財務柔性能促進企業金融化嗎？
——融資約束的調節效應

肖俊斌，楊 帆

（湖南工業大學 經濟與貿易學院，湖南 株洲 412007）

全球經濟下行的大環境下，我國實體企業為消除經營活動不振所引起的利潤瓶頸，開始涉足金融投資活動，通過股票投資和購買金融衍生品類理財產品等獲得利潤，分配在主營業務上的資金比例不斷降低，企業呈現出顯著的金融化趨勢。中共二十大強調建設現代化產業體系要堅持把發展經濟的著力點放在實體經濟上。中國人民銀行發布的《2022年金融統計數據報告》顯示，2022年我國金融體系運行平穩，金融為實體經濟提供了更有力、更高質量的支持。從宏觀層面來看，金融行業獲得的超額收益是吸引其他實體企業進行金融投資的主要因素[1]。從微觀層面來看，金融投資所帶來的超額回報勢必會吸引企業的注意力，從而減少其他投資支出，加快金融化進程[2]。因此，探究企業金融化的成因及經濟后果，引導實體企業建立合理的金融化水平，正確利用金融建設服務，達到金融化程度與實體經營活動的結構均衡，推動公司的健康發展，具有重要的現實意義[3]。

企業金融化是指企業將資金更多地用于金融投資活動而非傳統經營生產業務的一種資源配置方式[4]。劉夢凱等[5-6]認為，企業金融化在一定程度上緩解了企業的融資壓力，提高了自身的可持續增長水平，幫助實體企業擴大其發展規模?！靶钏匦敝赋?，企業可以利用閑散資金，購置變現能力強的金融資產，來防范經營過程中的資金鏈斷裂風險[7-8]。預防性資金儲蓄理論也表示，企業將富余資金投資金融產品，所帶來的收益可以更好地分散企業經營風險，為后續展開經營業務儲備更多的資金[9-10]。財務柔性是指企業為規避市場中的某些風險而設立的一種內部管理手段，分為現金柔性和負債柔性兩種?，F金柔性表現為企業持有高額現金的一種能力，負債柔性表現為企業通過負債手段籌集資金的一種能力[11]。Arslan-ayaydin等[12]研究發現，儲備財務柔性不僅可以幫助企業順利度過危機，還能幫助企業及時抓住風險中的“投資風口”。

目前，有關財務柔性與企業金融化之間的研究較少。本文運用“年度-行業”雙向固定效應模型，從現金柔性和負債柔性兩個角度，研究財務柔性對企業金融化的影響，探究企業是否可以通過調整財務柔性儲備水平獲得優質金融投資機會，以促進企業的高質量發展。

一、理論分析與研究假設

（一）財務柔性與企業金融化

鮑群[13]認為，財務柔性是企業面對由環境變化引起的不確定因素時，能否有效調整資本結構、及時實施財務管理以實現企業價值最大化的一種能力。研究發現，財務柔性主要通過以下三種政策影響企業金融化水平。

第一，高額現金政策。凱恩斯貨幣需求理論認為，企業持有貨幣有交易動機、謹慎動機和投機動機。投機動機表示，企業利用貨幣資金的高流動性及高周轉性，可以及時根據市場變化抓住金融投資機會?；I資優序理論指出，企業持有富余資金不僅能節約籌資成本，還能規避因低估金融產品收益而帶來的風險[14]。實體企業若將閑散資金投資在經營生產活動中，資金回籠時間較長，而參與金融投資活動不僅可縮短資金回籠周期，還能增加短期投資收益，可促進企業金融化水平。

第二，財務杠桿政策。企業獲取財務柔性的重要手段之一就是保持較低的財務杠桿，以提升企業在未來進行投資活動或籌資活動的能力[15]。信息不對稱理論表明，企業可能會通過負債經營的手段，增加其在未來獲取投資機會的優勢。因此，實體企業前期通過保持較低的財務杠桿，保留在未來提高負債比率籌集借款的能力，有利于企業未來贏得參與金融投資活動獲取短期收益的機會。

第三，合適財務政策。根據H. DeAngelo和L.DeAngelo所提出的DD理論，企業的財務柔性可以細分為現金柔性、負債柔性和權益柔性，三者之和越大，企業籌集資金的能力越強[16]。同時，DD理論也指出選擇合適的財務政策，能有效降低機會成本，提高財務柔性水平，確保企業經營活動所需資金的穩定性。

綜上，本文認為，企業擁有財務柔性意識有利于其贏得金融投資機會，獲取短期收益，對提高實體企業金融化水平具有積極推動作用，基于此，提出研究假設H1。

假設H1：財務柔性對企業金融化具有積極影響。

（二）融資約束、財務柔性與企業金融化

基于有效資本市場理論，資本市場中的信息披露應是充分、準確和及時的，企業和債權人之間不存在信息不對稱情況；然而，實際的資本市場并不滿足該理論下的市場特性[17]。在不完全有效的資本市場中，交易雙方會存在信息不對稱問題，投資者為降低投資風險，在作出相關決策時往往會嚴格考察企業內部治理情況及經營狀況。

MM理論表示，雙方信息不對稱問題，造成了企業通過外源融資渠道籌集資金所支付成本遠高于內源融資的局面，當內源融資所籌資金無法滿足企業需求時，企業就會陷入融資約束的困境。而財務柔性也是企業因為不確定性而設立的一種管理手段，融資約束是其存在的前提條件之一，企業若不會受到融資約束，通過外源融資便能獲取所需資金，財務柔性也就沒有存在的價值了[18]，即企業所受融資約束的程度會影響財務柔性的儲備水平。企業所受的融資約束程度越高，其為規避資本市場中的風險，會更加積極地儲備財務柔性，為企業的后續發展提供資金保障[19]。

研究表明，高融資約束雖加大了企業外界籌資的難度，但從預防性動機出發，企業通過提高資金流動性和實施積極的資金管理政策，增加未來投資選擇權的價值[20]。即實體企業在面臨高融資約束時，會表現出更明顯的現金-現金流敏感性，以備在未來把握住優質的投資機會，為企業創造更多的價值。

綜上，本文認為，企業面臨高融資約束時會更積極調整財務柔性儲備對策，把握投資機會，提高跨期投資價值，基于此，提出研究假設H2。

假設H2：融資約束能正向調節財務柔性對企業金融化的影響。

企業金融化是公司管理層購入金融資產以在短期內獲取超額回報、積累實業投資金額的一種經營手段，其常會受到企業內部的資本積累率、固定資產收益率、股東價值取向以及外部的環境不確定性和資本市場風險水平等因素影響[21-22]。本文的財務柔性包括現金柔性與負債柔性之和?，F金柔性是指企業持有高額現金量，為企業提供資金支持的一種能力；負債柔性則指企業具備較強的舉債能力，是企業在進行負債融資時的一種優勢。

企業的融資渠道可分為內源融資和外源融資。從內源融資渠道來看，在競爭激烈的資本市場中，現金柔性可以更好地為企業提供資金支持，幫助企業抓住投資機會；從外源融資渠道來看，負債柔性能幫助企業營造經營狀況良好的社會印象，在未來擁有較高的償債能力，有助于企業獲得負債融資。無論是何種渠道獲取的資金，都有利于企業把握金融投資機會，獲取高回報的投資收益。

目前，由于我國資本市場發展不夠成熟，大部分上市企業都可能面臨融資約束困境。權衡理論認為，企業持有的現金量要以股東利益最大化為標準，企業需要在持有成本與所獲收益之間權衡。代理理論也指出，高額的現金持有量會加大高管違背股東意愿進行過度投資的風險。因此，企業為保持財務柔性水平處于合適的范圍，會降低現金柔性儲備而適度增強負債柔性[23]，即企業儲備財務柔性的同時為了合理規避風險，會控制現金持有量，更傾向于采取負債融資的手段，為企業提供資金支持。

綜上，本文認為，企業通過外源融資渠道籌集資金時，融資約束對其影響較大，基于此，提出研究假設H3。

假設H3：相比于現金柔性，融資約束對負債柔性與企業金融化之間的調節作用更顯著。

二、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文選取2011—2020年滬深A股上市公司財務數據為初始樣本，為規避其他因素對研究產生的影響，對初始樣本進行如下篩選：（1）剔除金融類、保險類及房地產類上市公司；（2）剔除ST、*ST及PT類上市公司；（3）剔除財務數據統計不全面以及相關財務指標異常的上市公司。為消除極端值對回歸結果的影響，對所選變量均進行1%的Winsorize處理，最終獲得21 814個有效樣本。本文所有數據均來自于CSMAR國泰安數據庫，分析處理軟件為Stata 17.0。

（二）變量定義

1. 被解釋變量

企業金融化（FINRATIO）。本文參考杜勇等[24]的做法，采用金融資產與總資產的比值作為衡量企業金融化的指標。該比值越大，說明企業金融化程度越高。本文對金融資產的定義剔除了貨幣資金，但包括了房地產投資。因為企業持有貨幣資金并不能使資本增值，而是為了維持日常生產經營；目前許多企業持有投資性房地產多數是為了獲取收益，這與本文金融資產定義相符，故將其包括在內。

2. 解釋變量

財務柔性（FFW）。本文參考曾愛民等[25]的衡量方法，將財務柔性分為現金柔性與負債柔性。

3. 調節變量

融資約束（KZ）。學界多以KZ指數、SA指數、WW指數等衡量企業所受融資約束的程度。本文參考魏志華等[26]提出的衡量方式構建融資約束KZ指數。KZ指數越大，說明企業受到的融資限制越多，也即融資約束程度越高。

4. 控制變量

本文借鑒俞鴻琳[27]的研究方法，選取企業成長性（Growth）、企業規模（Size）、公司成立年限（FirmAge）、企業盈利水平（Roe）、產權性質（Soe）、兩職合一（Dual）、獨立董事比例（Indep）作為控制變量。同時引入年份虛擬變量（Year）和行業虛擬變量（Industry），以控制年度固定效應和行業固定效應，減弱年度變化和行業之間發展水平差異對企業決策行為的影響。相關變量及定義如表1所示。

表1 相關變量及定義

（三）模型構建

為研究財務柔性與企業金融化之間的關系，本文分別引入財務柔性（FFW）、現金柔性（CFW）以及負債柔性（DFW）三個變量（Xi,t），測度其對企業金融化（FINRATIO）的影響，并構建模型1，見式（1）。

為研究融資約束對財務柔性與企業金融化的調節作用，檢驗H2和H3，在模型1的基礎上，引入變量（Xi,t）與融資約束（KZi,t）的交乘項（Xi,t×KZi,t），構建模型2，見式（2）。

式中：檢驗財務柔性時，Xi,t=FFWi,t，檢驗現金柔性時，Xi,t=CFWi,t，檢驗負債柔性時，Xi,t=DFWi,t；β為各個變量的系數；i表示企業；t表示年度；Yeart表示年度固定效應；Industryi表示行業固定效應；ε表示殘差項。

三、實證分析

（一）描述性統計

相關變量的描述性統計結果見表2。由表2可知，企業金融化（FINRATIO）的均值為0.035 4，中位數為0.007 1，最大值為0.400 0，標準差為0.068 8，表明企業存在金融化，且有部分企業的金融化水平極高。財務柔性（FFW）的均值為0.079 7，中位數為0.027 2，最大值與最小值之間差額較大，表明樣本企業的財務柔性儲備存在較大差異，雖大部分企業具有了財務柔性儲備意識，但財務柔性水平仍需提升?，F金柔性（CFW）和負債柔性（DFW）的均值分別為-0.008 4、0.087 6，標準差分別為0.120 0、0.116 0，表明企業對兩種柔性的儲備意識相差并不大。融資約束（KZ）的均值為1.294 0，中位數為1.498 4，最小值為-5.394 0，最大值為6.610 0，表明樣本企業都存在融資限制，但資本市場對不同規?；虿煌再|的樣本企業可能存在區別對待。

表2 描述性統計結果

（二）相關性分析

本文在進行回歸分析之前，對主要變量進行了相關性分析。結果表明，FINRATIO與FFW、CFW以及DFW的相關系數分別為0.057、0.028以及0.065，兩者在1%的水平下顯著正相關，初步驗證了財務柔性與企業金融化之間顯著正相關的假設。且方差膨脹因子VIF均小于2.5，各關鍵變量之間不存在多重共線性問題，所選取變量符合要求，適宜進行回歸分析。

（三）基準回歸分析

表3為模型1的回歸結果，分別檢驗財務柔性、現金柔性以及負債柔性與企業金融化之間的關系。列（1）和列（2）在控制年份固定效應和行業固定效應的基礎上，分別研究在不加入控制變量和加入控制變量的條件下，財務柔性對企業金融化的影響。結果顯示，無論是否加入控制變量，財務柔性均在1%的水平下顯著促進企業金融化。列（3）和列（4）則是在雙固定效應以及加入控制變量的基礎上，分別研究現金柔性和負債柔性對企業金融化的影響。結果顯示，現金柔性和負債柔性均在1%的水平下顯著正向影響企業金融化。這說明是否細分財務柔性指標，都不影響其在1%的統計水平下顯著提高企業金融化水平，即財務柔性能夠促進企業金融化，由此，假設H1得到驗證。

表3 基準回歸結果

（四）調節效應分析

表4為融資約束對財務柔性與企業金融化的調節效應檢驗結果。

表4 融資約束的調節效應檢驗結果

列（1）中財務柔性（FFW）的回歸系數為0.023 3，財務柔性與融資約束的交互項（FFW×KZ）的影響系數為0.002 8，且均通過了1%的顯著性檢驗。說明財務柔性能提高企業金融化水平，而交互項的回歸系數為正，則說明融資約束能正向調節財務柔性對企業金融化的影響，由此，假設H2得到驗證。

列（2）中現金柔性（CFW）的回歸系數及其與融資約束交互項（CFW×KZ）的系數均為正，前者通過了1%水平下的顯著性檢驗，后者未通過10%水平下的顯著性檢驗。說明融資約束對現金柔性與企業金融化之間的關系可能并未產生影響；現金柔性可視為企業調用現金存量的一種能力，融資約束可能對其產生的影響較小。而從列（3）可知，負債柔性（DFW）及其與融資約束的交互項（DFW×KZ）的影響系數分別為0.025 8和0.007 9，均通過了1%水平下的顯著性檢驗，說明負債柔性能促進企業金融化，同時，融資約束正向影響兩者之間的關系，由此，假設H3得到驗證。

（五）異質性分析

1. 行業競爭異質性檢驗

目前，我國經濟正朝著高質量發展階段邁進，且不同行業之間的競爭機制及相關政策的支持度等都存在較大差別[28]。行業競爭可視為資源匯聚及外部動力的一種信號，其差異可能會直接影響企業儲備財務柔性水平。本文采用赫芬達爾指數來衡量行業競爭程度，以其平均值作為劃分標準；該指數越小，說明競爭越激烈。因此，以不高于平均值的樣本企業作為高競爭組，反之作為低競爭組。

行業競爭角度下分組回歸結果如表5所示。由表5可知，在低競爭組中，財務柔性在10%的顯著性水平下正向影響企業金融化；現金柔性通過5%的顯著性檢驗；負債柔性未通過10%的顯著性檢驗。而在高競爭組中，財務柔性、現金柔性以及負債柔性均在1%的水平下顯著。這表明行業競爭越激烈，企業通過儲備財務柔性提高金融化程度的效果越明顯。

表5 行業競爭角度下分組回歸結果

行業競爭角度下融資約束的調節作用回歸結果如表6所示。由表6可知，在高競爭組中，財務柔性與融資約束的交互項（FFW×KZ）以及負債柔性與融資約束的交互項（DFW×KZ）均通過了1%水平的顯著性檢驗，現金柔性與融資約束的交互項（CFW×KZ）未通過10%水平下的顯著性檢驗。而在低競爭組中，只有負債柔性與融資約束的交互項通過了顯著性檢驗。說明競爭越激烈，企業越傾向于采取負債融資的手段獲得資金支持。這再次驗證了融資約束可能并未影響現金柔性與企業金融化之間的關系，而對負債柔性與企業金融化之間的影響較大，假設H3再次得到驗證。

表6 行業競爭角度下融資約束的調節作用回歸結果

2. 地區異質性檢驗

我國各地區的經濟發展水平存在較大差距，從整體層面研究財務柔性對企業金融化產生的影響，或許難以反映出各地區的真實情況。因此，本文將樣本企業劃分為東部地區和中西部地區，以此檢驗在地區經濟發展水平不同時，企業的產權性質與規模大小是否會影響財務柔性對企業金融化的作用。

（1）不同地區下產權性質異質性分析

東部地區產權性質分組回歸結果如表7所示。由表7的列（1）至列（4）回歸結果可知，在東部地區無論是否屬于國有企業，財務柔性（FFW）及現金柔性（CFW）的回歸系數都為正，均通過了1%水平下的顯著性檢驗，說明在東部地區，財務柔性對企業金融化的提升作用具有普遍性，并不因產權性質的差異而發生改變。列（5）至列（6）的結果顯示，負債柔性（DFW）的影響系數在國有企業中為0.077 9，且在1%水平下顯著為正，說明在國有企業中，負債柔性對企業金融化的影響是積極的；而在非國有企業中，負債柔性的影響系數雖為正，但未通過10%水平下的顯著性檢驗，說明在非國有企業中負債柔性對提升企業金融化的影響并不明顯。

表7 東部地區產權性質分組回歸結果

中西部地區產權性質分組回歸結果如表8所示。由表8的列（1）（2）可知，是否屬于國有企業不會改變財務柔性（FFW）在1%的顯著性水平下正向影響企業金融化。列（3）和列（5）回歸結果顯示，在中西部地區的國有企業中，負債柔性（DFW）在1%的顯著性水平下能提高企業金融化程度，而現金柔性（CFW）對企業金融化的促進作用則不太明顯。列（4）和列（6）回歸結果顯示，非國有企業中，現金柔性對企業金融化的促進作用比較明顯，其影響系數為0.035 7且通過了1%的顯著性水平檢驗；而負債柔性的影響系數僅為0.007 1且未通過10%水平下的顯著性檢驗，說明其對提高企業金融化水平的作用較小。

表8 中西部地區產權性質分組回歸結果

對比表7與表8可發現，無論是在經濟發達的東部地區，還是在經濟發展相對落后的中西部地區，財務柔性均對企業金融化具有促進作用，且促進效果在國企更加明顯，假設H1進一步得到驗證。細分財務柔性后發現，對國有企業而言，中西部企業利用現金柔性促進企業金融化水平的能力弱于東部地區，但負債柔性均在1%水平下顯著為正，說明負債柔性對企業金融化的影響是積極的；對非國企而言，東部地區和中西部地區的企業均能很好地利用現金柔性來提升企業的金融化水平，但負債柔性均未通過10%水平下的顯著性檢驗，說明負債柔性對提升企業金融化的作用并不明顯?；蛟S在資本市場眼中，國企的信譽度和穩定性皆高于非國企，與政府的聯系也更緊密牢靠，因此更容易吸引投資者進行投資，以較低的成本及時獲取外部資金，從而助力企業提升金融化水平。

（2）不同地區下企業規模異質性分析

企業的外部生存環境與地區經濟發展水平息息相關，企業規模差異在一定程度上反映出企業內部儲備現金以及獲取外部融資的能力。本文以樣本企業的年總資產平均值為劃分標準，將樣本企業分為大規模企業和小規模企業兩組，不低于平均值的企業列入大規模企業組，反之則列入小規模企業組，檢驗在不同規模的企業中，財務柔性、現金柔性以及負債柔性對企業金融化的影響是否存在差異，回歸結果如表9~10所示。

表9 東部地區企業規模分組回歸結果

由表9和表10可知，無論是在東部地區還是中西部地區，財務柔性、現金柔性及負債柔性均在1%的顯著性水平下對企業金融化起到了積極作用，且大規模企業的回歸系數是小規模企業的2倍左右，說明在大規模企業中，二者之間的正向影響更明顯。這或許是因為在資本市場中，大規模企業擁有更多的市場份額以及更高的信用等級，更容易獲得外部融資和提高現金存量，對提高企業金融化水平起到了顯著作用。

表10 中西部地區企業規模分組回歸結果

（六）穩健性檢驗

為使研究結果更穩健可信，本文分別采用工具變量法、增加控制變量法以及替換回歸模型的方法來進行穩健性檢驗，實證結果如表11~13所示。

1. 工具變量法

由于財務柔性與企業金融化之間存在互為因果的關系，以及財務柔性的內生性本質和其他不可觀測的因素，可能對模型的穩定性造成一定的影響，因此，本文借鑒肖忠意等[29]的方法，選取同一省份同一行業企業的財務柔性平均值（FFE）作為工具變量來緩解內生性問題。相應地，將財務柔性平均值（FFE）細分為現金柔性平均值（CFE）和負債柔性平均值（DFE），分別作為現金柔性（CFW）和負債柔性（DFW）的工具變量，運用兩階段最小二乘法（2SLS）進行內生性檢驗。

首先，對所選取的工具變量進行“弱工具變量F檢驗”，結果表明，工具變量的F值大于10，說明工具變量選擇合理。如表11的列（2）（4）（6）結果所示，使用工具變量后，財務柔性（FFW）、現金柔性（CFW）以及負債柔性（DFW）的回歸系數分別為0.037 9、0.032 7、0.074 9，且依舊在1%的水平下顯著為正，與前文假設一致，因此，財務柔性促進企業金融化的結論是穩健可靠的。

2. 增加控制變量法

為了減少遺漏變量導致的估計偏誤以及企業內外部因素對模型穩定性造成的影響，加入以下控制變量：企業價值（TobinQ），以股東權益市場價值與總資產的比值來衡量；機構投資者持股比例（INST），以機構投資者持股總數與流通股本的比值來衡量?；貧w結果如表12所示。結果顯示，在基準回歸與調節效應檢驗中，所有核心變量的顯著性和回歸系數的符號均和前文一致，說明本文的實證模型穩定可靠。

表12 增加控制變量檢驗結果

3. Tobit模型檢驗法

Tobit模型是指因變量雖然在正值上大致連續分布，但包含一部分以正概率取值為0的觀察值的一類模型。此處采用Tobit模型對假設進行穩健性檢驗，可以較好地排除遺漏的干擾因素。

Tobit模型檢驗結果如表13所示。由表13可知，檢驗結果皆與前文保持一致，表明研究結論比較可靠。

表13 Tobit模型檢驗結果

四、結論與建議

（一）研究結論

本文以2011—2020年滬深A股非金融保險類、非房地產類上市公司為研究樣本，運用OLS回歸模型、雙向固定效應、兩階段最小二乘法（2SLS）和Tobit模型等多種方法，研究了財務柔性對企業金融化的影響，以及融資約束對二者關系的調節作用。同時將財務柔性細分為現金柔性和負債柔性，再次檢驗了核心變量之間的關系。得到以下結論：

第一，財務柔性、現金柔性及負債柔性均與企業金融化顯著正相關，且融資約束正向調節財務柔性對企業金融化的促進作用。具體而言，融資約束的調節作用主要體現在負債柔性部分，即相比現金柔性，融資約束的調節效果在負債柔性與企業金融化二者之間更明顯。

第二，不同行業競爭程度下，財務柔性對高競爭行業的金融化促進效果更明顯，融資約束的調節作用也更顯著。因為競爭激烈的外部環境會提高企業的危機意識，使企業更積極地儲備財務柔性，從而為企業發展提供穩定的資金支持。

第三，在不同地區下，財務柔性對不同產權性質以及不同規模的企業金融化效果均未改變。但細分財務柔性后發現，在中西部地區的國有企業中，現金柔性對企業金融化的促進效果并不明顯；而負債柔性對企業金融化的促進效果，在東部地區和中西部地區國有企業均顯著高于非國有企業。這可能是由于投資者認為非國有企業融資渠道單一，信譽度和穩定性不夠，無形中加大了非國有企業的外部籌資難度。同時，相較于小規模企業，大規模企業中財務柔性對企業金融化的提升效果更顯著，這可能是因為大規模企業具有更完善的內部管理制度和更豐富的外部籌資渠道。

（二）對策建議

基于上述結論，本文提出以下政策建議：

對上市公司而言，應提高建設企業財務柔性機制的意識。在變化多端的資本市場環境中，企業普遍受到融資約束的影響，在外部不確定因素的干擾下，很難及時獲得所需資金額。企業應提高財務柔性儲備意識，提前做好資金儲備，合理規劃投資資金與企業運營資金。同時，企業也可從國家經濟政策、所處行業特征以及自身經營特點出發，采取適合自身發展的財務柔性方式，結合現金柔性以及負債柔性的特征去實現企業價值最大化的戰略目標，滿足預期外的投資活動或經營活動需求，消除外部風險，促進企業積極發展。

對政府部門而言，應針對不同地區的發展情況，加快制定資本市場融資管理辦法的步伐，給企業提供更好的發展機會。非國有企業外部融資難度遠大于國有企業，且其外部籌資渠道單一，政府應加大對非國有企業的扶持力度，推動建立企業信用評級制度，提升市場信息透明度，完善市場借貸管理條約，簡化貸款服務類機構與非國有企業之間的貸款手續，緩解非國有企業的資金壓力，助力非國有企業良性發展。