供應鏈金融、金融信息質量與企業融資績效關系的實證分析

韓 君

（浙江國際海運職業技術學院，浙江 舟山 316021）

0 引言

隨著經濟增長速度換擋期、結構調整陣痛期、前期刺激政策消化期“三期疊加”現象的不斷加劇，企業融資問題愈發明顯。經濟轉型期，銀行等金融機構、民間資本持有者等金融主體對市場紛紛觀望，再加上金融市場信息質量噪聲不斷，銀行等金融主體對貸款、投資等金融業務都趨向保守。2017年黨的十九大提出深化金融改革，提高金融服務實體經濟的能力。這就要求金融業積極創新金融產品，增強金融服務的可持續性。作為金融市場的一項新產品，供應鏈金融以供應鏈為紐帶，聚焦核心企業，依托金融機構向上下游中小企業提供融資服務，為“三期疊加”期的市場微觀主體提供了有效的融資渠道，對提升企業融資績效具有重要助推作用。因此，研究供應鏈金融、金融信息質量與企業融資績效的關系，是新金融時代的一項重要課題。

縱觀國內外相關文獻發現[1-8]，供應鏈金融的因素主要包括組織關系、管理穩定、獨特能力、可靠資源等，而供應鏈能力的提升關鍵在于市場信息能力、市場分銷能力、市場競爭能力等。企業只有提升供應鏈金融與供應鏈能力才能獲得更高的融資績效。但是，從國內競爭市場看，金融信息質量的優劣越來越成為企業融資的瓶頸。在供應鏈金融領域，如何確保金融鏈條上的信息質量？另外，供應鏈金融信息質量如何影響供應鏈融資能力與融資績效，影響程度如何？這將是本文研究的著力之處。

1 理論分析與假設提出

（1）供應鏈金融與企業融資績效。供應鏈金融，是供應鏈管理、物流與金融業務的交集，一般由供應鏈的核心企業對整個供應鏈上各組織之間的金融資源進行計劃配置與實際控制，以共同創造供應鏈價值。對于供應鏈金融在企業融資中的定位，主要有兩種觀點：其一，以Gelsomino等（2016）[9]為代表的金融導向論，認為供應鏈金融的重要性在于金融機構作為資金供給者，對長、短期融資解決方案和金融產品設計等都有重要作用，供應鏈金融實際上可以作為一種融資的創新手段；其二，以Blackman等（2013）為代表的供應鏈導向論認為，供應鏈金融的目的在于優化配置資金流，協調整個供應鏈的運行。但是，無論是哪一種觀點，都支持了供應鏈金融在供應鏈核心企業、外部資金供給者、物流供給者及政府等主體之間發揮重要調和作用的觀點。據此，提出以下假設：

假設1：供應鏈金融的引入對企業融資績效發揮重要促進作用。

（2）金融信息質量在供應鏈金融融資績效中的中介作用。金融信息質量在供應鏈金融過程中起到了重要的潤滑劑作用，或稱為中介作用。已有大量研究證實了企業融資績效受金融信息質量的影響。由于信息噪聲的存在，銀行等金融機構在向企業提供貸款前必然會再三評估貸款企業，以防止信用風險給金融機構帶來壞賬等負面影響[10]。從供應鏈金融的角度來看，在供應鏈金融活動中，企業時刻向外部資金提供者釋放信號，但整個供應鏈存在信息噪聲。金融機構雖然能捕捉到供應鏈上的企業信號，但往往更傾向于對有實力的大企業集團提供信貸服務。對待實際控制供應鏈金融的核心企業，由于具有較強的資金基礎和運營能力，能夠對整個供應鏈全流程進行掌控，因此金融機構更加放心將資金貸給這些企業，確保資金有序流動。可見，確保金融信息質量可靠性，是企業尤其是中小企業獲得供應鏈金融支持的有力保證。據此，提出以下假設：

假設2：金融信息質量在供應鏈融資績效中起著重要的中介作用。

（3）供應鏈能力與金融信息質量。供應鏈金融活動中，除了傳統的財務報表外，供應鏈能力也是一種重要的傳遞信號。企業表現出的供應鏈能力是提高金融信息質量的重要風向標。一方面，企業的供應鏈能力直接體現了企業的發展能力，這是與企業的融資易得性直接掛鉤的。另一方面，在企業融資活動中，傳統的財務報表往往只反映了企業過去的財務狀況，不能反映企業信貸風險控制能力。而供應鏈能力則不同，像分銷運營能力、客戶需求管理能力等都屬于企業的“實貨”，能體現企業信息傳遞的實時性。據此，提出以下假設：

假設3：企業供應鏈能力的提升，有助于提升金融信息質量，進而提升融資績效。

2 研究設計

2.1 變量與樣本選擇

根據供應鏈金融、金融信息質量與企業融資績效關系，本文選取了供應鏈金融企業作為樣本企業。采取調查問卷與實地訪談相結合的方法深入研究，調查階段為2017年3月至2017年6月，調查對象以供應鏈金融高管為主，共發放問卷300份，回收274份，其中有效問卷259份。

變量設計為：（1）企業融資績效指標：作為被解釋變量，采用企業獲得融資成本的合理性程度、企業獲得融資是否靈活、企業獲得融資的期限是否靈活三個指標進行綜合衡量。（2）供應鏈金融指標：可采用核心企業與借款方的信任關系、貸款方是否能夠利用供應商獲得融資服務、貸款方是否能夠利用客戶獲得融資服務等指標來衡量。（3）金融信息質量指標：可采用借款方是否能夠通過供應商獲取貸款方信息、借款方是否能夠通過主要客戶獲取貸款方信息、借款方是否能夠以其他方式獲取貸款方信息等指標來衡量。（4）企業供應鏈能力指標：選取企業分銷運營能力、客戶需求管理能力兩個指標衡量供應鏈能力。企業分銷運營能力可采用內部運輸系統遞送多類型貨物的及時性、倉庫分揀和配送多種生產訂單的準確性、運營需求傳遞多品種原料的充足性等指標來衡量。客戶需求管理能力可采取是否能夠快速響應多個客戶的配送需求、是否能夠響應多個客戶在售后服務方面的需求、是否能夠與客戶建設長期穩定的關系等指標衡量。（5）控制變量指標。具體選取企業的經營年限、企業規模、主營業務收入、資本結構四個指標組成控制變量租。其中，資本結構采用股東權益占總資產的比重表示。

由于供應鏈金融、金融信息質量、企業供應鏈能力三個指標內部的分項指標均通過調查問卷搜集數據，在設計指標問項時，按照調研群體對相應指標的認可程度，依次賦予5、4、3、2、1分。主要變量指標的描述性統計結果如后文表1所示。

2.2 模型構建

為了實證檢驗理論假設1，首先構建基本的計量模型：

其中，下標i表示橫截面；變量FINP和SCFINi分別為企業融資績效和供應鏈金融水平；α0為常數項；α1為供應鏈金融水平變量的對應系數；X為控制變量構成的向量組；β為其系數構成的向量組；ε為模型的殘差項。對于控制變量的定義如下：企業經營年限用YEAR表示，企業規模用SIZE表示，企業主營業務收入用INCOME表示，企業資本結構用STRUCTURE表示。

為了檢驗理論假設2，在上述計量模型的基礎上，新引入金融信息質量變量ANFAS。為了重點體現金融信息質量的中介作用，設計金融信息質量和供應鏈金融的乘積項，于是新構建計量模型：

FINPi=α0+α1SCFINi+α2ANFASi+α3SCFINi×ANFASi+Xβ+ε’i（2）

其中，乘積項SCFIN×ANFAS的系數用于檢驗金融信息質量在供應鏈金融影響企業融資績效過程中的中介作用，ε’為模型的殘差項。

為了檢驗理論假設3，構建金融信息質量與供應鏈能力的計量模型：

其中，變量DISOP和DEM分別表示企業分銷運營能力和客戶需求管理能力，這兩個變量共同反映企業的供應鏈管理能力；γ0為常數項，γ1為企業分銷運營能力的對應系數，γ2為客戶需求管理能力的對應系數，ε’’為模型的殘差項。

3 實證分析

3.1 信度、效度及變量相關性檢驗

由于本文采用的是調查問卷數據，為確保研究的科學性，首先對數據信度和效度進行檢驗，結果如表1所示。

表1 描述性統計與信度效度檢驗

根據信度和效度檢驗結果，所有主要變量的Cronbach's alpha值均大于0.7，這說明了本文所選變量構成了一定的穩定性。變量的平均方差提取值、變量的組合信度都高于0.7，而且CFA卡方值都接近零，這表明選取變量具有較高的效度。在回歸分析之前，對主要變量之間的相關性進行檢驗，結果如下頁表2所示。

由表2可知，各主要變量之間均存在較為顯著的正相關性，尤其是企業融資績效與供應鏈金融、金融信息質量之間存在著高度的正相關性，金融信息質量與企業供應鏈能力的兩個指標也都存在著高度正相關性。

表2 主要變量的相關性結果

3.2 供應鏈金融對企業融資績效的作用檢驗

通過模型（1），實證檢驗供應鏈金融對企業融資績效的作用，從而看理論假設1是否能得到驗證。采用Eviews軟件，代入樣本數據進行橫截面OLS回歸，結果如表3所示。

表3 供應鏈金融對企業融資績效影響的回歸結果

根據表3的回歸結果，模型的回歸擬合效果系數R2僅為0.721，由于本文采用的是橫截面的數據樣本，橫截面數據之間的離散型較強，因此擬合程度并不能很高。但是，本文仍認可根據變量系數的顯著性來進行檢驗。供應鏈金融變量SCFIN的系數值為1.135，而且其對應的t統計量達到4.179，否定其顯著的概率值小于0.01，因此本文認為，SCFIN的系數是非常顯著的。根據該系數可知，供應鏈金融對企業融資績效具有顯著的正向作用，供應鏈金融水平每提升1個百分點，就能帶動企業的融資績效提升1.135個百分點。由此，理論假設1得到驗證。

從其功能定位來看，供應鏈金融是銀行等金融機構圍繞供應鏈上的核心企業，管理供應鏈上下游中小企業的資金流與物流，有利于將單一企業的不可控風險轉化為系統性的可控風險。既然可以將風險轉化為可控，就意味著資金運用的質量有所提升，銀行也更有動力開展貸款服務，外部的資本也更加愿意注入。所以說，供應鏈金融這種新的模式提升了企業的融資績效。在當前宏觀經濟形勢比較嚴峻的大背景下，金融信貸和民間投資都有所謹慎，為了扭轉企業融資難的困局，就要從內部入手，盤活優化資本。供應鏈金融模式無疑是一種好的手段，無論是對降低供應鏈資金風險、緩解企業融資難題，還是提升企業融資績效都具有非常重要的作用。

3.3 金融信息質量在供應鏈金融與企業融資績效間的中介作用機制

通過模型（2），實證檢驗信息質量在供應鏈金融與企業融資績效間的中介作用，從而驗證理論假設2。仍采用橫截面OLS回歸，模型（2）的回歸結果如表4所示。

表4 金融信息質量中介作用的回歸結果

與表3的結果相比，表4中由于新引入了金融信息質量、金融信息質量和供應鏈金融的乘積項兩個變量，而且這兩個變量也都得到較為理想的回歸結果，表明了引入新變量的有效性，因此模型的擬合程度有所提高。金融信息質量變量ANFAS的系數為0.233，而且其對應的t統計量達到2.087，否定其顯著的概率值小于0.05，因此本文認為，金融信息質量變量的系數是較為顯著的。根據這個結果可以判斷，金融信息質量的提高對企業融資績效具有正向促進作用。

金融信息質量和供應鏈金融乘積項的系數為0.039，而且其t統計量達到3.68，否定其顯著的概率值小于0.01，由此可以認為，金融信息質量在供應鏈金融與企業融資績效的關系中起到了中介助推效應。也就是說，金融信息質量性的存在，在一定程度上加強了供應鏈金融對企業融資績效的影響程度。由此，理論假設2得到驗證。這個結論從供應鏈金融變量SCFIN的系數變化也可以進一步得到證實。相比表3的回歸結果，表4中SCFIN的系數有所降低，這是因為表4單獨列出了金融信息質量和供應鏈金融的乘積項，而且乘積項對應的系數是顯著為正的。再回到表3，SCFIN變量的系數其實不僅包含供應鏈金融單獨作用于企業融資績效的程度，也包含了因為金融信息質量性存在所帶來的助推作用。因此，表3中SCFIN變量的系數值相比表4有所提高。

3.4 供應鏈管理對金融信息質量的作用

通過模型（3），檢驗供應鏈管理對金融信息質量的作用，用于驗證理論假設3。由于表2顯示供應鏈管理能力的兩個指標之間存在高度正相關性，為了減少自變量相關性帶來的影響，對兩個自變量分別回歸。仍采用橫截面OLS回歸，回歸結果如表5所示。

表5 供應鏈管理對金融信息質量影響的回歸結果

根據表5可知，企業供應鏈能力的兩個變量都得到了較好的回歸結果。其中，企業分銷運營能力DISOP的系數為0.603，且t統計量達到12.228；客戶需求管理能力DEM的系數為0.414，且t統計量為5.906。由此可見，企業分銷運營能力的提升和客戶需求管理能力的提高，都能顯著地提高企業的金融信息質量，從而在一定程度上削弱信息噪聲性。于是，理論假設3也得到驗證。可見，企業供應鏈能力的提高有利于優化供應鏈金融渠道傳遞的信息，緩解因信息噪聲給企業帶來的融資困難，增強金融信息質量對供應鏈金融在企業融資績效方面的助推作用。在信息噪聲普遍存在的市場中，企業必然要通過自身努力提高其供應鏈能力，向資金供給者傳遞有利信號，從而獲得他們的信任，取得資金支持。

4 結論

本文運用供應鏈金融理論，研究了供應鏈金融、金融信息質量與企業融資績效間的關系。得出以下結論：（1）作為新金融時代的創新金融工具，供應鏈金融提升了企業的融資績效；（2）金融信息質量作為中介作用機制，在供應鏈金融與企業融資績效間發揮著顯著的助推效應；（3）通過增強企業自身的供應鏈能力，包括企業分銷運營能力、客戶需求管理能力等方面的培育提升，能向資金供給者傳遞正向信號，提高金融信息質量。