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一、引言

公司治理結構是公司治理的狹義概念，可以理解為公司內部治理 （金建培，2010），是公司所有者、董事會、高級管理層以及員工等形成的權、責、利相互制衡的制度安排。公司治理結構的好壞關系到企業(yè)能否持續(xù)獲取資金支持以及績效的提升，進而影響到企業(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業(yè)界的密切關注。近年來，隨著經濟的發(fā)展，我國越來越重視提高公司治理水平，一系列相關措施的出臺在很大程度上改善了上市公司的內部治理狀況，如2002年頒布的《上市公司治理準則》、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)展的關鍵問題。2012年，世界銀行對中國2700 家制造類企業(yè)進行了調查，有2672 家企業(yè)對關于融資難易程度的調查作出回應，其中，認為融資無難度的有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)認為融資有難度，而經過篩選發(fā)現，這些企業(yè)中71.09%為中小企業(yè)。

二、文獻綜述

學者們分別從股權結 構 （Jensen and Meckling，1976；Shleifer and Robert，1986；安燁和鐘廷勇，2011）、董事會特征（劉玉敏，2006；丁力，2012；李文貴等，2017）、經營者薪酬（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企業(yè)績效的影響，大部分研究成果表明公司治理對企業(yè)績效有顯著的正向影響，也有少數研究成果表明公司治理的部分要素對企業(yè)績效沒有顯著影響甚至產生負向影響，如丁力（2012）選取江蘇省上市公司作為研究對象，對董事會特征與企業(yè)績效的關系進行研究，發(fā)現董事會規(guī)模與獨立董事比例對企業(yè)績效的影響不顯著。此外，還有一些學者綜合公司治理的各個維度，用公司治理指數作為公司治理水平的代理變量來進行研究，如白重恩等（2005）運用主成分分析法構建了公司治理水平綜合指標，發(fā)現治理水平與企業(yè)市場價值呈正相關關系。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公司治理水平進行衡量，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)績效的結果，不同的是前者從激勵和監(jiān)督兩個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。學術界對公司治理與企業(yè)績效之間關系的研究較多，但這些文獻大多是研究公司治理對企業(yè)績效的直接影響，對間接影響的研究并不多。近年來，有一些學者開始在公司治理與企業(yè)績效的關系之間加入中介變量或調節(jié)變量來研究兩者的關系，如政治關聯（楊合力，2013）、技術創(chuàng)新（李勝坤和張安琪，2016） 等，但尚未有研究關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。

一些學者研究發(fā)現，完善的公司治理結構有利于改善中小企業(yè)融資能力（王桂英和張晶晶；2012），良好的公司治理結構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)現內、外源融資能力對文化創(chuàng)意企業(yè)績效有顯著的正向影響，流動資金越多、負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構對企業(yè)績效的影響中可能起到中介效應，但這一問題有待進一步進行驗證。鑒于此，本文將內、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構影響企業(yè)績效過程的中介效應，研究結論對中小企業(yè)績效的提升具有一定的理論和現實指導意義。

三、理論分析與研究假設

（一）治理結構與融資能力

與大企業(yè)相比，中小企業(yè)治理結構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)信息披露機制規(guī)范性的缺乏，無疑增加了投資者獲取企業(yè)財務等信息的難度（晁根芳，2008）。中小企業(yè)缺乏規(guī)范性的信息披露機制，對由于信息不對稱而引起的逆向選擇更是如此，銀行等金融機構無法成功獲取真實有效的企業(yè)經營與財務等信息，迫使金融機構對中小企業(yè)進行信貸配給。擁有良好的治理結構，可以幫助企業(yè)提升管理水平、規(guī)范財務制度、提高經營行為與財務信息透明度，從而有利于中小企業(yè)獲取資金支持，進而緩解中小企業(yè)融資難的問題。

就融資方式而言，融資活動主要分為內源融資和外源融資兩種途徑。企業(yè)內、外源融資方式的選擇實質上就是公司治理結構的選擇。選擇內源融資，企業(yè)只需要考慮企業(yè)內部資金周轉等問題；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的所有，這牽涉到控制權的自由轉換以及企業(yè)權益的分配問題。與內源融資相比，外源融資的方式更為多樣，主要有銀行貸款、股權融資、債券融資等，而銀行貸款、債券融資等統稱為債權融資，因此，外源融資主要有外部股權融資和外部債權融資之分。通過內源融資的上市公司，在使用自有資金進行投資前，只需要董事會或股東大會審議通過即可，不受外界的干預；通過債權融資的企業(yè)，要如期向債權人支付既定的本金和利息，若企業(yè)不能履行約定，債權人有權將企業(yè)特定資產、現金流等歸為己有，甚至處置其歸屬權益；而通過股權融資的企業(yè)，投資方通過參與企業(yè)經營決策的方式，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。

良好的治理結構意味著公司內部擁有高效的上、下級管理制度，權、責、利較為明晰，員工和企業(yè)目標較為一致，企業(yè)能夠快速通過董事會或股東大會審議，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，因此公司治理結構水平的提高，有利于內源融資能力的增強。在對外源融資能力的影響方面，良好的治理結構不僅可以督促大股東朝著企業(yè)的發(fā)展目標提出“理性”融資決策，還可以對外部釋放積極的投資信號，吸引外部投資。因此，就公司治理而言，中小企業(yè)的治理結構水平越高，通過內部融通資金的難度就會越小，從而對外部投資者釋放更加積極的信號，這是中小企業(yè)內、外源融資能力較強的表現?；诖?，提出以下假設：

H1：治理結構與內源融資能力顯著正相關；

H2：治理結構與外源融資能力顯著正相關。

（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、財務透明度較低等特點，加之資金供求雙方的信息不對稱，中小企業(yè)很難從銀行等金融機構得到與大型企業(yè)相同的待遇，即銀行等金融機構的信貸配給，這極大阻礙了中小企業(yè)的生存與發(fā)展，無法實現預期的經營績效。

信號傳遞理論認為，企業(yè)通過內源融資獲取資金，可以向外界傳遞一種積極的經營信號，吸引更多的投資者進行投資，進而助力于企業(yè)績效的提升。一些學者的研究也證實了內源融資對中小企業(yè)績效的正向影響（張緒娥，2005；李永壯等，2015）。融資能力的強弱是企業(yè)資源短缺或充裕的重要表現，企業(yè)的資源充裕有利于企業(yè)績效提升（陳超等，2014）。因此，可以認為企業(yè)內源融資能力對中小企業(yè)績效有著顯著正向影響。尤利平（2013）關于融資方式與中小企業(yè)績效的研究發(fā)現，中小板上市公司內源融資與凈利潤顯著正相關，內源融資較多的中小企業(yè)，其利潤質量不斷提高，有利于中小企業(yè)績效的提升；而長期債權融資不利于凈利潤的增長，并認為長期債權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）在債務融資與企業(yè)績效的研究中也同樣得出債務融資對企業(yè)績效產生負向影響的結論。也就是說，中小企業(yè)通過有形資產抵押、出售債券等方式進行融資，所帶來的融資成本會隨著時間的推移而增多；中小企業(yè)自身負債越高，資產負債率越高，投資者的投資風險就越大，而較高的投資風險要求有較高的風險回報，這無疑提高了融資難度和融資成本。融資成本的提高進一步造成中小企業(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，無法如期實現經營計劃，并產生大量的機會成本，極大地阻礙了預期經營績效的實現。據此，我們可以得知，融資能力與中小企業(yè)績效緊密相關，但融資能力對中小企業(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：

H3：內源融資能力與中小企業(yè)績效顯著正相關；

H4：外源融資能力與中小企業(yè)績效顯著正相關。

（三）融資能力在治理結構對中小企業(yè)績效的影響中的中介效應

對于中小企業(yè)而言，由于自身具有可抵押資產少、償債能力差等特征，其自身的風險抵御能力相對較弱，加之經營者的經營與管理能力相對較弱，在實現中小企業(yè)預期績效的過程中，為保證股東權益的完整和經營者對公司的忠誠，構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)經營管理過程中，企業(yè)績效的優(yōu)劣更能體現出一家中小企業(yè)治理結構的水平。同時，諸多實踐和研究也均表明，良好的公司治理結構有助于中小企業(yè)績效的提升。那么，內、外融資能力在公司治理結構對中小企業(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)序理論認為，企業(yè)經營尋求資金支持時，會先考慮獲取資金的成本問題，優(yōu)先考慮內部融資渠道來獲取資金。不僅如此，在中國式“人情”社會中，中小企業(yè)為了維持運營或擴大再生產而進行融資，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，對內源融資的偏愛更嚴重。中小企業(yè)可以通過建立良好的內部治理機制，改善自身的治理結構水平，從而使企業(yè)內部各部門之間的分工更加明確，上、下級管理更加高效，經營績效更加優(yōu)異等，方便中小企業(yè)通過將經營過程中產生的資金（主要包括留存盈余、折舊和定額負債等）轉化為自身投資，以維持運營或進行擴大再生產，進而形成良性循環(huán)。除此之外，良好的公司治理結構還可以給公司帶來更高的信息披露質量和更透明的財務信息，從而降低了中小企業(yè)與金融機構之間的信息不對稱，為中小企業(yè)融資提供更有力的支撐，進而提高融資能力，為實現預期的經營績效提供保證。

上述對治理結構與融資能力、融資能力與中小企業(yè)績效的理論分析中可看出，治理結構對中小企業(yè)內、外融資能力具有顯著影響，而內、外融資能力對中小企業(yè)績效也同樣具有顯著影響。那么治理結構是否通過作用于融資能力對中小企業(yè)績效產生影響？ 融資能力在其中的作用有多大？ 本文認為治理結構對中小企業(yè)績效既有直接影響，也有間接影響；內源融資能力和外源融資能力在治理結構對中小企業(yè)績效的影響中具有雙重中介作用（見圖1）?；谝陨戏治觯岢鲆韵录僭O：

H5：內源融資能力在治理結構對中小企業(yè)績效的影響中存在中介效應；

H6：外源融資能力在治理結構對中小企業(yè)績效的影響中存在中介效應。

圖1 治理結構影響企業(yè)績效的理論模型

四、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

2013年7月20日，中國人民銀行全面放開金融機構貸款利率管制，取消金融機構貸款利率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，考慮到政策變動對中小企業(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，同時考慮到金融業(yè)、保險業(yè)等上市公司報表結構的特殊性及完整性，為了保證樣本的代表性和穩(wěn)健性，根據以下標準對樣本進行了篩選：①剔除ST、*ST和PT 的上市公司；②剔除金融、保險類上市公司；③剔除樣本數據不全的上市公司。最終得到660 家上市公司，共計3300 個樣本。論文數據均來源于國泰安CSMAR 數據庫，且為了消除異常值的影響，對所有小于1%分位數的變量進行了Winsorize 處理。

（二）研究變量及指標選擇

學員們通過實踐學習和現場體驗，對佛山的渡口渡船建設，現場井然有序的通航秩序贊嘆不已。學員著重了解了如何將電子“斑馬線”、“智慧海事”、氣象災害預警發(fā)布屏等監(jiān)管新模式應用到渡口渡船現場監(jiān)管，交流了如何在洪水、濃霧、船舶密度大水域進行渡運的水上交通管制、海事監(jiān)管等做法。對佛山海事部門六年如一日堅持水上交通安全知識進校園，與地方共建“最美鄉(xiāng)村平安渡”，實現護送30余萬人次旅客安全過渡表示贊賞。

企業(yè)績效作為被解釋變量，在之前的研究中，一些學者利用Tobin's Q 值等市場指標作為企業(yè)績效的代理變量，但目前中國的資本市場發(fā)展相對不夠完善，采用Tobin's Q 值等作為衡量績效指標的有效性值得質疑（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、效率越高，企業(yè)績效就越好，而銷售回報率是企業(yè)營銷活動盈利能力的晴雨表，凈資產收益率則體現出企業(yè)單位資產所能創(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，本文選用財務指標銷售回報率（ROS）和凈資產收益率（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、高管以及員工等形成的權、責、利相互制衡的制度安排，為了更好地衡量該指標，本文借鑒白重恩等（2005）的研究，分別從大股東持股比例（股權集中度、股權制衡度）、高層持股比例（董事、高管持股比例）、董事會特征以及高層的薪酬激勵等方面出發(fā)，利用主成分分析法構建公司治理結構綜合指數來衡量公司治理水平，詳見表1。

表1 治理結構代理變量

對治理結構代理變量進行主成分分析，提取主因子，并將主因子的綜合得分作為公司治理結構綜合指數。

3.中介變量

優(yōu)序融資理論認為，公司進行融資活動時，會優(yōu)先考慮使用公司內部盈余，然后是債權融資，最后是股權融資。而由于中國資本市場的特殊性以及“無債一身輕”的傳統觀念，上市公司更偏愛于股權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）。而因為中國債券市場發(fā)展不夠完善等因素，中國上市公司債權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債中占比很小（童盼和陸正飛，2005）。目前，學術界對融資能力的度量沒有統一的標準，學者們最早將資產負債率作為融資能力的代理變量，但該指標只是外源融資能力的一種體現，公司的內源融資能力卻無法度量。結合中國資本市場的發(fā)展現狀，考慮到難度越大越反映能力，因此本文認為選用反映債權融資的資產負債率來衡量上市公司的外源融資能力，相比股權融資而言，更能反映出上市公司的外源融資能力?；诖耍疚膶①Y產負債率（Lev）作為外源融資能力的代理變量，將現金比率（Cr）作為衡量中小企業(yè)內源融資能力的代理變量。同時，本文認為資產負債率越低，說明公司總資產遠大于負債，償債能力越強，債權人的債務越安全，可以吸引更多的外部投資，即外源融資能力越強。

4.控制變量

規(guī)模經濟理論認為，企業(yè)在特定經營時期內，通過擴大經營規(guī)?？梢赃m當降低平均成本，提高利潤水平，即產生規(guī)模效應。公司的資產特征是投資者對企業(yè)進行短期投資的重要決策依據，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。因此，本文選取公司規(guī)模、資本密集度、資產流動性及發(fā)展能力等反映企業(yè)主要特征的變量作為控制變量，并對企業(yè)所處行業(yè)、年份加以控制。上述研究變量詳見表2。

表2 研究變量說明

（三）模型構建

1.融資能力影響企業(yè)績效的模型構建

基于上文的理論分析，設定內、外源融資能力對企業(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率Ros 和凈資產收益率Roe；融資能力Fc 則分別代表了內、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或各變量的系數；μ 則表示該模型的隨機擾動項；其余均為控制變量。

2.中介效應的模型構建

前文假定融資能力Fc 在治理結構G-index 對企業(yè)績效Poe 的影響中起到中介效應，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模型如圖2所示。

圖2 融資能力的中介效應模型

由圖2可知，G-index 對Poe 的總影響體現在c，c′為G-index 對Poe 的直接效應，ei（i=1，2，3）為誤差項。結合公式（2）至公式（4）可得，中介效應的大小為ab。此外，根據研究需要，借鑒溫忠麟等（2004）關于中介效應檢驗方法和程序的研究，首先將治理結構對中小企業(yè)績效影響的模型構建如下：

其中j=1，2。G-index 表示治理結構綜合指數；β 表示該模型的截距項或各變量的系數；ε 則表示該模型的隨機擾動項；其余均為控制變量。

然后，構建治理結構對融資能力的影響模型：

其中j=1，2。式（6）分別表示治理結構對內、外源融資能力的影響，融資能力Fc則分別代表內、外源融資能力Cr 和Lev；χ 表示該模型的截距項或各變量的系數；η則表示該模型的隨機擾動項；其余均為控制變量。

其中j=1，2。模型（7）包含了四個模型，分別表示內、外源融資能力在治理結構G-index 對企業(yè)績效Poe 的代理變量銷售回報率Ros 和凈資產收益率Roe 影響的中介效應；γ 表示該模型的截距項或各變量的系數；φ 則表示該模型的隨機擾動項；其余均為控制變量。

圖3 中介效應的檢驗程序

依據溫忠麟等（2004）關于中介效應檢驗程序的研究（見圖3），設定中介效應檢驗的步驟為：第一步，對模型（5）進行回歸，檢驗治理結構對企業(yè)績效的回歸系數β1，若回歸系數顯著，則說明治理結構對企業(yè)績效有顯著影響，中介效應檢驗可以進行下一步，若回歸系數不顯著則停止中介效應檢驗；第二步，對模型（6）進行回歸，檢驗治理結構對融資能力的回歸系數χ1，若回歸系數顯著，則說明融資能力對企業(yè)績效顯著相關，中介效應檢驗繼續(xù)進行下一步；第三步，對模型（7）進行回歸，檢驗治理結構、融資能力對企業(yè)績效的回歸系數γ1、γ2。依據中介效應的檢驗程序，對系數χ1、γ2分別進行檢驗，若系數χ1、γ2 均顯著則檢驗γ1 的顯著性，若系數γ1 顯著則說明中介效應顯著，否則為完全中介效應顯著；若系數χ1、γ2 至少有一個不顯著，則進行Sobel檢驗融資能力在治理結構對企業(yè)績效影響中的中介效應是否存在。

五、實證結果

（一）描述性統計

對樣本主要變量的描述性統計分析見表3，銷售回報率Ros 為正的觀測值有3048 個，整體平均水平為10.1%，最大值為0.325，最小值為-0.056；凈資產收益率Roe 為正的觀測值則有3064 個，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)績整體表現良好，但也存在一些經營績效不佳的企業(yè)。公司治理結構綜合指數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，說明中小板上市公司治理結構水平整體并不高，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，說明整體上公司內部的賬面現金流凈值要少于公司的流動負債，公司現有資金得到了充分利用，但也存在部分公司賬面現金流凈值遠大于流動負債的情況，可能是因為部分公司在經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值的項目；資產負債率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負債率并不高，均未出現資不抵債的上市公司。

表3 描述性統計分析結果

（二）相關性分析

本文對研究變量進行了Spearman 相關性檢驗，結果見表4。由相關性矩陣可知，衡量中小企業(yè)績效的代理變量Roe、Ros 與治理結構綜合指數G-index、內源融資能力代理變量Cr 存在顯著的正相關關系，與外源融資能力代理變量Lev 呈顯著負相關系，且治理結構綜合指數G-index 對內、外源融資能力代理變量Cr、Lev 分別存在顯著的正、負相關關系，這可以初步說明治理結構對內、外源融資能力以及治理結構、內外源融資能力對中小企業(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，但兩兩之間的相關性系數較小，可以忽略模型中的多重共線性問題。

表4 相關性檢驗

注：***、**、* 分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

對研究變量進行Spearman 相關性檢驗可以發(fā)現，衡量中小企業(yè)績效的銷售回報率Ros 和凈資產收益率Roe 的相關性系數為0.743＞0.5，說明公司的銷售回報率與凈資產收益率有較高的相關性，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金比率Cr 和資產負債率Lev 則呈現出顯著的負相關，相關性系數為-0.710，說明內源融資能力的提高往往會帶來外源融資能力的提升，反之亦然；企業(yè)如果能夠通過內源融資來解決投資項目的資金問題，那么企業(yè)就不需要通過外源融資來籌集資金，但能對外釋放積極信號。此外，控制變量內部雖然大多顯示有較強的顯著性，但是兩兩之間的相關性系數均小于0.5，說明控制變量內部不存在較強的相關性，同樣可以不考慮控制變量在模型中的多重共線性問題。

（三）融資能力對中小企業(yè)績效的影響

依據內、外源融資能力對中小企業(yè)績效的影響模型（1），內、外源融資能力Cr、Lev 對中小企業(yè)績效Roe、Ros 的回歸結果見表5。由表5可知，現金比率Cr 對中小企業(yè)績效Roe、Ros 均產生正向且顯著的影響，且現金比率Cr 對中小企業(yè)績效Ros 的影響要大于對中小企業(yè)績效代理變量Roe 的影響（Cr 對Ros 回歸系數為0.019，對Roe 的回歸系數為0.004），整體上說明內源融資能力的提高對中小企業(yè)績效的增長起到了積極作用，故假設H3 得以驗證，且相比凈資產收益率Roe 而言，衡量內源融資能力的代理變量現金比率Cr 的增長對中小企業(yè)績效代理變量銷售回報率Ros 的增長更有利； 而資產負債率Lev 對中小企業(yè)績效Roe、Ros 均產生顯著負向影響，且資產負債率Lev 對中小企業(yè)績效Ros 的影響要大于對中小企業(yè)績效代理變量Roe 的影響（Lev 對Ros 回歸系數為-0.163，對Roe 的回歸系數為-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H4 得以驗證，且相比凈資產收益率Roe 而言，衡量外源融資能力的代理變量資產負債率Lev 的提高更不利于中小企業(yè)績效代理變量銷售回報率Ros 的提升。

表5 融資能力對中小企業(yè)績效的回歸結果

注：***、**、* 分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號內為對應系數的標準誤。

（四）融資能力在治理結構對中小企業(yè)績效影響中的中介效應

根據中介效應檢驗程序（見圖3），對融資能力在治理結構對企業(yè)績效影響中的中介效應進行檢驗，結果見表6。

表6 治理結構通過融資能力中介效應影響企業(yè)績效的檢驗結果

注：***、**、* 分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號內為對應系數的標準誤。

由表6可知，中介效應檢驗步驟一： 依據治理結構對中小企業(yè)績效影響的模型（5），實證檢驗公司治理結構對中小企業(yè)績效的影響。實證結果發(fā)現，將治理結構綜合指數作為主要解釋變量，對被解釋變量企業(yè)績效Ros、Roe 分別進行回歸，均得出治理結構對中小企業(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、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算出的治理結構綜合指數對中小企業(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，治理結構綜合指數對企業(yè)績效Ros 的回歸系數為0.040，對Roe 的回歸系數為0.029，說明公司治理結構水平對衡量企業(yè)績效的銷售回報率Ros 的影響大于凈資產收益率Roe。

中介效應檢驗步驟二：依據治理結構對融資能力的影響模型（6），實證檢驗公司治理結構對內、外源融資能力的影響。將治理結構綜合指數G-index 作為主要解釋變量，對被解釋變量內、外源融資能力Cr、Lev 分別進行回歸，結果發(fā)現治理結構綜合指數G-index 對內源融資能力代理變量Cr 在1%水平下具有顯著的正向影響，表明公司治理結構綜合指數G-index 的提高對內源融資能力代理變量Cr 的提升有積極作用，假設H1 得以驗證；治理結構綜合指數G-index 對外源融資能力代理變量Lev 在5%顯著性水平下顯著且呈現負向影響，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H2 得以驗證；治理結構綜合指數G-index 對內、外源融資能力Cr、Lev的回歸系數分別為0.055、-0.010，說明公司治理結構水平除了對內、外源融資能力均產生正向影響外，對內、外源融資能力影響的大小也不同，治理水平對內源融資能力的影響大于對外源融資能力的影響，公司治理水平越高，內源融資能力的效果越好。

中介效應檢驗步驟三：依據內、外源融資能力Cr、Lev 在治理結構G-index 對企業(yè)績效Poe 的代理變量銷售回報率Ros 和凈資產收益率Roe 影響的中介效應模型（7），實證檢驗內、外源融資能力在治理結構對中小企業(yè)績效影響中的中介效應。內、外源融資能力Cr、Lev 與治理結構綜合指數G-index 同時作為主要解釋變量，對被解釋變量企業(yè)績效Ros、Roe 分別進行回歸，依據回歸結果可知，治理結構綜合指數Gindex 在對企業(yè)績效Poe 的代理變量銷售回報率Ros 和凈資產收益率Roe 的回歸中，即使加入內、外源融資能力代理變量Cr、Lev，其回歸系數依舊為正且顯著，回歸系數的差異不大，說明公司治理結構對中小企業(yè)績效依舊有著顯著為正的間接影響；內源融資能力Cr 在對企業(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 對企業(yè)績效Ros、Roe 的回歸系數均顯著為負，且內、外源融資能力Cr、Lev在回歸中均表現出對企業(yè)績效Poe 的代理變量銷售回報率Ros 的影響大于對凈資產收益率Roe 的影響（回歸系數分別為0.018、0.003/-0.154、-0.011）。

依據中介效應檢驗程序（見圖3），并由中介效應檢驗步驟二和步驟三的回歸可知，以內源融資能力為中介變量的回歸中，回歸系數、均顯著為正，說明內源融資能力Cr 在治理結構對中小企業(yè)績效影響中存在部分中介效應顯著，假設H5 得以驗證；以外源融資能力Lev 為中介變量的回歸中，回歸系數、均顯著為負，說明外融資能力在治理結構對中小企業(yè)績效影響中也同樣存在部分中介效應顯著，假設H6 得以驗證。

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

（五）穩(wěn)健性檢驗

本文在進行治理結構、融資能力與中小企業(yè)績效的研究時，驗證了治理結構、融資能力與企業(yè)績效三者之間的關系。治理結構對內、外源融資能力可能會出現相反的影響，即公司治理結構越不完善，公司的負債水平就越高，現金流動性越差，就會越難獲取外部資金支持，出現公司內源融資能力較強、外源融資能力較弱的現象，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象，本文以治理結構綜合指數的正負來對中小上市公司治理水平的優(yōu)劣進行區(qū)分，選用治理結構綜合指數為正的中小上市公司作為新樣本，剔除在2013-2017年內出現治理結構綜合指數為負的上市公司，并重復上述模型的回歸，檢驗融資能力的中介效應，回歸結果見表7。由結果可以看出，主要解釋變量的回歸系數變化不大，且方向和顯著性與前文基本相符。因此，可以認為本文的研究結論在一定程度上是穩(wěn)健的。

表7 治理結構較優(yōu)的企業(yè)中介效應檢驗結果

注：***、**、* 分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號內為對應系數的標準誤。

六、研究結論與對策建議

本文以2013-2017年中國中小板上市公司數據作為樣本，基于內、外源融資能力的雙重中介視角，實證分析了治理結構對中小企業(yè)績效的影響。檢驗結果發(fā)現：

（1）從樣本數據的描述性統計分析結果來看，中小板上市公司的業(yè)績整體表現良好，但也存在一些經營績效不佳的企業(yè)；上市公司治理結構水平整體并不高，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)內部的賬面現金流凈值少于公司的流動負債，公司現有資金得到了充分利用，但也存在部分公司賬面現金流凈值遠大于流動負債的情況，可能是因為部分公司在經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值的項目；中小板上市公司的資產負債率并不算高，均未出現資不抵債的上市公司。

（2）內源融資能力的提高對中小企業(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收益率Roe 而言，衡量內源融資能力的代理變量現金比率Cr 的增長對企業(yè)績效代理變量銷售回報率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收益率Roe 而言，衡量外源融資能力的代理變量資產負債率Lev 的提高更不利于企業(yè)績效代理變量銷售回報率Ros 的提升。

（3）不考慮內、外融資能力影響的情況下，治理結構綜合指數對中小企業(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，且公司治理結構水平對衡量企業(yè)績效的銷售回報率Ros 影響大于凈資產收益率Roe。

（4）治理結構綜合指數G-index 對內源融資能力代理變量Cr 在1%水平下具有顯著的正向影響，表明公司治理結構綜合指數G-index 的提高對內源融資能力代理變量Cr 的提升有積極作用；而治理結構綜合指數G-index 對外源融資能力代理變量Lev 在5%顯著性水平下顯著且呈現出負向影響，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；公司治理結構水平除了對內、外源融資能力代理變量分別產生正、負向影響外，對內、外源融資能力影響的大小也不同，治理水平對內源融資能力的影響大于對外源融資能力的影響，公司治理水平越高，內源融資能力提升的效果越好。

（5）治理結構綜合指數G-index 在對企業(yè)績效Poe 的代理變量銷售回報率Ros和凈資產收益率Roe 的回歸中，即使加入內、外源融資能力代理變量Cr、Lev，其回歸系數依舊為正且顯著，回歸系數的差異不大，說明公司治理結構對中小企業(yè)績效依舊有著顯著為正的間接影響； 內源融資能力Cr 在對企業(yè)績效Ros、Roe 的回歸中均顯著為正，而外源融資能力Lev 對企業(yè)績效Ros、Roe 的回歸系數均顯著為負，且內、外源融資能力Cr、Lev 在回歸中均表現出對企業(yè)績效Poe 的代理變量銷售回報率Ros 的影響大于對凈資產收益率Roe 的影響。

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

根據上述結論，本文提出以下幾點建議：

（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、完善的公司治理機制是實現企業(yè)績效的基礎，而融資能力的提升則是完成企業(yè)績效的重要支柱，因此，公司應從如下幾方面來提高公司治理水平的：在契約約束管理機制下，充分做好股權等方面的激勵機制，以調動高管的工作積極性；強化董、高、監(jiān)關于“權、責、利”之間的制度安排，進一步完善公司內部管理機制；用股權激勵調動高管積極性的同時，也要防止一股獨大的發(fā)生，設計科學、有效的股權制衡結構非常重要。

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

（3）針對融資難的問題，中小企業(yè)應當加大對自身留存收益的利用，注重企業(yè)優(yōu)質資產的積累，減少或者推遲現金股利的發(fā)放，降低股利支付率，這樣就可以將更多收益轉化為公司內部融通資金，減少外部資金需求，從而提高內源融資能力。

（4）推動股權、債權融資環(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制的同時，營造一個完善的外部治理環(huán)境對公司的發(fā)展同樣重要。加強監(jiān)管部門對資本市場的監(jiān)督，建立更完善的監(jiān)管制度，營造良好、有序的資本市場；在完善投資者保護制度的同時，優(yōu)先推動中小投資者保護制度的完善，切實保護散戶的根本利益，樹立中國資本市場投資者的投資信心；切實推動中小金融機構的快速發(fā)展，鼓勵銀行小額信貸等金融產品的推出，進而降低借貸門檻，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治理結構相關變量提取主因子，共計提取4 個主因子，累計貢獻率達80.715%，由主因子的貢獻率確定權重，結合因子得分計算出綜合得分。