市場競爭、商業(yè)信用與全要素生產(chǎn)率

劉廷華　寇奉娟　劉瀟

摘? ?要：本文使用2001—2019年我國A股上市公司面板數(shù)據(jù)，從企業(yè)競爭地位和行業(yè)競爭程度雙重視角探究市場競爭引起的商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的影響差異。研究結果表明：企業(yè)使用商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率有顯著促進作用;企業(yè)競爭地位和行業(yè)競爭程度發(fā)揮調(diào)節(jié)效應，競爭地位較高或行業(yè)競爭程度激烈的環(huán)境下會正向調(diào)節(jié)商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的促進作用。同時，本文以《物權法》實施為準自然實驗，采用雙重差分方法控制了商業(yè)信用的內(nèi)生性問題，通過平行趨勢、安慰劑等檢驗保證了雙重差分的有效性。機制檢驗發(fā)現(xiàn)，融資約束和負債治理是市場競爭差異時商業(yè)信用促進全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在渠道。本文為理解外部競爭環(huán)境下商業(yè)信用如何作用于實體經(jīng)濟提供了實證依據(jù)。

關鍵詞：商業(yè)信用;全要素生產(chǎn)率;市場競爭;中介效應;雙重差分法

中圖分類號：F832.4? 文獻標識碼：A? 文章編號：1674-2265（2022）02-0042-09

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2022.02.006

一、引言

當前我國經(jīng)濟已邁進高質量發(fā)展階段，高質量發(fā)展的核心要義在于提升全要素生產(chǎn)率，企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高離不開金融體系的支撐。然而融資約束是困擾企業(yè)發(fā)展的世界性難題，尤其在金融危機爆發(fā)后，企業(yè)普遍面臨融資困難或融資成本高的問題，融資約束問題被廣泛關注。已有研究證實，融資約束會抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。如何破解融資約束難題是關系經(jīng)濟高質量發(fā)展的重要課題。要實現(xiàn)國內(nèi)大循環(huán)，就要構建能有效支持國內(nèi)大循環(huán)的金融體系，激活橫向金融①機制，大力推動商業(yè)信用的發(fā)展（王國剛，2020）[1]。在實體經(jīng)濟運行中被廣泛使用的商業(yè)信用具有天然的融資屬性（孫浦陽等，2014）[2]，其作為一種外部融資方式，能夠緩解企業(yè)的融資約束，為企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高提供資金支持。同時商業(yè)信用可以通過以其公司治理屬性（Aktas等，2012）[3]降低代理成本等途徑影響企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，激活商業(yè)信用體系對提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率、推動實體經(jīng)濟高質量發(fā)展至關重要。

近年來，隨著對非正規(guī)金融的關注，學界逐漸涌現(xiàn)出“商業(yè)信用對實體經(jīng)濟影響”的研究。已有文獻主要體現(xiàn)在出口（馬述忠和張洪勝，2017）[4]、企業(yè)成長（俞鴻琳，2013）[5]、創(chuàng)新（姚星等，2019）[6]、投資（黃興孿等，2016）[7]等方面。同時，值得注意的是，目前關于金融因素與全要素生產(chǎn)率的相關研究主要集中在金融發(fā)展（唐婍婧和韓廷春，2017）[8]、融資渠道（項松林和魏浩，2014）[9]、資源錯配（聶輝華和賈瑞雪，2011）[10]、創(chuàng)新（武力超等，2021）[11]等方面。但是直接考察商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的研究較少。石曉軍和張順明（2010）[12]較早使用我國1999—2006年的176家上市公司數(shù)據(jù)考察了商業(yè)信用對生產(chǎn)效率的影響，認為商業(yè)信用可以通過降低融資約束提高企業(yè)的規(guī)模效率。張羽瑤和張冬洋（2019）[13]分析工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，商業(yè)信用對于融資約束強的非國有企業(yè)具有顯著的全要素生產(chǎn)率促進作用。上述文獻主要基于緩解融資約束這一單一渠道分析企業(yè)獲得商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的影響，并未考慮其他影響渠道;此外，并未結合市場競爭等具體的外部環(huán)境分析商業(yè)信用與全要素生產(chǎn)率之間的關系。

市場競爭是連接宏觀經(jīng)濟和微觀企業(yè)的橋梁，它作為一種外部治理機制，其激烈程度將直接影響企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動。新冠肺炎疫情對全球經(jīng)濟和金融市場造成了巨大沖擊，加劇了國內(nèi)市場的競爭程度。所處市場競爭程度存在差異時，企業(yè)可以借助搶占市場份額、抵御外部沖擊、提高管理效能、降低信息不對稱程度等手段使得商業(yè)信用的屬性得到不同程度的發(fā)揮。因此，當市場競爭水平不同的企業(yè)使用商業(yè)信用時，商業(yè)信用對企業(yè)資本配置效率、投資效率、創(chuàng)新水平的影響將不同，從而對全要素生產(chǎn)率的作用可能有差異。而現(xiàn)有的以市場競爭為背景的相關研究大多數(shù)集中于市場競爭對商業(yè)信用的考察，大體分為兩類：一是從企業(yè)競爭地位的視角，一些文獻支持企業(yè)競爭地位對商業(yè)信用具有正向的溢出效應（Fabbri和Klapper，2008）[14]，另一些研究則證實有負向溢出效應（Long等，1993）[15];二是從行業(yè)競爭程度的視角，部分學者認為行業(yè)競爭會導致企業(yè)商業(yè)信用的增長（Fabbri和Menichini，2010）[16]，而有些學者則發(fā)現(xiàn)行業(yè)競爭對商業(yè)信用是負向影響的（McMillan和Woodruff，1999）[17]。不難發(fā)現(xiàn)，已有研究證實了外部市場競爭環(huán)境會影響商業(yè)信用的使用，那么一個有趣且重要的問題是，外部市場競爭環(huán)境是否會影響商業(yè)信用與全要素生產(chǎn)率之間的關系？影響機理是怎樣的？我們注意到，目前的研究缺乏對企業(yè)競爭地位和行業(yè)競爭程度的綜合考慮，因而本文將市場競爭區(qū)分為企業(yè)競爭地位和行業(yè)競爭程度，從企業(yè)和行業(yè)角度綜合考察了市場競爭水平，對探索外部競爭環(huán)境下如何通過非正規(guī)金融服務實體經(jīng)濟具有重要意義。

為了解答以上問題，本文采用2001—2019年我國A股上市公司的面板數(shù)據(jù)，通過面板固定效應、系統(tǒng)GMM、雙重差分法和中介效應檢驗實證分析了市場競爭引起商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的影響差異和內(nèi)在機制，并且考察了穩(wěn)健性，最后以《物權法》的實施為準自然實驗解決了商業(yè)信用的內(nèi)生性問題。本文的貢獻在于：（1）研究視角上，本文從市場競爭的角度考察了商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的影響，并且將市場競爭細化到企業(yè)和行業(yè)層面，豐富和發(fā)展了已有關于商業(yè)信用與全要素生產(chǎn)率關系的研究。（2）研究內(nèi)容上，本文采用中介效應的方法將市場競爭程度不同時商業(yè)信用影響全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在機制進行了系統(tǒng)的理論梳理和實證檢驗，發(fā)現(xiàn)融資約束和負債治理是商業(yè)信用影響全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在渠道，豐富了現(xiàn)有文獻。

二、理論分析與研究假說

企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高離不開充裕的資金支持。而我國金融市場存在信貸配給問題，基于信貸配給理論（Petersen和Rajan，1995）[18]，中小企業(yè)難以從正規(guī)金融機構獲得融資，存在融資約束問題，所以獲取外部融資對生產(chǎn)率的提高至關重要。融資優(yōu)勢理論認為商業(yè)信用相比于銀行借款存在信息優(yōu)勢、資源掌控優(yōu)勢和資產(chǎn)清算優(yōu)勢，企業(yè)獲取商業(yè)信用的融資成本更低、效率更高，可以緩解企業(yè)的融資約束（孫浦陽等，2014）[2]。企業(yè)使用商業(yè)信用可以提高資金流動性，使其有更多的資金用于投資和研發(fā)投入，提升企業(yè)投資效率和創(chuàng)新水平，增加企業(yè)技術和知識存量，并通過增加產(chǎn)品科技含量、創(chuàng)新經(jīng)驗、員工新技能等方式轉化為生產(chǎn)力，提升了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

此外，商業(yè)信用具有負債治理功能。管理層為了維護公司聲譽與自身利益，會考慮公司的長期發(fā)展，商業(yè)信用可能會緩解管理者與股東之間的第一類代理沖突。企業(yè)出于后期商業(yè)信用融資的考慮，會及時還清貨款，抑制大股東的現(xiàn)金利益輸出行為，緩解大股東與小股東之間的代理沖突（吳翔，2017）[19]。商業(yè)信用作為一種短期負債融資模式，具有監(jiān)管作用，促使企業(yè)制定合理的戰(zhàn)略規(guī)劃，抑制企業(yè)過度投資和投資不足的行為，進而減少金融摩擦和生產(chǎn)要素錯配程度，提高資源配置效率，通過實現(xiàn)負債治理的功能促進企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。由此，本文提出假說1。

假說1：商業(yè)信用對企業(yè)全要素生產(chǎn)率有顯著的促進作用。

競爭地位高的企業(yè)資本實力雄厚，企業(yè)可用于抵押的資產(chǎn)較多，有較低水平的經(jīng)營風險和較強的風險抵御能力，更容易獲得正規(guī)金融機構的貸款。根據(jù)買方市場理論（Fabbri和Menichini，2010）[16]，競爭地位高的企業(yè)能夠強制要求其他企業(yè)為其提供商業(yè)信用（Fisman和Raturi，2004）[20]，競爭地位低的供應商也會存在主動提供商業(yè)信用的意愿，因為如果不提供商業(yè)信用，競爭地位高的企業(yè)可以選擇其他供應商。競爭地位高的企業(yè)也不必擔心不提供商業(yè)信用會導致客戶流失的問題，因為如果不合作，這些競爭地位低的企業(yè)將要付出高額的信息采集成本、信息篩選成本以及重新締約成本。因此，競爭地位高的企業(yè)不僅融資約束程度較低，而且獲得更多的來自其他企業(yè)的商業(yè)信用融資，使得企業(yè)資金流動性水平得以進一步提高。與競爭地位低的企業(yè)相比，競爭地位高的企業(yè)資本配置效率更高。企業(yè)會將更多的資金用于引入先進技術和設備（張廣勝和孟茂源，2020）[21]，投資風險較高的研發(fā)活動和長期項目，獲得更多的回報收益和穩(wěn)定資金，使得企業(yè)有足夠的資金擴大生產(chǎn)規(guī)模、提高生產(chǎn)效率，進而對全要素生產(chǎn)率的正向影響更大。

此外，競爭地位高的企業(yè)具有成熟的規(guī)章制度，能夠強化對經(jīng)營者的激勵與約束，提高監(jiān)督者對企業(yè)績效信息的判斷能力，從而完善公司的內(nèi)部治理。同時，成熟的規(guī)章制度能提升企業(yè)的人力資源管理效用，降低隱性代理成本、管理成本、人工成本，從而有效控制逆向選擇、道德風險問題的發(fā)生。商業(yè)信用作為一種短期負債融資，當競爭地位高的企業(yè)使用商業(yè)信用時，完善的規(guī)章制度使得經(jīng)營者在使用商業(yè)信用時受到監(jiān)督與約束，可以規(guī)范企業(yè)行為，減少企業(yè)內(nèi)部各利益者之間的沖突，降低企業(yè)的代理成本和生產(chǎn)成本，緩解企業(yè)之間、企業(yè)與投資者之間的信息不對稱問題，從而降低生產(chǎn)成本、提高投資效率，強化了對全要素生產(chǎn)率的正向效應。由此本文提出假說2。

假說2：企業(yè)競爭地位越高，強化了商業(yè)信用對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向影響越大。

行業(yè)競爭程度強時，企業(yè)從銀行等正規(guī)金融機構貸款的利率可能會升高（Valta，2012）[22]，外部融資成本增加，企業(yè)生存壓力變大（趙蕾，2018）[23]，這會對企業(yè)內(nèi)部產(chǎn)生反向“激勵”作用，企業(yè)會更加注重提高產(chǎn)品質量。此外，在行業(yè)競爭程度強時，產(chǎn)品的可替代性較強，購買商很容易在市場上找到替代的供應商，這迫使企業(yè)開發(fā)差異性產(chǎn)品、提高創(chuàng)新水平，進而增強企業(yè)競爭力。因而，在行業(yè)競爭程度強的市場中，企業(yè)獲得商業(yè)信用，短期內(nèi)會提高資金流動性，長期內(nèi)可以緩解融資約束問題。融資約束的緩解使得企業(yè)有更多的資金用于擴大生產(chǎn)規(guī)模、提高生產(chǎn)效率，進而增強對全要素生產(chǎn)率的正向作用。由此，本文提出假說3。

假說3：行業(yè)競爭程度越強，企業(yè)使用商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的促進作用越大。

三、實證設計

（一）數(shù)據(jù)來源與實證模型

本文選取2001—2019年②我國A股上市公司作為研究樣本，并對標準數(shù)據(jù)進行了如下處理：（1）剔除ST、*ST、PT公司;（2）剔除金融行業(yè)公司;（3）剔除存在異常值和缺失值的公司。行業(yè)分類按照中國證監(jiān)會2012年頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》。最終，本文共確定了3554家公司、67526個樣本。考慮到異常值對分析結果的影響，本文對變量的上下1%分位數(shù)進行了縮尾處理。本文數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和CCER經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫。本文借鑒孫浦陽等（2014）[2]的文獻，建立實證方程。其中，Xit是控制變量，包括Capital、Cash、Size、Age、Sr、Bank;ΣYear是時間虛擬變量，ΣIndustry是行業(yè)虛擬變量;ε為隨機誤差項。下標[i]、[t]分別表示企業(yè)和年份。

（二）變量定義

1. 被解釋變量：全要素生產(chǎn)率。本文的樣本是2001—2019年企業(yè)層面的數(shù)據(jù)，企業(yè)的進入和退出比較頻繁，而且企業(yè)之間異質性較大，因此，樣本選擇是一個非常重要的問題。OP方法是估計全要素生產(chǎn)率的常用方法之一，可以解決聯(lián)立性問題和樣本選擇問題，因此，本文使用OP方法計算全要素生產(chǎn)率，即利用模型（4）來估計出全要素生產(chǎn)率。

其中，Y為企業(yè)營業(yè)收入，K代表固定資產(chǎn)合計，L為企業(yè)員工人數(shù)，I為企業(yè)購建固定、無形、其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金減去處置固定、無形、其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金的凈額，Age為企業(yè)年齡（觀測年份減去成立年份加1的對數(shù)），Ownership為企業(yè)所有制類型（虛擬變量取值0和1，分別代表國有企業(yè)和民營企業(yè)），Exit代表企業(yè)是否退出（虛擬變量取值0和1，并根據(jù)企業(yè)所處行業(yè)及公司名稱是否同時發(fā)生變化來進行判斷），Year和Pro分別表示年度效應和省份效應，ε為模型殘差項。

2. 解釋變量：商業(yè)信用。本文借鑒Ge和Qiu（2006）[24]對商業(yè)信用的衡量方法，將企業(yè)商業(yè)信用定義為公司應付賬款、應付票據(jù)和預收賬款之和，再除以公司總資產(chǎn)，并用AP表示。本文商業(yè)信用衡量的是企業(yè)獲得的商業(yè)信用，即商業(yè)信用的需求方。

3. 控制變量。Xit表示一系列描述企業(yè)特征的控制變量，見表1。

4. 分組虛擬變量：企業(yè)競爭地位、行業(yè)競爭程度。本文借鑒劉歡等（2015）[25]對企業(yè)競爭地位的測量方法，即按行業(yè)和年份，將同一行業(yè)、同一年度所有企業(yè)的年度營業(yè)收入與行業(yè)年度營業(yè)收入的比值按數(shù)值的大小劃分為三組，只取數(shù)值大的組和數(shù)值小的組生成虛擬變量。其中，數(shù)值大的組企業(yè)競爭地位高，MP取值為1;否則，MP取值為0。同時，借鑒吳昊旻等（2012）[26]的做法，利用赫芬達爾指數(shù)來衡量行業(yè)競爭，即按年份劃分，將赫芬達爾指數(shù)按數(shù)值大小劃分為三組，只取數(shù)值大的組和數(shù)值小的組生成虛擬變量。其中，數(shù)值小的組行業(yè)競爭激烈，CompetH取值為1;否則，取值為0。

四、實證結果與分析

（一）商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的影響分析

表2匯報了商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的回歸結果。其中，第（1）—（3）列使用面板固定效應的方法并選擇性控制了時間固定效應和行業(yè)固定效應;第（4）—（5）列采用系統(tǒng)GMM的方法，第（4）列沒有控制時間固定效應和行業(yè)固定效應，第（5）列控制了時間固定效應。第（1）—（5）列AP的系數(shù)顯著為正，表明商業(yè)信用顯著促進了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，驗證了假說1。本文借鑒孫浦陽等（2014）[2]對商業(yè)信用工具變量的設置，使用獲得商業(yè)信用的滯后項、差分項和省份虛擬變量作為獲得商業(yè)信用的工具變量，并進行了Sargan檢驗和擾動項的自相關性檢驗。檢驗的顯著性水平定為5%，表2匯報了擾動項一階自相關的P值小于0.05，擾動項二階自相關和Sargan的P值都大于0.05，通過了5%顯著性水平的檢驗，存在一階自相關，不存在二階自相關，擾動項無自相關性，工具變量有效。

（二）內(nèi)生性分析

以2007年《物權法》實施為準自然實驗。2007年10月1日我國《物權法》的正式實施標志著企業(yè)利用應收賬款、存貨、基金等動產(chǎn)進行質押擔保融資具有了法律可行性。《物權法》的實施擴大了質押財產(chǎn)范圍，將應收賬款納入質押品范疇，豐富了質押品種類，為非正規(guī)金融的發(fā)展提供了肥沃的土壤。商業(yè)信用具有融資成本低、效率高的優(yōu)點，《物權法》實施后，企業(yè)會更多使用商業(yè)信用融資以緩解企業(yè)的融資約束，因此，《物權法》的實施會影響企業(yè)的商業(yè)信用。商業(yè)信用存在較為嚴重的內(nèi)生性問題，識別商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的影響并不容易，為了解決商業(yè)信用的內(nèi)生性問題，本文借鑒余靜文等（2021）[28]的做法，以2007年《物權法》的實施為準自然實驗，運用雙重差分法對基準回歸結果進行檢驗。

雙重差分模型的形式如公式（5）所示。其中，下標[i]表示企業(yè)，[t]表示年份;TFP為被解釋變量全要素生產(chǎn)率，AP為商業(yè)信用，X為控制變量，與基礎回歸中一致。Post為時間虛擬變量，以《物權法》的出臺時間為界，在2007年以及之后Post取值為1，否則為0。Treat為政策虛擬變量，借鑒錢雪松和方勝（2017）[29]劃分處理組和對照組的方法，計算出樣本企業(yè)2001—2006年（《物權法》出臺之前）固定資產(chǎn)占總資產(chǎn)比例的平均值，以固定資產(chǎn)占比的33%和67%為門檻值，將其分為三等份。其中，比值最低的1/3為處理組，Treat取值為1;比值最高的1/3為對照組，Treat取值為0。Treat[×]Post以及企業(yè)固定效應ΣFirm、年份固定效應ΣYear是傳統(tǒng)雙重差分模型所具有的變量。本文在傳統(tǒng)DID模型中加入AP[×]Post以捕捉《物權法》實施以后商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的影響，所以γ2是本文關注的核心系數(shù)。并且本文對企業(yè)層面進行聚類，克服了潛在的異方差和序列相關問題。DID回歸結果見表3。結果顯示，AP[×]Post的系數(shù)顯著為正，表明《物權法》實施以后商業(yè)信用能顯著促進企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。此外，控制變量的系數(shù)與基礎回歸結果高度一致，限于篇幅未能匯報。這進一步說明了前面結論是穩(wěn)健和可靠的。

本文使用《物權法》實施之前年份 （即 2001—2006 年） 的樣本進行安慰劑檢驗， 回歸結果匯報在表3第 （5） 列。可以發(fā)現(xiàn)，Treat 回歸系數(shù)不顯著，表明《物權法》 對 2007 年之前企業(yè)的全要素生產(chǎn)率沒有顯著影響，從側面印證了DID 結果的可靠性。

（三）企業(yè)競爭地位和行業(yè)競爭程度的調(diào)節(jié)效應

表4匯報了市場競爭差異時商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的回歸結果。我們采用帶有交叉項的模型（2）和模型（3）進行回歸，以驗證企業(yè)競爭地位和行業(yè)競爭程度是否在商業(yè)信用與全要素生產(chǎn)率之間存在調(diào)節(jié)作用。第（1）—（4）列AP[×]MP的系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)競爭地位高時，商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的促進作用更大，驗證了假說2。第（5）—（8）列AP[×]CompetH的系數(shù)顯著為正，說明行業(yè)競爭激烈時，商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的促進作用更大，驗證了假說3。借鑒梅丹和程明（2021）[30]的做法，使用商業(yè)信用的差分項、行業(yè)商業(yè)信用均值、年份省份商業(yè)信用總額變量作為模型（2）商業(yè)信用的工具變量，使用商業(yè)信用的差分項、一階滯后項和行業(yè)商業(yè)信用中位數(shù)作為模型（3）商業(yè)信用的工具變量，并進行了Sargan檢驗和擾動項的自相關性檢驗。檢驗的顯著性水平定為1%，表 4 匯報了擾動項一階自相關的P 值小于0.01，擾動項二階自相關和Sargan 的P 值都大于0.01，通過了1%顯著性水平的檢驗，存在一階自相關，不存在二階自相關，擾動項無自相關性。

五、穩(wěn)健性分析

本節(jié)同時做了商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的影響以及市場競爭在其中發(fā)揮調(diào)節(jié)效應的穩(wěn)健性檢驗。研究證實企業(yè)競爭地位高或行業(yè)競爭激烈時，商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的促進作用更大。為了驗證這一結論的可靠性，我們從以下三方面進行了穩(wěn)健性檢驗：第一，剔除2008年全球金融危機的影響，刪除2008年樣本數(shù)據(jù);第二，考慮到企業(yè)使用商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的影響有時滯性，我們將AP滯后了一期;第三，更換控制變量Size的衡量方式，用總資產(chǎn)的對數(shù)衡量企業(yè)規(guī)模。結果如表5所示，與前文結論相比，沒有發(fā)生實質性變化。

六、機制分析

本文通過構建中介效應模型從商業(yè)信用影響全要素生產(chǎn)率總樣本和區(qū)分市場競爭分樣本這兩個角度，分別考察了商業(yè)信用影響全要素生產(chǎn)率的作用渠道以及區(qū)分市場競爭差異下的作用渠道，并進行了實證檢驗以揭示其內(nèi)在關系，模型（6）—（8）為中介效應模型的形式。其中，TFP為被解釋變量全要素生產(chǎn)率，AP為解釋變量商業(yè)信用，M是中介變量，X是控制變量且與基準模型中一致。

本文利用SA指數(shù)來衡量融資約束，模型（9）為SA指數(shù)的計算方法。與此同時，本文借鑒吳國鼎（2021）[31]的做法，采用代理成本來反映中介變量負債治理機制，并用DG表示，其計算方法為DG=ln（其他應收款凈額/總資產(chǎn)）。DG可以反映代理成本中控制人對企業(yè)的掏空及大股東的占款情況，DG越大表明代理問題越嚴重。

表6匯報了商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的影響渠道，其中，第（1）—（3）列是融資約束機制，第（4）—（6）列是負債治理機制。第（1）、（4）列匯報了商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的回歸結果，表明企業(yè)使用商業(yè)信用可以顯著促進全要素生產(chǎn)率。第（2）列AP的系數(shù)顯著為正，第（3）列SA的系數(shù)顯著為正，表明商業(yè)信用可以緩解企業(yè)的融資約束，融資約束的緩解可以提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。第（5）列AP的系數(shù)顯著為負，第（6）列DG的系數(shù)顯著為負，表明企業(yè)使用商業(yè)信用可以降低代理成本，代理成本的降低可以提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。綜上所述，企業(yè)使用商業(yè)信用通過緩解融資約束、降低代理成本的渠道促進了全要素生產(chǎn)率的提高。

表7匯報了企業(yè)競爭地位差異時商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的影響渠道，其中，（1）—（6）列匯報了企業(yè)競爭地位強時的回歸結果，（7）—（12）列匯報了企業(yè)競爭地位弱時的回歸結果。第（1）列和第（4）列匯報了商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的回歸結果，即商業(yè)信用與全要素生產(chǎn)率顯著正相關。第（2）列報告了商業(yè)信用對融資約束的結果，AP的系數(shù)顯著為正，表明商業(yè)信用可以緩解企業(yè)的融資約束。第（3）列報告了商業(yè)信用、融資約束對全要素生產(chǎn)率的回歸結果，SA的系數(shù)顯著為正，表明融資約束的緩解可以提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。第（5）列匯報了商業(yè)信用對代理成本的回歸結果，AP的系數(shù)顯著為負，說明企業(yè)使用商業(yè)信用可以降低代理成本。第（6）列報告了商業(yè)信用、代理成本對全要素生產(chǎn)率的回歸結果，DG的系數(shù)顯著為負，表明代理成本的降低可以提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。綜上所述，競爭地位強的企業(yè)使用商業(yè)信用通過緩解融資約束和實現(xiàn)負債治理的中介機制進而加強了對全要素生產(chǎn)率的正向作用，并且通過了Sobel檢驗和bootstrap檢驗。競爭地位弱的企業(yè)不存在中介效應，沒有通過Sobel檢驗和bootstrap檢驗。

表8匯報了行業(yè)競爭程度差異時商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的影響渠道。第（1）列匯報了商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的回歸結果，AP顯著為正，表明商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率有顯著的促進作用。第（2）列匯報了商業(yè)信用對融資約束的回歸結果，AP的系數(shù)顯著為正，表明商業(yè)信用可以緩解企業(yè)的融資約束。第（3）列匯報了商業(yè)信用、融資約束對全要素生產(chǎn)率的回歸結果，SA的系數(shù)顯著為正，表明融資約束的緩解可以提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。第（4）—（6）列結果表明不存在負債治理中介效應，因為沒有通過Sobel檢驗和bootstrap檢驗。進一步對比第（1）列和第（7）列AP的系數(shù)可知，行業(yè)競爭程度強時商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的促進作用更大。綜上所述，以上分析較好印證了行業(yè)競爭強的企業(yè)使用商業(yè)信用可以通過緩解融資約束的中介機制進而強化了對全要素生產(chǎn)率的正向作用。

七、結論與建議

（一）研究結論

本文使用2001—2019年我國A股上市公司的面板數(shù)據(jù)，研究了市場競爭差異下商業(yè)信用對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響及內(nèi)在作用機制，同時以2007年《物權法》的實施為準自然實驗，采用雙重差分法解決了商業(yè)信用的內(nèi)生性問題，并通過一系列檢驗確保雙重差分估計的有效性。實證研究發(fā)現(xiàn)：

第一，企業(yè)使用的商業(yè)信用越多，其全要素生產(chǎn)率越高;同競爭地位較低的企業(yè)相比，商業(yè)信用對競爭地位較高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率提升作用更加明顯;當行業(yè)競爭程度激烈時，商業(yè)信用對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進作用更顯著。這一結論在更換樣本區(qū)間、考慮滯后期、換控制變量衡量方式的情況下仍然穩(wěn)健。

第二，以2007年《物權法》的實施為準自然實驗，采用雙重差分法準確識別了商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的效應，并通過平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗、預期效應、行業(yè)時間趨勢檢驗確保雙重差分估計的有效性，解決了商業(yè)信用的內(nèi)生性問題，印證了本文結論的穩(wěn)健性與可靠性。

第三，機制檢驗表明，緩解融資約束、實現(xiàn)負債治理是商業(yè)信用影響全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在作用渠道。企業(yè)競爭地位越高時，通過進一步緩解融資約束、提高資本配置效率和增強負債治理水平、降低生產(chǎn)成本兩個渠道強化了對全要素生產(chǎn)率的正向影響;行業(yè)競爭大的企業(yè)使用商業(yè)信用，通過提高創(chuàng)新水平和利潤率，進一步緩解融資約束，增強了對全要素生產(chǎn)率的正向影響。

（二）對策建議

第一，政策制定者應該鼓勵企業(yè)使用商業(yè)信用，推動區(qū)塊鏈和供應鏈金融的發(fā)展;出臺相應的政策法規(guī)和交易規(guī)則，規(guī)范商業(yè)信用的使用，積極引導金融機構更加注重公平性和科學性;對市場進行適度的政府干預，逐步解決“所有權歧視”和“信貸歧視”問題，積極推動國有企業(yè)改革，支持民營企業(yè)發(fā)展，營造良好的金融環(huán)境。

第二，企業(yè)應該提升自己的競爭地位，形成規(guī)模優(yōu)勢，充分利用商業(yè)信用這一融資渠道，完善信息披露制度，增強財務信息透明度，降低買賣雙方的信息不對稱;提高員工的信用管理意識，監(jiān)督信用審批，防止信用濫用和不當使用，增強商業(yè)信用風險防范意識，為企業(yè)的生產(chǎn)提供平穩(wěn)的保障。

注：

①在實體經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)循環(huán)中，金融體系由兩個部分組成：一個是橫向金融，也叫商業(yè)信用體系，其內(nèi)生于實體經(jīng)濟，是實體企業(yè)間的金融體系，屬于直接金融，建立在實體企業(yè)間產(chǎn)業(yè)關聯(lián)、市場關聯(lián)、技術關聯(lián)和信息關聯(lián)的基礎上，有商品購銷的產(chǎn)業(yè)鏈、供應鏈支撐，風險較低;另一個是縱向的系統(tǒng)，即銀行體系。

②由于在國泰安數(shù)據(jù)庫中，公司成立日期、前五大供應商占比、凈利潤、固定資產(chǎn)等是從2001年開始的，因此，本文選取了2001—2019年的數(shù)據(jù)。

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