一、引言无论是发达国家还是发展中国家，中小企业都在经济发展和社会稳定中占有重要地位。由于规模小、抗风险能力弱、信息不透明及缺乏有效的抵押，使得中小企业融资难成为一个世界性问题。现代金融中介理论认为银行是生产和处理借款者信息问题的专家，银行能够通过分析借款者信息和由此安排贷款合同条款来解决信息不对称问题，因此银行贷款成为中小企业外源性融资的主要来源。在银行处理的信息中最主要的是企业财务信息，信息欠透明的中小企业通常由于无法提供经审计的标准财务报表和经营记录，导致信息不对称问题更为严重。因此，银行对中小企业贷款所关注的因素与对大型企业贷款不一样。在中国，中小企业只有所需资金的12%来自银行贷款，马来西亚是21%，印度尼西亚为24%，中小企业得不到有效的金融支持，其发展规模和发展速度都受到了严重的制约。弄清楚银行在对中小企业进行贷款决策时所关注的因素，有助于政府在制定有关中小企业促进政策时更具有针对性，从而缓解我国中小企业融资难问题。由于中小企业的信贷可得性受地区金融市场的发展水平、经济周期、信息披露体系、法律法规体系等宏观层面的因素影响(Beck et al，2004)，不同国家和地区中小企业信贷可得性的影响因素具有差异。以Berger等(1995，1998，2001，2002)为代表的学者对美国中小企业信贷可得性进行了大量的研究，表明银企关系、贷款抵押要求、利率等因素显著影响中小企业信贷的获得。在欧洲地区，Harhoff和Korting(1998)研究得出德国中小企业的规模、年龄等企业特征，以及银企关系长度和关系银行数量对信贷可得性存在影响；Memmel等(2007)利用德国数据研究表明：银企之间依靠相互间的密切接触来减少他们之间的信息不对称从而增加关系性贷款，企业信用质量对关系性贷款具有消极、积极与反U型的矛盾影响；Degryse和Cayseele(2000)利用比利时的数据研究发现，银企关系长度、企业年龄等因素影响中小企业的信贷。Jiangli等(2008)研究发现韩国和泰国企业从银企关系中受益，菲律宾企业的信贷可得性与关系银行数量正相关，印度尼西亚企业的信贷可得性与关系银行数无关；Kano等(2006)对给中小企业提供信贷的日本银行特征研究发现，中小企业更愿意选择从小银行获得贷款。国内对中小企业信贷可获性进行了一些实证研究，如曹敏等(2003)实证分析广东省(主要为深圳)境内的外资企业与外资银行和国有银行的关系型借贷后认为，企业与银行建立关系的长久程度会影响企业的贷款利率；张捷、梁笛(2004)实证发现，较为紧密的银企关系对于缓解中小企业的融资约束起到了重要的作用。由于国内尚没有诸如美国中小企业管理局之类机构，相关研究的实证数据主要来源于调查，数据的代表性和质量常常存在一定的问题，影响了实证结果的可信度。本文利用中国人民银行征信系统数据库内的有关数据，使数据的来源更具权威性，提高了数据的代表性和质量，并结合中国区域信贷市场的特征，从微观的角度研究某一地区特定市场结构下中小企业信贷可得性的影响因素，重点研究银企关系在中小企业融资中所起的作用，即回答我国中小企业融资中是否存在或在多大程度上存在关系型贷款，为政府制定促进中小企业发展的相关政策提供有价值的理论依据和政策建议。本文结构安排如下：第二部分提出影响我国中小企业信贷可得性的各因素及相关假定；第三部分介绍实证方法及对相关变量进行描述；第四部分是实证结果及分析；最后部分给出结论及政策含义。二、中小企业信贷可得性的影响因素及相关假定某一特定区域内中小企业的信贷可得性取决于金融机构对中小企业的信贷供给能力和金融机构对借款企业资信状况的评价。在金融机构信贷供给能力一定的情况下，研究中小企业信贷可得性的影响因素，实际上也是研究影响金融机构对中小企业信贷供给所关注的因素。不同因素对中小企业信贷可得性的影响不同，因此银行选择不同衡量标准可能会有不同的行为。为了分析和解释这种现象，本文将信贷可得性的影响因素分为与银行的关系强度、企业特征、企业财务特征、企业家特征和贷款合同特征等五个维度。银企关系强度是否提升了中小企业的信贷可得性，大量的研究发现银企关系有利于中小企业的信贷可得性(Cole，1998；Elsas and Krahnen，1998；Scott and Dunkelberg，1999；Machauer and Weber，2000)。Peterson和Rajan(1994)对从业人数小于500人的3 400家美国小企业的信贷可得性进行系统检测，结果显示良好的银企关系对银行的企业信贷可得性及企业贷款成本均会产生有利影响；Cole(1998)以银企关系的关系强度(用借款集中度表示)作为解释指标研究发现，借款集中度与信贷可得性呈正相关关系。因此，本文假定银企关系强度与中小企业的信贷可得性成正相关关系。金融机构的信贷供给能力一定时，中小企业特征及相关因素决定中小企业的信贷可得性。Mallick等(2002)基于美国小企业全国调查数据(NSSBF)研究发现，独资、合伙等无限责任企业比公司型小企业往往更容易获得贷款。同时，企业规模越小，金融机构对其信贷供给意愿越弱。企业成立年限越短，信用记录、财务报表等相关信息披露体系越不健全，越难获得银行贷款，Banerjee等(2001)对印度一公有银行信贷决策的实证研究结果表明，银行更愿意将贷款发放给老客户。据此，本文假定企业特征对中小企业的信贷可得性存在影响。相比大企业，中小企业与金融机构之间的信息不对称问题更严重，信息不对称导致的逆向选择和道德风险使得金融机构的信贷供给意愿减弱，而反映企业财务状况的财务报表是弱化信息不对称的较为有效措施，因此金融机构的信贷决策同样受企业财务状况的影响。一般来说，企业负债比例小，清偿能力强，资金周转频率高，固定资产份额大，获得抵押贷款的可能性更大，企业的违约风险就会更小。而盈利能力是企业偿债和企业信用的保证，盈利能力越强，财务基础越牢固，企业筹资能力和清偿能力越强，企业发生财务危机的可能性也就越小。根据财务指标来判断企业经营状况的关键在于必须保证所提供财务数据的真实性，中小企业的财务报表常常没有经过外部审计，或不能审计。因此，中小企业财务指标对信贷可得性的影响取决于贷款银行对其提供的财务数据的信任度。作为企业内部系统核心、连接外部网络枢纽的企业家，诸如教育程度、才干、性格等个人特征都会影响企业信用，从而影响企业的信贷可得性。Avery、Raphael和Katharine(1998)采用1993年NSSBF数据进行实证分析表明，个人承诺(Personal Commitments)对小企业获得信贷具有重要作用，个人财富有助于减轻中小企业贷款中的道德风险，而在个人保证(Personal Guarantees)和个人抵押(Personal Collateral)两种个人承诺中，前者比后者更为普遍；Bertrand和Schoar(2003)研究表明，有着丰富管理经验和良好职业道德的企业家能帮助企业建立良好的信誉。据此，本文假定企业家特征对中小企业的信贷可得性存在影响。信贷合约的有效及最后生效是中小企业获得贷款的最终保证，合约条款的安排也是银行解决信息不对称问题的一个重要手段。信贷合约中有关贷款的相关条款等信贷合约特征制约中小企业的信贷可得性。合约条款中的主要内容是对抵押的有关规定和贷款期限。关于抵押物在信贷合约中作用的观点有两种：Besanko和Thakor(1987)、Chan和Kanatas(1985)等为代表的研究者认为质量好的借款者抵押物的边际成本低，愿意提供更多的抵押物，因此抵押物价值可以作为借款者质量的信号反映；Stigliz和Weiss(1981)为代表的研究者认为银行要求抵押物会导致逆向选择，因此抵押物价值不可以作为借款者质量的信号反映。另外，贷款期限越长，企业的违约风险越高，获得贷款的可能性就越小。据此，本文假定信贷合约特征的差异使得中小企业的信贷可得性存在差异。三、实证方法(一)数据来源本文从湖南省内注册企业中随机抽取6 000家企业的组织机构代码，然后依据组织机构代码又从中随机抽取600家企业作为本文的研究样本，再根据组织机构代码从中国人民银行长沙中心支行征信系统数据库中收集样本企业的相关数据。剔除无贷款记录的企业和大型企业的数据之后，最终得到涵盖省内各行业377家中小企业的样本数据。所有数据均来源于中国人民银行长沙中心支行征信系统数据库，该数据库提供了省内详细的贷款企业相关信息数据，回归模型中所有指标均可从此数据库中直接得到或通过几个指标计算得出。本文使用的计量工具为SPSS17.0，检验方法为Panel回归检验。(二)变量选择1.被解释指标Ln(SMEL)国外主要有两种衡量信贷可得性的方法：一是Petersen和Rajan(1994)采用间接衡量的方法，他们指出直接衡量信贷可得性非常困难，假如用企业的负债率衡量信贷可得性，但由信贷需求和信贷供给共同决定的企业负债率会导致联立方程的偏差，因此他们选择“总债务/企业资本金”即商业信贷比率衡量信贷可得性。二是Cole(1998)采用直接衡量的方法，他使用企业的贷款申请是否被银行批准设置二分指标来衡量信贷可得性。上述两种方法各有特点：间接衡量法较为准确，但数据难以获取；直接衡量法简单可行，更适合于抽样调查，但对所研究问题的解释力较差。国内有关信贷可得性衡量方法的研究文献各有千秋，林平等(2005)用“贷款/负债指标”来衡量信贷可得性；冯兴元(2004)用企业实得贷款额与企业对贷款的需求额比例衡量正规金融机构信贷可得性。尽管如此，国内至今尚未有专门对信贷可得性指标进行界定的文章。由于我国中小企业财务数据质量不高，直接衡量法中的分子“总债务”及间接衡量法中的“负债”真实性存在问题，本文在前人研究的基础上，拟采用“贷款/企业资本金”作为被解释指标，但进行正态分布拟合时发现“贷款额的自然对数”比“贷款/企业资本金”的拟合程度要好得多，所以本文最终选用“贷款额的自然对数”来衡量企业的信贷可得性。因此，被解释变量选择“贷款额的自然对数”，用Ln(SMEL)表示，从对被解释变量绘制的带有正态曲线的直方图可以发现，被解释变量完全服从正态分布。2.解释变量根据第二部分的分析可知，影响中小企业信贷可得性的因素可分为银企关系强度、企业特征、企业财务特征、企业家特征和贷款合同特征等五个维度。本文运用银企关系长短、企业关系银行数等指标来衡量企业与银行的关系强度；采用企业规模、成立年限、企业所有制形式等指标反映企业特征；运用企业盈利能力、营运能力、长短期偿债能力等指标反映企业财务特征；企业家特征用企业主年龄、教育程度等指标衡量①；贷款合同特征采用贷款年份、贷款季节、贷款性质、贷款期限等指标。其定义和指标描述见表1。(三)各影响因素基本统计分析在进行回归分析前，我们对各维度内的数值型指标进行简单统计分析，主要指标的统计特征见表2。以下分别从信贷关系特征指标、企业特征指标、行业特征指标、企业家特征指标、企业财务特征指标、信贷合约特征指标进行统计分析。1.信贷关系特征指标信贷关系特征指标包括银企关系长度SMETS、关系行数SMEB、从大型银行贷款次数Large Banks、从中型银行贷款次数Medium-Size Banks、从小型银行贷款次数Small banks。由表2可知，湖南地区中小企业与银行的关系长度均值为5.194年，小于欧洲主银行与小企业的关系长度7.82年(Degryse et al，2000)，也小于美国的9年(Berger et al，1998)。贷款次数均值从大到小依次为中型银行、大型银行、小型银行，进一步分析发现在样本企业中，从跨区域型银行获得贷款的次数占总次数的比率为82.759%，而在跨区域银行中从大型银行获得贷款比率最高为74.01%，可见样本企业主要从大型银行和跨区域型银行获得信贷。分析表2可知，关系行数(SMEB)的抽取样本对总体最具代表性。从综合偏度、峰度统计量及其标准差可知，关系长度(SMETS)的分布最接近正态分布。2.企业和企业家特征指标对企业和企业家特征进行基本统计分析发现，企业性质、企业年龄、企业家教育程度对中小企业信贷可得性存在影响：在样本企业中，有限责任公司制的中小企业占比最高为42.1%；企业平均年龄为14.879年，远大于我国中小企业平均寿命的2.9年②；企业主具有大学学历的中小企业数占比为33.2%，大专为20.3%，大学本科以上为20.3%。3.企业财务特征指标通过表2发现，反映盈利能力的总资产净利率和资本收益率的样本对总体最具代表性，反映长期偿债能力的产权比率分布相对最接近正态分布。反映盈利能力的指标总资产净利率TANIR与资本收益率CY均值符号相反，这纯粹是由于本文对这两个指标的计算方法造成的③。4.信贷合约特征指标信贷合约特征指标包括企业贷款期限Duration和是否抵押等。对信贷合约特征进行基本统计分析发现，贷款性质、贷款期限对中小企业信贷可得性存在影响：获得贷款的中小企业中采取抵押方式的最高，占36.43%；贷款期限Duration均值为14.376个月，同样小于欧洲小企业在其主银行的贷款期限2.39年，分析贷款期限的分布直方图发现贷款期限为12个月的中小企业数占比最高为43.7%，因此中小企业贷款绝大部分为1年以内的短期贷款；获得贷款的中小企业数在四个季节分布均匀。(四)实证模型的建立与检验在建立实证模型之前，首先运用主成分分析法分析各指标间的相互关系，利用降维的方法把多个指标转换成几个互不相关的指标：对关系型特征指标做因子分析发现，关系行数(SMEB)、从银行贷款总次数(SMET)可概括绝大部分信息④；企业特征指标中，企业年龄自然对数(Ln(Age1))为第1个因子，资本金自然对数(Ln(Capital))为第2个因子；企业财务特征中，反映短期偿债能力的流动比率(CR)为第1个因子，反映盈利能力的资本收益率(CY)为第2个因子，反映长期偿债能力的产权比率(ER)为第3个因子，反映营运能力的应收账款周转率(ART)为第4个因子；信贷合约特征中的贷款期限(Duration)概括信息最多。然后对经过因子分析之后的剩余指标进行回归分析和假设检验，实证检验的具体思路是：为了检验信贷关系特征对中小企业的信贷可得性的影响，参考国外实证方法，选择关系长度和关系行数来反映信贷关系特征。根据第二部分的理论假设，中小企业的信贷可得性受诸多因素的影响，因此我们通过控制企业家特征指标、企业特征指标、企业财务特征指标、信贷合约特征指标来检验信贷关系特征对中小企业信贷可得性的影响，从而更加准确地考察银企关系对我国中小企业信贷可得性的影响。通过引入虚拟指标LP(是否为抵押贷款)及Education(企业家受教育程度)，我们将使用以下模型来验证信贷关系特征指标的影响效应：四、实证结果及分析采用以上模型进行回归分析，以SPSS17.0提供的工具进行实证处理，运用t统计量检验指标的统计显著性，使用F统计量检验模型的统计显著性。回归及检验结果见表3。由于线性回归模型中可能存在多重共线、异方差及自相关问题，从而产生估计偏误，我们分别运用Tolerance 值、White Test及Durbin-Waston值进行检验，检验结果表明上述线性回归模型不存在多重共线、异方差及自相关问题，也就是说各因素指标对银行中小企业信贷供给的影响的线性回归拟合较好。另外我们对模型(1)～(4)进行总体F检验可知：回归模型的回归系数显著非0，即模型整体拟合效果较好。从表3中的(1)列实证结果可以得出，信贷合约特征指标抵押虚拟变量(LP)与Ln(SMEL)在0.1%水平上统计显著为正，贷款期限(Duration)与Ln(SMEL)在0.1%水平上统计显著为正；企业特征指标企业资本金的自然对数(Ln(Capital))与Ln(SMEL)在0.1%水平上统计显著为正，LP和Ln(Capital)对Ln(SMEL)的影响与预期假定一致；Duration对Ln(SMEL)的影响与预期假定不一致。抵押是企业质量的代表，实证结果表明抵押与Ln(SMEL)显著正相关，且系数较大，说明银行将抵押作为甄别企业好坏的手段之一；Ln(Capital)与Ln(SMEL)正相关，而Ln(Capital)代表企业规模，此结果与郭斌、刘曼璐(2002)的实证分析结果“企业规模越小，银行的信贷供给意愿越弱”相一致。Duration的回归系数为正，即表示贷款期限越长，银行中小企业信贷供给意愿越强，这与第二部分假定相悖。本文认为导致此结果的原因在于：所有的样本企业都是经过银行严格审查后获得贷款的中小企业，且绝大部分具有抵押等风险缓释手段，风险较低，贷款期限长可以减少贷款次数，从而有利于节省贷款费用。分析模型(1)中除信贷关系特征指标之外的其他不显著指标发现，企业特征指标企业年龄的自然对数(Ln(Age1))回归系数为正，与Banerjee和Duflo(2001)的实证结果“银行更愿意贷款给老客户”相一致。反映企业规模的雇员数量的自然对数(Ln(EN))回归系数为负，可能是由于中小企业员工流动性较大，导致对雇员数量统计的真实性存在问题。企业家特征指标与Ln(SMEL)均正相关，这与预期假定相一致，但不显著，可能银行更注重企业主的财富、诚信等其他企业家特征，由于数据收集原因，本文未能更深入研究。在企业财务特征指标中，除盈利指标资本收益率(CY)之外均高度不显著，这可能是由于我国中小企业的财务报表常常未经外部审计，财务报表的可信度不高，财务数据的可靠性不大，贷款银行不大注重中小企业的财务数据。而资本收益率(CY)相对其他财务指标显著性较高，则进一步说明贷款银行较为注重中小企业的资本。在信贷关系特征中，反映银企关系长度的SMETS不显著，且系数相当小，而关系行数SMEB显著，且系数较大，说明在样本企业中，银企关系长度对信贷可得性影响较小，而关系行数影响较大。为进一步研究信贷关系特征对中小企业信贷可得性的影响，我们只保留信贷关系特征指标及信贷关系特征指标之外的显著控制特征指标(LP，Duration，Ln(Capital))进行后续回归。从表3可知，利用模型(2)～(4)的实证结果与利用模型(1)的实证结果基本一致，即SMETS不显著，且系数相当小，SMEB显著，且系数较大，而且在模型(2)～(4)中，SMEB的显著程度和系数变得更大，说明银行在决定是否贷款时，并不看重中小企业与其的关系长度，而是比较注重有多少家银行给该企业贷过款，这与预先假定相悖。但我们不能得出银企关系对我国中小企业信贷可得性影响很小，即不能否定关系型贷款在中小企业贷款中的作用。其原因如下：从向样本企业贷款的金融机构来看，大型或跨区域型银行占绝大多数，这些银行常常不具备开展关系型贷款所要求的条件，如简单的组织结构、与中小企业的物理距离短、存在所有权激励等，因此这些银行不太注重与中小企业的关系长度，这与国外大部分研究结论一致(Berger et al，2001；Berger and Udell，2002；Cole et al，2004)，也恰恰说明了我国大型和跨区域性银行对中小企业发放关系型贷款可能不具有优势。因此，这些银行多采用信用评估技术对中小企业进行贷款，由于各家银行的信用评估技术都是运用本行的内部模型，信息不具有共享性，而且需要收集的信息相当广泛，导致信息收集成本较高。为节省成本，对中小企业贷款常常存在“跟风”现象，即只要有其他银行敢给某一中小企业贷款，就认为该企业是好企业，纷纷对其进行贷款，因此，获得贷款银行家数越多的中小企业越容易获得贷款。从表3中的模型(1)～(4)的回归结果发现，在剔除信贷关系特征之外的不显著控制特征指标之后，信贷合约特征指标LP显著性稍微降低，系数虽变小，但还较大，均为0.43左右。这说明抵押是中小企业能否获得贷款的重要影响因素。而信贷合约特征指标Duration、企业特征指标Ln(Capital)保持显著的同时其回归系数亦未发生显著变化。五、结论与政策建议本文利用湖南省377家中小企业有关数据实证检验了我国中小企业信贷可得性的影响因素，揭示出信贷关系特征、企业特征、企业家特征、企业财务特征、信贷合约特征对银行信贷供给的影响。主要研究结论如下：第一，大型和跨区域性银行对中小企业未采取关系型贷款。实证结果显示，在三个实证模型中，反映银企关系的银企关系长度SMETS都不显著，且系数分别为0.001、0.001和0.025；而关系行数显著，且系数变大。说明大型和跨区域性银行在对中小企业信贷决策时，并不看重中小企业与其的关系长度，也不注重与贷款企业关系的独占性，与之相反，更注重该企业其他贷款银行数量。第二，贷款银行更关注反映中小企业特征的资本金、信贷合约特征的贷款期限和是否抵押以及企业贷款行数，而不太看重财务特征。实证结果显示，银行对中小企业的信贷决策受到关系行数(+)、企业资本金的自然对数(+)、抵押(+)、贷款期限(+)显著影响，而企业财务特征的影响不显著。第三，由于大型和跨区域性银行对中小企业贷款既不是关系型贷款，也不注重企业的财务特征，根据Berger和Udell(2002)对中小企业贷款技术的划分可知，在湖南地区，贷款银行对中小企业贷款主要采用信用评分技术。第四，银行以企业资本金数量而不是企业雇员数来判断中小企业规模。在反映企业特征的三个指标中，雇员数量的自然对数(Ln(EN))回归系数为负，且显著性较低，而资本金的自然对数Ln(Capital)与Ln(SMEL)正相关，且显著性高，系数大。在我国，由于真正意义上的地方性中小银行很少(只有一些城市商业银行和农村商业银行)，而中小企业融资难问题较为突出，政府曾经将缓解中小企业融资难问题寄希望于实力强大的四大商业银行和跨区域性股份制商业银行，因此银监会于2008年12月发文要求四大商业银行、跨区域性股份制商业银行成立中小企业金融服务专营机构，取得了一定的成效，但对缓解信息半透明和信息不透明的中小企业融资难问题效果不理想。结合本文研究结论，为提高我国中小企业信贷可得性，缓解中小企业融资难问题，提出以下两点政策建议：第一，整合信息资源，发展和壮大独立的信用评估机构对中小企业进行信用评估，降低大型和跨区域性银行对中小企业贷款的成本和信息不对称程度。尽管大型银行运用信用评估技术对中小企业贷款有利于节省贷款成本或者降低信息不对称程度，从而有可能提高中小企业的信贷可得性。但信用评分技术的关键在于中小企业信息的质量和可获性，这些信息包括中小企业的信息和企业主的私人信息。在我国，由于中小企业的财务信息失真度较高，银行不太关注企业财务数据，企业信息只能采取间接方式获得，而这些间接信息分散于各政府管理部门或商业机构，包括税务部门、工商部门、质检部门、行业管理部门、人民银行，以及电力公司、自来水公司和各家商业银行。目前，各家大型银行都开发了较为先进的信用评分模型，由于各部门和单位信息不能共享，仅靠单家银行进行信息收集，或者不能全部收集所需的信息，或者收集所有的信息成本太高，只能采取文中所提的“跟风”方式来进行信息共享。不能收集所需的信息有可能导致评分结果失真，增加信贷风险；信息成本高有可能提高中小企业的贷款利率。这都不利于提高中小企业的信贷可得性。因此，需要成立专业性的信用机构，将分散在各部门、各单位的有关中小企业信息进行整合，独立对中小企业信用进行评分，并以有偿的方式转让评估结果或相关信息，以提高信息的可获性和信息质量，并降低信息收集成本。第二，大力发展区域性中小商业银行，并鼓励其形成和充分发挥对中小企业进行关系型贷款的比较优势。即使大型或跨区域性银行采用可靠的信用评估技术对中小企业贷款，也不能大幅度地缓解中小企业融资难问题。由于在组织结构、地理位置和股权结构等方面的比较劣势，他们对中小企业的贷款技术类似Cole等(2004)提出的“甜饼切割”(Cookie Cutter)，即只“切取”中小企业中的“好企业”作为贷款对象，这些企业规模较大(如本文样本企业资本均值为1 494.082万元)、有较好的信用记录、信息不透明程度较低。但在中小企业中，绝大部分是规模较小、信息不透明、缺乏抵押、没有信用记录，无法进行信用评级或虽然评过级但达不到大银行的放贷标准，这些中小企业只能依靠关系型融资方式获得银行贷款。由于大银行在对中小企业进行关系型贷款方面不具有比较优势，因此，依靠大型或跨区域性银行不能很好地缓解中小企业融资难题。区域性中小商业银行在对本区域中小企业的关系型贷款上具有比较优势，因此，解决我国中小企业融资难问题的主要措施应是大力发展区域性中小商业银行。当前发展区域性中小商业银行的重要工作应是积极推动农村信用社和农村合作银行股份制改造工作，使其成为真正意义上的商业银行。在改造过程中，应着力培养其形成并发挥对中小企业关系型贷款的比较优势，使改制后的农村信用社既能保持商业上的可持续性，又能对本区域内中小企业提供有效的信贷支持。注释：①企业主财富也应是一个较好的变量，但相关数据难以收集，故未选择。②数据来源：工业和信息化部中小企业司副司长王建翔于2010年4月8日在“聚成引进战略投资新闻发布会暨中小企业科学发展研讨会”上讲话。③本文采取先分别计算各家企业的总资产利润率和资本收益率，将总资产利润率和资本收益率分别加总后再平均。④我们对各个解释指标进行相关分析发现：关系行数与从银行贷款次数的相关回归系数最高为0.567，具有相关性，为避免共线性，从信贷关系特征中剔除从银行贷款次数。
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