商業信用融資與企業高質量發展：“多多益善”還是“適可而止”

林秋平 王云云

【摘要】商業信用融資對企業高質量發展具有“融資激勵效應”與“償債擠出效應”， 基于2010 ～ 2021年滬深A股上市公司數據， 分析商業信用融資對企業高質量發展的影響。結果顯示： 商業信用融資與企業高質量發展間呈倒U型關系， 并且在非國有企業中和市場化程度高的情境下兩者之間的關系更明顯； 企業市場地位對二者的曲線關系具有調節作用， 較高的市場地位使曲線更加平緩、 拐點右移、 整體上移。機制檢驗表明， 商業信用融資通過影響研發投入與代理成本進而影響企業高質量發展。因此， 企業需建立商業信用融資管理機制， 合理利用商業信用融資； 金融監管部門加快金融體系改革， 消除信貸歧視；? 政府努力營造良好的外部環境， 健全違約懲罰機制， 使商業信用融資發揮積極作用， 助力企業高質量發展。

【關鍵詞】商業信用融資；企業高質量發展；研發投入；代理成本；曲線效應

【中圖分類號】 F275? ? ?【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2024）11-0040-7

一、 引言

黨的二十大報告指出， 高質量發展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務。作為經濟高質量發展的重要基礎， 企業高質量發展依賴于技術進步和資源優化配置帶來的效率提升（常媛等，2022）， 資金在其中起到了重要支撐作用。在欠發達的中國金融市場中， 信貸配給和信貸歧視加劇了企業融資約束， 具有融資優勢的商業信用融資成了銀行貸款的重要替代。

商業信用融資是指企業間以延期付款或預收款項的方式進行交易而形成的借貸關系， 是供給與需求作用下的均衡結果。在供給方面， 供應商向下游企業提供的商業信用融資存在資金被占用的風險， 且商業信用融資無抵押、 無利息， 存在壞賬風險， 因而供應商對下游企業具有外部治理動機（王娟，2019）。在需求方面， 獲取商業信用融資能緩解企業融資約束， 但過多的融資會加大企業短期償債壓力（吳祖光和安佩，2019； 張園園等，2020）。本文從融資需求方的角度來分析獲得商業信用融資的規模對企業自身發展質量的影響， 這種影響或許不是單純的線性關系， 而是在低水平階段呈現“融資激勵效應”， 在高水平階段凸顯“償債擠出效應”。可見， 商業信用融資應當存在最佳規模， 過度融資可能會降低企業的發展質量。

商業信用融資能夠緩解融資約束， 抑制企業非效率投資（劉娥平和關靜怡，2016）， 通過提高生產效率促進企業績效提升（付佳，2017）。但是， 過度依賴商業信用融資引發的償債壓力可能擠占研發投資儲備（吳祖光和安佩，2019）， 引發的財務風險效應和惡意拖欠效應會降低企業的資本效率（張園園等，2020）。還有學者發現， 商業信用融資與企業績效呈倒U型關系， 超過閾值后兩者之間的關系將會從正相關變為負相關（張良和馬永強，2016）。對于企業高質量發展的影響因素研究顯示， 混合所有制改革（范玉仙和張占軍，2021）、 數字化轉型（廖志超和王建新，2023）等政策有積極影響， 政府直接補助有消極影響（陳昭和劉映曼，2019）， 環境規制的作用則存在爭議（呂康娟等，2022）。創新是企業高質量發展的主要驅動力（岳宇君等，2022；李秀麗和崔嫚嫚，2024）， 公司治理也是影響企業高質量發展的重要因素（張長江等，2022；伍中信和陳放，2022）。還有研究從財務角度進行研究， 發現杠桿率與企業高質量發展間呈倒U型關系， 當杠桿率大于59.84%時將阻礙企業高質量發展（施本植和湯海濱，2019）。縱觀現有文獻， 直接考察商業信用融資與企業高質量發展間關系的研究較少， 且并未得出一致結論。鄭明貴等（2021，2022b）指出， 商業信用融資對不同行業和不同生命周期企業全要素生產率的影響會有所不同。同時， 他們進一步發現二者間為倒U型關系， 組織冗余的調節作用使倒U型曲線變得平緩（鄭明貴等，2022a）。

本文可能的邊際貢獻在于： 第一， 借鑒更為嚴謹的判斷依據揭示商業信用融資與企業高質量發展間的非線性關系， 彌補了現有研究的不足。第二， 基于競爭優勢理論， 將企業市場地位引入研究框架， 探討其對商業信用融資與企業高質量發展間關系的調節作用， 深化了企業市場地位對二者關系的影響研究。第三， 結合融資優勢理論和債權治理假說提出研發投入和代理成本兩條中介路徑， 拓寬了商業信用融資影響企業高質量發展的機制研究。

二、 理論分析與假設提出

（一） 商業信用融資與企業高質量發展

適度的商業信用融資能夠發揮融資功能效應、 債權治理效應和信號傳遞效應， 從而促進企業高質量發展。第一， 融資功能效應。首先， 融資約束制約著企業的發展， 信貸配給和信貸歧視導致中小企業難以獲得正規融資（于波和霍永強，2021）， 因此尋找銀行貸款的替代融資對企業至關重要。其次， 融資優勢理論表明， 相比于銀行貸款， 商業信用融資具有信息獲取優勢、 監控優勢和財產收回優勢， 企業無需復雜的手續即可獲取低成本的資金（劉廷華等，2022）。最后， 商業信用融資將購買與支付在時間上分離， 通過多次交易集中結算的方式降低企業現金管理成本（張園園等，2020）， 這有利于企業發展。第二， 債權治理效應。基于債權治理假說， 商業信用融資具有監督作用， 能促使企業合理規劃與良好經營， 約束管理層機會主義行為， 降低代理成本， 提高資源配置效率（劉廷華等，2022）。第三， 信號傳遞效應。只有供應鏈關系穩定、 經營良好的企業才能獲得商業信用融資， 由此對外傳遞積極信號， 便于企業獲取更多低成本外部融資（于波和霍永強，2021）， 從而推動企業高質量發展。

但是， 過度的商業信用融資會帶來財務風險效應和惡意拖欠效應， 阻礙企業高質量發展。第一， 財務風險效應。過度使用商業信用融資將帶來企業違約風險增大、 存置成本增加等問題， 若逾期償還， 還需承擔一系列顯性和隱性成本， 如支付違約金、 聲譽受損等（Petersen和Rajan， 1997）， 而且高負債會增加財務風險， 降低企業績效（劉曉光和劉元春，2019）。第二， 惡意拖欠效應。惡意拖欠是對企業間信任關系的破壞， 如果導致供應商與客戶流失， 再重新尋找供應商與客戶將付出高額的信息采集成本和重新締約成本， 從而阻礙企業高質量發展。據此， 提出如下假設：

H1： 商業信用融資與企業高質量發展呈倒U型關系。

（二） 企業市場地位對商業信用融資與企業高質量發展之間關系的調節作用

在拐點（對稱軸）左邊， 企業市場地位能夠強化商業信用融資的積極效應。一方面， 商業信用融資因方便且成本低廉受到企業青睞， 市場地位較高的企業當然也不例外， 具有高市場地位的企業通常采購量大， 議價能力強， 會憑借買方優勢對供應商施壓， 以獲取更多商業信用融資（張新民等，2012）。與市場地位較低的企業相比， 市場地位較高的企業資本配置效率更高， 能夠將更多的資金用于引進先進技術和設備、 投資研發活動和長期項目， 以獲得更多收益和穩定資金， 使企業有足夠的資金擴大生產規模、 提高生產效率（張廣勝和孟茂源，2020）， 從而有助于在更大程度上發揮商業信用融資的積極效應。另一方面， 市場地位較高的企業往往建立了成熟的規章制度， 財務信息披露更加透明， 且其交易活動更為頻繁， 供應商獲取并利用非正式信息來監督企業更具有優勢（劉廷華等，2022）， 有助于發揮債權治理效應， 提高資源配置效率， 進而強化商業信用融資的積極效應。但是， 還需關注的是， 市場地位較低的企業往往為小型企業， 由于受到信貸歧視較難獲得銀行貸款， 因此融資約束較為嚴重， 通常認為， 市場地位較低的企業的市場份額和議價能力不足以使其從供應鏈伙伴處獲取商業信用融資。但融資優勢理論表明， 容易在金融市場中獲得融資的企業有動機利用借貸能力將信貸以商業信用的形式傳遞給下游企業， 以擴大市場份額， 而那些受到信貸歧視的企業通過借助商業信用融資緩解融資約束（Schwartz， 1974）。對于融資約束嚴重的低市場地位企業而言， 注入商業信用融資就如同“雪中送炭”， 能夠在短時期內較為明顯地改善企業經營狀況， 使企業發展質量提升。而對于高市場地位企業來說， 其面臨的融資約束和融資壓力較小， 商業信用融資更多的是起到“錦上添花”的作用。雖然商業信用融資對高市場地位企業發展的促進作用毋庸置疑， 但從作用速率來看， 高市場地位企業是要小于低市場地位企業的。

在拐點右邊， 企業市場地位能夠減弱商業信用融資的消極效應。首先， 市場地位較高的企業可以憑借其優勢地位獲得便捷的融資渠道和豐富的資金支持（買生等，2020）， 當商業信用融資成本大于收益時， 能夠利用從其他渠道獲取的資金緩解自身融資約束和由過度商業信用融資引起的短期償債壓力， 由此減弱過度商業信用融資的消極效應。其次， 市場地位較高的企業一般資源配置合理性較好， 產品可替代性低、 品牌效應高（Datta等，2013）， 具有較高的市場份額和利潤率， 償債能力也較強， 不易出現無法償債的違約風險。最后， 處于高市場地位的企業， 其管理者會更加看重自己的聲譽， 不愿因違約影響聲譽， 而且良好的企業聲譽作為非正式合約可以節約企業的交易成本， 因此市場地位較高的企業會較為積極地履約， 其發生惡意拖欠的可能性較小， 從而減弱商業信用融資的消極影響， 即商業信用融資的消極效應對企業高質量發展的作用速率變緩。

綜上， 相比于市場地位較低的企業， 市場地位較高的企業由于商業信用融資的積極效應較強而消極效應較弱， 其商業信用融資將使企業整體發展質量較高。而且， 較高的市場地位能夠減緩商業信用融資積極效應和消極效應的作用速率， 因此在市場地位較高的企業中，商業信用融資和企業高質量發展的關系曲線更為平緩。此外， 由于高市場地位對商業信用融資積極效應的強化作用和消極效應的減弱作用， 企業能夠管理更大規模的商業信用融資， 即商業信用融資與企業高質量發展間倒U型曲線的拐點右移。因此， 本文提出如下假設：

H2： 企業市場地位對商業信用融資與企業高質量發展的倒U型關系產生調節效應。

H2a： 高市場地位使商業信用融資與企業高質量發展的倒U型曲線更加平緩。

H2b： 高市場地位使商業信用融資與企業高質量發展的倒U型曲線的拐點右移。

H2c： 高市場地位能夠提升商業信用融資與企業高質量發展倒U型曲線的整體水平， 即曲線整體上移。

三、 研究設計

（一） 數據來源

自2008年起滬深兩市開始規范信息披露制度， 《公開發行證券的公司信息披露編報規則第15號——財務報告的一般規定》（2010年修訂）的公布進一步強化了上市公司信息披露質量， 2010年后披露的信息較為完善， 故本文以2010年為起點， 選取2010 ～ 2021年滬深A股上市公司數據為研究樣本。在此基礎上， 本文剔除了金融行業、 被ST和?ST以及數據嚴重缺失的樣本， 最終獲得3356家上市公司共24596個觀測值， 并對所有連續變量進行上下1%的縮尾處理。所用數據均來自CSMAR數據庫。

（二） 主要變量設定

1. 被解釋變量： 企業高質量發展。借鑒普遍做法， 以全要素生產率衡量企業高質量發展。LP法和OP法被普遍用于全要素生產率的測算， LP法克服了OP法不能估計投資變量為0的問題， 所以借鑒楊林和沈春蕾（2021）的做法， 采用LP法測算全要素生產率， 計算方法參考魯曉東和連玉君（2012）的研究。

2. 解釋變量： 商業信用融資。借鑒王京濱等（2022）的做法， 用“（應付賬款+應付票據+預收賬款）/總資產”衡量商業信用融資。

3. 控制變量及其他變量。借鑒朱冠平和黃志媛（2022）、 高勁和宋佳訊（2022）的研究選取控制變量， 詳見表1。本文將企業市場地位作為調節變量， 借鑒劉慧鳳和黃幸宇（2017）的做法， 若“銷售收入/行業總銷售收入”大于行業中位數則企業市場地位取1， 否則取0。在后文的機制檢驗中， 選擇研發投入和代理成本作為機制變量。由于相對指標在企業間更具可比性， 因此借鑒賈麗桓和肖翔（2021）的研究， 用企業研發支出占總資產的比重來衡量研發投入。同時， 本文關注的是企業所有者與管理層間的代理問題， 營業費用率能夠反映二者間的代理成本， 所以借鑒舒歡和鄒維（2022）的做法， 以“（管理費用+銷售費用）/主營業務收入”來衡量營業費用率。

（三） 模型設計

借鑒Hanns等（2016）、 朱丹和周守華（2018）的做法構造以下主效應檢驗模型和調節效應檢驗模型， 如模型（1）和模型（2）所示：

TFP=α0+α1TC+α2TC2+α3∑Controls+ε （1）

TFP=λ0+λ1TC+λ2TC2+λ3MP+λ4MP×TC+λ5MP×TC2+λ6∑Controls+ε （2）

其中， α0和λ0為常數項， TC為商業信用融資， TC2為商業信用融資的二次項， TFP為企業高質量發展的衡量指標全要素生產率， MP為企業市場地位， Controls為控制變量， ε為誤差項。

四、 實證分析

（一） 描述性統計

由表2可知， TFP的最小值為6.787， 最大值為12.032， 標準差為1.097， 表明企業間的發展質量存在一定差異； TC的均值為0.158， 說明企業每年的商業信用融資比重平均約為15.8%， 并且最大值為0.532， 最小值為0.007， 體現出企業間商業信用融資較大的差異； 其余控制變量的特征與現有研究基本一致。

（二） 回歸分析

1. 基準回歸分析。借鑒Haans等（2016）的研究判斷倒U型關系的條件來檢驗H1（下文所有涉及判斷U型、 倒U型的內容均以此為判斷依據，并省略過程）， 具體為： ①自變量的平方項系數顯著為負； ②自變量取最小值時曲線斜率為正， 自變量取最大值時曲線斜率為負； ③曲線拐點在自變量取值范圍內。表3列（1） ～ 列（3）分別為加入僅控制變量， 再依次加入年度、 行業固定效應的回歸結果。列（1）顯示， TC2的系數顯著為負， 滿足條件①； 對模型（1）中的TC求一階導數得到曲線斜率為TFP′=α1+2α2TC， 根據表2和表3列（1）計算得到TFP′TCmin=α1+2α2TCmin=2.497016， TFP′TCmax=α1+2α2TCmax=

-0.501784， 滿足條件②； 拐點TC?處曲線斜率為0， 令TFP′=α1+2α2TC為0， 得到TC?=-α1/2α2≈0.4442， 所以拐點在TC的取值范圍內， 滿足條件③。列（2）和列（3）同理。因此， 商業信用融資與企業高質量發展滿足倒U型曲線關系， 并且該倒U型關系也通過了Stata中的Utest檢驗， H1得證。當商業信用融資額超過0.4442這一拐點后， 商業信用融資對企業高質量發展由促進作用轉為阻礙作用。本文研究的3356家企業中僅有244家企業的商業信用融資額高于0.4442， 所以對大多數企業而言， 商業信用融資仍是企業高質量發展的關鍵驅動因素之一。

2.調節效應分析。由于朱丹和周守華（2018）改進了Hanns等（2016）關于有調節的曲線模型的分析方法， 借鑒朱丹和周守華（2018）的方法驗證H2。調節效應回歸結果如表3列（4）所示， MP與TC交互項的系數為-1.325， MP與TC2交互項的系數為2.576， 且均在1%的水平上顯著， 說明企業市場地位對商業信用融資與企業高質量發展之間的關系具有調節作用， H2得證。

研究MP對倒U型曲線形態的影響， 要依據曲線頂點的曲率來分析。首先， 對模型（2）中的TC求二階導數可得二次函數頂點的曲率K， 見公式（3）。對倒U曲線而言， K應小于0， 且K越小曲線越陡峭， 反之則越平坦。其次， MP對曲線形態的影響可通過公式（3）中K對MP求偏導獲得， 見公式（4）。由公式（4）可知， MP對K的影響由λ5的正負決定。若λ5顯著為正， 則當MP越高時K越大， 即曲線越平緩； 若λ5顯著為負， 則當MP越高時K越小， 即曲線越陡峭。

K=TFP″=2λ2+2λ5MP （3）

?K/?MP=2λ5 （4）

表3列（4）中λ5顯著為正， 說明當企業市場地位越高時商業信用融資與企業高質量發展間的倒U型曲線越平緩， H2a得證。

研究MP對曲線拐點TC?的影響時， 首先要對模型（2）求一階導數得到該曲線的拐點TC?， 見公式（5）。其次， 可將TC?對MP求偏導來研究MP對TC?的影響， 見公式（6）。若偏導大于0， 則MP越高TC?取值越大， 拐點會向右移； 反之， MP越高TC?取值越小， 拐點會向左移。由于分母大于0， 公式（6）所示的偏導大于0或小于0由分子“λ1λ5-λ2λ4”決定。

TC?=（λ1+λ4MP）/［2（λ2+λ5MP）］ （5）

?TC?/?MP=（λ1λ5-λ2λ4）/［2（λ2+λ5MP）2］ （6）

表3列（4）顯示λ1=3.224， λ2=-4.231， λ4=-1.325， λ5=2.576， 則λ1λ5-λ2λ4>0， 說明高的市場地位使商業信用融資與企業高質量發展間的倒U型曲線的拐點右移， H2b得證。

由朱丹和周守華（2018）的研究可知， 要驗證H2c， 只需驗證f（TC）=λ4TC+λ5TC2+λ3恒大于0即可， 而f（TC）恒大于0需滿足兩個條件： ①λ5>0； ②函數f（TC）無實根， 即λ42-4λ5λ3<0。表3列（4）中λ5為2.576且顯著， 滿足條件①， λ42-4λ5λ3≈-2.3<0， 滿足條件②， H2c得證。

（三） 穩健性檢驗

1. 工具變量法。反向因果可能使本文的估計有偏， 本文關注的是商業信用融資對企業高質量發展的影響， 但企業高質量發展可能會反過來影響商業信用融資。故借鑒朱冠平和黃志媛（2022）的做法， 選用滯后一期的TC作為工具變量、 分省分行業的TC均值作為輔助工具變量， 上述兩個工具變量均與商業信用融資有著密切聯系， 但不會直接影響企業高質量發展， 運用兩階段最小二乘法（2SLS）對模型（1）重新進行回歸。

2. 滯后變量。為減輕可能存在的反向因果問題， 借鑒常媛等（2022）的做法， 將除被解釋變量外的連續型變量均滯后一期， 對模型（1）和模型（2）重新進行回歸。

3. Heckman兩階段法。本文可能存在樣本選擇性偏差， 采用Heckman兩階段回歸模型進行檢驗。在第一階段， 通過TC的中位數構建虛擬變量， 大于中位數取1， 否則取0； 同時以主效應回歸模型中所有控制變量為解釋變量， 對虛擬變量進行回歸， 得到逆米爾斯比率（Imr）。在第二階段， 將Imr加入主效應模型重新進行回歸。

4. 替換變量。借鑒常媛等（2022）的做法， 以經典OLS法代替LP法重新估計全要素生產率來衡量企業高質量發展， 對模型（1）和模型（2）重新進行回歸。由于商業信用融資中應付賬款占比較大且具有一定代表性， 參考張羽瑤和張冬洋（2019）的研究， 將解釋變量的測算方式替換為“應付賬款/總資產”， 對模型（1）和（2）重新進行回歸。

以上穩健性檢驗得到的結果與表3基本一致， 說明本文結論穩健， 限于篇幅， 相關結果留存備查。

（四） 異質性分析

1. 產權性質。商業信用融資對企業高質量發展的影響可能因企業的產權性質而有所不同， 國有企業具有特殊身份優勢， 能夠更加容易地獲得銀行貸款， 對商業信用融資的依賴程度較低， 所以商業信用融資對企業高質量發展的積極效應與消極效應在國有企業中可能不明顯。因此， 將樣本分為國有企業和非國有企業進行回歸， 結果如表4所示。由列（1）和列（2）可知， TC與TFP間均為倒U型關系， 且非國有企業TC2的系數絕對值大于國有企業， 說明在非國有企業中商業信用融資對企業高質量發展的影響更顯著。

2. 市場化程度。較高的市場化程度意味著政府干預減少， 市場更加規范， 信息更加透明， 這有利于供應商對下游企業經營狀況的預測， 促進雙方建立合作關系。當市場化程度較高時， 企業較容易通過獲取商業信用融資來緩解融資約束， 商業信用融資對企業高質量發展的積極效應更強， 但過度占用商業信用融資會大幅侵蝕供應商利益， 超過一定限度后將無法維系合作關系， 又會反作用于企業的發展質量， 且使企業發展質量的下降幅度更大。所以， 本文認為商業信用融資對企業高質量發展的影響在不同市場化程度下將表現出明顯差異。基于此， 按照王小魯等（2018）發布的《中國分省份市場化指數報告（2018）》中的市場化總指數來衡量市場化程度， 參考解學梅和朱琪瑋（2021）的方法補齊缺失年份數據， 并以市場化指數的中位數設置虛擬變量， 將樣本分為市場化程度較低和較高組進行回歸， 結果如表4所示。由列（3）和列（4）可知， TC與TFP間均為倒U型關系， 且市場化程度高組中TC2的系數絕對值大于市場化程度低組， 說明在市場化程度較高的情境中， 商業信用融資對企業高質量發展的影響更顯著。

五、 進一步討論

前文分析得到， 商業信用融資能夠緩解企業融資約束， 并具有債權治理功能（朱冠平和黃志媛，2022）。作為短期債務融資， 商業信用融資的融資功能與債權治理功能如同一枚硬幣的兩面， 兩種屬性密不可分。因此， 本文將通過這兩種功能引出的兩條路徑來考察商業信用融資對企業高質量發展的作用機制。

已有研究普遍認為， 高質量發展的核心要義在于提升全要素生產率， 而企業全要素生產率能否得到提升主要取決于技術進步和資源配置效率兩大方面（賈麗桓和肖翔，2021）。技術進步源自創新， 商業信用融資能緩解企業創新面臨的融資約束， 使企業加大研發投入， 賦能全要素生產率提升。管理層與股東間的代理問題會引發道德風險， 常常表現為非效率投資， 從而導致企業資源配置扭曲（呂長江和張海平，2011）， 而商業信用融資能夠發揮債權治理功能， 降低代理成本， 提高資源配置效率， 進而促進全要素生產率提升。以上均是基于適度商業信用融資的分析， 結合過度商業信用融資情形， 將會產生更為接近真實管理實踐的結論。

基于此， 本文分別從研發投入與代理成本兩條路徑論述商業信用融資是如何影響企業高質量發展的。

（一） 研發投入

創新是高質量發展的第一動力， 國內外學者一致認為， 融資約束是阻礙企業創新的重要因素（劉廷華等，2022）。企業創新需要大量資金支持， 僅通過內源融資遠遠不夠， 創新項目的穩定進行還需要外源融資的支持。在欠發達的中國金融市場中， 商業信用融資成為我國企業研發創新的重要融資來源（潘紅波和楊海霞，2021）。

本文認為， 適度的商業信用融資能緩解企業創新投資的融資約束， 提高企業研發投入水平， 有利于創新驅動企業高質量發展。創新項目具有資本密集、 高風險、 長周期、 機密性等特點， 需要大量穩定的資金支持（余明桂和潘紅波，2010）， 但銀企間嚴重的信息不對稱導致創新項目融資困難（付奎和張杰，2022）。基于融資優勢理論， 商業信用融資方便、 無抵押、 期限靈活， 能夠為企業留存更多自由現金流以擺脫融資困境（杜國良和謝思維，2022）； 同時， 大量研究發現銀行貸款不利于企業創新， 而商業信用融資能夠激勵企業創新發展（王鳳榮和鄭志全，2021）； 并且， 企業與供應商、 客戶間由商業信用融資緊密相連形成“命運共同體”， 很好地約束了供應商和客戶對企業研發信息的泄露問題， 降低了企業增加研發投入的風險， 有利于企業研發投入的提升。創新驅動是高質量發展的應有之義和基本要求， 亦是遵循新發展理念的必然結果， 研發投入為企業持續創新提供了至關重要的資金保障， 直接影響著企業的創新數量和質量， 成為企業高質量發展的重要動力支撐， 通過創新， 企業可以逐步建立核心技術優勢， 提升整體實力， 最終實現高質量發展。

但是， 過度的商業信用融資會擠出研發投入， 從而阻礙企業高質量發展。過度的商業信用融資使企業違約風險增大， 一旦違約， 還需承擔一系列隱性成本（聲譽損失、 破壞合作關系等）和顯性成本（違約金和罰款）（吳祖光和安佩，2019）。因此， 過度的商業信用融資會加大企業財務風險， 迫使企業放棄高風險性創新投資（于波和霍永強，2021）。同時， 如果企業違約或有較大的違約可能， 供應商會以斷供威脅企業履約， 為了保有足夠的現金， 企業會對高風險性創新投資形成擠壓。而且， 在有較大償債壓力且管理層風險偏好既定的情況下， 企業可能會放棄風險高且收益不確定的創新項目， 這將不利于企業創新賦能高質量發展。

因此， 隨著商業信用融資不斷增加， 企業研發投入不會持續增加， 而是呈先增后減的趨勢， 進而使企業發展質量先升后降。

（二） 代理成本

隨著現代公司的發展， 所有權與經營權相互分離普遍存在， 管理者與股東間的委托代理問題逐漸成為公司實現價值最大化的障礙。委托代理理論表明， 與股東相比， 管理者處于信息優勢地位， 對企業的實際運營和財務情況更為熟悉， 加之二者的經營目標并不相同， 所以管理者有很大的可能性、 便利性和動機基于自身利益進行決策， 而這會增加企業的代理成本， 進而損害企業的長期利益， 不利于企業高質量發展。并且， 代理問題會引發道德風險， 產生非效率投資問題。對此， 提高公司治理效能以降低代理成本， 不僅成為約束管理層自利行為、 提高企業資源配置效率、 促進全要素生產率提升的關鍵， 更是實現企業高質量發展的重要途徑（范玉仙和張占軍，2021）。

本文認為， 適度的商業信用融資能夠降低企業代理成本， 從而促進企業高質量發展。債權治理假說表明， 債權人有強烈的監督動機， 能夠發揮債權對企業代理成本的治理作用。商業信用融資的治理作用主要表現在約束自由現金流和債權人監督治理兩方面： 一方面， 商業信用融資使企業經常面臨短期償債壓力， 并且短期債務具有優先到期償付優勢， 在很大程度上限制了管理層對自由現金流的隨意支配（周雪峰，2014）； 另一方面， 商業信用融資獲取的多是存貨等有形資產， 降低了管理層在職消費、 掏空等行為發生的可能性， 從而使企業資源最大程度地被投入有助于企業長期發展的方面（岳宇君等，2022）。

但是， 當商業信用融資超過一定額度后， 債權治理效應的邊際貢獻將減少甚至為負， 產生商業信用融資損害效應（朱佳玲和張良，2016）。獲取手續簡單、 成本低等特點使商業信用融資的監督治理作用有限， 過多的商業信用融資會使企業掌握更多的現金流自由決定權， 加劇代理沖突， 損害企業高質量發展。此外， 傳統資本結構理論認為企業負債存在最佳規模， 所以適度的商業信用融資才能有效發揮財務杠桿作用（王京濱等，2022）， 推動企業高質量發展。

因此， 隨著商業信用融資的不斷增加， 代理成本不會持續下降， 而是呈先降后增的趨勢， 進而使企業發展質量先升后降。

（三） 機制檢驗

本文參考江艇（2022）的研究進行機制檢驗。結合前文論述， 研發投入與代理成本均是影響企業高質量發展的重要因素， 符合中介變量的相應條件。因此， 構建模型（7）檢驗商業信用融資對中介變量的影響， 模型如下：

M=β0+β1TC+β2TC2+β3∑Controls+ε （7）

其中， M代表中介變量研發投入（RD）和代理成本（AC）。回歸結果如表3列（5）和列（6）所示， 結果顯示， TC與RD、 TC與AC間均為倒U型關系， 并在1%的水平上顯著， 說明研發投入和代理成本在商業信用融資與企業高質量發展間發揮中介作用。

六、? 結論與建議

本文基于2010 ～ 2021年滬深A股上市公司數據， 實證發現： 商業信用融資與企業高質量發展間呈倒U型關系， 這種倒U型關系在非國有企業中和市場化程度高的情境下更明顯； 同時， 企業市場地位發揮了調節作用， 使倒U型曲線更加平緩、 拐點右移、 整體上移； 此外， 研發投入與代理成本在商業信用融資對企業高質量發展的影響中發揮中介作用， 隨著商業信用融資的增加， 研發投入與代理成本發生動態變化， 從而影響企業高質量發展。

根據以上結論， 本文提出如下建議： 第一， 提高認識、 加強管理， 科學適度使用商業信用融資。建立商業信用管理機制， 確保適度利用商業信用融資， 合理把控融資額度， 最大程度發揮其對企業高質量發展的積極效應， 防范過度融資帶來的消極效應。同時， 引導融資向研發創新傾斜， 發揮創新驅動作用， 提高公司治理水平， 強化對管理層的激勵與監管， 實現商業信用融資債務治理與企業內部治理的協同效應。第二， 加快我國金融體系改革， 消除信貸歧視。要注意到銀行等金融機構仍是信貸市場主力軍， 應逐步消除信貸歧視， 緩解融資難、 融資貴問題； 同時， 要充分肯定商業信用融資在發揮銀行替代性融資方面的積極作用， 建立健全多元化融資體系， 使企業將銀行信貸融資與其他渠道的融資相結合， 從而強化企業風險管控， 為企業的高質量發展開拓途徑。第三， 創造良好的外部環境， 健全違約懲罰機制。應持續推進市場化改革， 為企業發展營造市場發育程度更高、 運行更加規范、 信息更加透明的外部環境， 健全違約懲罰機制， 防范壟斷勢力對供應鏈弱勢方商業信用融資的惡意侵占， 嚴厲懲治惡意拖欠、 “賴債”行為。同時， 出臺政策法規和交易規則， 規范商業信用使用， 推動商業信用融資良性發展。

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