朱磊，彭耿，劉芳

（吉首大學(xué)，湖南吉首416000）

一、引言

公司治理結(jié)構(gòu)是公司治理的狹義概念，可以理解為公司內(nèi)部治理 （金建培，2010），是公司所有者、董事會(huì)、高級(jí)管理層以及員工等形成的權(quán)、責(zé)、利相互制衡的制度安排。公司治理結(jié)構(gòu)的好壞關(guān)系到企業(yè)能否持續(xù)獲取資金支持以及績效的提升，進(jìn)而影響到企業(yè)的核心競爭力，因此公司治理問題的研究得到了理論界和實(shí)業(yè)界的密切關(guān)注。近年來，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，我國越來越重視提高公司治理水平，一系列相關(guān)措施的出臺(tái)在很大程度上改善了上市公司的內(nèi)部治理狀況，如2002年頒布的《上市公司治理準(zhǔn)則》、2016年修訂的《上市公司章程指引》等。

持續(xù)的資金支持是企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的保障，擁有良好的融資能力是企業(yè)良性發(fā)展的前提。但在中國，融資難依然是限制中小企業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵問題。2012年，世界銀行對(duì)中國2700 家制造類企業(yè)進(jìn)行了調(diào)查，有2672 家企業(yè)對(duì)關(guān)于融資難易程度的調(diào)查作出回應(yīng)，其中，認(rèn)為融資無難度的有1157 家，融資難度小的有989 家，難度適中的有409 家，難度較大的有99 家，難度非常大的有18 家。56.7%的企業(yè)認(rèn)為融資有難度，而經(jīng)過篩選發(fā)現(xiàn)，這些企業(yè)中71.09%為中小企業(yè)。

二、文獻(xiàn)綜述

學(xué)者們分別從股權(quán)結(jié) 構(gòu) （Jensen and Meckling，1976；Shleifer and Robert，1986；安燁和鐘廷勇，2011）、董事會(huì)特征（劉玉敏，2006；丁力，2012；李文貴等，2017）、經(jīng)營者薪酬（Coughlan and Schmidt，1985；吳泰來和李俊杰，2008；李小玉等，2017）等方面研究了公司治理對(duì)企業(yè)績效的影響，大部分研究成果表明公司治理對(duì)企業(yè)績效有顯著的正向影響，也有少數(shù)研究成果表明公司治理的部分要素對(duì)企業(yè)績效沒有顯著影響甚至產(chǎn)生負(fù)向影響，如丁力（2012）選取江蘇省上市公司作為研究對(duì)象，對(duì)董事會(huì)特征與企業(yè)績效的關(guān)系進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)董事會(huì)規(guī)模與獨(dú)立董事比例對(duì)企業(yè)績效的影響不顯著。此外，還有一些學(xué)者綜合公司治理的各個(gè)維度，用公司治理指數(shù)作為公司治理水平的代理變量來進(jìn)行研究，如白重恩等（2005）運(yùn)用主成分分析法構(gòu)建了公司治理水平綜合指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)治理水平與企業(yè)市場價(jià)值呈正相關(guān)關(guān)系。方紅星和金玉娜（2013）、馮套柱等（2017）利用因子分析法綜合公司治理的影響因素對(duì)公司治理水平進(jìn)行衡量，分別得出良好的治理水平有利于抑制非效率投資、提升企業(yè)績效的結(jié)果，不同的是前者從激勵(lì)和監(jiān)督兩個(gè)方面分別選取主因子作為公司治理水平的代理變量，而后者則綜合各種影響因素直接提取主成分因子。學(xué)術(shù)界對(duì)公司治理與企業(yè)績效之間關(guān)系的研究較多，但這些文獻(xiàn)大多是研究公司治理對(duì)企業(yè)績效的直接影響，對(duì)間接影響的研究并不多。近年來，有一些學(xué)者開始在公司治理與企業(yè)績效的關(guān)系之間加入中介變量或調(diào)節(jié)變量來研究兩者的關(guān)系，如政治關(guān)聯(lián)（楊合力，2013）、技術(shù)創(chuàng)新（李勝坤和張安琪，2016） 等，但尚未有研究關(guān)注融資能力這一中介在公司治理與企業(yè)績效之間的作用。

一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，完善的公司治理結(jié)構(gòu)有利于改善中小企業(yè)融資能力（王桂英和張晶晶；2012），良好的公司治理結(jié)構(gòu)也可以通過降低公司融資成本來提高融資能力（Mande et al.，2012）。融資能力的提升可以提高企業(yè)績效，李燕和安燁（2018）的研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)、外源融資能力對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)績效有顯著的正向影響，流動(dòng)資金越多、負(fù)債越少等都有助于企業(yè)業(yè)績的提升。因此，在中國中小企業(yè)的發(fā)展過程中，融資能力在公司治理結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)績效的影響中可能起到中介效應(yīng)，但這一問題有待進(jìn)一步進(jìn)行驗(yàn)證。鑒于此，本文將內(nèi)、外融資能力作為雙重中介變量，創(chuàng)新性地探究兩者在治理結(jié)構(gòu)影響企業(yè)績效過程的中介效應(yīng)，研究結(jié)論對(duì)中小企業(yè)績效的提升具有一定的理論和現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）治理結(jié)構(gòu)與融資能力

與大企業(yè)相比，中小企業(yè)治理結(jié)構(gòu)的特殊性決定了信息處理的人格化特征，從整體上來看，這一特征決定了中小企業(yè)信息披露機(jī)制規(guī)范性的缺乏，無疑增加了投資者獲取企業(yè)財(cái)務(wù)等信息的難度（晁根芳，2008）。中小企業(yè)缺乏規(guī)范性的信息披露機(jī)制，對(duì)由于信息不對(duì)稱而引起的逆向選擇更是如此，銀行等金融機(jī)構(gòu)無法成功獲取真實(shí)有效的企業(yè)經(jīng)營與財(cái)務(wù)等信息，迫使金融機(jī)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)進(jìn)行信貸配給。擁有良好的治理結(jié)構(gòu)，可以幫助企業(yè)提升管理水平、規(guī)范財(cái)務(wù)制度、提高經(jīng)營行為與財(cái)務(wù)信息透明度，從而有利于中小企業(yè)獲取資金支持，進(jìn)而緩解中小企業(yè)融資難的問題。

就融資方式而言，融資活動(dòng)主要分為內(nèi)源融資和外源融資兩種途徑。企業(yè)內(nèi)、外源融資方式的選擇實(shí)質(zhì)上就是公司治理結(jié)構(gòu)的選擇。選擇內(nèi)源融資，企業(yè)只需要考慮企業(yè)內(nèi)部資金周轉(zhuǎn)等問題；而選擇外源融資，企業(yè)則需要考慮自身的償債能力或者控制權(quán)的所有，這牽涉到控制權(quán)的自由轉(zhuǎn)換以及企業(yè)權(quán)益的分配問題。與內(nèi)源融資相比，外源融資的方式更為多樣，主要有銀行貸款、股權(quán)融資、債券融資等，而銀行貸款、債券融資等統(tǒng)稱為債權(quán)融資，因此，外源融資主要有外部股權(quán)融資和外部債權(quán)融資之分。通過內(nèi)源融資的上市公司，在使用自有資金進(jìn)行投資前，只需要董事會(huì)或股東大會(huì)審議通過即可，不受外界的干預(yù)；通過債權(quán)融資的企業(yè)，要如期向債權(quán)人支付既定的本金和利息，若企業(yè)不能履行約定，債權(quán)人有權(quán)將企業(yè)特定資產(chǎn)、現(xiàn)金流等歸為己有，甚至處置其歸屬權(quán)益；而通過股權(quán)融資的企業(yè)，投資方通過參與企業(yè)經(jīng)營決策的方式，來左右企業(yè)的發(fā)展方向。因此，無論選擇內(nèi)源融資還是外源融資，公司治理都需要合理的制度安排來為公司融資做支撐。

良好的治理結(jié)構(gòu)意味著公司內(nèi)部擁有高效的上、下級(jí)管理制度，權(quán)、責(zé)、利較為明晰，員工和企業(yè)目標(biāo)較為一致，企業(yè)能夠快速通過董事會(huì)或股東大會(huì)審議，充分有效地利用自身盈余來為企業(yè)發(fā)展提供資金支持，因此公司治理結(jié)構(gòu)水平的提高，有利于內(nèi)源融資能力的增強(qiáng)。在對(duì)外源融資能力的影響方面，良好的治理結(jié)構(gòu)不僅可以督促大股東朝著企業(yè)的發(fā)展目標(biāo)提出“理性”融資決策，還可以對(duì)外部釋放積極的投資信號(hào)，吸引外部投資。因此，就公司治理而言，中小企業(yè)的治理結(jié)構(gòu)水平越高，通過內(nèi)部融通資金的難度就會(huì)越小，從而對(duì)外部投資者釋放更加積極的信號(hào)，這是中小企業(yè)內(nèi)、外源融資能力較強(qiáng)的表現(xiàn)?；诖?，提出以下假設(shè)：

H1：治理結(jié)構(gòu)與內(nèi)源融資能力顯著正相關(guān)；

H2：治理結(jié)構(gòu)與外源融資能力顯著正相關(guān)。

（二）融資能力與中小企業(yè)績效

中小企業(yè)大多具有規(guī)模小、貸款抵押物不足、財(cái)務(wù)透明度較低等特點(diǎn)，加之資金供求雙方的信息不對(duì)稱，中小企業(yè)很難從銀行等金融機(jī)構(gòu)得到與大型企業(yè)相同的待遇，即銀行等金融機(jī)構(gòu)的信貸配給，這極大阻礙了中小企業(yè)的生存與發(fā)展，無法實(shí)現(xiàn)預(yù)期的經(jīng)營績效。

信號(hào)傳遞理論認(rèn)為，企業(yè)通過內(nèi)源融資獲取資金，可以向外界傳遞一種積極的經(jīng)營信號(hào)，吸引更多的投資者進(jìn)行投資，進(jìn)而助力于企業(yè)績效的提升。一些學(xué)者的研究也證實(shí)了內(nèi)源融資對(duì)中小企業(yè)績效的正向影響（張緒娥，2005；李永壯等，2015）。融資能力的強(qiáng)弱是企業(yè)資源短缺或充裕的重要表現(xiàn)，企業(yè)的資源充裕有利于企業(yè)績效提升（陳超等，2014）。因此，可以認(rèn)為企業(yè)內(nèi)源融資能力對(duì)中小企業(yè)績效有著顯著正向影響。尤利平（2013）關(guān)于融資方式與中小企業(yè)績效的研究發(fā)現(xiàn)，中小板上市公司內(nèi)源融資與凈利潤顯著正相關(guān)，內(nèi)源融資較多的中小企業(yè)，其利潤質(zhì)量不斷提高，有利于中小企業(yè)績效的提升；而長期債權(quán)融資不利于凈利潤的增長，并認(rèn)為長期債權(quán)融資帶來較高的融資成本可能是造成中小企業(yè)利潤減少的原因。唐洋等（2014）在債務(wù)融資與企業(yè)績效的研究中也同樣得出債務(wù)融資對(duì)企業(yè)績效產(chǎn)生負(fù)向影響的結(jié)論。也就是說，中小企業(yè)通過有形資產(chǎn)抵押、出售債券等方式進(jìn)行融資，所帶來的融資成本會(huì)隨著時(shí)間的推移而增多；中小企業(yè)自身負(fù)債越高，資產(chǎn)負(fù)債率越高，投資者的投資風(fēng)險(xiǎn)就越大，而較高的投資風(fēng)險(xiǎn)要求有較高的風(fēng)險(xiǎn)回報(bào)，這無疑提高了融資難度和融資成本。融資成本的提高進(jìn)一步造成中小企業(yè)凈利潤的減少，不利于中小企業(yè)績效的提升；融資難度加大，中小企業(yè)由于資金不到位的原因，無法如期實(shí)現(xiàn)經(jīng)營計(jì)劃，并產(chǎn)生大量的機(jī)會(huì)成本，極大地阻礙了預(yù)期經(jīng)營績效的實(shí)現(xiàn)。據(jù)此，我們可以得知，融資能力與中小企業(yè)績效緊密相關(guān)，但融資能力對(duì)中小企業(yè)績效到底是起到了積極作用還是消極作用，我們并不能一概而論?；诖?，我們提出以下假設(shè)：

H3：內(nèi)源融資能力與中小企業(yè)績效顯著正相關(guān)；

H4：外源融資能力與中小企業(yè)績效顯著正相關(guān)。

（三）融資能力在治理結(jié)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)績效的影響中的中介效應(yīng)

對(duì)于中小企業(yè)而言，由于自身具有可抵押資產(chǎn)少、償債能力差等特征，其自身的風(fēng)險(xiǎn)抵御能力相對(duì)較弱，加之經(jīng)營者的經(jīng)營與管理能力相對(duì)較弱，在實(shí)現(xiàn)中小企業(yè)預(yù)期績效的過程中，為保證股東權(quán)益的完整和經(jīng)營者對(duì)公司的忠誠，構(gòu)造合理的公司制度安排則顯得尤為重要。因此，在中小企業(yè)經(jīng)營管理過程中，企業(yè)績效的優(yōu)劣更能體現(xiàn)出一家中小企業(yè)治理結(jié)構(gòu)的水平。同時(shí)，諸多實(shí)踐和研究也均表明，良好的公司治理結(jié)構(gòu)有助于中小企業(yè)績效的提升。那么，內(nèi)、外融資能力在公司治理結(jié)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)績效的影響中是否存在中介作用？ 融資能力在其中的作用有多大？

融資優(yōu)序理論認(rèn)為，企業(yè)經(jīng)營尋求資金支持時(shí)，會(huì)先考慮獲取資金的成本問題，優(yōu)先考慮內(nèi)部融資渠道來獲取資金。不僅如此，在中國式“人情”社會(huì)中，中小企業(yè)為了維持運(yùn)營或擴(kuò)大再生產(chǎn)而進(jìn)行融資，除了要考慮資金的獲取成本問題，還需要考慮“人情世故”所需付出的開銷，因此，中國中小企業(yè)與外國中小企業(yè)相比，對(duì)內(nèi)源融資的偏愛更嚴(yán)重。中小企業(yè)可以通過建立良好的內(nèi)部治理機(jī)制，改善自身的治理結(jié)構(gòu)水平，從而使企業(yè)內(nèi)部各部門之間的分工更加明確，上、下級(jí)管理更加高效，經(jīng)營績效更加優(yōu)異等，方便中小企業(yè)通過將經(jīng)營過程中產(chǎn)生的資金（主要包括留存盈余、折舊和定額負(fù)債等）轉(zhuǎn)化為自身投資，以維持運(yùn)營或進(jìn)行擴(kuò)大再生產(chǎn)，進(jìn)而形成良性循環(huán)。除此之外，良好的公司治理結(jié)構(gòu)還可以給公司帶來更高的信息披露質(zhì)量和更透明的財(cái)務(wù)信息，從而降低了中小企業(yè)與金融機(jī)構(gòu)之間的信息不對(duì)稱，為中小企業(yè)融資提供更有力的支撐，進(jìn)而提高融資能力，為實(shí)現(xiàn)預(yù)期的經(jīng)營績效提供保證。

上述對(duì)治理結(jié)構(gòu)與融資能力、融資能力與中小企業(yè)績效的理論分析中可看出，治理結(jié)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)內(nèi)、外融資能力具有顯著影響，而內(nèi)、外融資能力對(duì)中小企業(yè)績效也同樣具有顯著影響。那么治理結(jié)構(gòu)是否通過作用于融資能力對(duì)中小企業(yè)績效產(chǎn)生影響？ 融資能力在其中的作用有多大？ 本文認(rèn)為治理結(jié)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)績效既有直接影響，也有間接影響；內(nèi)源融資能力和外源融資能力在治理結(jié)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)績效的影響中具有雙重中介作用（見圖1）。基于以上分析，提出以下假設(shè)：

H5：內(nèi)源融資能力在治理結(jié)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)績效的影響中存在中介效應(yīng)；

H6：外源融資能力在治理結(jié)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)績效的影響中存在中介效應(yīng)。

圖1 治理結(jié)構(gòu)影響企業(yè)績效的理論模型

四、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

2013年7月20日，中國人民銀行全面放開金融機(jī)構(gòu)貸款利率管制，取消金融機(jī)構(gòu)貸款利率0.7 倍的下限等一系列舉措的推行，有助于金融資源的優(yōu)化配置，為中小企業(yè)貸款提供了更大的空間，在一定程度上緩解了中小企業(yè)的融資難題。因此，考慮到政策變動(dòng)對(duì)中小企業(yè)的影響，本文將中國股票市場2013-2017年中小板上市公司作為研究樣本，同時(shí)考慮到金融業(yè)、保險(xiǎn)業(yè)等上市公司報(bào)表結(jié)構(gòu)的特殊性及完整性，為了保證樣本的代表性和穩(wěn)健性，根據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)對(duì)樣本進(jìn)行了篩選：①剔除ST、*ST和PT 的上市公司；②剔除金融、保險(xiǎn)類上市公司；③剔除樣本數(shù)據(jù)不全的上市公司。最終得到660 家上市公司，共計(jì)3300 個(gè)樣本。論文數(shù)據(jù)均來源于國泰安CSMAR 數(shù)據(jù)庫，且為了消除異常值的影響，對(duì)所有小于1%分位數(shù)的變量進(jìn)行了Winsorize 處理。

（二）研究變量及指標(biāo)選擇

1.被解釋變量

企業(yè)績效作為被解釋變量，在之前的研究中，一些學(xué)者利用Tobin's Q 值等市場指標(biāo)作為企業(yè)績效的代理變量，但目前中國的資本市場發(fā)展相對(duì)不夠完善，采用Tobin's Q 值等作為衡量績效指標(biāo)的有效性值得質(zhì)疑（馮套柱等，2017）。企業(yè)績效直接反映了一家公司的盈利能力，企業(yè)績效的優(yōu)劣在于企業(yè)獲取利潤的效率以及投資獲取收益的能力，獲取收益的能力越強(qiáng)、效率越高，企業(yè)績效就越好，而銷售回報(bào)率是企業(yè)營銷活動(dòng)盈利能力的晴雨表，凈資產(chǎn)收益率則體現(xiàn)出企業(yè)單位資產(chǎn)所能創(chuàng)造的利潤，兩者分別從不同角度有效且明了地反映出公司的利潤率。因此，本文選用財(cái)務(wù)指標(biāo)銷售回報(bào)率（ROS）和凈資產(chǎn)收益率（ROE）作為企業(yè)績效的代理變量。

2.解釋變量

公司治理是公司所有者、董事會(huì)、高管以及員工等形成的權(quán)、責(zé)、利相互制衡的制度安排，為了更好地衡量該指標(biāo)，本文借鑒白重恩等（2005）的研究，分別從大股東持股比例（股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度）、高層持股比例（董事、高管持股比例）、董事會(huì)特征以及高層的薪酬激勵(lì)等方面出發(fā)，利用主成分分析法構(gòu)建公司治理結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)來衡量公司治理水平，詳見表1。

表1 治理結(jié)構(gòu)代理變量

對(duì)治理結(jié)構(gòu)代理變量進(jìn)行主成分分析，提取主因子，并將主因子的綜合得分作為公司治理結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)。

3.中介變量

優(yōu)序融資理論認(rèn)為，公司進(jìn)行融資活動(dòng)時(shí)，會(huì)優(yōu)先考慮使用公司內(nèi)部盈余，然后是債權(quán)融資，最后是股權(quán)融資。而由于中國資本市場的特殊性以及“無債一身輕”的傳統(tǒng)觀念，上市公司更偏愛于股權(quán)融資這種低成本的外源融資方式（黃少安和張崗，2001；于東智，2003；方明月，2011）。而因?yàn)橹袊鴤袌霭l(fā)展不夠完善等因素，中國上市公司債權(quán)融資的主要資金來自銀行貸款和商業(yè)信用，企業(yè)債券融資在公司總負(fù)債中占比很小（童盼和陸正飛，2005）。目前，學(xué)術(shù)界對(duì)融資能力的度量沒有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，學(xué)者們最早將資產(chǎn)負(fù)債率作為融資能力的代理變量，但該指標(biāo)只是外源融資能力的一種體現(xiàn)，公司的內(nèi)源融資能力卻無法度量。結(jié)合中國資本市場的發(fā)展現(xiàn)狀，考慮到難度越大越反映能力，因此本文認(rèn)為選用反映債權(quán)融資的資產(chǎn)負(fù)債率來衡量上市公司的外源融資能力，相比股權(quán)融資而言，更能反映出上市公司的外源融資能力。基于此，本文將資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）作為外源融資能力的代理變量，將現(xiàn)金比率（Cr）作為衡量中小企業(yè)內(nèi)源融資能力的代理變量。同時(shí)，本文認(rèn)為資產(chǎn)負(fù)債率越低，說明公司總資產(chǎn)遠(yuǎn)大于負(fù)債，償債能力越強(qiáng)，債權(quán)人的債務(wù)越安全，可以吸引更多的外部投資，即外源融資能力越強(qiáng)。

4.控制變量

規(guī)模經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，企業(yè)在特定經(jīng)營時(shí)期內(nèi)，通過擴(kuò)大經(jīng)營規(guī)模可以適當(dāng)降低平均成本，提高利潤水平，即產(chǎn)生規(guī)模效應(yīng)。公司的資產(chǎn)特征是投資者對(duì)企業(yè)進(jìn)行短期投資的重要決策依據(jù)，而企業(yè)的發(fā)展能力則突顯了長期發(fā)展?jié)摿?，是投資者長期投資的參考依據(jù)。因此，本文選取公司規(guī)模、資本密集度、資產(chǎn)流動(dòng)性及發(fā)展能力等反映企業(yè)主要特征的變量作為控制變量，并對(duì)企業(yè)所處行業(yè)、年份加以控制。上述研究變量詳見表2。

（三）模型構(gòu)建

1.融資能力影響企業(yè)績效的模型構(gòu)建

基于上文的理論分析，設(shè)定內(nèi)、外源融資能力對(duì)企業(yè)績效的影響模型，具體模型如下：

其中j=1，2。企業(yè)績效Poe 分別代表了銷售回報(bào)率Ros 和凈資產(chǎn)收益率Roe；融資能力Fc 則分別代表了內(nèi)、外源融資能力Cr 和Lev；Year 和Ind 分別表示年份和行業(yè)的啞變量；α 表示該模型的截距項(xiàng)或各變量的系數(shù)；μ 則表示該模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；其余均為控制變量。

2.中介效應(yīng)的模型構(gòu)建

前文假定融資能力Fc 在治理結(jié)構(gòu)G-index 對(duì)企業(yè)績效Poe 的影響中起到中介效應(yīng)，即變量G-index 通過影響變量Fc 來影響變量Poe，融資能力Fc 為中介變量。本文采用的中介效應(yīng)模型如圖2所示。

圖2 融資能力的中介效應(yīng)模型

由圖2可知，G-index 對(duì)Poe 的總影響體現(xiàn)在c，c′為G-index 對(duì)Poe 的直接效應(yīng)，ei（i=1，2，3）為誤差項(xiàng)。結(jié)合公式（2）至公式（4）可得，中介效應(yīng)的大小為ab。此外，根據(jù)研究需要，借鑒溫忠麟等（2004）關(guān)于中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法和程序的研究，首先將治理結(jié)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)績效影響的模型構(gòu)建如下：

其中j=1，2。G-index 表示治理結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)；β 表示該模型的截距項(xiàng)或各變量的系數(shù)；ε 則表示該模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；其余均為控制變量。

然后，構(gòu)建治理結(jié)構(gòu)對(duì)融資能力的影響模型：

其中j=1，2。式（6）分別表示治理結(jié)構(gòu)對(duì)內(nèi)、外源融資能力的影響，融資能力Fc則分別代表內(nèi)、外源融資能力Cr 和Lev；χ 表示該模型的截距項(xiàng)或各變量的系數(shù)；η則表示該模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；其余均為控制變量。

其中j=1，2。模型（7）包含了四個(gè)模型，分別表示內(nèi)、外源融資能力在治理結(jié)構(gòu)G-index 對(duì)企業(yè)績效Poe 的代理變量銷售回報(bào)率Ros 和凈資產(chǎn)收益率Roe 影響的中介效應(yīng)；γ 表示該模型的截距項(xiàng)或各變量的系數(shù)；φ 則表示該模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；其余均為控制變量。

圖3 中介效應(yīng)的檢驗(yàn)程序

依據(jù)溫忠麟等（2004）關(guān)于中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序的研究（見圖3），設(shè)定中介效應(yīng)檢驗(yàn)的步驟為：第一步，對(duì)模型（5）進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)治理結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)績效的回歸系數(shù)β1，若回歸系數(shù)顯著，則說明治理結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)績效有顯著影響，中介效應(yīng)檢驗(yàn)可以進(jìn)行下一步，若回歸系數(shù)不顯著則停止中介效應(yīng)檢驗(yàn)；第二步，對(duì)模型（6）進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)治理結(jié)構(gòu)對(duì)融資能力的回歸系數(shù)χ1，若回歸系數(shù)顯著，則說明融資能力對(duì)企業(yè)績效顯著相關(guān)，中介效應(yīng)檢驗(yàn)繼續(xù)進(jìn)行下一步；第三步，對(duì)模型（7）進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)治理結(jié)構(gòu)、融資能力對(duì)企業(yè)績效的回歸系數(shù)γ1、γ2。依據(jù)中介效應(yīng)的檢驗(yàn)程序，對(duì)系數(shù)χ1、γ2分別進(jìn)行檢驗(yàn)，若系數(shù)χ1、γ2均顯著則檢驗(yàn)γ1的顯著性，若系數(shù)γ1顯著則說明中介效應(yīng)顯著，否則為完全中介效應(yīng)顯著；若系數(shù)χ1、γ2至少有一個(gè)不顯著，則進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)融資能力在治理結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)績效影響中的中介效應(yīng)是否存在。

五、實(shí)證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

對(duì)樣本主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析見表3，銷售回報(bào)率Ros 為正的觀測值有3048 個(gè)，整體平均水平為10.1%，最大值為0.325，最小值為-0.056；凈資產(chǎn)收益率Roe 為正的觀測值則有3064 個(gè)，平均水平為6.8%，最大值為0.194，最小值為-0.051，說明中小板上市公司的業(yè)績整體表現(xiàn)良好，但也存在一些經(jīng)營績效不佳的企業(yè)。公司治理結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)①的均值為0.000，最大值為1.521，最小值為-1.055，中值為-0.033，其中大于0 的觀測值有1536 個(gè)，說明中小板上市公司治理結(jié)構(gòu)水平整體并不高，且一些公司存在公司治理制度待完善等問題?，F(xiàn)金比率Cr 的平均值為0.687，最大值為2.834，最小值為0.072，說明整體上公司內(nèi)部的賬面現(xiàn)金流凈值要少于公司的流動(dòng)負(fù)債，公司現(xiàn)有資金得到了充分利用，但也存在部分公司賬面現(xiàn)金流凈值遠(yuǎn)大于流動(dòng)負(fù)債的情況，可能是因?yàn)椴糠止驹诮?jīng)營過程中未能將手中的資金充分利用，或者是目前未能找到比較有投資價(jià)值的項(xiàng)目；資產(chǎn)負(fù)債率Lev 的平均值為0.378，最大值為0.691，最小值為0.106，說明中國中小板上市公司的資產(chǎn)負(fù)債率并不高，均未出現(xiàn)資不抵債的上市公司。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果

（二）相關(guān)性分析

本文對(duì)研究變量進(jìn)行了Spearman 相關(guān)性檢驗(yàn)，結(jié)果見表4。由相關(guān)性矩陣可知，衡量中小企業(yè)績效的代理變量Roe、Ros 與治理結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)G-index、內(nèi)源融資能力代理變量Cr 存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，與外源融資能力代理變量Lev 呈顯著負(fù)相關(guān)系，且治理結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)G-index 對(duì)內(nèi)、外源融資能力代理變量Cr、Lev 分別存在顯著的正、負(fù)相關(guān)關(guān)系，這可以初步說明治理結(jié)構(gòu)對(duì)內(nèi)、外源融資能力以及治理結(jié)構(gòu)、內(nèi)外源融資能力對(duì)中小企業(yè)績效均存在正向影響。此外，主要解釋變量與控制變量之間大多存在顯著相關(guān)，但兩兩之間的相關(guān)性系數(shù)較小，可以忽略模型中的多重共線性問題。

表4 相關(guān)性檢驗(yàn)

注：***、**、* 分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

對(duì)研究變量進(jìn)行Spearman 相關(guān)性檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)，衡量中小企業(yè)績效的銷售回報(bào)率Ros 和凈資產(chǎn)收益率Roe 的相關(guān)性系數(shù)為0.743＞0.5，說明公司的銷售回報(bào)率與凈資產(chǎn)收益率有較高的相關(guān)性，前者的增長往往也意味著后者的提高；而衡量融資能力的現(xiàn)金比率Cr 和資產(chǎn)負(fù)債率Lev 則呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)，相關(guān)性系數(shù)為-0.710，說明內(nèi)源融資能力的提高往往會(huì)帶來外源融資能力的提升，反之亦然；企業(yè)如果能夠通過內(nèi)源融資來解決投資項(xiàng)目的資金問題，那么企業(yè)就不需要通過外源融資來籌集資金，但能對(duì)外釋放積極信號(hào)。此外，控制變量內(nèi)部雖然大多顯示有較強(qiáng)的顯著性，但是兩兩之間的相關(guān)性系數(shù)均小于0.5，說明控制變量內(nèi)部不存在較強(qiáng)的相關(guān)性，同樣可以不考慮控制變量在模型中的多重共線性問題。

（三）融資能力對(duì)中小企業(yè)績效的影響

依據(jù)內(nèi)、外源融資能力對(duì)中小企業(yè)績效的影響模型（1），內(nèi)、外源融資能力Cr、Lev 對(duì)中小企業(yè)績效Roe、Ros 的回歸結(jié)果見表5。由表5可知，現(xiàn)金比率Cr 對(duì)中小企業(yè)績效Roe、Ros 均產(chǎn)生正向且顯著的影響，且現(xiàn)金比率Cr 對(duì)中小企業(yè)績效Ros 的影響要大于對(duì)中小企業(yè)績效代理變量Roe 的影響（Cr 對(duì)Ros 回歸系數(shù)為0.019，對(duì)Roe 的回歸系數(shù)為0.004），整體上說明內(nèi)源融資能力的提高對(duì)中小企業(yè)績效的增長起到了積極作用，故假設(shè)H3 得以驗(yàn)證，且相比凈資產(chǎn)收益率Roe 而言，衡量內(nèi)源融資能力的代理變量現(xiàn)金比率Cr 的增長對(duì)中小企業(yè)績效代理變量銷售回報(bào)率Ros 的增長更有利； 而資產(chǎn)負(fù)債率Lev 對(duì)中小企業(yè)績效Roe、Ros 均產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，且資產(chǎn)負(fù)債率Lev 對(duì)中小企業(yè)績效Ros 的影響要大于對(duì)中小企業(yè)績效代理變量Roe 的影響（Lev 對(duì)Ros 回歸系數(shù)為-0.163，對(duì)Roe 的回歸系數(shù)為-0.015），整體上說明外源融資能力的提高有利于中小企業(yè)績效的提升，假設(shè)H4 得以驗(yàn)證，且相比凈資產(chǎn)收益率Roe 而言，衡量外源融資能力的代理變量資產(chǎn)負(fù)債率Lev 的提高更不利于中小企業(yè)績效代理變量銷售回報(bào)率Ros 的提升。

表5 融資能力對(duì)中小企業(yè)績效的回歸結(jié)果

注：***、**、* 分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)為對(duì)應(yīng)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

（四）融資能力在治理結(jié)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)績效影響中的中介效應(yīng)

根據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序（見圖3），對(duì)融資能力在治理結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)績效影響中的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表6。

表6 治理結(jié)構(gòu)通過融資能力中介效應(yīng)影響企業(yè)績效的檢驗(yàn)結(jié)果

由表6可知，中介效應(yīng)檢驗(yàn)步驟一： 依據(jù)治理結(jié)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)績效影響的模型（5），實(shí)證檢驗(yàn)公司治理結(jié)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)績效的影響。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，將治理結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)作為主要解釋變量，對(duì)被解釋變量企業(yè)績效Ros、Roe 分別進(jìn)行回歸，均得出治理結(jié)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)績效在1%顯著性水平下有顯著正向影響，說明在不考慮內(nèi)、外融資能力影響的情況下，通過主成分分析法提取公因子計(jì)算出的治理結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)對(duì)中小企業(yè)績效的影響顯著，公司治理的良善有利于中小企業(yè)績效的提升。其中，治理結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)對(duì)企業(yè)績效Ros 的回歸系數(shù)為0.040，對(duì)Roe 的回歸系數(shù)為0.029，說明公司治理結(jié)構(gòu)水平對(duì)衡量企業(yè)績效的銷售回報(bào)率Ros 的影響大于凈資產(chǎn)收益率Roe。

中介效應(yīng)檢驗(yàn)步驟二：依據(jù)治理結(jié)構(gòu)對(duì)融資能力的影響模型（6），實(shí)證檢驗(yàn)公司治理結(jié)構(gòu)對(duì)內(nèi)、外源融資能力的影響。將治理結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)G-index 作為主要解釋變量，對(duì)被解釋變量內(nèi)、外源融資能力Cr、Lev 分別進(jìn)行回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)治理結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)G-index 對(duì)內(nèi)源融資能力代理變量Cr 在1%水平下具有顯著的正向影響，表明公司治理結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)G-index 的提高對(duì)內(nèi)源融資能力代理變量Cr 的提升有積極作用，假設(shè)H1 得以驗(yàn)證；治理結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)G-index 對(duì)外源融資能力代理變量Lev 在5%顯著性水平下顯著且呈現(xiàn)負(fù)向影響，表明公司治理水平的提高有利于外源融資能力的提升，假設(shè)H2 得以驗(yàn)證；治理結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)G-index 對(duì)內(nèi)、外源融資能力Cr、Lev的回歸系數(shù)分別為0.055、-0.010，說明公司治理結(jié)構(gòu)水平除了對(duì)內(nèi)、外源融資能力均產(chǎn)生正向影響外，對(duì)內(nèi)、外源融資能力影響的大小也不同，治理水平對(duì)內(nèi)源融資能力的影響大于對(duì)外源融資能力的影響，公司治理水平越高，內(nèi)源融資能力的效果越好。

中介效應(yīng)檢驗(yàn)步驟三：依據(jù)內(nèi)、外源融資能力Cr、Lev 在治理結(jié)構(gòu)G-index 對(duì)企業(yè)績效Poe 的代理變量銷售回報(bào)率Ros 和凈資產(chǎn)收益率Roe 影響的中介效應(yīng)模型（7），實(shí)證檢驗(yàn)內(nèi)、外源融資能力在治理結(jié)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)績效影響中的中介效應(yīng)。內(nèi)、外源融資能力Cr、Lev 與治理結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)G-index 同時(shí)作為主要解釋變量，對(duì)被解釋變量企業(yè)績效Ros、Roe 分別進(jìn)行回歸，依據(jù)回歸結(jié)果可知，治理結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)Gindex 在對(duì)企業(yè)績效Poe 的代理變量銷售回報(bào)率Ros 和凈資產(chǎn)收益率Roe 的回歸中，即使加入內(nèi)、外源融資能力代理變量Cr、Lev，其回歸系數(shù)依舊為正且顯著，回歸系數(shù)的差異不大，說明公司治理結(jié)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)績效依舊有著顯著為正的間接影響；內(nèi)源融資能力Cr 在對(duì)企業(yè)績效Ros、Roe 的回歸中均顯著為正，而外源融資能力代理變量Lev 對(duì)企業(yè)績效Ros、Roe 的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，且內(nèi)、外源融資能力Cr、Lev在回歸中均表現(xiàn)出對(duì)企業(yè)績效Poe 的代理變量銷售回報(bào)率Ros 的影響大于對(duì)凈資產(chǎn)收益率Roe 的影響（回歸系數(shù)分別為0.018、0.003/-0.154、-0.011）。

依據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序（見圖3），并由中介效應(yīng)檢驗(yàn)步驟二和步驟三的回歸可知，以內(nèi)源融資能力為中介變量的回歸中，回歸系數(shù)、均顯著為正，說明內(nèi)源融資能力Cr 在治理結(jié)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)績效影響中存在部分中介效應(yīng)顯著，假設(shè)H5 得以驗(yàn)證；以外源融資能力Lev 為中介變量的回歸中，回歸系數(shù)、均顯著為負(fù)，說明外融資能力在治理結(jié)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)績效影響中也同樣存在部分中介效應(yīng)顯著，假設(shè)H6 得以驗(yàn)證。

由中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果可知，在內(nèi)源融資能力作為中介變量的分步回歸中，回歸系數(shù)χ1、γ2均顯著為正，且中介效應(yīng)的大小χ1×γ2分別為0.0010、0.0002（依次為對(duì)Ros、Roe 的回歸；由于中介效應(yīng)太小，這里保留四位小數(shù)），說明上市公司的治理水平越高，對(duì)內(nèi)源融資能力的提升越有利，進(jìn)而助力于中小企業(yè)績效的提升；而在外源融資能力的分步回歸中，χ1、γ2均顯著為負(fù)，中介效應(yīng)的大小χ1×γ2大小分別為0.0015、0.0001（處理方法與內(nèi)源融資能力分步回歸相同），說明提高公司治理水平，外源融資能力會(huì)有所提高，從而促進(jìn)了中小企業(yè)績效的提升。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文在進(jìn)行治理結(jié)構(gòu)、融資能力與中小企業(yè)績效的研究時(shí)，驗(yàn)證了治理結(jié)構(gòu)、融資能力與企業(yè)績效三者之間的關(guān)系。治理結(jié)構(gòu)對(duì)內(nèi)、外源融資能力可能會(huì)出現(xiàn)相反的影響，即公司治理結(jié)構(gòu)越不完善，公司的負(fù)債水平就越高，現(xiàn)金流動(dòng)性越差，就會(huì)越難獲取外部資金支持，出現(xiàn)公司內(nèi)源融資能力較強(qiáng)、外源融資能力較弱的現(xiàn)象，而治理水平高的企業(yè)基本上沒有這方面的壓力。為了在一定程度上排除這種現(xiàn)象，本文以治理結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)的正負(fù)來對(duì)中小上市公司治理水平的優(yōu)劣進(jìn)行區(qū)分，選用治理結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)為正的中小上市公司作為新樣本，剔除在2013-2017年內(nèi)出現(xiàn)治理結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)為負(fù)的上市公司，并重復(fù)上述模型的回歸，檢驗(yàn)融資能力的中介效應(yīng)，回歸結(jié)果見表7。由結(jié)果可以看出，主要解釋變量的回歸系數(shù)變化不大，且方向和顯著性與前文基本相符。因此，可以認(rèn)為本文的研究結(jié)論在一定程度上是穩(wěn)健的。

表7 治理結(jié)構(gòu)較優(yōu)的企業(yè)中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

注：***、**、* 分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)為對(duì)應(yīng)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

六、研究結(jié)論與對(duì)策建議

本文以2013-2017年中國中小板上市公司數(shù)據(jù)作為樣本，基于內(nèi)、外源融資能力的雙重中介視角，實(shí)證分析了治理結(jié)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)績效的影響。檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)：

（1）從樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果來看，中小板上市公司的業(yè)績整體表現(xiàn)良好，但也存在一些經(jīng)營績效不佳的企業(yè)；上市公司治理結(jié)構(gòu)水平整體并不高，且一些公司存在公司治理制度待完善等問題；整體上中小企業(yè)內(nèi)部的賬面現(xiàn)金流凈值少于公司的流動(dòng)負(fù)債，公司現(xiàn)有資金得到了充分利用，但也存在部分公司賬面現(xiàn)金流凈值遠(yuǎn)大于流動(dòng)負(fù)債的情況，可能是因?yàn)椴糠止驹诮?jīng)營過程中未能將手中的資金充分利用，或者說是目前未能找到比較有投資價(jià)值的項(xiàng)目；中小板上市公司的資產(chǎn)負(fù)債率并不算高，均未出現(xiàn)資不抵債的上市公司。

（2）內(nèi)源融資能力的提高對(duì)中小企業(yè)績效的增長起到了積極作用，且相比企業(yè)績效代理變量凈資產(chǎn)收益率Roe 而言，衡量內(nèi)源融資能力的代理變量現(xiàn)金比率Cr 的增長對(duì)企業(yè)績效代理變量銷售回報(bào)率Ros 的增長更有利；外源融資能力的提高同樣有利于企業(yè)績效的提升，相比企業(yè)績效代理變量凈資產(chǎn)收益率Roe 而言，衡量外源融資能力的代理變量資產(chǎn)負(fù)債率Lev 的提高更不利于企業(yè)績效代理變量銷售回報(bào)率Ros 的提升。

（3）不考慮內(nèi)、外融資能力影響的情況下，治理結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)對(duì)中小企業(yè)績效的影響顯著，公司治理的良善有利于企業(yè)績效的提升，且公司治理結(jié)構(gòu)水平對(duì)衡量企業(yè)績效的銷售回報(bào)率Ros 影響大于凈資產(chǎn)收益率Roe。

（4）治理結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)G-index 對(duì)內(nèi)源融資能力代理變量Cr 在1%水平下具有顯著的正向影響，表明公司治理結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)G-index 的提高對(duì)內(nèi)源融資能力代理變量Cr 的提升有積極作用；而治理結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)G-index 對(duì)外源融資能力代理變量Lev 在5%顯著性水平下顯著且呈現(xiàn)出負(fù)向影響，表明公司治理水平的提高同樣有利于外源融資能力的提升；公司治理結(jié)構(gòu)水平除了對(duì)內(nèi)、外源融資能力代理變量分別產(chǎn)生正、負(fù)向影響外，對(duì)內(nèi)、外源融資能力影響的大小也不同，治理水平對(duì)內(nèi)源融資能力的影響大于對(duì)外源融資能力的影響，公司治理水平越高，內(nèi)源融資能力提升的效果越好。

（5）治理結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)G-index 在對(duì)企業(yè)績效Poe 的代理變量銷售回報(bào)率Ros和凈資產(chǎn)收益率Roe 的回歸中，即使加入內(nèi)、外源融資能力代理變量Cr、Lev，其回歸系數(shù)依舊為正且顯著，回歸系數(shù)的差異不大，說明公司治理結(jié)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)績效依舊有著顯著為正的間接影響； 內(nèi)源融資能力Cr 在對(duì)企業(yè)績效Ros、Roe 的回歸中均顯著為正，而外源融資能力Lev 對(duì)企業(yè)績效Ros、Roe 的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，且內(nèi)、外源融資能力Cr、Lev 在回歸中均表現(xiàn)出對(duì)企業(yè)績效Poe 的代理變量銷售回報(bào)率Ros 的影響大于對(duì)凈資產(chǎn)收益率Roe 的影響。

（6）以內(nèi)源融資能力為中介變量的回歸中，回歸系數(shù)χ1、γ1均顯著為正，說明內(nèi)源融資能力Cr 在治理結(jié)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)績效影響中存在部分中介效應(yīng)顯著；以外源融資能力Lev 為中介變量的回歸中，回歸系數(shù)χ1、γ1均顯著為負(fù)，說明外融資能力在治理結(jié)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)績效影響中也同樣存在部分中介效應(yīng)顯著。此外，內(nèi)、外源融資能力在公司治理結(jié)構(gòu)對(duì)不同企業(yè)績效代理變量的回歸中，所體現(xiàn)出來的中介效應(yīng)大小不一，均表現(xiàn)出對(duì)企業(yè)績效代理變量Ros 回歸的中介效應(yīng)值大于對(duì)Roe 的中介效應(yīng)值； 內(nèi)源融資能力在對(duì)Ros 回歸中的中介效應(yīng)值小于外源融資能力的中介效應(yīng)值，而在對(duì)Roe 的回歸中恰恰相反。

根據(jù)上述結(jié)論，本文提出以下幾點(diǎn)建議：

（1）公司治理水平的提高有利于中小企業(yè)績效的提升。建立長期、完善的公司治理機(jī)制是實(shí)現(xiàn)企業(yè)績效的基礎(chǔ)，而融資能力的提升則是完成企業(yè)績效的重要支柱，因此，公司應(yīng)從如下幾方面來提高公司治理水平的：在契約約束管理機(jī)制下，充分做好股權(quán)等方面的激勵(lì)機(jī)制，以調(diào)動(dòng)高管的工作積極性；強(qiáng)化董、高、監(jiān)關(guān)于“權(quán)、責(zé)、利”之間的制度安排，進(jìn)一步完善公司內(nèi)部管理機(jī)制；用股權(quán)激勵(lì)調(diào)動(dòng)高管積極性的同時(shí)，也要防止一股獨(dú)大的發(fā)生，設(shè)計(jì)科學(xué)、有效的股權(quán)制衡結(jié)構(gòu)非常重要。

（2）能否長期獲取企業(yè)內(nèi)部、外界的資金支持體現(xiàn)出一家企業(yè)融資能力的高低。擁有良好、有序的內(nèi)部管理，可以幫助企業(yè)規(guī)范財(cái)務(wù)制度、提高經(jīng)營行為與財(cái)務(wù)信息透明度，更容易通過股權(quán)交易等方式低成本獲取資金支持，進(jìn)而有助于企業(yè)績效的提升。因此，公司不僅要完善內(nèi)部管理制度，也要做好對(duì)外經(jīng)營過程中的經(jīng)營行為公開、財(cái)務(wù)報(bào)表規(guī)范等工作，以此來降低投資者與企業(yè)之間的信息不對(duì)稱，通過股權(quán)交易等方式提高融資能力。

（3）針對(duì)融資難的問題，中小企業(yè)應(yīng)當(dāng)加大對(duì)自身留存收益的利用，注重企業(yè)優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)的積累，減少或者推遲現(xiàn)金股利的發(fā)放，降低股利支付率，這樣就可以將更多收益轉(zhuǎn)化為公司內(nèi)部融通資金，減少外部資金需求，從而提高內(nèi)源融資能力。

（4）推動(dòng)股權(quán)、債權(quán)融資環(huán)境優(yōu)化，助力解決融資問題。公司的良性發(fā)展離不開外部環(huán)境，在注重完善公司治理機(jī)制的同時(shí)，營造一個(gè)完善的外部治理環(huán)境對(duì)公司的發(fā)展同樣重要。加強(qiáng)監(jiān)管部門對(duì)資本市場的監(jiān)督，建立更完善的監(jiān)管制度，營造良好、有序的資本市場；在完善投資者保護(hù)制度的同時(shí)，優(yōu)先推動(dòng)中小投資者保護(hù)制度的完善，切實(shí)保護(hù)散戶的根本利益，樹立中國資本市場投資者的投資信心；切實(shí)推動(dòng)中小金融機(jī)構(gòu)的快速發(fā)展，鼓勵(lì)銀行小額信貸等金融產(chǎn)品的推出，進(jìn)而降低借貸門檻，緩解中小企業(yè)融資難問題。

注釋：

①本文使用SPSS24.0 軟件，采用主成分分析法對(duì)治理結(jié)構(gòu)相關(guān)變量提取主因子，共計(jì)提取4 個(gè)主因子，累計(jì)貢獻(xiàn)率達(dá)80.715%，由主因子的貢獻(xiàn)率確定權(quán)重，結(jié)合因子得分計(jì)算出綜合得分。