【《银行竞争对中小企业融资影响的实证分析》12000字（论文）】

银行竞争对中小企业融资影响的实证分析目录TOC\o"1-3"\h\u23913银行竞争对中小企业融资影响的实证分析 129581.1研究设计 1291731.1.1数据来源 147791.1.2变量描述 23761.1.3模型设定 672231.2实证结果 6186131.2.1银行竞争与企业融资成本 6303301.2.2银行竞争与企业融资成本的异质性分析 859241.2.3银行竞争与企业业务招待费 13113081.3稳健性检验 15269271.3.1内生性问题 16231041.3.2替换银行竞争衡量指标 17310861.3.3替换融资成本衡量指标 211.1研究设计1.1.1数据来源本文的企业数据来自“全国税收调查”全国税收调查是财政全国税收调查是财政部和国家税务总局联合开展的一项重要工作，主要是为完善财税政策、加强财税管理提供数据支撑，自1984年开始至今，该项调查工作为我国税收事业的发展发挥了重要的作用。本文的银行数据来自银保监会金融许可证发布系统，该系统可以查询到全国所有地区商业银行分支机构的批准成立日期、所在地址等信息。本文依据《金融许可证机构编码编制规则》对数据进行处理，计算出每年各银行在各个城市的分支机构存量数和增量数具体而言，金融许可证的机构编码共15位，从左到右分别是机构类型代码、机构代码、组织类别代码、发证机关代码、地址代码、顺序代码。通过与编码说明进行对应，可以得到每家分支机构的类型、所在地区和成立时间等信息，并据此计算出每一年各银行在各个城市分支机构的增量数和存量数。具体而言，金融许可证的机构编码共15位，从左到右分别是机构类型代码、机构代码、组织类别代码、发证机关代码、地址代码、顺序代码。通过与编码说明进行对应，可以得到每家分支机构的类型、所在地区和成立时间等信息，并据此计算出每一年各银行在各个城市分支机构的增量数和存量数。在时间段上，本文选取2007年—2011年，能很好地覆盖中小银行分支机构快速扩张、银行竞争提高（2009年）的前后，较为全面完整地展现银行竞争提高影响企业融资的过程。为了避免异常值对研究结果的影响，本文对原始数据做了如下剔除处理：（1）剔除资产小于等于零、负债小于等于零、固定资产小于零、营业收入小于零、利息总支出小于零等异常样本；（2）删除企业特征变量首尾各1%的观测值。（3）将由金融许可证计算得出的银行分支机构数据在城市层面上与企业数据进行合并，最终得到“企业—城市—银行”数据。经过以上步骤的数据处理，本文最终的非平衡面板样本包含近72万家企业，合计140多万个样本。1.1.2变量描述（一）被解释变量本文的被解释变量为企业融资成本（Cost）。在融资成本的计算上，本文的主体回归中使用“利息总支出/总负债”进行计算，融资成本越高，表示企业融资越困难。在后续的稳健性检验部分，本文还拓展使用“财务费用/总负债”衡量融资成本，再次进行回归，以证明结论的稳健性。（二）解释变量本文首先构造赫芬达尔—赫希曼指数（HHI）对银行竞争程度进行衡量，在稳健性检验部分，本文还拓展使用前五大银行集中度（CR5）衡量银行竞争程度。通过加总城市内各个银行分支机构数量份额的平方计算得到赫芬达尔指数（HHI），通过前五大银行分支机构数量之和除以城市内所有银行分支机构数量之和计算得到前五大银行集中度（CR5），具体计算公式如下：赫芬达尔指数（HHI）其中，Branchk为第k家银行在该地区的分支机构数量，前五大银行集中度其中，Branch1th—Branch5th分别是该地区分支机构数量最多的五家银行的机构数量，在计算HHI指数和CR5指数时，本文隐含了所有类型的银行分支机构具有同样效率的假设。因此，在研究银行异质性对企业融资成本的影响时，为了捕捉不同类型银行竞争提高的效果，本文又以“企业所在地区的银行分支机构数量加1的自然对数”来测度大型国有商业银行和中小银行的竞争程度，开展银行异质性的研究。（三）控制变量本文控制了企业规模、资产负债率、资产收益率、固定资产比重、企业年龄、自由现金流率等企业特征变量。企业的资产规模大小、资产结构、收益情况以及现金流都会对企业的融资成本产生影响。此外，本文还控制了行业、地区、年份的虚拟变量。表4-1是描述性统计。HHI指数的均值为0.2065，CR5指数的均值为0.8374，表明我国银行市场仍然是高度集中的。值得一提的是，某地区分支机构数量最多的五家银行大多是“工农中建交”五家国有银行，CR5指数一定程度上也能说明国有银行在我国银行业中占据了主要地位。表4-1描述性统计变量名变量解释观测值均值标准误最小值最大值HHI赫芬达尔指数14711580.20650.06130.09810.4233CR5前五大银行市场集中度14711580.83740.10140.53181.0000Cost融资成本=利息总支出/总负债14711580.01350.024200.1307Size企业资产的对数14711589.50212.19000.693122.9931Roa资产收益率1471158-0.00040.1187-0.66530.5095Age企业年龄的对数14513141.42830.72670.69318.0291Leverage资产负债率14711580.69120.37960.00822.4943Fixedasset固定资产除以总资产14711580.22030.234501.0000Flow净利润与折旧之和除以总资产14433000.02580.1241-0.55160.5549（四）不同类型企业特征变量的描述性统计表4-2是分样本的描述性统计，可以看到，中小、民营企业的融资成本显著高于大型、国有企业，说明我国还存在信贷资源的“规模歧视”和“所有制”。在资产规模、企业年龄（存续年限）、自由现金流率方面，大型、国有企业显著高于中小、民营企业，而在杠杆率和固定资产占比方面，中小企业和大型企业接近，而国有企业要显著高于民营企业。另外，国有企业的资产收益率显著低于民营企业，这也一定程度上说明国有企业的效率并不优于民营企业，但却享受到了更优质的信贷资源，可能存在着资源误置的问题。上述分样本描述性统计充分说明，中小、民营企业的确面临更高的融资成本。表4-2不同类型企业的特征变量变量名组内均值中小企业大型企业民营企业国有企业Cost0.03040.02720.03120.0245Size9.680011.78009.939011.5300Roa-0.00700.01980.0018-0.0052Age1.51101.62001.43605.1700Leverage0.71900.71700.72400.8010Fixedasset0.26900.23600.23600.3570Flow0.02220.04850.02720.0334（五）银行竞争变化趋势表4-3报告了我国银行竞争指标HHI和CR5的分地区、分年份的子样本描述性统计情况。从整体上看，我国整体银行业的竞争态势呈现“东强西弱、逐年加强”的趋势。从地域分布来看，东部地区的银行竞争指数均值最低，中部次之，西部地区的银行竞争指数均值最高，说明我国东部地区的银行竞争最强，银行业整体发展要优于中西部地区，符合我国实际情况。从不同年份来看，总体而言我国的银行竞争呈现出逐年加强的趋势。如图4-1所示，在2009年后，我国的银行竞争出现了空前激烈的状况，这也为本文选择2007—2011年作为研究窗口期提供了有力支撑。表4-3不同地区、年份的银行竞争指标所处地区组内均值年份组内均值HHICR5HHICR520070.2130.852东部0.1880.81920080.2120.848中部0.2230.85620090.2110.846西部0.2350.88020100.2050.83520110.1980.818图4-1HHI指数、CR5指数随时间变化趋势图4-2和图4-3分别是2007年和2011年全国银行分支机构分布图数据来源：中国银行保险监督管理委员会金融许可证信息数据来源：中国银行保险监督管理委员会金融许可证信息图4-22007年全国银行分支机构分布情况图4-32011年全国银行分支机构分布情况1.1.3模型设定本文建立如下实证模型，用以分析银行竞争影响企业融资成本的效果：（1）Costi,t（1）（2）（2）Cost其中，i,j,m,t分别表示企业、行业、城市和年份，Costi,t代表企业的融资成本，计算方法为利息总支出/总负债，稳健性检验部分则使用了财务费用/总负债再次计算融资成本；Compm,t代表该企业所在城市内的银行竞争度变量，分别使用了赫芬达尔指数（HHI）和前五大银行的市场集中度（CR5）进行衡量；Controli,t为控制变量，主要包括企业规模、资产负债率等；Yeart、Industryj、Region1.2实证结果1.2.1银行竞争与企业融资成本根据上文的模型对全样本进行了回归。为尽可能地消除不随时间变化的因素对估计结果造成的偏误，本文同时采用了OLS回归和固定效应模型回归两种方式，具体回归结果见表4-4的第1列和第2列。在OLS回归和固定效应模型回归中，核心解释变量HHI的回归系数分别为0.011和0.009，且均在1%水平上显著为正。由于银行竞争HHI是负向指标，因此，该回归结果表明银行竞争程度越高（HHI指数越小），企业的融资成本越低，验证了假说1。在控制变量中，资产负债率和资产收益率越高的企业融资成本越低，这表明银行在提供贷款时会关注企业的偿债能力和盈利能力，这两种能力越强的企业越能获得低成本的贷款。企业年龄、固定资产占比和自由现金流率均与融资成本正相关，这表明信贷资源可能存在着错配，财务指标质量较高的企业却面临着更高的融资成本。在控制了企业个体和年份的固定效应后，企业规模与融资成本负相关，说明大型企业能够获得更低成本的贷款，一定程度上证明了“规模歧视”的存在。表4-4全样本：银行竞争与企业融资成本的回归结果***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著水平；表中数据为各解释变量的回归系数，括号内为t值。如无特殊说明，以下均同。(1)(2)CostCostOLSFEHHI0.011***0.009***(3.56)(2.76)Size0.003***-0.002***(259.69)(-30.17)Roa-0.016***-0.014***(-36.13)(-23.18)Age0.001***0.005***(26.58)(21.63)Leverage-0.004***-0.011***(-73.42)(-71.50)Fixedasset0.007***0.007***(68.03)(28.87)Flow0.008***0.010***(20.16)(17.57)Constant-0.009***0.018***(-6.16)(11.38)年份、行业、地区固定效应YESNO年份、企业个体固定效应NOYESObservations1,424,3941,424,454R20.1320.0431.2.2银行竞争与企业融资成本的异质性分析（一）企业规模的异质性分析为了检验假说2，本文首先根据《统计上大中小微型企业划分办法（2017）》划分样本，在中小企业和大型企业样本中分别进行回归，根据划分结果，本文使用的数据中共包含90多万个的不同行业中小企业样本，为研究银行竞争对中小企业的影响提供了充分的数据资料，具体回归结果见表4-5第1-4列。在OLS回归和固定效应模型回归中，中小企业样本的HHI指数系数均在1%水平上显著为正，大型企业样本的HHI指数系数不显著。这说明银行竞争对中小企业的影响更大，而大型企业由于具备较多的可抵押物、充分的硬信息等条件，在信贷市场上占据较有利的地位，原本的融资成本就相对较低，因此对银行竞争的变化并不敏感，验证了假说2。表4-5按企业规模划分的子样本：银行竞争与企业融资成本的回归结果中小企业大型企业(1)(2)(3)(4)CostCostCostCostOLSFEOLSFEHHI0.014***0.013***0.008-0.001(3.92)(3.17)(1.35)(-0.11)Size0.003***-0.001***0.001***-0.005***(203.68)(-12.41)(31.54)(-31.62)Roa-0.017***-0.013***-0.016***-0.019***(-33.89)(-17.12)(-17.65)(-15.57)Age0.000***0.004***0.001***0.006***(11.57)(16.91)(21.05)(15.11)Leverage-0.003***-0.008***-0.009***-0.018***(-52.46)(-47.28)(-59.19)(-47.32)Fixedasset0.007***0.006***0.008***0.009***(58.11)(18.94)(36.62)(17.93)Flow0.010***0.009***0.002**0.010***(21.71)(12.61)(2.18)(10.39)Constant-0.015***0.006***0.016***0.063***(-12.59)(1.39)(3.69)(21.81)年份、行业、地区固定效应YESNOYESNO年份、企业个体固定效应NOYESNOYESObservations994,735994,774429,659429,680R20.1320.0280.0990.083（二）企业所有制的异质性分析为了验证假说3，本文按所有制划分样本，进行分样本回归，回归结果见表4-6第1-4列。在OLS回归和固定效应模型回归中，民营企业样本的HHI指数系数均在1%水平上显著为正，而国有企业样本的HHI指数系数均不显著，这说明银行竞争对民营企业的影响更大，而国有企业由于其存在政策扶持和预算软约束，较容易获得低成本的银行贷款，因此对银行竞争的影响并不敏感，验证了假说3。表4-6按企业所有制划分的子样本：银行竞争与企业融资成本的回归结果民营企业国有企业(1)(2)(3)(4)CostCostCostCostOLSFEOLSFEHHI0.038***0.033***0.00004-0.0003(6.08)(1.40)(0.01)(-0.08)Size0.003***-0.002***0.002***-0.002***(177.01)(-17.08)(191.48)(-26.78)Roa-0.023***-0.018***-0.014***-0.013***(-27.24)(-13.40)(-27.96)(-17.71)Age0.001***0.003***0.001***0.005***(30.85)(9.27)(12.31)(20.28)Leverage-0.005***-0.011***-0.004***-0.011***(-46.01)(-39.81)(-60.83)(-55.53)Fixedasset0.007***0.007***0.007***0.007***(39.28)(11.01)(56.74)(23.42)Flow0.013***0.014***0.008***0.008***(15.93)(11.04)(16.30)(12.71)Constant-0.022***0.016***-0.004***0.023***(-5.91)(6.77)(-2.62)(13.62)年份、行业、地区固定效应YESNOYESNO年份、企业个体固定效应NOYESNOYESObservations508,742508,755915,652915,699R20.1530.0370.1250.048（三）银行类型的异质性分析为了验证假说4，捕捉不同类型银行对企业融资成本的影响，本文考虑到HHI指数和CR5指数均隐含了不同类型的银行具有同样效率的假设，会对银行异质性的分析造成影响，因此，本文以“企业所在地区的银行分支机构数量加1的自然对数”来测度不同类型银行本文将股份制商业银行和城市商业银行定义为“中小银行”。本文将股份制商业银行和城市商业银行定义为“中小银行”。在开展实证研究前，首先按年份对国有银行和中小银行的扩张情况做一个描述性统计，如表4-7所示。从表中可以得知，2007—2011年期间，中小银行分支机构的扩张速度要快于国有银行，且在2009年后呈现爆发式增长，与政策密集出台期吻合，符合实际情况。表4-7新增中小银行和新增国有银行数量的描述性统计新增中小银行数量新增国有银行数量年份均值标准误最小值最大值年份均值标准误最小值最大值20079.13413.8508520075.73411.2708520089.34313.3706320085.52410.59056200911.4420.54014620097.57818.500141201010.2315.0209120106.01212.58081201113.7816.6908420119.83311.13079图4-4和图4-5分别是2007年和2011年国有银行分支机构分布图，图4-6和图4-7则是2007年和2011年中小银行分支机构分布图数据来源：中国银行保险监督管理委员会金融许可证信息数据来源：中国银行保险监督管理委员会金融许可证信息图4-42007年国有银行分支机构分布情况图4-52011年国有银行分支机构分布情况图4-62007年中小银行分支机构分布情况图4-72011年中小银行分支机构分布情况然后，本文将企业融资成本与国有银行和中小银行的扩张情况进行回归。值得注意的是，由于本文已经验证了银行竞争对中小企业的效果更大，加上本文本就聚焦于中小企业，因此此处重点选取了中小企业样本进行回归。具体回归结果见表4-8第1-2列。无论是在OLS回归中，还是在固定效应模型回归中，中小银行扩张情况均与中小企业融资成本负相关，且通过了1%水平下的显著性检验，而国有银行扩张情况均与中小企业融资成本正相关。也就是说，相比于国有银行，中小银行的增加显著降低了中小企业的融资成本，验证了研究假说4。控制变量方面，回归系数方向与上文一致，在此不再赘述。中小银行的增加给中小企业带来的效果优于国有银行，这也符合林毅夫等人提出的“最优金融结构”理论，中小银行更适合为中小企业进行融资。表4-8中小企业样本：不同类型银行的扩张与企业融资成本的回归结果(1)(2)CostCostOLSFE国有银行扩张0.010***0.006***(21.34)(8.55)中小银行扩张-0.001***-0.001***(-13.08)(-6.76)Size0.003***-0.001***(203.31)(-12.27)Roa-0.017***-0.013***(-33.91)(-17.16)Age0.000***0.004***(11.50)(17.01)Leverage-0.003***-0.008***(-52.98)(-47.31)Fixedasset0.007***0.006***(57.89)(18.90)Flow0.010***0.009***(21.65)(12.68)Constant-0.078***-0.019***(-21.80)(-5.10)年份、行业、地区固定效应YESNO年份、企业个体固定效应NOYESObservations994,735994,774R20.1330.0291.2.3银行竞争与企业业务招待费根据姜付秀等姜付秀,蔡文婧,蔡欣妮,李行天.银行竞争的微观效应:来自融资约束的经验证据[J].经济研究,2019,54(06):72-88.（2019）的研究，银行竞争影响企业融资约束有多种渠道，其中极为重要的一种便是降低信息不对称，即银行竞争的提高会促使银行主动搜集企业信息，降低企业的融资成本。通常来说，为获得银行贷款，企业负责人往往需要通过邀请对方开展实地调研和共进晚餐等正式或非正式的途径与银行负责人进行充分的沟通，为构建稳定的银企关系打下坚实的基础。如果随着银行竞争的提高，银行主动搜集了更多企业的信息，那么上述正式或非正式的活动也会相应减少，支出也将因此而降低。本文选取利润表中的“业务招待费或交际应酬费”作为代理变量，表示企业为获取贷款而主动向银行传递信息所付出的交易费用。该变量主要包括差旅费、餐饮费和会议费等现金项目，可以较好地覆盖企业为获得银行信任而支付的费用。本文利用该项指标与银行竞争进行回归，其他控制变量同上，回归结果如表4-9所示。姜付秀,蔡文婧,蔡欣妮,李行天.银行竞争的微观效应:来自融资约束的经验证据[J].经济研究,2019,54(06):72-88.表4-9银行竞争与企业业务招待费的回归结果Entertainmentexpenses业务招待费HHI0.510**(2.45)Size0.640***(683.55)Roa-2.463***(-60.34)Leverage0.066***(11.54)Age-0.015***(-6.55)Fixedasset-0.240***(-29.49)Flow2.720***(69.78)Constant-3.040***(-20.26)年份、行业、地区固定效应YES年份、企业个体固定效应NOObservations1,403,485R20.402从上表的回归结果可以看出，变量HHI指数的回归系数为0.510，且在5%的水平上显著为正。该结果表明，银行竞争越强时（HHI指数越小），企业的业务招待费越低，说明在银行竞争提高的情况下，企业用以维系银企关系的开销显著减少了，这可能是因为银行更主动地搜集了企业的信息，或是企业在信贷市场上议价能力得到了提高。控制变量方面，企业规模、资产负债率、自由现金流率与业务招待费正相关，可能的原因是规模越大、杠杆率越高以及现金流越充裕的企业更愿意、也更能够投入时间和金钱去维系银企关系，因而“业务招待费”更多；资产收益率、企业年龄、固定资产占比与“业务招待费”负相关，可能的原因是盈利能力强、存续时间长、固定资产多的企业在信贷市场上处于较有利的地位，用于维系银企关系的费用相对较少，从而“业务招待费”较低。值得一提的是，“业务招待费”指标很难完全精准细致地刻画企业为获得银行贷款而付出的成本，因为其中可能还包括了企业为了更好地开展生产经营活动而与其他企业进行业务往来所产生的费用。但是，本文认为对于中小企业来说，这种通过正式或非正式的途径与银行方面进行沟通的情形在实际生活中是客观存在的，而且在总的“业务招待费”支出中占据比较大的比重，所以本文将其作为“企业主动构建银企关系”所花费成本的代理变量。“业务招待费”随着银行竞争的提高而下降，说明企业不再需要为“向银行传递信息”这一目标支付高额的费用，从而为“银行更主动搜集企业信息”这一可能的作用渠道提供了进一步的证据。更进一步的，在初步验证了银行竞争在整体上会降低企业的业务招待费，也即更主动地搜集了企业信息，本文继续聚焦中小银行和中小企业，选取国有银行和中小银行的扩张情况与中小企业样本进行回归，具体回归结果如表4-10。中小银行扩张情况的系数在1%水平上显著为负，也就是说，相比于国有银行，中小银行能够显著降低中小企业的业务招待费。这在一定程度上说明，中小银行可能是通过更主动地搜集中小企业的信息，从而降低了中小企业的融资成本。其他控制变量的结果与上文一致，此处不再展开分析。表4-10中小企业样本：不同类型银行的扩张与企业业务招待费的回归结果Entertainmentexpenses业务招待费国有银行扩张0.969***(29.78)中小银行扩张-0.029***(-5.87)Size0.541***（427.72）Roa-2.595***(-58.92)Leverage0.117***(25.23)Age-0.071***(-28.51)Fixedasset-0.170***(-19.66)Flow2.654***(62.32)Constant-9.169***(-31.04)年份、行业、地区固定效应YES年份、企业个体固定效应NOObservations980,147R20.3041.3稳健性检验在本文的实证分析中，可能存在遗漏变量、反向因果等内生性问题，为确保研究结论的稳健性，本文从使用工具变量、替换银行竞争衡量指标和替换融资成本衡量指标三个方面进行稳健性检验。1.3.1内生性问题上述回归中，关键变量银行竞争可能存在内生性问题。一方面，受时间趋势和不可观测的企业特征影响，银行竞争不断提高和企业融资成本不断降低可能会同时发生，使得这两者在实证结果上呈现正向关系，但并不一定代表两者之间的因果关系。关于这类由遗漏变量引起的内生性问题，本文在实证研究过程中已采用固定效应模型进行回归，结果依然稳健。另一方面，银行竞争和企业融资成本之间可能存在反向因果关系，虽然银行竞争的提高可以一定程度上降低企业的融资成本，缓解企业融资难的问题，但是企业融资成本较高的地区，同样会吸引更多的分支机构进入，当地的银行竞争程度可能因此改变。本文使用工具变量方法缓解这类由于反向因果引起的内生性问题。在工具变量的构造中，本文参考蔡竞和董艳蔡竞,董艳.区域性银行的发展与中小企业融资——基于中国工业企业统计数据的实证研究[J].中国经济问题,2017(02):16-28.（2017）、张杰等张杰,郑文平,新夫.中国的银行管制放松、结构性竞争和企业创新[J].中国工业经济,2017(10):118-136.（2017）的研究，选择同省份除自身之外的平均银行竞争水平作为企业所在地的银行竞争水平的工具变量。一方面，该变量显然与企业所在地的银行竞争水平显著相关：同省份的城市往往具有地理临近或经济相似的特征，很容易同时成为某种类型的银行选择进入的目标区域。而当某地的银行竞争达到一定水平时，很有可能会促使银行进入其临近的城市并设立分支机构，因此本文选取的工具变量与企业所在地的银行竞争水平趋于高度相关。另一方面，我国银行分支机构在开展业务活动时具有鲜明的地域分割性特点，贷款对象往往是本地区企业，这可能是出于缓解银企之间信息不对称问题的考虑。同时，其他地区的银行也一般不会为本地区企业提供贷款服务。因此，临近地区的银行竞争水平并不会直接影响到本地区的企业融资情况。综合上述分析，该变量被认为是研究该问题的一个较好的工具变量。蔡竞,董艳.区域性银行的发展与中小企业融资——基于中国工业企业统计数据的实证研究[J].中国经济问题,2017(02):16-28.张杰,郑文平,新夫.中国的银行管制放松、结构性竞争和企业创新[J].中国工业经济,2017(10):118-136.表4-11是引入工具变量后进行回归的结果。由表中第1列可以看出，在充分考虑可能存在的内生性问题后，银行竞争的工具变量与企业融资成本的关系依然显著为正，说明银行竞争水平越高（HHI指数越小），企业融资成本越低，回归结果与前文一致，说明本文的结论是稳健的。更进一步的，表中第2、3列分别是在中小企业样本和大型企业样本中进行回归，可以看出银行竞争对中小企业的影响要大于大型企业，这也与前文一致，说明本文的回归结果是稳健的。表4-11引入工具变量：银行竞争与企业融资成本的回归结果全样本中小企业大型企业(1)(2)(3)CostCostCostHHI0.085***0.092***0.069***(23.31)(20.99)(8.61)Size-0.002***-0.001***-0.005***(-40.93)(-15.05)(-49.02)Roa-0.015***-0.013***-0.022***(-28.27)(-20.18)(-20.38)Age0.002***0.000**0.006***(12.50)(2.38)(19.08)Leverage-0.011***-0.008***-0.019***(-97.69)(-61.60)(-71.64)Fixedasset0.008***0.006***0.010***(37.61)(21.57)(22.90)Flow0.010***0.009***0.011***(20.67)(11.87)(11.92)Constant0.012***0.0020.047***(9.05)(0.98)(15.53)Observations1,424,454994,774429,6801.3.2替换银行竞争衡量指标借鉴现有文献中的做法，本文使用前五大银行的市场集中度（CR5）重新衡量银行竞争程度，具体计算方法如下：前五大银行集中度其中，Branch1th−Branch（一）假说1的稳健性检验表4-12是用CR5指数替换HHI指数之后的假说1回归结果，可以看出核心解释变量CR5指数的回归系数在OLS回归和固定效应模型回归中分别是0.014和0.006，且均在1%的水平上显著为正。由于CR5指数同样是负向指标，因此，该回归结果表明银行竞争程度越高（CR5指数越小），企业的融资成本越低，与上文的回归结果一致，再次验证了假说1，充分说明本文的主要研究结论是稳健的。控制变量中各个指标的方向、大小均与上文类似，此处不再展开分析。表4-12替换银行竞争衡量指标-全样本：银行竞争与企业融资成本的回归结果(1)(2)CostCostOLSFECR50.014***0.006***(11.28)(1.36)Size0.003***-0.002***(259.67)(-30.15)Roa-0.016***-0.014***(-36.16)(-23.20)Age0.001***0.005***(26.58)(21.65)Leverage-0.004***-0.011***(-73.53)(-71.51)Fixedasset0.007***0.007***(68.01)(28.87)Flow0.008***0.010***(20.19)(17.58)Constant-0.019***0.014***(-10.79)(9.13)年份、行业、地区固定效应YESNO年份、企业个体固定效应NOYESObservations1,424,3941,424,454R20.1320.043（二）假说2的稳健性检验表4-13是用CR5指数替换HHI指数之后的假说2回归结果，可以看出核心解释变量CR5指数无论是在OLS回归中，还是在固定效应模型回归中，中小企业样本组的回归系数分别是0.018和0.009，且均在1%的水平上显著为正，而大型企业样本组中的CR5系数均不显著，这与用HHI指数进行回归的结果一致，说明银行竞争对中小企业的影响要大于对大型企业的影响，说明假说2的结论是稳健的。表4-13替换银行竞争衡量指标：银行竞争与企业融资成本的回归结果（按企业规模分组）中小企业大型企业(1)(2)(3)(4)CostCostCostCostOLSFEOLSFECR50.018***0.009***0.001-0.002(12.25)(1.74)(0.40)(-0.83)Size0.003***-0.001***0.001***-0.005***(203.49)(-12.39)(31.54)(-31.62)Roa-0.017***-0.013***-0.016***-0.019***(-33.94)(-17.15)(-17.65)(-15.57)Age0.000***0.004***0.001***0.006***(11.58)(16.86)(21.05)(15.09)Leverage-0.003***-0.008***-0.009***-0.018***(-52.60)(-47.30)(-59.19)(-47.32)Fixedasset0.007***0.006***0.008***0.009***(58.08)(18.93)(36.61)(17.93)Flow0.010***0.009***0.002**0.010***(21.75)(12.64)(2.17)(10.39)Constant-0.027***0.0020.016***0.065***(-17.28)(0.97)(3.54)(18.96)年份、行业、地区固定效应YESNOYESNO年份、企业个体固定效应NOYESNOYESObservations994,735994,774429,659429,680R20.1320.0280.0990.083（三）假说3的稳健性检验表4-14是用CR5指数替换HHI指数之后的假说3回归结果，可以看出核心解释变量CR5指数无论是在OLS回归中，还是在固定效应模型回归中，民营企业样本组中的回归系数分别是0.036和0.020，均在1%的水平上显著为正，而国有企业样本组中的CR5指数的系数明显小于民营企业样本组（甚至不显著），与用HHI指数进行回归的结果一致，银行竞争对民营企业的影响要大于对国有企业的影响，说明假说3的结论是稳健的。表4-14替换银行竞争衡量指标：银行竞争与企业融资成本的回归结果（按所有制分组）民营企业国有企业(1)(2)(3)(4)CostCostCostCostOLSFEOLSFECR50.036***0.020***0.005***0.001(11.66)(6.53)(3.49)(0.50)Size0.003***-0.002***0.002***-0.002***(176.59)(-17.05)(191.52)(-26.78)Roa-0.023***-0.018***-0.014***-0.013***(-27.27)(-13.46)(-27.97)(-17.71)Age0.001***0.003***0.000***0.005***(30.74)(9.23)(12.33)(20.31)Leverage-0.005***-0.011***-0.004***-0.011***(-46.16)(-39.84)(-60.85)(-55.53)Fixedasset0.007***0.007***0.007***0.007***(39.21)(11.04)(56.74)(23.42)Flow0.013***0.014***0.008***0.008***(15.97)(11.10)(16.31)(12.71)Constant-0.043***0.006*-0.008***0.022***(-10.86)(1.94)(-1.31)(10.65)年份、行业、地区固定效应YESNOYESNO年份、企业个体固定效应NOYESNOYESObservations508,742508,755915,652915,699R20.1530.0370.1250.048（四）银行竞争与企业业务招待费的稳健性检验表4-15是用CR5指数替换HHI指数之后进行作用渠道的稳健性检验的回归结果。第1列是全样本回归结果，CR5指数的系数在1%的水平上显著为正，说明银行竞争的提高显著降低了企业的业务招待费。第2、3列分别是在中小企业和大型企业样本中的回归结果，可以看出银行竞争对业务招待费的降低作用在中小企业中更为显著，而在大型企业中虽有体现，但降低效果不如中小企业。这说明中小企业确实为获得银行贷款付出了更多的隐形成本，而银行竞争的提高降低了这种隐形成本，从而使得企业的融资成本下降。大型企业拥有较多优质资产和较大规模，在信贷市场中拥有更高的市场地位，一直享受较低的融资成本，不需要花费过多的时间和金钱在维系银企关系上，因此对银行竞争所带来的影响并不敏感。表4-15替换银行竞争衡量指标：银行竞争与企业业务招待费的回归结果全样本中小企业大型企业(1)(2)(3)业务招待费业务招待费业务招待费EntertainmentexpensesEntertainmentexpensesEntertainmentexpensesCR50.634***1.084***0.313*(7.35)(11.31)(1.72)Size0.640***0.542***0.569***(683.56)(427.90)(233.74)Roa-2.463***-2.599***-1.178***(-60.35)(-58.97)(-13.45)Leverage0.066***0.119***-0.216***(11.48)(25.69)(-17.23)Age-0.015***-0.070***0.153***(-6.55)(-28.42)(29.21)Fixedasset-0.240***-0.167***-0.266***(-29.51)(-19.40)(-13.95)Flow2.720***2.660***1.490***(69.79)(62.43)(18.33)Constant-3.450***-3.090***-2.096***(-21.44)(-16.74)(-7.26)年份、行业、地区固定效应YESYESYESObservations1,403,485980,147423,338R-squared0.4020.3040.2561.3.3替换融资成本衡量指标本文使用“财务费用/总负债”的计算方式重新衡量融资成本，并用其进行稳健性检验。（一）假说1的稳健性检验表4-16是用“财务费用/总负债”生成的融资成本代替原有指标，并与银行竞争程度进行回归的结果。第1、3列分别使用了HHI指数、CR5指数衡量银行竞争程度，并用OLS方法估计模型，可以看出该两项指标的系数分别为0.011和0.010，并在1%的水平上显著为正。由于HHI指数和CR5指数均是负向指标，表明银行竞争越激烈（HHI指数和CR5指数越小），企业的融资成本就越小，这与上文用“利息总支出/总负债”衡量的融资成本进行回归的结果一致，说明了本结论是稳健的。第2、4列则使用固定效应模型进行回归，结果也与OLS回归相同。其余控制变量的系数和方向均与上文一致，此处不再展开分析。表4-16替换融资成本衡量指标：银行竞争与企业融资成本的回归结果(1)(2)(3)(4)Cost2Cost2Cost2Cost2OLSFEOLSFEHHI0.011***0.004*(1.57)(1.65)CR50.010***0.002**(9.72)(2.12)Size0.002***-0.002***0.002***-0.002***(276.63)(-45.40)(276.62)(-45.40)Roa-0.009***-0.007***-0.009***-0.007***(-50.17)(-29.86)(-50.18)(-29.86)Age0.001***0.005***0.001***0.005***(23.58)(37.00)(23.58)(37.01)Leverage-0.006***-0.011***-0.006***-0.011***(-111.64)(-101.30)(-111.73)(-101.30)Fixedasset0.007***0.005***0.007***0.005***(80.53)(29.77)(80.50)(29.77)Constant-0.006***0.021***-0.012***0.020***(-3.97)(22.28)(-7.39)(16.84)年份、行业、地区固定效应YESNOYESNO年份、企业个体固定效应NOYESNOYESObservations1,451,2491,451,3141,451,2491,451,314R20.1600.0560.1600.056（二）假说2的稳健性检验表4-17是利用新的融资成本指标进行假说2的检验。第1-4列分别是在中小企业和大型企业样本中使用OLS回归和固定效应模型两种方法的结果。在中小企业样本中，HHI指数的系数为0.013和0.030，并在1%的水平上显著为正，而在大型企业样本中，HHI指数不显著或是系数小于中小企业样本，这表明银行竞争对融资成本的影响在中小企业中更为显著，而大型企业对此并不敏感，与上文研究结论一致，说明了本结论的稳健性。表4-17替换融资成本衡量指标：银行竞争与企业融资成本的回归结果（按企业规模分组）中小企业大型企业(1)(2)(3)(4)Cost2Cost2Cost2Cost2OLSFEOLSFEHHI0.013***0.030***0.0070.007*(1.57)(11.16)(1.54)(1.75)Size0.003***-0.001***0.000***-0.005***(218.36)(-19.14)(1.72)(-47.98)Roa-0.020***-0.012***-0.015***-0.018***(-45.40)(-22.20)(-19.07)(-20.58)Age0.000***0.003***0.001***0.010***(10.57)(19.62)(20.75)(40.75)Leverage-0.005***-0.009***-0.011***-0.017***(-89.94)(-70.30)(-85.71)(-67.44)Fixedasset0.006***0.004***0.007***0.009***(58.86)(17.11)(38.34)(21.43)Flow0.012***0.006***0.001*0.006***(28.15)(11.72)(1.70)(8.48)Constant-0.011***0.011***0.024***0.046***(-7.31)(10.04)(7.89)(23.17)年份、行业、地区固定效应YESNOYESNO年份、企业个体固定效应NOYESNOYESObservations994,735994,774429,659429,680R20.1560.0240.1380.078表4-18是用CR5和新融资成本指标进行假说2的检验。第1-4列分别是在中小企业和大型企业样本中使用OLS回归和固定效应模型两种方法的结果。在中小企业样本中，CR5指数的系数为0.014和0.004，并在1%的水平上显著为正，而在大型企业样本中，CR5指数的系数显著为负。这表明银行竞争在降低中小企业融资成本的同时，还提高了大型企业的融资成本。可能的原因是CR5指数统计的主要是“工农中建交”5家大型国有商业银行的市场份额，而它们正是大型企业信贷的主要供给者，当这些国有银行的市场份额下降或是面临更大的同业竞争时，大型企业的融资成本就相应提高了，这符合实际情况，也再次说明上文的结论是稳健的。表4-18替换融资成本衡量指标：银行竞争与企业融资成本回归结果②（按企业规模分组）中小企业大型企业(1)(2)(3)(4)Cost2Cost2Cost2Cost2OLSFEOLSFECR50.014***0.004***-0.008***-0.005***(11.82)(3.34)(-1.16)(-2.80)Size0.003***-0.001***0.000***-0.006***(218.21)(-20.27)(1.69)(-50.29)Roa-0.020***-0.012***-0.015***-0.015***(-45.44)(-21.30)(-19.07)(-17.81)Age0.000***0.004***0.001***0.008***(10.59)(22.98)(20.75)(25.11)Leverage-0.005***-0.009***-0.011***-0.017***(-90.07)(-69.52)(-85.69)(-67.24)Fixedasset0.006***0.003***0.007***0.009***(58.83)(15.51)(38.35)(23.33)Flow0.012***0.005***0.001*0.005***(28.18)(10.56)(1.70)(6.76)Constant-0.020***0.009***0.032***0.067***(-11.70)(6.43)(9.51)(26.90)年份、行业、地区固定效应YESNOYESNO年份、企业个体固定效应NOYESNOYESObservations994,735994,774429,659429,680R20.1560.0350.1380.127（三）假说3的稳健性检验表4-19是利用新的融资成本指标进行假说3的检验。第1、2列是在民营企业中用OLS和固定效应模型回归的结果，第3、4列是在国有企业样本中回归的结果。在民营企业样本中，HHI指数的系数分别是0.034和0.018，并在1%的水平上显著为正，而在国有企业样本中，HHI指数不显著，这表明银行竞争对融资成本的影响在民营企业中更为显著，而对国有企业影响甚微，与上文一致，说明本结论是稳健的。表4-19替换融资成本衡量指标：银行竞争与企业融资成本的回归结果①（按所有制分组）民营企业国有企业(1)(2)(3)(4)Cost2Cost2Cost2Cost2OLSFEOLSFEHHI0.034***0.018***0.001-0.002(6.72)(3.31)(0.39)(-0.64)Size0.004***-0.002***0.002***-0.002***(206.20)(-23.26)(198.28)(-37.78)Roa-0.022***-0.0