熊海斌　楊帆

摘要：中小企業(yè)信用影響因素是企業(yè)信用評價體系建設的關鍵所在。從企業(yè)財務能力、企業(yè)家管理能力、企業(yè)發(fā)展能力三個方面構建了企業(yè)信用能力評價模型。通過對調(diào)查問卷的分析，驗證了企業(yè)家管理能力、企業(yè)發(fā)展能力對企業(yè)財務能力的正面影響作用。實證結果給出了各因素之間的定量關系，為構建我省中小企業(yè)信用評價體系提供了理論依據(jù)。

關鍵詞：中小企業(yè)；湖南省中小企業(yè)；企業(yè)信用；信用影響因素；結構方程模型

中圖分類號：F830.95 文獻標識碼：A 文章編號：1672-3104（2013）05?0014?07

一、引言及文獻回顧

企業(yè)信用是指一個企業(yè)履行自身承諾的能力與意愿。影響企業(yè)信用的因素分為四大類，即企業(yè)的信用能力、企業(yè)的信用品質(zhì)、企業(yè)所處的自然環(huán)境和社會環(huán)境。就中小企業(yè)而言，信用品質(zhì)主要取決于企業(yè)家的人格品質(zhì)，因而難以對其進行定量分析。而自然環(huán)境和社會環(huán)境則屬于影響企業(yè)信用的外在因素，具有穩(wěn)定性和客觀性，因此研究意義也不大。最終，對中小企業(yè)信用影響因素的研究就轉變成了對中小企業(yè)信用能力的研究。國外學者對企業(yè)信用能力的研究大多從企業(yè)財務的角度展開。如早期由Fitzpatriek（1932）[1]，Merwin（1942）[2]，Beaver（1966）[3]等提出的企業(yè)信用單變量模型。中期由Almtna（1977）[4]提出的二次判別式（Zeta）模型，Charnes 等（1978）[5]開發(fā)的數(shù)據(jù)包（DBA）模型，Breiman等（1984）完善的遞歸分類模型，Hansen（1988）[6]開發(fā)的專家?guī)煜到y(tǒng)，Gupta等（1990）[7]提出的數(shù)學規(guī)劃模型。直到上世紀90年代，非財務因素才開始被國外學者關注。Malhotra等（2002）[8]首次在神經(jīng)網(wǎng)絡模糊系統(tǒng)中引入了企業(yè)家學歷、從業(yè)時間、企業(yè)地理位置、信用歷史、債務合同期限等非財務因素?？偟膩碚f，國外的研究側重于企業(yè)的財務因素，對非財務因素的研究較少且相對零散，因而難免具有片面性。

相比西方發(fā)達國家，我國自古秉承儒家重義輕利的理念，因而信用思想長期以倫理信用為主。直到20世紀90年代，國內(nèi)學者才開始關注中小企業(yè)的信用。付英（1997）[9]認為企業(yè)信用的主要影響因素可以分為：企業(yè)規(guī)模、內(nèi)部管理水平、產(chǎn)品競爭力、所有制性質(zhì)、財務指標等五類。毛定祥（2000）[10]則認為企業(yè)信用能力主要與財務水平有關，為了研究企業(yè)的信用能力，他構建了一個包含26個指標的財務信用評價體系。任永平，梅強（2001）[11]考慮到中小企業(yè)的特殊性，特別強調(diào)了成長性和創(chuàng)新能力在中小企業(yè)信用能力評價中的重要作用。范柏乃，朱文斌（2003）[12]在前面研究的基礎上進一步完善了中小企業(yè)信用能力評價體系，他們認為企業(yè)信用能力由企業(yè)創(chuàng)新能力、成長能力、盈利能力、償債能力、經(jīng)營能力、和管理能力六方面決定。管曉永，陳紅（2008）[13]系統(tǒng)地分析了中小企業(yè)信用影響因素的研究現(xiàn)狀，認為財務能力和管理層經(jīng)營能力對企業(yè)信用能力影響最大?？偟膩砜?，國內(nèi)現(xiàn)有的研究普遍存在以下幾個方面不足：第一，多為理論分析或定性研究，缺乏嚴謹?shù)膶嵶C分析做基礎。進而導致指標測定的主觀隨意性過大，難以說明指標間的相互關系及各因素對中小企業(yè)信用能力的影響程度；第二，只考慮到財務指標對中小企業(yè)信用能力的影響，忽視了非財務因素的作用；第三，沒有意識到地域差異對中小企業(yè)信用能力的影響，研究結論難免以偏概全（把基于某地區(qū)中小企業(yè)研究得出的結論推廣到全國）。本文與其它文獻的區(qū)別在于：第一，研究具有針對性。調(diào)查問卷來源于我省200多家具有代表性的中小企業(yè)，研究數(shù)據(jù)符合我省中小企業(yè)的特點；第二，研究方法更為合理。運用結構方程模型的方法探討各影響因素之間的數(shù)量關系，研究結論更具說服力。

本文后續(xù)章節(jié)安排如下：第二部分為理論闡述與研究設計；第三部分介紹了數(shù)據(jù)來源及樣本情況；第四部分為實證分析；第五部分為結論與政策建議。

二、理論闡述與研究設計

（一） 研究假設與變量定義

企業(yè)信用能力也就是企業(yè)的履約能力（Jarillo，1989[14]），對中小企業(yè)信用能力的評價，其實就是對中小企業(yè)財務能力的評價（償還貸款的能力）。從靜態(tài)的視角看，中小企業(yè)現(xiàn)有財務指標決定了企業(yè)當前的財務能力，因此可以說，中小企業(yè)當前的財務數(shù)據(jù)，決定了中小企業(yè)當前的信用能力。從動態(tài)發(fā)展的角度看，中小企業(yè)通過技術創(chuàng)新和管理創(chuàng)新，可以實現(xiàn)企業(yè)規(guī)模的壯大和利潤增長，進而提高企業(yè)未來的財務能力。這說明企業(yè)未來的信用能力很大程度上由企業(yè)的非財務因素決定。為了弄清我省中小企業(yè)信用的非財務影響因素，我們對收集的原始數(shù)據(jù)（來源于14個地州市的中小企業(yè)局和工商局）進行了整理和統(tǒng)計，結果顯示我省73%的中小企業(yè)為個人獨資企業(yè)（企業(yè)家完全控制了企業(yè)的決策），76%的中小企業(yè)正處于生命周期中的成長階段?；谖沂≈行∑髽I(yè)的現(xiàn)狀，我們認為，企業(yè)家能力和企業(yè)發(fā)展能力是影響我省中小企業(yè)信用能力的兩個重要非財務因素。綜上所述，影響我省中小企業(yè)信用能力的三個因素為：企業(yè)財務能力、企業(yè)發(fā)展能力及企業(yè)家管理能力。

企業(yè)財務能力主要由償債能力、資產(chǎn)運營能力、盈利水平以及抵押擔保情況決定。其中，盈利水平受企業(yè)營運能力的影響，資產(chǎn)運營能力是企業(yè)運營能力的一個重要方面，本文使用運營能力代表以上兩個指標。抵押擔保情況取決于企業(yè)的資產(chǎn)規(guī)模，企業(yè)規(guī)模越大，其可用于抵押的資產(chǎn)也就越多。因此，我們從企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模、企業(yè)償債能力、企業(yè)運營能力三個方面對中小企業(yè)財務能力進行衡量。企業(yè)發(fā)展能力是企業(yè)通過自身的生產(chǎn)經(jīng)營活動，不斷擴大積累而形成的發(fā)展?jié)撃埽ㄒ鵂I，2003[15]）。企業(yè)能否發(fā)展壯大取決于多種因素，包括企業(yè)成長的外部環(huán)境、企業(yè)的競爭力、企業(yè)內(nèi)在的技術創(chuàng)新等。企業(yè)的技術創(chuàng)新比較抽象，但可以通過企業(yè)研發(fā)人員所占的比例和研發(fā)費用的數(shù)量進行衡量。企業(yè)成長環(huán)境的好壞主要表現(xiàn)為企業(yè)所處的行業(yè)是否具有發(fā)展前景。而企業(yè)市場開拓能力和產(chǎn)品的市場占有率則決定了企業(yè)的競爭力。企業(yè)家管理能力主要從學歷、健康情況、工作經(jīng)驗、經(jīng)營決策水平等方面進行衡量。我們把中小企業(yè)信用能力看成是企業(yè)財務能力、企業(yè)家管理能力和企業(yè)發(fā)展能力綜合作用的結果，為了弄清以上三者之間的關系，本文提出以下三個假設：

假設1：中小企業(yè)家管理能力能夠提高企業(yè)的財務能力；

假設2：中小企業(yè)發(fā)展能力對企業(yè)財務能力有積極的促進作用；

假設3：中小企業(yè)家管理能力對企業(yè)發(fā)展能力有正面的影響。

三個假設之間的邏輯關系如圖1所示。由于以上三種能力無法直接觀測，因此亦可稱作潛變量。為了衡量以上三個潛變量，我們定義了相應的可測變量對其進行解釋。通過對可測變量的研究，我們可以詮釋各潛變量之間的定量關系。各變量詳細的定義見表1。

（二） 模型選擇

結構方程模型（SEM）綜合了相關性分析、因子分析、多元回歸分析等多種統(tǒng)計方法，是當前實證研究中最流行的方法之一。該方法最大的特點在于引入了潛變量，同時結構方程允許因變量和自變量之間存在測量誤差（邱皓政，2004[16]）。在中小企業(yè)信用影響因素的研究中，企業(yè)財務能力、企業(yè)家管理能力、企業(yè)發(fā)展能力都是潛變量（不可直接對其進行測量），且在后續(xù)的問卷調(diào)查中，容易出現(xiàn)測量誤差，為了解決這一問題，我們選擇結構方程模型作為我們的研究模型。結構方程模型的基本形式如下：

式中：η為內(nèi)因潛變量；ξ為外因潛變量；B為內(nèi)因潛變量之間的關系；Γ為外因潛變量對內(nèi)因潛變量之間的影響；X、Y分別為外因和內(nèi)因潛在變量的觀測變量；Λx、Λy分別為潛在變量與觀測變量之間的回歸系數(shù)矩陣；δ、ε分別為測量誤差。

三、樣本選擇及描述性統(tǒng)計

（一） 調(diào)研過程與問卷設計

本研究系我校與省中小企業(yè)局聯(lián)合研究課題，因此課題組在調(diào)研過程中得到了省中小企業(yè)局、省信用評價中心、省信用擔保公司的全力支持。綜合上述單位眾多專家和專業(yè)人士的建議，我們挑選出全省280家最具代表性的中小企業(yè)作為研究對象，樣本覆蓋信息技術、機械設備制造、食品飲料、社會服務等行業(yè)。

調(diào)查問卷分為A、B兩卷。問卷A由中小企業(yè)家填寫，主要涉及企業(yè)的基本情況、企業(yè)家個人的基本信息；問卷B由該行業(yè)技術專家、財務專家、信貸專家填寫。問卷由填寫者做主觀式填答，所有題項均采用Likert五級分量表的形式對變量進行測量，完全不同意記為1分；不同意記為2分；不確定記為3分；同意記為4分；完全同意記為5分。如表2所示。

在量表題項的設計過程中，我們多次與合作單位技術人員、信用分析人員、信貸管理人員以及中小企業(yè)管理人員討論，盡可能的使量表題項客觀全面、易于理解，從而避免個人因素造成的數(shù)據(jù)誤差。具體的量表題項設計見表3。

（二） 樣本情況與測量值描述性統(tǒng)計

本次調(diào)查共發(fā)放問卷280份（回收253份），經(jīng)過整理后有效問卷共計237份。在被調(diào)查的中小企業(yè)中，企業(yè)存續(xù)時間主要在6～10年之間，男性企業(yè)家達到238位，占比85%。被調(diào)查的企業(yè)家年齡主要集中在35～55歲之間。下面對有效問卷進行基本數(shù)據(jù)分析，分析工具采用SPSS17.0。測量值描述性統(tǒng)計結果及各題項正態(tài)檢驗值如表4。

四、實證分析

（一） 樣本數(shù)據(jù)的信度和效度檢驗

信度檢驗用于考察數(shù)據(jù)的一致性或穩(wěn)定性程度。在信度檢驗中通常所用的方法是Chronbach（1951）提出的α系數(shù)。α系數(shù)取值界于0～1之間，Peter的研究指出，如果量表題項少于6個，α系數(shù)只要大于0.6就可以認為該量表有效。本文量表題項數(shù)量符合Peter的要求，因此我們選擇Peter的檢驗標準來進行信度檢驗。具體檢驗結果見表5。

從表5可以看出，量表中的3個潛變量，企業(yè)財務能力、企業(yè)發(fā)展能力、企業(yè)家管理能力的Chronbach α系數(shù)分別為0.836、0.761、0.745，均明顯大于0.6，說明樣本數(shù)據(jù)具有較好的信度，利用量表進行調(diào)查是可靠的。

效度指測量工具能夠正確反映測量內(nèi)容的精確程度。為了計算量表的結構效度，我們在SPSS17.0中利用最大方差正交旋轉后進行因子分析。由于樣本數(shù)據(jù)的KMO值為0.726（>0.5），Bartlett球形檢驗的卡方值為1 326.21，在p<0.001水平下顯著，因此樣本數(shù)據(jù)可以進行因子分析。數(shù)據(jù)的因子分析結果見表6。由表6可知，所有變量在公因子上的載荷都大于0.7，說明量表具有較好的結構效度。

（二） 模型參數(shù)估計

通過前面對調(diào)查問卷進行的信度分析，13個題項的信度都較高，因此我們在進行結構方程模型界定的時候，直接將13個題項看成13個觀察變量。本文SEM路徑圖如圖2所示。結構方程模型（SEM）的路徑圖中，橢圓表示潛變量，方框表示可測變量，正圓表示誤差，單箭頭表示變量之間的因果關系（箭頭由原因變量指向結果變量）。

接著我們運用AMOS17.0對模型參數(shù)進行估計。Dunteman的研究指出，一般社會科學采用因子載荷的最小值為0.3，如果大于0.6則為強相關；如果小于0.4則為弱相關；其他值則為中度相關。我們依照AMOS17.0計算的標準回歸系數(shù)，保留數(shù)值在0.5以上的觀測變量，由于本文計算得出的標準回歸系數(shù)均大于0.5，因此全部保留。詳細標準回歸系數(shù)值見表7。

為了檢驗模型與數(shù)據(jù)的擬合程度，我們選擇以下擬合指數(shù)對模型擬合程度進行評價：卡方考驗值（×2）、近似誤差均方根（RMSEA）、規(guī)范適配指標（NFI）、相對適配指標（RFI）、比較適配指標（CFI）、適配度指標（GFI）。擬合指數(shù)值見表8。從表8的結果可以看出，各擬合指標均滿足模型標準。

再次運行AMOS17.0，我們可以得到潛變量之間的回歸系數(shù)和顯著性水平，如表9所示。 從表9可以看出，企業(yè)家管理能力對企業(yè)財務能力的回歸系數(shù)達到了0.743，這充分驗證了前文的假設一。因此，我們可以說，企業(yè)家能力越突出，其管理的企業(yè)信用能力也就越高。企業(yè)發(fā)展能力對企業(yè)財務能力的回歸系數(shù)為0.514，說明企業(yè)發(fā)展能力對企業(yè)財務能力有正面影響，這驗證了假設二的正確性。企業(yè)家管理能力對企業(yè)發(fā)展能力的回歸系數(shù)為0.387，說明假設三也是合理的。 最終我們得到模型的結構關系如圖3所示。

五、結論和政策建議

（一） 研究結論

（1） 從實證分析的角度構建了中小企業(yè)信用影響因素的結構方程模型。模型中各因素間的系數(shù)驗證了我們提出的3個假設，因此本文構建的中小企業(yè)信用影響因素內(nèi)在邏輯關系是合理的。模型檢驗了企業(yè)家管理能力、企業(yè)發(fā)展能力對企業(yè)財務能力的具體影響程度（定量關系），為我省中小企業(yè)信用評價指標體系的設計奠定了理論基礎。

（2） 實證結果顯示企業(yè)家管理能力對企業(yè)財務能力的回歸權重系數(shù)為0.743，表明企業(yè)家管理能力能夠影響企業(yè)的財務能力，最終通過企業(yè)財務能力間接影響到中小企業(yè)信用水平的高低。這也再次驗證了“中小企業(yè)家”這個概念在中小企業(yè)系列問題研究中的重要性。

（3） 潛變量回歸系數(shù)的結果表明，企業(yè)家管理能力還在一定程度上影響了企業(yè)發(fā)展能力。這說明，一個優(yōu)秀的企業(yè)家可以憑借其個人魅力、專業(yè)知識、行業(yè)分析判斷能力間接影響到企業(yè)的行業(yè)選擇、產(chǎn)品研發(fā)、市場營銷，進而提高了該企業(yè)的發(fā)展能力。企業(yè)發(fā)展能力對企業(yè)財務能力的回歸權重系數(shù)為0.514，說明一個朝氣蓬勃發(fā)展?jié)摿薮蟮钠髽I(yè)，其未來信用水平一定會相應得到提高。

（二） 政策建議

（1）為我省中小企業(yè)發(fā)展，營造良好的社會信用環(huán)境。政府應充分重視全社會的信用環(huán)境建設，把健全中小企業(yè)信用制度和解決中小企業(yè)融資問題緊密結合起來，切實提高全社會的信用意識。通過建立嚴格的失信懲罰機制，大力表彰、宣揚誠信者，披露不誠信者，形成崇尚誠信、鄙視奸詐的社會氛圍。由政府登報褒獎誠信企業(yè)，由政府授予誠信銘牌；登報披露嚴重不誠信企業(yè)。

（2） 切實加強中小企業(yè)的“內(nèi)功”修煉。中小企業(yè)要想贏得信貸機構的信任，必須要提高其自身信用能力（財務能力）。良好的財務能力，要求規(guī)范的財務工作制度和健全的財務管理體系。同時，中小企業(yè)更應該在研發(fā)與創(chuàng)新上下功夫，新技術、新產(chǎn)品的出現(xiàn)可以提高企業(yè)產(chǎn)品的市場占有率和知名度，進而提升整個企業(yè)的綜合競爭實力。

（3） 建立中小企業(yè)信用信息庫。依托現(xiàn)有的政府金融部門信用記錄、工商局年檢及重合同守信用評價體系、稅務局納稅評估體系、銀行信用評價體系、以及會計事務所、稅務師事務所、擔保機構所掌握的企業(yè)信息資源，建立企業(yè)信用信息庫。對企業(yè)的違約信息、抵押信息、違法犯罪信息、法律糾紛信息、偷逃稅信息、行政處罰信息、產(chǎn)品質(zhì)量信息、環(huán)境污染信息、員工糾紛信息進行全紀錄，并建立信用積分卡。允許商業(yè)銀行、企業(yè)、產(chǎn)品供應商、銷售商和用戶自由查詢信息庫中所有征信信息，實現(xiàn)資源共享。信用信息庫由政府中小企業(yè)局主管。

參考文獻：

[1] Fitzpatriek. An examination of exposure control and content balancing restrictions on item selection in CATs using the partial credit model [J]. Journal of Applied Measurement， 1932（4）： 24?42.

[2] Merwin. Personality factors， money attitudes， financial knowledge， and credit-card debt in college students [J]. Journal of Applied Social Psychology， 1942， 36（6）： 1395?1413.

[3] Beaver W H. Financial ratios as predictors of failure [J]. Journal of Accounting Research， 1966（5）： 179?199.

[4] Altman， A Saunders. Credit Risk Measurement：Developments over the Last Twenty Years [J]. Journal of Banking and Finance， 1977（11）： 29?51.

[5] Charnes A， Cooper W， Rhodes E. Measuring the efficiency of decision making units [J]. European Journal of Operational Research， 1978（2）： 429?444.

[6] Hansen. On the nature of credit demand and credit rationing in competitive credit markets [J]. Journal of Banking and Finance， 1988（3）： 158?163.

[7] Gupta Y， Rao R， Bagghi P. Linear goal programming as an alternative to multivariate discriminant analysis： A Note [J]. Journal of Business and Accounting， 1990， 17（4）： 592?598.

[8] Malhotra R， Malhotra D K. Differentiating between good and bad credit using neuro-fuzzy system [J]. European Journal of Operational Research， 2002， 136（5）： 190?211.

[9] 付英. 企業(yè)信用評級的指標設計[J]. 中國投資管理， 1997（1）： 87?92.

[10] 毛定祥. 基于多元統(tǒng)計分析和模糊綜合評判的企業(yè)財務信用綜合評價[J]. 上海大學學報， 2000（3）： 38?42.

[11] 任永平， 梅強. 中小企業(yè)信用評價指標體系探討[J]. 現(xiàn)代經(jīng)濟探， 2001（4）： 60?62.

[12] 范柏乃， 朱文斌. 中小企業(yè)信用評價指標的理論遴選與實證分析[J]. 科研管理， 2003（66）： 83?88.

[13] 管曉永， 陳紅. 中小企業(yè)信用影響因素：理論與實證[J]. 中共浙江省委黨校學報， 2008（3）：111?117.

[14] Jarillo. Entrepreneurship and Growth， the Strategic Use of External Sources [J]. Journal of Business Venturing， 1989（4）： 133?147.

[15] 尹柳營. 中小企業(yè)如何發(fā)展與騰飛[M]. 北京： 清華大學出版社， 2003.

[16] 邱皓政. 結構方程模式[M]. 中國臺灣： 雙葉書廊出版社， 2004.

[編輯： 汪曉]