宏观经济因素、财务指标与新三板企业信用风险.docx

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1、輱 经济理论问题 生产力研究 No.2.2018 宏观经济因素 、 财务指标与 新三板企业信用风险 高 歌 ，金 辉 （杭州电子科技大学 经济学院，浙江 杭州 310018） 【 摘 要 】 为研究新三板企业信用风险的影响因素 ，文 章选取 201 3201 6 年的数据进行因子分析 ，得 到 4 个财务指标并结合宏观经济因素 ，基 于银行信贷 、 商业借贷和股权质押三种不同债务融资方 式建立面板 Logi t 分 析模型 ，结 果表明 ，宏 观因素中消费者物价指数与新三板企业的信用风险正相关 ，企 业景气指数和货币供给量与 新三板企业的信用风险负相关 ；财 务指标中偿债因子 、 盈利因子 、

2、 营运因子 、 成长因子均与新三板企业信用风险负 相关 ，融 资方式中银行借贷 、 商业信贷与新三板企业信用风险正相关 ，而 股权质押与信用风险的关系不明显 。 【 关 键 词 】 新三板企业 ；宏 观经济因素 ；财 务指标 ；融 资方式 ；信 用风险 ；面 板 Logi t 模型 【 中图分类号 】 F832.51； F276.3 【 文献标识码 】 A 【 文章编号 】 1004- 2768（ 2018） 02- 0023- 05 DOI:10.19374/ki.14-1145/f.2018.02.005 一 、 引言 中小企业融资成本高等问题是中小企业成立 之初融资不足的主要原因 ，为

3、此证监会在 2013 年 启动了新三板的工作建设 。 但我国资本市场体系 不健全 ，企 业过度依赖银行贷款等间接融资 ，挂 牌 新三板的费用进一步增加了财务负担，使其信贷 条件更为严格 。 而宏观经济的波动影响信贷市场 的资金供给 ，改 变企业的融资结构与融资约束 ，从 而影响企业的信用风险；企业自身的财务管理能 力等也会间接影响其信用能力 。 中小企业股票融 式 之 外 ，还 包 括 债 务 融 资 ，债 务 融 资 的 方 式 ，主 要 包 括 ：股 权 质 押 、 银 行 借 贷 、 商 业 信 贷 、 私 募 债 、 “双 创 ”债 等 。 如 图 1 所 示 ，截 至 2016 年

4、12 月 31 日 ，新 三 板 企 业（ 10 163 家）的 全 部 投 入 达 1.4 万 亿元 ；其 中 ，权 益融资 1.04 万亿 ，带 息债务的绝大 部分是银行借款 ，与 投入资本之比约 26%。 如图 2 所示 ，新 三板债务融资的主要方式还是银行借贷 ， 约占 23.6%；其 次是企业债券 ， 2016 年底新三板债 券 市 场 的 市 值 达 382 亿 元 ，占 比 为 2.7% ，并 且 持 续增长 。 资的成本过高，仅靠内部积累又难以满足全部资 金需求 ，因 而更多的依赖债务融资 ，所 以融资方式 也会间接影响企业的信用风险 。 故以新三板挂牌 企业为研究对象 ，建

5、立有效的信用风险评估模型 ， 12000 10000 8000 6000 4000 2000 0 10163 10385 3699 2013 2014 2015 2016 2.7% 23.6% 73.7% 对中小企业信用风险的影响因素进行分析，为有 股东权益 带息负债 企业数目 股东权益 银行借款 企业债券 效防范和控制企业的信贷风险提供依据和参考 。 二 、 新三板企业融资现状 新三板除了优先股 、 定向增发等股权融资方 图 1 新三板企业融资方式 图 2 融资方式占比（ 2016.12.31） 注 ：数 据来源于 Choice 数据库 综上所述，新三板企业债务融资获取对象主 【 收稿日期

6、】 2017- 12- 23 【 作者简介 】 高 歌（ 1 992- ），女，河 南信阳人 ，杭 州电子科技大学经济学院硕士研究生 ，研 究方向 ：金 融工程 ；金 辉（ 1 968- ），女，浙 江杭州 人 ，博 士 ，杭 州电子科技大学经济学院副教授 ，研 究方向 ：金 融工程 。 輦 长对中小企业的影响也是非常大的 ，钱 龙（ 2015） 輲 要以银行为主，又因私募债融资数据不易获取， “双创债 ”等发展时间太短 ，数 据不具有代表性 ，因 此选取银行借贷 、 商业信贷及股权质押作为融资 方式的研究变量，并结合财务指标及宏观经济因 素对企业信用风险进行分析 。 三 、 理论分析与假设提

7、出 （一）宏 观经济因素与信用风险 宏观经济的周期性波动会改变企业的融资结 构 ， 是 企 业 必 须 关 注 的 宏 观 因 素 。 Gilchrist 和 Zakraj 觢 ek（ 2012） 1发 现 在 20072009 经 济 危 机 期 间 ，企 业领导者的信用度恶化 ，会 导致超额债券溢 价的增加 ，金 融部门有效风险承受能力的降低 。 卢 永 艳（ 2013） 2通 过 建 立 Logit 模 型 实 证 发 现 CPI、 实际 GDP 增长率和 M1 增长率等 都会显著影响上 市公 司 财 务 困 境 的 风 险 。 CPI 反 映 通 货 膨 胀 的 水 平 ，通 货 膨

8、胀 率 升 高 时 消 费 支 出 增 加 ，投 资 减 少 ， 降低了企业债券的需求，债券的信用风险会增大 （周 宏等 ， 2011） 3。 企业景气指数因行业细分能精 准定位企业真实背景，有助于提高信用评分的准 确度 。 除此之外 ，中 央通过银行提供的货币产出增 4 认为货币供给方面的因素对短期 、 中期 、 长期利率 的影响是逐步增加的 ，贷 款利率提高 ，中 小企业发 生道德风险行为的可能性越大，经济大幅波动会 对科技型企业的经营造成威胁 。 综合以上文献 ，提 出假设 ： H1a：消 费者物价指数与新三板企业的信用风 险存在显著的正相关关系； H1b：企 业景气指数与新三板企业的信

9、用风险 存在显著的负相关关系； H1c：货 币供给量与新三板企业的信用风险存 在显著的负相关关系 。 （二）财 务指标与信用风险 企业信用违约风险恶化侧面反映了财务状况 的逐步变差，体现了长期经营过程中出现的各种 矛盾 ，而 信用风险主要集中在中小企业 。 公司只有 信用评分越高 ，才 越有资格获得银行贷款或其他借 款 以 扩 展 大 量 的 额 外 资 源（ Muriithi et.al， 2016） 5。 企业自身的发展能力越好，还本付息的压力就越 小，按规定履行合约 、 服务等义务的可能性也越 輦 高 。 企 业 的 信 用 风 险 越 高 ，其 利 润 率 就 越 低 ，其 财 务状况

10、和经营成果也就越差，抵御风险的能力 也不如运行良好的企 业（ Li et.al， 2016） 6。 程砚秋 （ 2015） 7认 为 净 资 产 与 年 末 贷 款 余 额 比 率 、 抵 押 得分等指标也能够显著区分违约小企业与非违约 小企业的关键指标 。 因此 ，企 业的财务管理能力与 其信用风险的关系密不可分 。 综合以上文献 ，提 出假设 ： H2a：新 三板企业的盈利能力与其信用风险存 在显著的负相关关系； H2b：新 三板企业的偿债能力与其信用风险存 在显著的负相关关系； H2c：新 三板企业的营运能力与其信用风险存 在显著的负相关关系； H2d：新 三板企业的成长能力与其信用风险

11、存 在显著的负相关关系 。 （三）债 务融资与信用风险 新三板企业管理水平的低下在一定程度上限 制了贷款融资的需要，不协调的营运资本结构会 导致企业过度依赖银行信贷等融资，导致负债 - 股本的比例失调 ，增 大其融资风险 。 近年来 ，新 三 板股权质押规模逐年攀升，但火热背后个股股价 下跌屡见不鲜 ，股 权质押犹如一颗潜在的 “地雷 ”， 随时存在质押方爆仓的可 能（谢 德仁 ， 2016） 8。 银 行借贷是企业在需要资金的情况下向银行金融机 构借贷资金所产生的 ，企 业若不能及时偿还 ，便 会 陷入财务困 境（孙 立新等 ， 2013） 9。 从债权人的角 度考虑 ，一 般不愿为信用欠佳

12、的企业提供贷款 ，因 此中小企业的融资能力受到严重限制 ，更 倾向于寻 找类似商业信贷等替代性融 资（ Petersen 和 Rajan， 1997） 10，而 若 企 业 信 贷 越 多 ，利 息 的 成 本 就 会 增 大 ，越 有可能导致过度负债 ，稍 微经营不善就会造 成违约 。 综合以上文献 ，提 出假设 ： H3a：新 三板企业的股权质押与其信用风险存 在显著的正相关关系 。 H3b：新 三板企业的银行借贷与其信用风险存 在显著的正相关关系 。 H3c：新 三板企业的商业信贷与其信用风险存 在显著的正相关关系 。 P= exp（ a+bix）或 1- p= 1 2016） 。 1

13、it it P X 1- i m a bi m A3 （ X X（ （ 輳 四 、 模型与指标 （一）样 本选取及数据来源 以新三板挂牌企业为例，选取连续 4 年 （ 20132016）的 企 业 财 务 数 据 、 宏 观 经 济 指 标 建 立实证模型，分析新三板企业信用风险的影响因 素 。 划分标准参照国内学者吕长 江（ 2004） 11的做 法，将至少连续两年的流动比率小于 1 作为公司 具有违约风险的标志 。 剔除财务数据缺失 、 异常的 企业 ， 基于银行借贷的有 223 家信用风险的公司 样本 ， 基于商业信贷有 228 家信用风险的公司样 指标类别 企业是否具有违约风险 宏观经

14、济指标 盈利能力 偿债能力 营运能力 成长能力 债务融资方式 表 1 主要变量设定 名称 违约概率 CPI 企业景气指数 Ln（ M2） 销售净利率 成本费用利润率 流动比率 速动比率 总资产周转率 存货周转率 总资产同比增长率 营业收入同比增长率 质押率 银行借贷 / 总负债 净商业信贷 / 总负债 代码 P A1 A21 A3 X11 X12 X21 X22 X31 X32 X41 X42 ple loan ncr 本 ， 基 于 股 权 质 押 的 有 77 家 信 用 风 险 的 公 司 样 本 ， 三个模型均按照 1： 的比例健康公司样本进 行配对 。 实 证 所 需 的 微 观 数

15、 据 来 源 于 wind 数 据 库 ，宏 观数来源于中国统计年鉴 ，然 后通过资料收集 ，数 据 加 工 ，运 用 社 会 科 学 统 计 包 软 件（ stata）进 行 实 证分析 。 （二）模 型变量说明 1.被解释变量 。 吕长江和韩慧 博（ 2004） 11认为 资本结构的不合理会加大企业的融资风险，负债 率越高的企业在财务困境期将损失更大的市场份 额和利润 ，流 动比率可反映企业短期的偿债能力 ， 对比发现行业最低的流动比率平均值也在 1.5 以 上，因此流动比率小于 1 的企业已经远远低于行 业的平均比率，而连续两年小于 1 的企业更说明 企业的存量或流动资产已经无法偿还其流

16、动负 债 ，只 能通过债务重组等方式来偿还债款 。 因此认 为至少连续两年流动比率小于 1 的企业可能陷入 财务危 机 ，具 有信用风险 。 2.解释变量 。 在参考国内外文献的基础上 ，考 虑到宏观经济因素 、 中小企业的财务特征 、 以及融 资方式等特点 ，将 影响指标分为三大类 ： 第一类是宏观经济指标，具体从通货膨胀水 平 、 企 业 景 气 指 数 、 国 家 政 策 角 度 三 个 角 度 考 虑 ； 第二类是企业的财务指标 ，具 体从盈利能力 、 偿债 能 力 、 营 运 能 力 、 成 长 能 力 四 个 角 度 考 虑 ；第 三 类 是新三板企业的债务融资方式，具体选取股权质

17、 押 、 银 行 借 款 、 商 业 信 用 三 种 方 式 （胡 国 晖 等 ， 12 具体设定如表 1 所示 。 3. 模 型 选 取 。 选 取 面 板 数 据 将 个 体 在 某 个 时 间点的经历和行为与其他时间点相联系，考虑到 被解释变量是离散变量 ， 故选用面板 Logit 模型 。 Logit 模型设定被解释变量存在两种可能 ， 设定性 变量 P 为因变量 ，当 企业具有信用风险时令 P=1， 否则令 P=0，所 有的自变量为 Xit。 面 板 Logit 可 以 拟合出如下方程： m i = 1 m m 1+exp（ a+bix） 1+exp（ a+bix ） i = 1 i

18、 = 1 （ 1） 这 里 ， 是 在 因 素（ X1， ， m）之 下 公 司 发 生 信用风险的概率 ； P是不发生信用风险的概率 ， 其 中 X（ i=1， ， ）是 影 响 信 用 风 险 第 i 个 因 素 ， 包括财务因素 、 市场因素等 ； i，（ i=1， ， ）是 待 估计参数 。 五 、 实证分析 （一）解 释变量的相关性检验 通 过 Stata 软 件 对 变 量 之 间 的 相 关 性 进 行 检 测 ，可 以检测变量直接是否具有自相关性 ，大 致分 析现象之间的相互关系 。 结 果 显 示 ， 14 个 变 量 之 间 除 了（ A2， ） 、 X11， 12） 、

19、X21， 22） 、 X21， ncr） 、 （ X22， ncr）之 间 的 相 关 系 数 稍 高 ，绝 大 多 数 指 标 相 关度都较低 。 （二）财 务指标的因子分析 面板 Logit 模 型 是 多 元 逻 辑 回 归 模 型 ，对 多 重 共线性比较敏感，若变量之间存在较高的多重共 线性 ，估 计量就容易偏差 。 为了保证稳健性 ，通 过 因 子 分 析 法 将 本 质 相 同 的 变 量 归 入 一 个 因 子 ，减 輦 P P P 1 2 輴 少变量数目 ，消 除多重共线性 ，具 体步骤如下 。 首先进行 KMO 检验和 Bartlett 检验 ，如 表 2 所 示 ，三 种

20、模型的 KMO 值均大于 0.50， Bartlett 的显著 性是 0.00，小 于 1%，所 以选取数据适合因子分析 。 表 2 KMO 和 Bartlett 检验结果 0.38F1it- 7.23F2it- 0.63F3it- 0.34F4it+0.98ncr+1128.49 （ 3） 检验样本构建的模型是有效的，总体的预测 准确度都在 80%以上 ，如 表 5 所示 。 表 4 基于不同债务融资方式的 Logit 模型的回归结果 KMO 测试系数 Bartlett 球形检验 p 值 模型（ ple） 0.50 0.00 模型（ loan） 0.54 0.00 模型（ ncr） 0.54

21、 0.00 变量 A1 （ ple） 2.45 （ 1.67） （ loan） 3.25* （ 1.04） （ ncr） 3.13* （ 1.03） 经过方差最大化正交旋转之后提取了 4 个财 务 变 量 公 因 子 ， 如 表 3 所 示 ， 根 据 载 荷 不 同 ，将 F1、 F2、 F3、 F4 分别命名为盈利因子 、 偿债因子 、 营 运因子 、 成长因子 ，三 个模型中解释总方差的比例 分别为 76.06%、 79.07%和 78.67%，因 此均可代表 主要的财务指标 。 A2 A3 F1 F2 F3 F4 ple - 2.54 （ 1.7） - 72.34 （ 78.642）

22、- 0.32* （ 0.11） - 8.1* （ 0.73） - 1.57* （ 0.19） - 0.13 （ 0.18） 0.01 - 3.37* （ 1.05） - 95.80* （ 30.89） - 0.39* （ 0.8） - 7.89* （ 0.4） - 0.69* （ 0.15） - 0.37* （ 0.09） - 3.22* （ 1.05） - 91.48* （ 30.73） - 0.38* （ 0.08） - 7.23* （ 0.47） - 0.63* （ 0.14） - 0.34* （ 0.09） 表 3 旋转后的成分矩阵及累计方差贡献率 （ 0.03） loan 1.73*

23、 因子载荷（ ple） 因子载荷（ loan） 因子载荷（ ncr） （ 0.36） F1 F2 F3 F4 F1 F2 F3 F4 F1 F2 F3 F4 ncr 0.98* X11 0.87 0 0.06 - 0.02 0.94 0 0.05 0.11 0.95 0 0.05 0.1 （ 0.26） X12 0.88 0.14 - 0.02 0.03 0.92 0.13 0.01 0.18 0.92 0.13 0.01 0.18 常量 902.55 1193.98* 1128.49* X21 X22 0.08 0.07 0.98 0.98 0.03 0.06 0.01 0.06 0.99

24、- 0.02 0.03 0.05 0.03 0.07 0.99 0 0.06 0.07 0.99 - 0.02 0.03 0.99 - 0.01 0.05 （ 622.38） （ 385.57） （ 383.43） X31 - 0.15 0.26 0.71 - 0.04 0 0.04 0.92 - 0.08 - 0.01 0.05 0.9 - 0.1 注 ：） *， *， * 分别表示在 10%， 5%和 1%水平上显著 ； ）括 号中数值为标准差 X32 X41 0.18 0.24 - 0.13 0.76 - 0.1 0.2 0.07 0.07 - 0.1 0.75 0.15 0.2 0.4

25、6 0.04 0.4 0.75 0.08 - 0.09 0.16 0.19 0.5 0.35 0.08 0.74 表 5 基于不同融资方式 Logit 模型的预测准确度 X42 累计 % - 0.21 0.13 - 0.15 0.79 0.11 - 0.06 - 0.02 0.83 76.06 79.07 0.09 - 0.07 - 0.01 0.83 78.67 模型（ ple） 模型（ loan） 模型（ ncr） 预测是否有 正确 预测是否有 正确 预测是否有 正确 信用风险 预测 信用风险 预测 信用风险 预测 （三）回 归结果 面 板 Logit 模 型 主 要 包 括 随 机 效

26、应 模 型 和 固 实际观察是否 有信用风险 总的预测 否 是 否 244 34 是 64 274 概率 79.2 89 84.1 否 735 90 是 157 802 概率 82.4 89.9 86.2 否 736 97 是 176 815 概率 80.7 89.4 85 定效应模型 ， 通过 Hausman 检验认为随机效应优 于固定效应 ， 因此采用随机效应模型 ， 运用 stata 软件进行回归，加上宏观经济因素及债务融资方 式进行实证对比 ，结 果如表 4 所示 。 如表 4 所示 ， 基于民间借贷的面板 logit 回归 模型中 ， 通过显著性检验的变量有 F2、 F3、 F1，其

27、 他变量均未通过显著性检 。 基于股权质押的面板 logit 回归模型中 ， 所有 变量均通过显著性检验 ，具 体回归方程如下 ： logit（ P） =ln（ P ） =3.25A1t- 3.37A2t- 95.8A3t- 1- P 0.39F1it- 7.89F2it- 0.69F3it- 0.37F4it+1.37loan+1193.98 （ 2） 基于银行借贷的面板 logit 回归模型中 ， 所有 变量均通过显著性检验 ，具 体回归方程如下 ： logit（ P） =ln（ P ） =3.13A1t- 3.22A2t- 91.48A3t- 1- P 輦 正确率 注 ：分 界值为 0.

28、500 （四）结 果分析 1 . 在 三 种 不 同 债 务 融 资 方 式 的 Logit 模 型 中 CPI 的系数为正 ，企 业景气指数和 M2 的系数均为 负，基于银行借贷和商业信贷融资方式的模型通 过了显著性检验 。 CPI 上升表明通货膨胀 ，资 金会 更多的用于投机活动 ，信 贷资金的来源减少 ，融 资 风险增 大 ，假 设 H1a 得证 ；企 业景气指数上升说明 企业的发展前景良好 ，更 容易获取 融 资 ；当 M2 增 加时 ，国 家实行宽松的货币政策 ，企 业贷款以及融 资成本会减小 ，有 利于支持实体经济发展 。 因此假 设 H1b、 H1c 成立 。 2.在三种不同债务

29、融资方式的 Logit 模型中偿 债 因 子 、 盈 利 因 子 、 营 运 因 子 、 成 长 因 子 的 系 数 均 为负数，基于银行借贷和商业信贷融资方式的模 E 4 J R Y R 輵 型通过了显著性检验 。 偿债能力强的企业越有资 本可以持续的发展，良好的利润收益可促进经营 者 的 积 极 性 以 及 提 供 企 业 投 资 与 发 展 的 资 本 ，营 运能力是企业管理效率的衡量，资产周转速度就 越 快 ，资 金 使 用 率 提 高 ，而 成 长 能 力 越 强 的 企 业 ， 其发展前景越好，抵抗风险的能力也就越强 。 因 此 ，研 究假设 H2a、 H2b、 H2c、 H2d

30、成立 。 3. 在 基 于 股 权 质 押 融 资 的 回 归 模 型 中 ， ple 的 系数为正 ，但 未通过显著性检验 。 新三板市场企业 的经营能力远不如主板公司，信息披露不透明且 发展的时间较短 ，能 够获取的财务数据有限 ，模 型 的显著性无法 通过 ，假 设 H3a 无法验证 。 在基于银 行借贷融资的回归模型中 ， loan 的系数为正 ，新 三 板挂牌的多为中小微企业 ，存 在 “信贷歧视 ”，银 行 会提高抵押品或者贷款利率，贷款越多信用风险 就越高 ， 假设 H3b 成立 。 在基于商业信贷融资的 回归模型中 ， ncr 的系数为正 ， 小规模公司难以从 金融机构获得资金

31、时 ，会 使用更多的商业信用 ，相 对于稳定经营期，处于财务困境中的企业更多地 使用商业信用进行融资 ，商 业信用风险越大 ，假 设 H3c 成立 。 六 、 结论与建议 本文以新三板挂牌企业为研究对象，研究宏 观经济因素 、 财务指标及债务融资方式对企业信 用风险的影响 。 实证结果表明，宏观经济因素中 CPI 越高 ，企 业的信用风险越大 ，企 业 景 气 指 数 和 货币供给量越大 ，企 业的信用风险越小 ；财 务指标 中偿债因子 、 盈利因子 、 营运因子和成长因子都与 企业的信用风险呈负相关关系；债务融资方式 中 ，银 行借贷和商业信贷融资越多 ，企 业信用风险 越大 。 综上所述，

32、一个企业信用风险的大小既与企 业自身条件有关 ，也 受外部宏观经济因素的影响 ， 在防范信用风险时具体应该做到以下几点： 1. 关 注 宏 观 经 济 环 境 的 变 化 。 宏 观 经 济 因 素 的波动是企业难以避免的系统性风险，宏观经济 因素会影响企业发生信用风险的概率，所以及时 关注宏观政策的变化 ，提 高企业的财务管理能力 ， 并迅速做出政策的调整 。 2. 抓 住 企 业 经 营 中 关 键 的 财 务 指 标 。 当 企 业 的财务状况逐步变差时，各种矛盾就会集中体现 出来 ，对 于企业而言最重要的是抓住关键性指标 ， 相应的加强企业的信用管理，加强促进资金的回 收 ，充 分利用

33、现有资产 ，提 高企业的经营效率 。 3. 优 化 企 业 的 融 资 结 构 。 企 业 要 根 据 自 身 的 成长性和营利性理性抉择融资方式，合理匹配资 产 与 负 债 ，优 化 内 部 资 本 结 构 ，制 定 合 理 的 标 准 ， 如新三板股权质押业务的准入标准，有效控制信 用风险水平 ，最 低限度的减少损失 。 【 参考文献 】 1 Gilchrist S， Zakraj 觢 ek.Credit Spreads and Business Cycle Fluctuations J.American Economic Review， 2012， 102（ 4）： 1692- 1720

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