商業信用能提升企業風險承擔水平嗎

【摘要】厘清風險承擔的關鍵驅動或阻礙因素對于企業應對風險、 化解風險以實現高質量發展具有一定啟示意義。選取2010 ～ 2021年我國A股上市公司為研究樣本， 對商業信用與企業風險承擔水平之間的關系及作用機制進行研究。實證結果表明： 商業信用與企業風險承擔水平顯著正相關， 即企業獲得的商業信用越多， 其風險承擔水平越高。機制檢驗表明， 商業信用通過緩解融資約束、 抑制投資趨同兩條渠道提升企業風險承擔水平。進一步研究發現， 商業信用與企業風險承擔水平之間的關系受到企業異質性的影響， 即商業信用對于非國有企業及行業競爭優勢企業的風險承擔治理效果更好。同時， 供應商關系型交易正向調節商業信用與企業風險承擔水平之間的關系， 強化商業信用對于企業風險承擔水平的提升作用。上述結論豐富了企業風險承擔水平的影響因素研究， 為供應鏈交易信貸的資源治理作用提供了經驗證據和管理啟示。

【關鍵詞】商業信用；企業風險承擔；融資約束；投資趨同；關系型交易

【中圖分類號】F275.5；F830.5；F832.48" " " 【文獻標識碼】A" " " 【文章編號】1004-0994（2024）10-0032-8

一、 引言

自我國經濟由高速增長邁入高質量發展階段后， 如何積極承擔風險、 加快投資周轉以提升實體企業的資源配置效率成為一項關鍵議題。黨的二十大報告中多次提及“風險”要素， 強調要在中華民族偉大復興的過程中著力增強防風險、 迎挑戰、 抗打壓能力， 主動識變應變求變， 主動防范化解風險， 依靠頑強斗爭開辟事業發展新天地。對作為市場經濟重要參與主體的企業來說， 在投資決策中對預期收益水平和預期收益波動程度的選擇， 即確定企業的風險承擔水平， 是其投資決策中的一個重要環節（劉志遠等，2017）。換言之， 企業風險承擔水平是企業投資風險偏好的直接體現， 風險承擔水平越高， 表明企業追逐高收益投資的意愿越強烈， 也越能夠為此付出代價。這種積極承擔風險的意愿， 對于企業自身及宏觀經濟發展都有著正向影響。就企業自身來說， 可以幫助企業獲取長期競爭優勢、 促進資本積累（Low，2008）， 提高企業資本配置效率、 增加企業價值（余明桂等，2013）， 改善企業財務績效（陳逢文和馮媛，2019）。而從宏觀視角來看， 當企業能夠積極承擔風險、 選擇凈現值大于零的項目進行投資時， 能夠推動全社會的資本積累與技術進步（Li和Tang，2010）。相應地， 高風險承擔水平國家也具有較高的全要素生產率（John等，2008）。因此， 不論是對于企業、 社會還是國家而言， 把握不確定性中蘊含的獲利機遇、 提高風險承擔水平都具有重要意義（劉志遠和官小燕，2021）， 厘清風險承擔的關鍵驅動或阻礙因素已成為學術界和實務界所共同關心和探討的話題。

事實上， 風險承擔本身就是一項資源獲取與資源消耗活動， 具備資源依賴性。而已有研究發現， 商業信用作為連接產品市場與要素市場的非正式信貸融資手段， 蘊含著大量的流動性資源， 對于構建社會信用體系、 實現高質量發展具有積極影響（朱冠平和黃志媛，2022）。既然商業信用在企業融資和經營活動中發揮著重要作用（張園園等，2021）， 影響著企業的資源配置， 那么商業信用與企業風險承擔水平是否存在顯著關系？本文以2010 ～ 2021年我國A股上市公司為研究樣本， 從資源依賴視角出發對商業信用與企業風險承擔水平之間的關系及作用機制進行了研究。

本文的邊際貢獻在于： 第一， 以往對于企業風險承擔水平影響因素的研究多著眼于內部治理機制、 外部的正式制度與政策以及高管個人特征， 而本文基于資源依賴理論， 重點關注商業信用所蘊含的資源治理效應， 對企業風險承擔水平的影響因素進行了拓展研究。第二， 對于商業信用， 學者們更側重于其影響因素研究， 關于其經濟后果的研究相對較少。而在經濟后果研究中， 主要涉及融資約束、 與銀行信貸的辯證關系、 投資效率或生產率、 企業績效與價值等方面。本文則在以往研究基礎上， 將商業信用與企業風險承擔水平聯系在一起， 豐富了商業信用對微觀經濟主體行為的影響， 拓展了商業信用經濟后果方面的研究。第三， 從機制檢驗上看， 本文分別從資源獲取與資源消耗的角度對商業信用可能影響企業風險承擔水平的作用機制進行了分析， 進而提出了緩解融資約束與抑制投資趨同兩條影響路徑。同時， 基于我國企業關系型交易模式構建了商業信用與企業風險承擔水平的調節效應分析框架， 發現供應商關系型交易能夠對商業信用與企業風險承擔水平的關系發揮正向調節作用， 這對我國經濟轉型發展中企業整合上下游產業關系具有一定的啟示意義。

二、 理論分析與研究假設

資源依賴理論認為， 作為投資時的風險決策， 企業在承擔風險時需要資源支撐， 因此風險承擔本質上是一項資源獲取與資源消耗活動， 具有資源依賴性（Almeida和Campello，2007）。而作為一種非正式融資制度， 商業信用依靠在產業鏈中的快速“游走”來實現資源配置， 有效地連接了產品市場與要素市場， 通過發揮資源稟賦效應對金融資源配置的結構性失衡以及普惠性不足等問題產生治理作用（趙先立和徐世龍，2023）， 影響企業的融資與投資行為， 從而提升企業風險承擔水平（饒品貴和姜國華，2013）。

從融資活動背后的資源獲取上看， 組織運行依賴于資源， 能否獲取資源、 能獲取怎樣的資源對于企業行為至關重要。如果融資環節存在資源約束， 則會影響企業的資源配置效率， 增加其現金流不足和資金鏈斷裂的風險（李健等，2023；龐加蘭等，2023）， 抑制企業的風險承擔活動。商業信用則正是一種可以緩解企業融資約束的信貸資源。在供應鏈中企業經營合作、 往來關系密切， 影響著彼此的生產經營， 因此當鏈條中的企業面臨融資約束困境時， 上下游企業會主動或被動地提供商業信用， 主要表現為產品與資本要素在供應鏈上流動， 使得相關上下游企業能夠通過解決自身在不同地位與不同時期生產經營的痛點并迅速實現產品到資金的轉化來豐富企業的融資渠道、 緩解融資約束， 提升風險承擔能力（Fisman和Raturi，2004）。具體表現為： 第一， 通過與上下游供應商相互協調， 亟待資金支持的企業可以利用產品抵押等手段以商業信用的方式來獲得供應鏈的流動性， 實現快速融資。這種資源可得性的提升緩解了企業面臨的融資約束， 增加了企業在投資活動中承擔風險的意愿和能力， 進而提高了企業的風險承擔水平（宋小保和郭春，2022）。第二， 替代關系論認為， 作為銀行信貸的替代性方式， 商業信用這種基于供應鏈關系所產生的非正式融資制度能夠使企業減少對銀行信貸的資源依賴， 進一步抑制信貸錯配， 降低融資時的資本成本， 避免企業陷入“債權人支配”的窘境， 增強了企業風險承擔的意愿與能力。第三， 由于使用商業信用的企業同處于一個供應鏈條中， 彼此熟悉， 從而商業信用也可以有效減少信息不對稱問題。而企業的高質量信息披露作為一種“放大鏡”也可以向外界傳遞出企業獲得了凈商業信用融資的信號， 并且這種信號可能帶著較高的市場地位及穩定的產業關系的暗示， 有助于企業獲得來自于其他各方的資金支持， 擴展企業的融資渠道， 進一步豐富企業獲取的資源， 為企業承擔風險奠定資源基礎。

從投資活動背后的資源消耗上看， 由于企業風險承擔行為需要消耗資源， 因此企業的資源使用與配置效率會對其產生重要影響。如果產生非效率投資行為， 則會扭曲資源消耗， 使企業的投入與產出錯配， 降低企業進一步進行風險承擔與風險投資的意愿和能力。在新興市場， 尤其在中國特色社會主義市場經濟中， 由于市場發育尚不完備， 眾多企業盲目追隨產業政策進行投資， 或是跟隨行業領導者進行趨同性投資。這種在不確定信息環境下行為主體忽視私有信息而模仿他人行動的決策行為， 被稱為投資趨同行為， 也稱為“投資羊群現象”“投資潮涌現象”（Banerjee，1992）。投資趨同作為一種典型的非效率投資， 會降低企業的資源配置效率， 導致資產價格劇烈波動， 增加股價崩盤風險， 對企業的風險承擔造成負外部性影響（葉瑩瑩等，2022）。而基于產品市場競爭所誕生的商業信用融資由于具備負債的相關屬性， 可通過降低代理成本、 抑制管理層操縱等手段對企業投資過程中因趨同行為而產生的風險承擔水平降低現象發揮負債治理效應（張潤宇和余明陽，2020）。具體表現為： 第一， 商業信用融資作為一種短期債務， 其還本付息要求可以減少企業的未來自由現金流， 使企業在投資時更加慎重、 準確， 從而能對企業的投資趨同行為產生遏制， 改善風險承擔的資源基礎（黃乾富和沈紅波，2009）。第二， 商業信用的使用使企業暴露在供應鏈上下游的監控之下， 可降低企業的信息不對稱程度， 既能為企業正確、 積極投資提供客觀條件， 也使債權人作為利益相關者更有動機參與公司治理， 抑制代理人的投資趨同行為， 對企業的資源消耗與風險承擔行為產生更優的治理效果（王娟，2019）。第三， 商品交易形式下所產生的商業信用更多表現為存貨與商品形式而非直接的現金流， 這從資源形態上限制了投資趨同行為的產生條件， 并使企業將更多的資本消耗投入到產品市場上， 從而提升企業的資源配置效率， 為進一步的積極風險承擔打下良好基礎（杜勇等，2021）。第四， 出于獲得更多商業信用資源的考量， 企業需要通過信息披露展現自己的優勢與價值， 因此在主觀上會摒棄“隨波逐流”的非效率投資， 轉而將資源配置于風險性投資上， 實現投資“反轉”， 優化資源配置， 這也為企業承擔風險創造了條件。

綜上， 本文提出如下研究假設：

H1： 商業信用會提升企業風險承擔水平， 即企業獲得的商業信用越多， 風險承擔水平越高。

三、 研究設計

（一） 樣本選擇與數據來源

由于對企業風險承擔水平的變量定義為三年（t-1， t， t+1， 詳見后文）的滾動值， 本文以2010 ～ 2021年我國滬深A股上市公司為研究對象， 數據來源于Wind數據庫， 并借助Stata 17.0軟件進行實證檢驗。為避免異常數據對結果的影響， 本文對樣本進行如下篩選： （1）剔除金融保險類公司； （2）剔除房地產企業（由于房地產企業的資產負債率普遍較高， 且2020年“三道紅線”政策出臺前房地產企業債務風險較為嚴重， 對于企業風險承擔水平的極端值影響較大）； （3）剔除ST與?ST公司； （4）剔除數據缺失的公司。為進一步防止異常值對結果的影響， 本文還對連續變量實施上下1%水平上的Winsorize縮尾處理。最終共選取了來自2711家上市公司的24368個樣本。

（二） 變量設定

1. 被解釋變量： 企業風險承擔水平（Risktaking）。本文參考John等（2008）、 余明桂等（2013）的研究， 以總資產收益率（ROA）波動程度度量企業風險承擔水平， 其中ROA使用息稅前利潤（ EBIT） 除以年末總資產（ASSET）衡量。ROA波動程度越大， 代表企業風險承擔水平越高。具體做法為： 首先， 采用息稅前利潤與年末總資產的比值度量企業的ROA； 其次， 計算經過行業和年度均值調整的ROA（Adj_ROA）； 最后， 以三年作為一個觀測時段， 采用滾動方式計算Adj_ROA的標準差（Risktaking1）和極差（Risktaking2）。具體計算采用如下三個公式， 其中N=3。

Risktaking1=

Risktaking2=Max（Adj_ROAi，t）-Min（Adj_ROAi，t）

2. 解釋變量： 商業信用（TC）。借鑒張新民等（2012）、 李艷平（2017）等對商業信用的定義， 首先將企業的商業信用分為商業信用需求和商業信用供給， 其中商業信用需求是指企業獲得的商業信用， 用“應付賬款+應付票據+預收賬款”表示； 商業信用供給則為企業對外提供的商業信用， 用“應收賬款+應收票據+預付款項”表示。然后， 用企業的商業信用需求減去商業信用供給后， 再除以年末總資產做標準化處理。該指標表示企業在生產經營中通過商業信用獲得的資金凈額占總資產的比重。

3. 控制變量。為了提高實證結果的準確性、 減少遺漏變量以及個體差異的影響， 本文參照以往研究， 選擇企業規模（SIZE）、 企業成立年限（Age）、 資本結構（Lev）、 成長性（Growth）、 流動性（Liqu）、 資產有形性（Tang）、 現金流量（CF）、 股權集中度（TOP10）、 董事會規模（Board）、 董事會獨立性（Indep）、 兩職合一（Dual）、 高管薪酬水平（Pay）、 機構持股占比（Inshare）、 審計意見（Audit）、 產權性質（State）作為控制變量。同時， 本文還加入年度（Year）和行業（Ind）虛擬變量以控制時間和行業效應的影響。各變量具體定義見表1。

（三） 模型設計

本文構造模型（1）以檢驗商業信用（TC）與企業風險承擔水平（Risktaking）之間的關系：

Risktakingi，t=α0+α1TCi，t+αnControlsi，t+Ind+

Year+εi，t" （1）

其中： 被解釋變量Risktakingi，t為企業i在第t年的風險承擔水平， 分別用Risktaking1、 Risktaking2進行度量； 解釋變量TCi，t表示企業i在第t年的商業信用； Controls表示可能會影響企業風險承擔水平的其他控制變量； Ind、 Year分別表示行業和年度啞變量； ei，t為隨機干擾項。若模型（1）中商業信用（TC）的回歸系數a1顯著為正， 則說明商業信用與企業風險承擔水平顯著正相關， 即企業獲得的凈商業信用融資越多， 其風險承擔水平越高， H1得到驗證。考慮模型中的異方差情況， 在回歸時選取異方差穩健標準誤。

四、 實證分析

（一） 描述性統計

表2為主要變量的描述性統計結果。企業風險承擔水平Risktaking1（Risktaking2）的均值為0.027（0.051）， 標準差為0.031（0.059）， 中位數為0.018（0.033）， 最小值、 最大值分別為0.002（0.003）和0.220（0.414）。樣本均值小于標準差， 且最小值與最大值相差較大， 說明企業間的風險承擔水平差異較大。而中位數小于均值， 企業風險承擔水平呈右偏分布， 說明大部分企業的風險承擔水平不高且存在較大差異。這與王會娟（2022）等國內現有文獻的統計結果基本一致。商業信用TC的均值為-0.019， 標準差為0.126， 中位數為-0.019， 最小值和最大值分別為-0.365和0.378。均值、 中位數、 最小值都為負數， 這與張新民等（2012）、 李艷平（2017）等的研究趨于一致， 可以看出大部分企業的商業信用為凈流出狀態， 即商業信用供給大于獲得的商業信用融資， 商業信用需求未得到滿足， 但仍有至少25%的企業能獲得商業信用凈流入， 且不同企業的商業信用水平差異較大。

（二） 主效應回歸

表3列示了商業信用與企業風險承擔水平的基準回歸結果。在考慮了其他控制變量以及年份和行業虛擬變量的前提下， 商業信用（TC）與企業風險承擔水平（Risktaking1、 Risktaking2）之間的回歸系數均在1%的水平上顯著為正， H1得到驗證， 即商業信用會提升企業風險承擔水平， 企業獲得的商業信用融資越多， 風險承擔水平越高。同時， 商業信用每增加一個單位的標準差， 企業風險承擔水平相應提升約3.267%（0.126×0.007/0.027）或3.459%（0.126×0.014/0.051）， 說明商業信用對于企業風險承擔水平的提升效應也具有經濟顯著性。

（三） 內生性及穩健性檢驗

1. 內生性檢驗。本文對內生性問題所做的處理包括： （1）為克服企業風險承擔水平對商業信用融資情況產生影響的反向因果關系造成的內生性所帶來的偏差， 將商業信用（TC）滯后一期進行檢驗； （2）為解決遺漏變量問題， 將原最小二乘虛擬變量法的固定效應模型改換為組內離差法的“個體—時間”雙向固定效應模型來進行內生性檢驗； （3）為解決樣本自選擇帶來的內生性問題， 采用傾向得分匹配法， 將商業信用（TC）按照均值構造虛擬變量TC_dum， 利用1∶1近鄰匹配法進行傾向得分匹配； （4）參考杜勇等（2021）、 王娟（2019）的研究， 選取年度行業內其他上市公司的商業信用融資均值TCmean以及滯后兩期的商業信用L2.TC作為工具變量， 采用兩階段最小二乘法檢驗； （5）采用系統GMM的動態廣義矩方法進行參數估計， 將模型所有解釋變量視為內生變量， 并選取滯后一、 二期作為工具變量， 同時將被解釋變量的滯后一期納入動態回歸方程。

2. 其他穩健性檢驗。本文還進行了其他的穩健性檢驗， 包括： （1）參考蘇忠秦和葛彪（2022）的相關研究， 使用企業的研發強度（RD）來衡量企業風險承擔水平， RD用當年無形資產與營業收入的比值度量； （2）參考吳娜等（2017）的相關研究， 用“（應付賬款+應付票據+預收賬款-應收賬款-應收票據-預付款項）/期初營業收入”來生成解釋變量的替換變量； （3）將異方差穩健標準誤替換為公司層面的聚類穩健標準誤； （4）將樣本分為經濟高速增長時期（2010 ～ 2014年）與經濟增速放緩時期（2015 ～ 2021年）兩個階段， 區分不同樣本區間進行檢驗。

以上內生性檢驗及穩健性檢驗均取得了與主效應回歸一致的結論， 限于篇幅， 結果留存備索。

五、 進一步研究

（一） 作用機制檢驗

從前文的理論分析中可以發現， 商業信用分別在資源獲取與資源消耗兩方面對企業風險承擔發揮了治理作用。因此， 本文分別構建融資約束與投資趨同兩個中介變量對商業信用影響企業風險承擔水平的機制進行分析。其中： 融資約束（KZ）借鑒Kaplan和Zingales（1997）、 魏志華等（2014）的研究， 用KZ指數來衡量， KZ 指數越大， 意味著上市公司面臨的融資約束程度越高； 投資趨同（Herdinv）則借鑒葉玲和李心合（2012）、 黃哲等（2023）的研究， 用公司投資水平與行業領導者平均投資水平的絕對離差來衡量， Herdinv為負向指標， 該值越大， 證明企業的投資趨同程度越輕①。利用逐步回歸法構建以下模型進行中介效應檢驗：

Risktakingi，t=α0+α1TCi，t+αnControlsi，t+Ind+Year+εi，t" "（2）

Mi，t=β0+β1TCi，t+βnControlsi，t+Ind+Year+εi，t （3）

Risktakingi，t=γ0+γ1TCi，t+γ2Mi，t+γnControlsi，t+Ind+Year+εi，t" "（4）

其中， Mi，t代表中介變量， 分別為融資約束（KZ）和投資趨同（Herdinv）。同時， 在傳統三步法逐步回歸的基礎上再使用抽樣1000次的Bootstrap中介效應檢驗法對相應模型進行檢驗， 以進一步提升中介效應分析的準確性。

1. 資源獲取的治理效應： 緩解融資約束。融資約束的中介效應分析結果見表4。其中， 列（3）顯示商業信用（TC）與融資約束（KZ）的相關系數為-0.964， 且在1%的水平上顯著， 說明商業信用能夠有效緩解企業面臨的融資約束。列（4）、 列（5）顯示， 將商業信用（TC）與融資約束（KZ）一同納入模型（4）進行回歸時， 融資約束（KZ）與企業風險承擔水平（Risktaking）呈顯著負相關關系， 而商業信用（TC）與企業風險承擔水平（Risktaking）仍為顯著的正相關關系， 但與列（1）、 列（2）相比， 商業信用TC的回歸系數有所減小。抽樣1000次的Bootstrap中介效應檢驗結果顯示， 經偏差調整后的95%置信區間不包括0。可以認為， 融資約束發揮了部分中介效應。上述機制分析結果表明， 商業信用對企業融資行為背后的資源獲取活動發揮了治理效應， 通過緩解企業面臨的融資約束進而提升了風險承擔水平。

2. 資源消耗的治理效應： 抑制投資趨同。投資趨同的中介效應分析結果見表5。類似地， 列（3）顯示商業信用（TC）與投資趨同（Herdinv）的相關系數為0.083， 且在1%的水平上顯著， 由于Herdinv是反向指標， 因此可以得出商業信用對于企業的投資趨同行為具有抑制作用。列（4）、 列（5）顯示， 將商業信用（TC）與投資趨同（Herdinv）一同納入模型（4）進行回歸時， 投資趨同（Herdinv）與企業風險承擔水平（Risktaking）呈顯著正相關關系， 而商業信用（TC）與企業風險承擔水平（Risktaking）也為顯著的正相關關系， 但與列（1）、 列（2）相比， 商業信用（TC）的回歸系數有所減小。抽樣1000次的Bootstrap中介效應檢驗結果同樣顯示， 經偏差調整后的95%置信區間不包括0。同樣可以認為， 投資趨同發揮了部分中介效應。上述機制分析結果表明， 商業信用對企業投資行為背后的資源消耗活動發揮了治理效應， 通過抑制投資趨同的非效率投資行為提升了風險承擔水平。

（二） 異質性分析

1. 產權性質。從資源獲取上看， 國有企業由于具有更高的市場地位、 更充沛的資金、 更具擔保的信用， 會更易得到銀行等金融機構的青睞， 能夠獲得更多的銀行信貸資金支持。所以對于國有企業來說， 在資源約束程度相對較低的先天條件下， 本身并不依賴于商業信用， 因此商業信用對于風險承擔的治理功能被減弱。而在資源有限的情況下由于存在著“信貸歧視”現象， 非國有企業尤其是民營企業無法獲取充足的資源支持， 因此會更加依賴商業信用等替代性融資手段。從資源消耗上看， 在政府干預下， 國有企業的主要問題在于經營目標的扭曲和管理層激勵約束機制的缺失。政府在一定程度上干預并阻礙了國有企業對于經濟利益的追逐， 使其在做出投資決策時偏離企業價值最大化目標， 抑制了企業的風險承擔活動。同時， 國有企業管理層的晉升與經營業績和責任履行的相關性較強， 這種政治晉升動機使國有企業管理層的經營目標趨于短期化。管理者可能會通過內部資源的使用來追求私人收益， 通過短期的盈利來獲取個人價值最大化， 而其背后的內部監督和控制制度的不完善更加重了這種短期的個人利益決策傾向， 并加重了代理問題。這使得國有企業在進行投資決策時傾向于保守， 在主觀上會放棄那些價值提高型的風險性項目（解維敏和唐清泉，2013）。

本文將樣本企業按照產權性質分為國有企業組和非國有企業組并再次進行回歸， 分組回歸結果見表6。在列（1）、 列（5）中國有企業商業信用（TC）的系數為負且并不顯著， 而列（2）、 列（6）中非國有企業商業信用（TC）的回歸系數則在1%的水平上顯著為正。為驗證分組回歸后的組間系數差異， 采用了1000次隨機可重復抽樣條件下的費舍爾組合檢驗， 結果顯示相關P值通過檢驗。因此相較于國有企業， 非國有企業更能通過獲得商業信用融資來提升其風險承擔水平。

2. 行業競爭。當企業在行業競爭中處于弱勢時， 產品市場的競爭比較激烈， 此時一些企業為了搶占市場， 往往要采取價格戰和營銷戰， 容易造成企業利潤和經營現金流的下降。同時， 弱勢企業所面臨的高強度競爭也可能造成產業鏈上下游企業之間出現目標背離的現象， 出現掠奪性博弈的動機與機會加大， 既不利于企業樹立良好形象來獲取商業信用， 也容易造成企業風險承擔水平的下降。而在行業競爭中處于優勢地位的企業， 其市場地位和聲譽較高、 市場力量較強， 因此可以憑借壟斷地位或聲譽效應獲得更多的商業信用融資（張園園等，2021）。當產業鏈中依附于優勢企業的上下游企業出現資源約束時， 出于“一榮俱榮、 一損俱損”的考量， 優勢企業也能發揮治理效應以維護產業鏈的穩定。而從投資上看， 競爭優勢企業在進行投資決策時出于保持優勢、 取得領先的考量， 也會更偏向于風險性投資。因此， 對于在行業競爭中處于優勢地位的企業來說， 商業信用對于風險承擔水平的提升效果可能更好。

本文用赫芬達爾指數（HHI）衡量企業所處的行業競爭地位并進行分組， 若指數高于中位數則表示企業為行業競爭優勢企業， 賦值為1， 反之賦值為0。分組回歸結果見表6。列（3）、 列（7）中行業競爭優勢企業商業信用（TC）的回歸系數均顯著為正， 而列（4）、 列（8）中行業競爭弱勢企業商業信用（TC）的系數為負且不顯著。對該分組同樣采用了1000次隨機可重復抽樣條件下的費舍爾組合檢驗， 相關P值表明商業信用（TC）的回歸系數在兩組樣本中存在顯著差異。因此相較于弱勢企業， 在行業競爭中處于優勢地位的企業更能通過獲得商業信用融資來提升其風險承擔水平。

（三） 關系型交易的調節效應檢驗

既然商業信用能夠提升企業風險承擔水平， 那么企業就需要獲取盡可能多的商業信用融資。不過， 在新興加轉軌的經濟背景下， 我國目前的市場機制并不完善， 資本市場有效性有待提高。事實上， 與西方國家更多依賴市場型交易不同， 受儒家文化與歷史傳統的影響， 中國社會具有濃厚的關系本位信任特征， 這種特征深深扎根在社會結構中， 使得社會關系網絡的影響在我國更具典型性和生命力（李增泉，2017）。作為產業鏈中的一個組成部分， 企業會更加愿意與少數的主要供應商和客戶維持良好的關系， 從而建立基于熟悉、 信任關系網絡下的商業模式（方紅星和張勇，2016）。具體而言， 這表現在企業大多依賴主要供應商、 客戶進行日常的采購與銷售活動， 形成關系型交易。一方面， 作為社會網絡中的重要組成部分， 關系型交易深化了供應商、 企業、 客戶的三元關系， 將它們嵌入產業網絡中， 使三方的經濟行為互相影響。而作為連接產品市場和要素市場的關鍵資源， 在信貸關系趨于穩定時， 商業信用會因關系型交易的建立而變得更加靈活， 關系網絡中的任何一方都可以在緊急狀況下獲得來自其上下游企業的信貸讓渡， 因此關系型交易可以發揮社會網絡的嵌入效應， 提升企業獲得商業信用融資的便利性， 更好地解決風險承擔所需的資源獲取問題。另一方面， 由于關系型交易使企業、 供應商、 客戶三者一榮俱榮、 一損俱損， 作為重要的外部利益相關者， 企業的上下游會因此更積極地發揮外部治理職能， 抑制企業的不良投資行為， 進一步提升商業信用的資源消耗治理效應。因此， 關系型交易可能會影響商業信用與企業風險承擔水平的作用關系， 即在商業信用對企業風險承擔水平的影響中， 關系型交易發揮著調節作用。

為了驗證這一調節機制， 本文借鑒方紅星和張勇（2016）的相關研究， 將關系型交易分為供應商關系型交易（Suppa）及客戶關系型交易（Custa）。其中， 供應商關系型交易（Suppa）以企業前五大供應商采購額除以全部采購額衡量， 客戶關系型交易（Custa）以企業前五大客戶銷售額除以全部銷售額衡量。在模型（1）的基礎上引入企業關系型交易（Suppa和Custa） 及商業信用與關系型交易的交乘項（TC×Suppa和TC×Custa） ， 構建模型（5）與模型（6）對關系型交易的調節效應進行檢驗：

Risktakingi，t=α0+α1TCi，t+α2Suppai，t+α3TCi，t×

Suppai，t+αnControls+Ind+Year+εi，t （5）

Risktakingi，t=β0+β1TCi，t+β2Custai，t+β3TCi，t×

Custai，t+βnControls+Ind+Year+εi，t （6）

為避免嚴重共線性問題對調節效應分析產生影響， 在回歸時將生成交互項的調節變量Suppa和Custa以及商業信用（TC）均進行了中心化處理。具體回歸結果見表7。列（1）、 列（3）為供應商關系型交易的調節效應檢驗結果， 可以看出商業信用（TC）及供應商關系型交易（Suppa）對于企業風險承擔水平（Risktaking1、 Risktaking2）的回歸系數均在1%的水平上顯著為正， 而二者的交互項TC×Suppa的系數為0.026（0.049）， 在1%的水平上顯著且與商業信用（TC）的回歸系數符號相同， 因此可以判定供應商關系型交易對商業信用與企業風險承擔水平的關系發揮著正向調節作用， 且建立供應商關系對于直接提高企業風險承擔水平也有著一定的正向影響。而在列（2）、 列（4）中， 商業信用（TC）及客戶關系型交易（Custa）的回歸系數均在1%的水平上顯著為正， 但二者的交互項TC×Custa的系數并不顯著， 這說明雖然在建立客戶關系型交易后商業信用仍能對企業風險承擔水平產生正向影響， 但客戶關系型交易在其中并沒有發揮強化的調節作用。綜合以上調節效應檢驗結果可認為， 供應商關系型交易對商業信用與企業風險承擔水平的關系發揮了正向調節作用， 即公司越建立穩定、 可靠的供應商關系型交易， 其商業信用融資越能夠提升企業風險承擔水平。

六、 研究結論與啟示

本文選取2010 ～ 2021年我國A股上市公司為研究樣本， 對商業信用與企業風險承擔水平之間的關系與作用機制進行了研究。實證結果表明： 商業信用融資與企業風險承擔水平顯著正相關， 企業獲得的商業信用越多， 其風險承擔水平越高。在進行穩健性檢驗后， 研究結論保持不變。機制檢驗表明， 商業信用通過緩解融資約束、 抑制投資趨同兩條渠道提升企業風險承擔水平。進一步研究發現， 供應商關系型交易正向調節了商業信用與企業風險承擔水平之間的關系， 強化了商業信用對于企業風險承擔水平的提升作用。同時， 商業信用與企業風險承擔水平之間的關系受到企業異質性的影響， 即商業信用對于非國有企業以及行業競爭優勢企業的風險承擔治理效果更好。本文研究結論的啟示主要在于：

第一， 中國特色社會主義進入新時代以來， 以習近平同志為核心的黨中央高度重視發展進程中的風險， 要求全黨不斷提高應對風險、 化解風險的本領。作為中國特色社會主義市場經濟中的重要組成部分， 企業需要挖掘強大韌性與潛力， 能夠戰勝各種風險挑戰， 并將這些風險的防范化解過程轉變為化危為機、 化不利為有利的新機會、 新機遇。本文的研究結論證實了企業應當充分利用商業信用來提升自身的風險承擔水平， 增強防范化解重大風險的能力。

第二， 由于商業信用實質上是一種信貸資源， 其誕生依賴于信用體系建設， 因此政府與企業要著力推進社會信用體系的高質量發展， 暢通國內大循環， 將信用建設貫穿到“生產—分配—流通—消費”的經濟循環中， 以促進商業信用融資的良性流動。

第三， 習近平總書記曾多次強調： 要保障產業鏈供應鏈安全穩定， 增強產業鏈供應鏈自主可控能力， 著力提升產業鏈供應鏈韌性和安全水平。我國企業較多依賴于關系型交易， 關系型交易更符合我國企業的實際管理情境。關系型交易的實質其實就是建立可靠、 穩定的供應鏈， 實現產業鏈的有機整合。通過關系型交易， 企業可以強化商業信用對于風險承擔水平的影響， 在整合供應鏈、 獲得長期穩定信貸資源的同時， 增強自身的抗風險能力。

第四， 本文研究為不同企業更好地利用商業信用融資以擺脫自身困境提供了經驗證據。從產權特征上看， 在非國有企業盡可能多地獲得凈商業信用以提升其風險承擔水平的同時， 也要加快國企改革轉型的速度， 加強其追求經濟目標的動機， 讓國有企業對于風險更具敏感性， 以更好發揮國有企業的支柱與帶頭作用。而從行業競爭上看， 如何讓處于行業競爭弱勢的企業進一步發揮合作效應， 實現產業共贏， 而不是將商業信用融資對于企業風險承擔水平的治理成果只局限于行業競爭優勢企業， 這需要供應鏈的參與主體團結一致、 齊心紓困。有針對性地解決類似問題， 既能推動我國經濟高質量發展， 同時也有利于發掘中國情境下的管理理論。

【 注 釋 】

① 具體計算方法為：Herdinv=|Inv-Leadinvt-1|。其中：Inv為企業投資水平，用“［（期末固定資產余額-上期末固定資產余額）+（期末在建工程余額-上期末在建工程余額）+（期末無形資產余額-上期末無形資產余額）］/上期末總資產”表示；Leadinvt-1為行業內領導者投資水平， 取上一年行業內公司規模最大前10%公司的投資加權平均數。

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