結果如表4所示。由表4可知，融資約束與國有股權的相關系數達到1%的顯著性水平且為負值，融資約束與企業規模、企業年齡和雇員人數的相關系數均達到1%的顯著性水平且為負值，這證明假設H1與假設H2可能成立，即國有股權參股有助于緩解企業融資約束，且融資約束與企業規模存在負相關關系，規模更小的企業面臨更嚴重的融資約束。

2?多重共線性檢驗。為檢驗模型中各變量是否存在多重共線性，本文計算模型中各變量的方差膨脹因子和容忍度，結果表5模型平均方差膨脹因子為1110，主要變量的方差膨脹因子均遠小于10，較為合理。因此，主要變量之間不存在嚴重的多重共線性，可進行下一步的回歸分析。

（三）回歸結果與分析

考慮到因變量、自變量和控制變量的取值特征和截面數據的性質，本文回歸分析通過OLS模型實現，結果見表6。其中，模型（1）—（3）、模型（4）—（6）、模型（7）—（9）分別為對于全樣本、面臨正規融資渠道融資約束的樣本和面臨非正規融資渠道融資約束的樣本對假設H1、假設H2和假設H3的驗證結果。

模型（1）—（9）均通過了1%的顯著性水平檢驗，且模型的擬合優度達到0.826，說明模型總體顯著性較好，擬合優度較高，表明解釋變量和控制變量對小微企業融資約束具有整體上的解釋能力，且參數估計在統計意義上是可信的。

由模型（1）、模型（4）、模型（7）的回歸結果可知，對于全樣本和面臨非正規融資渠道融資約束的樣本，國有股權均與融資約束在1%的顯著性水平上負相關，對于面臨正規融資渠道融資約束的樣本，國有股權與融資約束在5%的顯著性水平上負相關。這一結果驗證了研究假設H1成立，即國有股權參股有助于緩解企業融資約束，且相對于非國有企業而言，國有企業具有資源優勢，更容易獲得銀行貸款，因此，國有企業比非國有企業面臨更低程度的融資約束。信貸資源在不同產權性質的企業之間分配不均衡，政府對國有企業有直接的補助和隱性的擔保，中央政府和地方政府對國有企業也會給予持續穩定的支持，因此，國有企業比非國有企業更容易獲得信貸資源，加劇了國有企業與非國有企業之間的信貸缺口［29］，這也說明，政府股權介入是解決小微企業融資約束的有效途徑之一。

模型（2）、模型（5）、模型（8）顯示，企業規模均與融資約束均在1%的顯著性水平上負相關，企業規模越小，越有可能受到融資約束，這一結果驗證了研究假設H2成立。這一方面是因為，小微企業一般生產規模小、雇員人數少、資產數額低，成立時間較短，缺乏詳盡的信貸記錄，融資機構審核其信用狀況的難度和成本較大，且大多數小微企業屬于競爭性行業，容易受到市場環境變化、國家政策干預和經濟周期波動的影響，存在較大的收益不確定性和違約風險。另一方面，是由于小微企業與融資機構之間存在較大程度的信息不對稱，銀行等金融部門一般會認為小微企業的經營風險和財務風險較大，在放貸時對其存在一定的信貸歧視，因此，小規模企業更難以獲得貸款，而規模較大的企業則面臨更低程度的融資約束。

模型（3）、模型（6）、模型（9）表明，國有股權和企業規模均與融資約束在1%的顯著性水平上負相關，而國有股權與企業規模的交乘項系數顯著為正，且在三個模型中均達到1%的顯著性水平，說明企業規模越大，國有股權對企業融資約束的緩解效應越小，因此，結果驗證了本文的研究假設H3，即相對于大規模企業而言，國有股權對融資約束的緩解效應在小規模企業中更大，而小微企業普遍規模較低，且受到雙重代理問題的影響較小，與政府建立股權聯系的小微企業可以更有效地將其資源投入轉化為產出，因此，國有股權有助于緩解小微企業融資約束。這為小微企業通過與政府建立股權聯系、發展混合股權來解決融資約束難題提供了進一步的經驗證據。

此外，政企關系虛擬變量、政府補助在模型（1）—（9）中均與融資約束顯著負相關。這是因為，良好的政企關系可作為企業具有較強償債能力的證明，有助于企業拓寬正規與非正規融資渠道，使得企業在較低的約束條件下，以更優惠的利率獲得更多的信貸資源，也有助于企業獲得國家的財政支持。而政府補助能夠為受到融資約束的企業帶來現金流入，緩解其資金短缺和經營壓力，彌補企業經營虧損，改善企業績效，同時提升了企業的償債能力和投資能力，在信貸市場傳達出積極的信號，使得企業更容易獲得社會投資者的跟進，有利于拓展企業外部融資渠道。

理論上稅收征管會擠占企業的留存收益和現金流，削弱企業的債務償還能力，使得企業融資成本和融資難度增大，從而加劇企業融資約束，稅收優惠則有助于降低企業經營成本，緩解企業融資約束。而在回歸結果中，稅收和融資約束在各個模型中均存在顯著的負相關關系，稅收優惠對于面臨非正規融資渠道融資約束的小微企業與融資約束顯著正相關，這可能是由于，為了促進小微企業發展，國家出臺了一系列減稅降費政策為小微企業紓困解難，小微企業稅收負擔有所緩解。CHFS數據顯示，2019年僅有33%的小微企業繳納各種稅費，與2017年相比下降了58個百分點；對于納稅的小微企業，有331%的小微企業認為稅負重，這一比例與2017年相比下降了3個百分點，而融資約束較低的小微企業經營績效和營業收入也更高，因此所繳納稅額也更高。

對于其他控制變量，機構/法人持股比例在模型（1）—（9）中均與融資約束顯著負相關。說明機構/法人投資者持股有助于企業拓寬其信息獲取渠道，降低企業與融資機構之間的信息不對稱，且機構/法人投資者的參與能夠發揮對企業和管理層的監督作用，從而有利于抑制管理層機會主義行為，起到了緩解委托代理問題的作用，有助于提升企業績效，緩解企業融資約束。

此外，在模型（1）—（9）中，企業固定資產價值、企業年齡、盈利虛擬變量、自有品牌虛擬變量、專業技術人員數量均與融資約束顯著負相關。其作用機制在于，擁有更多固定資產、成立時間較長、盈利能力強、擁有自有品牌或更多的專業技術人員的小微企業在融資過程中傳達出較低的信貸風險和較強的債務償還能力，更容易獲得融資機構的貸款，因此，這些因素有助于緩解小微企業融資約束。

（四）穩健性檢驗

為了避免不同企業組織形式以及各省份經濟形勢和地方金融發展差異性的干擾影響，本文在基準回歸的基礎上加入企業組織形式和省份虛擬變量進行控制，進行了以下檢驗（見表7），其中，模型（1）—（3）分別為對于假設H1、假設H2和假設H3，控制企業組織形式虛擬變量的穩健性檢驗結果；模型（4）—（6）分別為對于假設H1、假設H2和假設H3，控制省份虛擬變量的穩健性檢驗結果。檢驗顯示，國有股權和企業規模均與融資約束在1%的顯著性水平上負相關，國有股權與企業規模的交乘項與融資約束在1%的顯著性水平上正相關，政企關系虛擬變量和政府補助均與融資約束顯著負相關?？刂破髽I組織形式和控制省份虛擬變量的回歸結果與原模型的顯著性水平和系數符號基本一致，回歸結果基本沒有發生變化。此外，控制變量的作用方向、顯著性水平以及影響程度也與原回歸分析結果基本一致，雖然有個別變量的顯著性存在微小差異，但總體結果差別不大，證明原回歸結果是穩健可靠的。

四、結論與政策啟示

本文基于CMES的截面數據，結合制度邏輯的資源效應和資源利用的效率邏輯，實證檢驗了國有股權參股對小微企業融資約束的緩解效應。主要結論如下：（1）國有股權參股有助于緩解企業融資約束，且相對于非國有企業來說，國有企業融資約束程度顯著更低。（2）企業規模與融資約束顯著負相關，企業規模越小，越有可能受到融資約束。（3）國有股權參股對融資約束的緩解效應在不同規模的企業中具有顯著差異，相對于大規模企業而言，國有股權參股對融資約束的緩解效應在小規模企業中更大，而小微企業規模普遍較低，因此國有股權有助于緩解小微企業融資約束。由此說明，政府股權介入增強了政企利益的關聯程度，有助于小微企業降低代理成本和信息不對稱，并獲得資源保障，且小微企業有動力提高其競爭力，較少受到雙重代理問題的影響，通過與政府建立股權聯系有利于小微企業更好地將資源投入轉化為項目產出。

本文的政策啟示如下：對于小微企業，除了提高自身實力和信用水平、降低信貸風險，與政府建立股權聯系、讓政府人員持股是解決其融資約束的重要途徑，小微企業應該長遠考慮，持開放的態度，積極與政府建立股權關聯來獲得生產經營所需信貸資源，當企業發生虧損或面臨破產時，國有企業或國有股東預期會得到國家或政府的財政支持，而國家或政府通常采用追加投資、減稅或補貼等手段保障其生存。同時，這也有利于小微企業向銀行、金融機構進行貸款時獲得便利和優惠。

對于政府，應積極與小微企業建立股權聯系，助力小微企業獲得資源優勢，為小微企業提供持續的資源保障與政策優惠，在小微企業發生危機時及時地對其進行挽救。應該大力推行企業混合所有制改革，引導企業實現異質股權的充分混合，幫助企業借助異質股東間的資源差異拓寬外部融資渠道，在股東內部形成有效的制衡機制，降低小微企業在資本市場中的信息不對稱，進而緩解小微企業融資約束。政府通過股權介入協助小微企業發展是政府發揮自身職能實現優化信貸資源配置這一政策目標的治理行為，既有利于小微企業的生存與發展，也有助于促使小微企業主體實現促進技術創新、保障充分就業等社會價值。

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State-owned?Equity?Participation?and?the?Financing?Constraints?of?Micro?and?Small

Enterprises（MSEs）?——A?Dual?Perspective?Based?on?Institutional?and?Efficiency?Logics

JIN?Yuhuan1，2，LEI?Xiaokang1，ZHANG?Sheng3

（1.?School?of?Public?Management，Northwest?University，Xian?710127，China；

2.?School?of?Science，Xian?Polytechnic?University，Xian?710048，China；

3.?School?of?Public?Policy?and?Administration，Xian?Jiao?Tong?University，Xian?710049，China）

Abstract：?Based?on?institutional?and?efficiency?logics，?using?data?from?CMES，?this?paper?investigated?the?action?mechanism?of?state-owned?equity?participation?on?the?financing?constraints?of?MSEs.?It?is?found?that?government?equity?involvement?enhances?the?degree?of?interest?association?between?government?and?enterprise，?which?helps?MSEs?reduce?agency?costs?and?information?asymmetries?and?have?access?to?guaranteed?resources，?while?MSEs?are?less?subject?to?dual?agency?problems，?by?establishing?equity?connection?with?the?government，?MSEs?can?convert?credit?resource?inputs?into?investment?project?outputs?more?effectively，?which?has?much?more?significant?institutional?return?effects.?Therefore，?state-owned?equity?participation?is?an?effective?policy?tool?to?alleviate?the?financing?constraints?of?MSEs.

Key?words：MSEs；financing?constraints；state-owned?equity；resource?effects；cross-sectional?data

（責任編輯：李江）