商業信用融資對我國企業高質量發展的影響

□朱冠平 黃志媛

一、引言

黨的十九大報告指出，當前中國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段。已有研究對高質量發展內涵的界定主要基于兩個方面：一是從經濟增長質量角度出發，認為高質量發展就是要提高資源配置效率，促進產業結構轉型升級；二是從新發展理念角度出發，認為高質量發展是指從經濟規模的“量”變到結構優化的“質”變，實現全面可持續發展。盡管學界對高質量發展內涵的理解各不相同，但對高質量發展的本質卻見解相同，即高質量發展的本質在于提高全要素生產率。為此，不少學者以全要素生產率作為衡量企業高質量發展的指標，研究發現企業面臨的融資約束、外部營商環境和稅費負擔等都會顯著影響企業高質量發展。2022 年3 月，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發的《關于推進社會信用體系建設高質量發展促進形成新發展格局的意見》指出，完善的社會信用體系是優化資源配置的堅實基礎，是供需有效銜接的重要保障，也是良好營商環境的重要組成部分，對構建新發展格局和促進國民經濟循環高效暢通具有重要意義。而商業信用融資是社會信用體系構建中的重要一環，因此探討商業信用融資對我國企業高質量發展的影響及其作用機制具有重要意義。商業信用融資作為企業在日常頻繁的供應鏈交易中形成的信貸關系，其本質是基于交易雙方信任而形成的融資模式。事實上，商業信用融資已經成為我國企業最重要的非正式融資方式。首先，從“量”的角度來看，國泰安數據庫的數據顯示：我國上市公司應付賬款、應付票據與預收賬款之和占資產的比值從2000 年的10.01%上漲到2020 年的13.24%，說明商業信用融資的重要性在企業融資過程中正在不斷提升。其次，從“質”的角度來看，商業信用融資有效彌補了我國銀行信貸體系的不足和金融市場發展的滯后。已有研究表明，商業信用融資有助于提升供應鏈效率，提高實體經濟資本效率，促進研發投入和緩解企業風險，而對于其是否也能促進企業高質量發展卻鮮有探討。為此，本文以滬深A 股2007—2020 年上市公司為樣本，實證考察商業信用融資對企業高質量發展的影響機制，旨在為理解商業信用融資影響企業高質量發展的內在機理提供可借鑒的經驗證據。

本文的學術貢獻主要可概括為3 個方面。第一，以商業信用融資作為切入點探討了其對企業高質量發展的影響，不僅拓展了對商業信用融資經濟效應的研究，而且還豐富了對企業高質量發展影響因素的研究。第二，基于商業信用融資的債權相機治理和融資功能探尋了商業信用融資影響企業高質量發展的作用機理，實證檢驗了代理成本和現金持有在商業信用融資影響企業高質量發展過程中的中介效應。第三，從異質性角度探討了規模和行業的異質性在商業信用融資與企業高質量發展中的關系，豐富了相關研究內容。

二、理論分析與研究假設

企業高質量發展是以持續發展為目標、以創新為動力，通過不斷優化各種內外部關系最終實現企業全要素生產率提升的動態過程。在可持續發展的動態過程中，充足的資金是企業進行研發創新、技術改革和轉型升級的基礎，也是企業提高生產率、利潤率和資源配置的必要條件，而商業信用融資能夠有效緩解企業的融資約束和融資成本，增強現金持有水平，這表明商業信用融資在一定程度上可能會促進企業高質量發展。

首先，商業信用融資能夠緩解融資約束，增進研發創新投入，進而促進企業高質量發展。商業信用融資是企業基于信任與供應商、客戶之間達成的信貸協議，不僅能有效降低融資的交易成本，而且還能給企業提供穩定的現金流，緩解企業面臨的融資約束，而融資約束的降低則有助于企業增進研發創新。一方面，商業信用融資主要是以應付款項為主的債務融資，因此相較于外部債務融資和股權融資支付的融資成本低；另一方面，商業信用融資能夠發揮融資功能，緩解企業創新投資中的融資約束，進而提升企業全要素生產率，并最終實現企業高質量發展。其次，商業信用融資能夠發揮債權相機治理功能，降低代理問題，提升企業資源配置效率。代理理論認為，由于在資源提供者和使用者之間缺乏有效的契約關系，這就使得掌握信息多的代理人會出于自我尋利的動機追求自身財富最大化，從而損害所有者的利益。而商業信用融資則能夠在一定程度上抑制管理層的代理動機，原因在于：為了緩解交易雙方的信息不對稱問題，企業需要向上游供應商和下游客戶傳遞其經營穩健、信譽良好和管理有效等可靠信號，以此來增強商業信用融資供給方的信心，當企業向債權人披露的相關信息越多，就越有助于發揮信用提供方的債權相機治理功能，使管理層在供應商或銷售商的嚴密監管下不斷提高資產管理效率，減少掏空行為和提升企業全要素生產率，進而促進企業高質量發展。最后，從企業風險角度來看，商業信用融資的增加有助于降低企業風險。一方面，商業信用融資越強的企業緩解融資約束的能力就越強，這不僅有助于降低企業經營風險，而且能提升研發創新力度；另一方面，商業信用融資越強的企業發揮的債權相機治理效應就越好，也就越能夠改善企業的公司治理效果，從而降低企業的代理風險。基于此，本文認為商業信用融資的增加有助于緩解融資約束和降低代理問題，進而推動企業成長，促進要素生產率的提升和企業高質量發展。因此，本文提出如下假設H1：

H1:商業信用融資能促進企業高質量發展。

然而，商業信用融資帶來的融資約束緩解以及貨幣資金的增加也可能產生不利影響。一方面，可能會誘發管理層對內部現金流使用的敏感性降低，導致企業產生過度投資等非效率投資行為，造成企業全要素生產率下滑；另一方面，隨著商業信用融資的增加，企業的自由現金流也將逐步增加，在逐利動機、經理帝國構建和權力擴張等動機的驅使下，管理層也可能會減少研發投資，增加金融資產持有，導致對主業投資產生擠出效應，從而降低企業全要素生產率的有效配置。基于此，本文提出另一個對立假設H2：

H2:商業信用融資不利于企業高質量發展。

基于上述研究，本文構建如圖1 所示的理論框架圖。

圖1 理論框架圖

三、數據選取和研究設計

（一）數據選取

本文選取2007—2020 年我國滬深A 股上市公司作為初始研究樣本，為保證樣本數據的可靠性、準確性和可比性，對初始數據進行了如下篩選：剔除金融保險類上市公司；剔除在樣本期間被ST 標注的上市公司；剔除主要變量明顯缺失或異常的樣本。篩選后獲得26352 個樣本觀測值。此外，為了消除極端數據可能對實證結果產生的不利影響，本文對所有的連續變量進行了1%的溫莎縮尾處理。本文所有的財務數據均來源于國泰安數據庫，產業政策數據來源于國家發展和改革委員會出臺的產業政策法規文件。

（二）研究設計

1.直接效應檢驗模型設計

為檢驗商業信用融資對企業高質量發展的直接效應，本文借鑒馬金華等（2021）和李佳霖等（2021）的方法構建如下計量模型：

被解釋變量TFP 為企業高質量發展變量，使用企業全要素生產率衡量。目前對全要素生產率的測算較為常見的方法有OP 法和LP 法，前者是基于一致半參數估計值方法計算企業全要素生產率，而后者是基于中間品投入指標計算企業全要素生產率。盡管OP 法能夠解決OLS 回歸估計選擇性偏差和同時性偏誤問題，但LP 法不僅能夠有效解決因投資額為0 使得大量樣本被丟失的問題，而且該方法中的中間品投入更易獲得，相較之下更具便捷性。因此，本文在基本實證檢驗中采用LP 法度量全要素生產率，具體計算方法參考魯曉東和連玉君（2012）的研究，同時采用OP 法作為全要素生產率的另一種度量方法進行穩健性檢驗。

解釋變量TC 為商業信用融資。通常，供應商和銷售商給予企業的商業信用融資有應付賬款、應付票據和預收賬款3 種基本形式，本文借鑒已有研究，具體采用應付賬款、應付票據和預收賬款之和占企業資產的比值作為商業信用融資的首要代理變量。此外，由于應付賬款在商業信用融資中占比較大，有學者認為這3 種基本形式中應付賬款最具代表性，因此可以只用應付賬款占企業資產的比作為商業信用融資的代理變量。基于此，本文進一步采用應付賬款占企業資產的比值作為商業信用融資的另一替代變量進行穩健性檢驗。

X 為控制變量。本文選擇的控制變量包括資產負債率、企業規模、管理層權力、股權集中度、盈利能力、公司治理水平、獨立董事比例、產權性質和產業政策。借鑒黎文靖和李耀淘（2014）的做法，設定產業政策為虛擬變量，當企業所處的行業屬于國家發展和改革委員會頒布的產業激勵范圍內時取值為1，否則為0。β為待估系數，ε 為殘差。為避免時間和行業效應的影響，在模型中同時加入了年度和行業虛擬變量。各變量的具體解釋見表1。

表1 相關變量的名稱、符號和定義

2.中介效應檢驗模型設計

為了檢驗現金持有和代理成本是否在商業信用融資影響企業高質量發展過程中發揮中介效應，本文構建如下計量模型：

MV 分別為現金持有和代理成本中介變量，其余變量符號解釋如前文所述。現金持有水平在財務分析中主要是指企業的現金以及現金等價物存量。由于現金等價物存在一定的非流動性特征，為更加準確度量企業的現金持有水平，本文以企業的貨幣現金除以總資產作為企業的現金持有水平衡量標準。代理成本一般包含監督成本、擔保成本和無謂損失3 個部分，已有研究較多采用管理費用率、總資產周轉率和兩權分離作為管理層代理成本的衡量指標。由于管理費用率主要是度量經理人由于在職過度消費企業而產生的成本，能夠較為準確反映管理層的代理成本，故本文采用管理費用率作為代理成本的衡量指標。

四、實證結果分析

（一）描述性統計結果

表2 為本文主要變量的描述性統計結果。主要變量結果顯示：企業高質量發展（TFP）的均值為8.101，最小值為6.011，最大值10.792，表明企業間全要素生產率存在較大差異性；商業信用融資（TC）的均值0.166，說明我國上市公司普遍存在商業信用融資，但其最小值（0.007）與最大值（0.550）相差較大，表明不同企業在商業信用融資方面存在較為明顯的差異性；現金持有（CHL）的均值為0.176，整體而言上市公司平均持有總資產略低于財務預警標準（20%）；管理層代理成本（MAC）的均值為0.090，最小值為0.008，最大值0.418，表明我國上市公司在管理費用率上存在一定的差異性，部分企業的管理費用率達到了其營業收入的41.8%，這說明該公司存在較為嚴重的管理層代理問題。控制變量的均值基本與前人的研究較為一致，表明樣本整體處于正常分布狀態。相關性結果表明：商業信用融資與全要素生產率的相關系數為0.423，且在1%水平下顯著，初步表明企業的商業信用融資能夠促進企業高質量發展。

表2 描述性統計結果

（二）主回歸分析結果

本文首先采用普通最小二乘法對商業信用融資與企業高質量發展的關系進行初步檢驗，結果如表3 第（1）至（4）列所示。結果顯示：在未加入控制變量前，商業信用融資對企業高質量發展的系數在1%水平下顯著為正，而引入控制變量后，調整的R由0.251 上升到0.758，即商業信用融資提高了回歸模型的擬合度，說明商業信用融資是影響企業高質量發展的因素之一；表3 第（4）列的回歸結果中，商業信用融資對企業高質量發展的影響系數為1.740，在1%水平下顯著，表明商業信用融資對企業高質量發展具有促進作用。為消除反向因果關系的影響，本文進一步對商業信用融資取滯后期，結果如表3 第（5）至（7）列所示：商業信用融資對企業高質量發展的影響系數在滯后1～3 期下分別為1.693、1.473 和1.302，且均在1%水平下顯著，表明在考慮反向因果關系后，商業信用融資對企業高質量發展仍然具有正向促進作用。綜上結果表明：企業商業信用融資對企業高質量發展具有顯著的促進作用。

表3 主回歸結果

（三）穩健性檢驗

1.分位數回歸

為了更加全面地反映被解釋變量條件分布的全貌，本文對樣本進行了分位數劃分，按照Q10、Q25、Q50、Q75 和Q90 進行分位數回歸檢驗，結果如表4 所示。分位數回歸結果顯示：商業信用融資對企業高質量發展的系數在Q10、Q25、Q50、Q75 和Q90 分位數下分別為2.453、2.296、2.093、2.109 和2.081，均在1%水平下顯著，表明商業信用融資能夠促進企業高質量發展的結論是穩健的。

表4 分位數回歸穩健性檢驗

2.內生性檢驗

為解決遺漏變量和樣本選擇偏差導致的內生性問題，本文采用工具變量和傾向得分匹配法對結果進行再檢驗。首先，采用滯后1 期的商業信用融資作為商業信用融資工具變量，因為滯后期商業信用融資不僅與商業信用融資具有高度的相關性，而且也滿足外部性要求，即當期企業高質量發展不可能對上期的商業信用融資產生影響，工具變量的兩階段結果見表5 第（1）列和第（2）列。其次，采用行業商業信用融資的均值作為企業商業信用融資的工具變量，因為行業商業信用融資不僅與企業商業信用融資具有高度相關性，而且滿足外部性要求，結果見表5 第（3）列和第（4）列。最后，考慮到樣本可能存在自選擇偏誤會導致回歸結果不準確，因此采用傾向得分匹配法（PSM）進行檢驗。具體而言，將商業信用融資按照中位數設置虛擬變量，將控制變量設為協變量，然后再進行回歸，結果見表5 第（5）列。由表5 第（1）至（5）列的檢驗結果可知：在緩解遺漏變量和樣本選擇自偏差后，商業信用融資依舊會對企業高質量發展產生正向促進作用。

表5 內生性和變量替換穩健性檢驗

3.替換變量

一是替換自變量（CIT）。以企業應付賬款占總資產的比重作為商業信用融資代理變量進行回歸，結果見表5 第（6）列。二是替換因變量（CDT）。采用OP 法測算的結果作為全要素生產率的代理變量，結果為表5第（7）列。由表5 第（6）列和第（7）列的結果可知：商業信用融資對企業高質量發展的系數在變量替換后依舊在1%水平下顯著，表明商業信用融資能夠促進企業高質量發展的結論是穩健和可靠的。

此外，除了上述已報告的穩健性檢驗之外，本文還進行了雙向固定效應（排除個體和時間效應影響）、排除新冠肺炎疫情的影響（剔除2020 年的樣本）和平衡面板數據檢驗等穩健性檢驗，結果均支持商業信用融資有助于企業高質量發展的結論。

五、影響機制檢驗

（一）現金持有的中介效應

本文采用多種方法對現金持有水平的中介效應進行檢驗。首先，采用貨幣現金占總資產的比值作為現金持有的代理變量并對其進行中介效應檢驗，結果見表6 第（1）列和第（2）列。其次，采用應付賬款占總資產的比值作為商業信用融資代理變量后再進行中介效應檢驗，結果見表6 第（3）和第（4）列。再次，采用OP 法對全要素生產率進行度量的同時進行中介效應檢驗，結果見表6 第（5）列和第（6）列。最后，對基于傾向得分匹配法后的樣本進行中介效應檢驗，結果見表6 第（7）列和第（8）列。由表6 的結果可知：商業信用融資對現金持有的系數均在1%水平下顯著，表明企業的商業信用融資水平越高，其管理層能夠獲得的營運資金就越多；企業現金持有水平越高，就越能夠規避經營風險，從而促進企業高質量發展。此外，在第（2）、（4）、（6）和（8）列中，商業信用融資對企業高質量發展均顯著為正，表明企業現金持有發揮的是部分中介效應。綜上表明：本文的研究結果支持“商業信用融資→現金持有→企業高質量發展”的傳導路徑。

表6 現金持有的中介效應結果

（二）代理成本的中介效應

本文采用多種方法對代理成本的中介效應進行檢驗。首先，采用常用的企業管理費用率作為代理成本的衡量變量并對其中介效應進行檢驗，結果見表7 第（1）列和第（2）列。其次，更換自變量，采用應付賬款占總資產的比重作為商業信用融資的代理變量后再進行中介效應檢驗，結果見表7 第（3）列和第（4）列。再次，更換因變量，采用OP 法對全要素生產率進行度量的同時進行中介效應檢驗，結果見表7 第（5）列和第（6）列。最后，對基于傾向得分匹配法后的樣本再次進行中介效應檢驗，結果見表7 第（7）列和第（8）列。由表7 的結果可知：商業信用融資對代理成本的系數在第（1）、（3）、（5）和（7）列中分別為-0.090、-0.120、-0.087 和-0.099，且均在1%水平下顯著，表明商業信用融資水平越高的企業，由于債權相機治理的外部監管作用，其管理層發生的代理成本就越低；代理成本對企業高質量發展的系數在第（2）、（4）、（6）和8 列分別為-4.534、-4.621、-5.299 和-4.803，也均在1%水平下顯著，表明管理層代理成本越低，越有利于企業高質量發展。此外，在第（2）、（4）、（6）和（8）列中，商業信用融資對企業高質量發展均顯著為正，表明代理成本發揮的是部分中介效應。綜上表明：本文的研究結果支持“商業信用融資→代理成本→企業高質量發展”的傳導路徑。

表7 代理成本的中介效應結果

六、異質性分析

（一）企業規模的異質性

企業規模可以間接反映要素和產品在企業里集中的程度。相較于小規模企業而言，大規模企業不僅在銀行信貸中更具優勢，而且在商業信用融資方面也表現出明顯優勢，這是因為大規模企業資產規模較大、擔保物多，債務違約風險相對較小，同時大規模企業由于其對經濟社會的影響較大，出現較大困難時政府一般會對其進行幫扶，這就使得供應商更傾向于給大規模企業提供商業信用融資。基于此，本文認為商業信用融資對企業高質量發展的影響可能在不同規模企業中表現出明顯的差異性。基于企業規模的中位數將樣本分為大規模企業組和小規模企業組，表8 第（1）列和第（2）列顯示了不同規模企業的回歸結果。結果顯示：商業信用融資對企業高質量發展的系數在不同規模企業中存在明顯差異，具體表現為商業信用融資促進企業高質量發展的效果在規模小的企業中更明顯。可能的原因在于：小規模企業為了能夠在未來成長發展中獲得更有利的機會，會表現出較強的研發創新動機，在信貸資金難以獲得的情形下更加依賴于供應商和客戶的商業信用融資，從而表現出更加顯著的影響關系。綜上表明：商業信用融資對企業高質量發展的促進作用在小規模企業組中表現得更加明顯。

（二）行業性質的異質性

制造業是中國經濟發展的動力之一，影響著中國在經濟全球化中的國際分工地位，尤其是戰略性高科技制造業，更能夠引領全球技術變革。相較于非制造業，制造業對機器、廠房等固定資產的依賴度更高，投入的資金更大，投資周期更長，也更容易受到外部經濟環境的沖擊，這就可能使得制造業更傾向于維持較高的商業信用融資，從而提升企業的高質量發展水平。基于此，本文認為商業信用融資對企業高質量發展的影響可能在不同性質行業上表現出明顯的差異性。表8 第（3）列和第（4）列顯示了不同行業性質的回歸結果，結果顯示：商業信用融資對企業高質量發展的系數在不同行業中存在差異，在非制造業組中商業信用融資促進企業高質量發展的效果更明顯。可能原因在于：相較于制造業而言，非制造業經營杠桿更低，靈活性更強，這就使得其利潤率更高、盈利能力更強，也就更能夠獲得上游供應商和下游客戶等外部企業的信用融資青睞，進而有利于企業高質量發展。綜上表明：商業信用融資對企業高質量發展的促進作用在非制造企業組表現得更加明顯。

表8 異質性檢驗結果

七、研究結論與對策建議

（一）研究結論

經濟高質量發展的核心在于企業能夠實現高質量發展，而企業要實現高質量發展目標離不開充足資金的支持和保障。基于此，本文利用2007—2020 年滬深A 股上市公司為樣本，實證分析了商業信用融資對企業高質量發展的影響及其傳遞機制。研究發現：商業信用融資有助于提升企業全要素生產率，促進企業高質量發展。進一步分析發現：現金持有水平和管理層代理成本在商業信用融資影響我國企業高質量發展的過程中發揮中介效應，表明商業信用融資可以通過提升現金持有水平和發揮債權相機治理來實現企業高質量發展目標。異質性檢驗表明：商業信用融資對企業高質量發展的促進作用在小企業和非制造業組表現得更加明顯。

（二）對策建議

1.夯實信用基石，加強誠實守信文化建設

夯實信用基石就是要企業堅守“誠實守信”經營法則。誠實守信不僅是中華民族優秀的傳統美德，而且是企業安身立命的根本準則，是企業實現高質量發展的重要保障。因此，首先要堅守誠實守信品質，企業應及時償付上游供應商給予的商業信用融資，準時給下游銷售商配送質量保障的產品；其次要積極向商業信用供給方披露企業的會計質量信息，降低信息不對稱的負面影響；最后要在企業內部加強誠信文化建設，努力使誠實守信成為企業的自覺追求和價值導向，從而獲得更多企業間的商業信用融資，促進企業高質量發展。

2.強化制度保障，完善信用風險預警體系

信用風險預警體系作為企業間信用共享的重要保障制度，對構建新發展格局、促進經濟高效暢通和實現企業高質量發展具有重要意義。一方面，政府可以積極引導第三方建立以企業信用狀況為基礎的綜合評價體系，將慈善捐贈、誠信納稅和誠信經營等良好行為納入信用評估體系，也可以將企業違約風險、生態破壞和拖欠工資等不利行為納入信用評估體系；另一方面，政府也可以作為牽頭人參與建立社會信用融資風險預警機制。政府牽頭金融、征信和評級等機構，運用大數據跟蹤企業間的信用融資風險，避免失信信用在企業間過度擴張，導致供應鏈中的系統性金融風險。

3.加強信用監管，構建數字信用監管機制

為加強對大市場主體的有效監管，政府要建立以企業數字信用平臺為基礎的新型監管機制。一方面，政府要借鑒電子商務平臺的方法，搭建企業數字信用監督機制，另一方面，政府可以在數字信用平臺及時公布企業間商業信用融資報告，以便增強外部債權相機治理的監督功能。此外，政府還可以加大對信用騙貸的懲罰力度，既要強化對信用風險高的企業的監管，形成監管“無處不在”的管控環境，從而增加違法失信企業的違法成本，倒逼其重塑良好的商業信用，又要對信用風險低的企業營造監管“無事不擾”的良好氛圍，從而節省誠信守法者企業在商業信用融資中的人力、物力和時間成本，促進企業增強信用價值的獲得感和高質量發展動力。