共同機構投資者持股與企業商業信用供給

摘" "要：基于共同機構投資者持股的協同治理效應和信息壁壘效應，本文重點分析共同機構投資者持股對商業信用供給的影響以及作用機制，使用2007—2022年中國A股非金融上市公司數據研究發現：共同機構投資者持股通過提升企業產品市場表現、提高信息透明度，顯著降低了企業的商業信用供給水平，印證了共同機構投資者持股的協同治理效應。進一步分析發現，共同機構投資者持股降低企業商業信用供給的作用在行業競爭程度較高、融資能力較弱的企業中更加突出，共同機構投資者持股在減少企業商業信用供給的同時顯著降低了企業的流動性風險。以上研究結論不僅豐富了企業商業信用供給影響因素的研究，而且為引導共同機構投資者參與公司治理提供了理論和現實依據。

關鍵詞：共同機構投資者；商業信用供給；產品市場表現；信息透明度

中圖分類號：F830.59" 文獻標識碼：A" 文章編號：1674-2265（2024）12-0043-14

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2024.12.004

一、引言

2024年國務院政府工作報告提出要“增強產業鏈供應鏈韌性和競爭力”，同年黨的二十屆三中全會再次強調要“健全提升產業鏈供應鏈韌性和安全水平制度。”針對以上要求，商業信用作為供應鏈企業間資金融通的重要方式之一，對于保證供應鏈穩定發展起著重要作用（曾嶒和唐松，2023）[1]。與獲取商業信用相比，商業信用供給是買賣雙方在產品交易時，賣方基于戰略考慮提供給買方的短期信用，這種做法在維護供應鏈客戶關系、提高銷售方產品競爭力方面發揮著重要作用，但提供過多商業信用可能會導致企業自身甚至供應鏈內更多企業面臨流動性風險。現有文獻更多關注獲得商業信用對企業行為的影響，而實際上，企業作為供應鏈中的一環，既是商業信用的需求者，同時也是商業信用的提供者。根據國泰安數據庫統計，2007—2022年我國上市公司平均對外提供的商業信用凈額占總資產的比例從-1.99%上升到0.51%，說明相比商業信用融資，對外提供商業信用在我國企業間已經越來越普遍。已有文獻主要考察了貨幣政策（陸正飛和楊德明，2011）[2]、金融危機（于歡，2016）[3]、經濟政策不確定性（陳勝藍和劉曉玲，2018）[4]、行業競爭（劉廷華等，2022）[5]、企業市場地位（王竹泉和孫蘭蘭，2016）[6]、客戶關系（吳娜和于博，2017）[7]等因素對商業信用供給的影響。縱觀以上研究，現有文獻多從企業外部視角考察宏觀經濟因素對企業商業信用供給的影響，而對如何通過完善公司內部治理機制優化企業的商業信用供給關注不足。

近年來，我國資本市場上機構投資者不斷進行并購，形成規模日益龐大的利益集團，同時持有多家企業股份的機構投資者日益增多，共同機構投資者持股現象日趨常見。已有文獻發現我國資本市場中34%以上的上市公司前十大股東中存在共同機構投資者（杜勇等，2021）[8]，而根據國泰安數據庫統計，截至2022年年底，中國A股市場約有16.2%的上市公司存在共同機構投資者持股現象，其中機構共同持有同行業上市公司股票的比例最高為62.5%，達到了對公司具有絕對影響力的水平。

在此背景下，共同機構投資者持股作為一種非正式制度，能否發揮治理作用，進而對企業的商業信用供給決策產生影響？理論上，共同機構投資者持股對企業商業信用供給決策可能存在兩種截然相反的影響。在發揮協同治理效應方面，共同機構投資者持股能提升企業產品市場表現和信息透明度，削弱商業信用供給的競爭性動機和產品質量保證動機，從而使企業減少商業信用供給；在信息壁壘效應方面，共同機構投資者持股可能加劇企業和客戶之間的信息不對稱，客戶無法完全信任企業產品，進而要求企業提供更多商業信用來保證產品質量。雖然現有關于企業商業信用供給影響因素的文獻已較為豐富，但作為我國資本市場上日趨普遍的現象，共同機構投資者持股究竟會通過發揮協同治理作用降低企業商業信用供給，提升企業資金使用效率，還是會通過發揮信息壁壘作用增加企業商業信用供給，提高企業的資金壓力？深入研究以上問題對現階段如何更好地通過引入機構投資者提升公司治理水平、優化供應鏈企業間資金融通具有重要借鑒意義。

選取2007—2022年全部A股非金融類上市公司作為研究對象，考察共同機構投資者持股對商業信用供給的影響。研究結果表明：第一，共同機構投資者持股降低了企業商業信用供給水平；第二，共同機構投資者持股主要通過提升企業產品市場表現和提高企業信息透明度，降低了企業商業信用供給，以上結論印證了共同機構投資者持股的協同治理效應；第三，公司所處行業的市場競爭越激烈，企業融資能力越弱，越有利于共同機構投資者發揮行業協同和監督治理的作用，降低商業信用供給水平，進而更大程度地緩解行業競爭和融資約束對企業造成的壓力；第四，經濟后果檢驗顯示，共同機構投資者持股減少企業商業信用供給的行為最終會降低企業流動性風險。

本文的研究貢獻主要體現在以下方面：第一，豐富了共同機構投資者持股經濟后果的相關文獻。鮮有文獻關注共同機構投資者持股這一非正式制度能否在商業信用供給方面發揮治理作用，而本文研究發現共同機構投資者的行業優勢和治理經驗在降低商業信用供給方面能產生積極作用，豐富了共同機構投資者發揮協同治理作用的相關證據。第二，豐富了商業信用供給影響因素的相關研究。已有文獻多從經濟政策不確定性、貨幣政策和公司戰略等宏微觀視角研究商業信用供給的影響因素，卻鮮有文獻關注共同機構投資者持股如何影響企業商業信用供給，本文的研究結論豐富了商業信用供給影響因素的相關文獻。第三，豐富了共同機構投資者持股影響企業微觀財務決策作用機制的研究。基于共同機構投資者持股后企業的產品市場表現和信息透明度，研究共同機構投資者持股對企業商業信用供給的作用機制，有利于打開共同機構投資者影響商業信用供給的“黑箱”，為如何通過共同機構投資者這一市場力量降低公司因提供商業信用產生的流動性風險提供理論依據。

二、文獻回顧

（一）共同機構投資者持股的經濟后果

現有文獻從兩個方面研究了共同機構投資者持股的經濟后果：一方面，共同機構投資者在持股企業中發揮著協同治理效應，持股同行業多家企業使其具備豐富的行業知識和管理經驗（Kang等，2018）[9]，有能力在企業經營管理過程中實施有效監督，促進行業協同，提升對投資組合內企業的治理水平。首先，在促進行業協同和改善企業業績表現方面，共同機構投資者持股能促進被投資企業產品市場協作（He和Huang，2017）[10]，進而促進企業創新（Li等，2023）[11]，增強企業發展潛力（杜勇等，2023）[12]等；其次，在發揮監督治理作用和改善企業信息透明度方面，共同機構投資者形成的社會網絡和行業勢力能夠幫助企業改善信息環境（王思瑞和葉勇，2023）[13]，降低企業專有信息披露成本以使企業更多地披露專有信息（Park等，2019）[14]；再次，在緩解委托代理問題方面，共同機構投資者持股能夠抑制管理層短視（王新光和盛宇華，2024）[15]以及改善企業盈余操縱（杜勇等，2021）[8]；最后，在提升風險管控能力方面，能有效抑制企業股價崩盤風險（吳春賢和鄧瑋民，2022）[16]。

另一方面，共同機構投資者持股也可能加劇持股企業與外界的信息壁壘，從而對企業造成負面影響。主要表現在：共同機構投資者持股會引導投資組合內的公司進行盈余管理（吳曉暉等，2022）[17]，其直接后果表現為加大企業與外界的信息壁壘，從而使企業的審計費用增加（曹越等，2023）[18]、股價崩盤風險增大（肖峻和王紅建，2024）[19]。此外，共同機構投資者持股的負面影響還表現在通過合謀減弱企業提升市場競爭力的動力和壓力，最終導致公司的競爭積極性下降（Azar等，2018）[20]。

（二）商業信用供給的影響因素

商業信用作為供應鏈企業內部一種重要的資金分配方式，在促進上下游企業交易達成方面發揮著重要作用。現有文獻主要從宏觀和微觀視角研究了商業信用供給的影響因素：宏觀層面，貨幣政策緊縮時，流動性好的企業會為小企業提供信貸支持（陸正飛和楊德明，2011）[2]；金融危機的發生給企業帶來了負面沖擊（于歡，2016）[3]，使企業的商業信用供給規模下降；此外，行業競爭、同行業其他企業的商業信用供給水平（吳娜等，2022）[21]也會影響企業的商業信用供給決策。微觀層面，在市場地位方面，市場競爭是企業提供商業信用的動機之一，企業市場地位越低，市場勢力越弱，就越需要通過提供商業信用來擴大市場份額（王竹泉和孫蘭蘭，2016）[6]；在客戶關系方面，客戶是供應鏈上下游關系的重要一環，客戶集中度（吳娜和于博，2017）[7]也會影響企業的商業信用供給水平；在企業經營決策和戰略方面，企業研發支出、創新專利越多，越需要通過供給商業信用為下游企業提供產品質量保證（程新生和程菲，2016）[22]。

（三）共同機構投資者持股與商業信用

鮮有文獻從共同機構投資者持股視角研究企業商業信用供給，相比之下更多的文獻討論了機構投資者對商業信用融資的影響。首先，單一的機構投資者持股能提升企業的商業信用融資規模（霍遠和陶圓，2022）[23]；其次，多個機構投資者同時持有一個或者多個上市公司而形成的持股網絡使企業獲得了更多的商業信用融資，并降低了商業信用供給（陳子昂和張俊瑞，2023）[24]；最后，也有學者從供應鏈的角度切入，發現機構投資者在供應商和客戶企業間縱向持股能使企業獲得更多的信用融資（周冬華和周思陽，2024）[25]。通過對以上文獻的梳理，不難發現，雖然獲得商業信用融資可以在短期內降低企業融資約束水平，提高企業資金使用效率，但這種效率能否最終提高供應鏈內合作伙伴對企業產品質量的信任仍然處于“黑箱”狀態，而研究商業信用供給恰恰能彌補以上不足；與此同時，雖然機構投資者也會對企業的投資等決策產生影響（陳旭東等，2020）[26]，但相比于單一的機構投資者或機構投資者之間的弱連接持股網絡，共同機構投資者憑借在行業內多家企業持股而具備的信息和資源優勢對于企業的商業信用供給決策會產生更深入的影響，本文將就此問題進行深入分析。

三、理論分析與研究假設

（一）協同治理效應

1. 共同機構投資者持股的行業協同效應。從商業信用供給的市場競爭動機出發，企業將商業信用供給作為在激烈市場競爭中提高產品競爭力和銷量的手段（Fisman和Raturi，2004）[27]。共同機構投資者持股能夠把握市場行情，通過對組合內企業發揮行業協同作用，促進企業間資源的協調，提升投資組合內企業的產品市場表現，從而弱化企業商業信用供給的市場競爭動機。具體表現在以下兩個方面：從促進行業協同的能力來看，共同機構投資者持股能有力地促進投資組合內企業間的相互協作，提升產品市場競爭力（He和Huang，2017）[10]，從而弱化企業通過促銷占領市場的動機，減少商業信用供給。其一，共同機構投資者持股可以通過“用手投票”和“退出威脅”來抑制公司之間的不利競爭，促進產品市場協作，進而改善產品市場表現，弱化商業信用供給的競爭性動機；其二，共同機構投資者在同行業多家企業持股，通過參與企業經營管理積累較多的管理經驗和行業知識，而這種能力優勢和信息網絡優勢能使其把握最新的行業動態（Edmans等，2019）[28]，有效應對產品市場需求，合理配置資源來提升要素生產率，提高經營效率（黃燦和李善民，2019）[29]，進而改善企業的產品市場表現，弱化企業商業信用供給的競爭性動機，減少企業商業信用供給。從促進行業協同的動機來看，為了更多地獲得投資組合公司經營績效改善的協同收益，共同機構投資者有動力促進投資組合內企業進行協作，如協調投資組合內企業資源，從而幫助企業提升產能利用率，改善企業的產品市場表現，進而弱化企業商業信用供給的市場競爭動機，使企業商業信用供給減少。

2. 共同機構投資者持股的監督治理效應。從商業信用供給的產品質量保證動機出發，企業之所以愿意向客戶提供商業信用，是因為企業和客戶之間在產品質量方面存在信息不對稱（Lee和Stowe，1993）[30]，而商業信用供給具有傳遞企業產品質量積極信號的作用（Long等，1993）[31]，能提高客戶對企業產品質量的信任，進而為企業產品贏得市場。共同機構投資者持股能對組合內企業發揮監督治理作用，降低企業和客戶之間的信息不對稱，弱化企業通過商業信用供給增強客戶產品質量信任的動機。具體表現在兩個方面：從監督治理能力來看，共同機構投資者持股的企業通常具有相似的管理方式，使其有能力以更低的監督成本（Kang等，2018）[9]參與公司的經營管理，提升企業的信息質量，使客戶更加了解和信任企業產品質量，削弱商業信用供給的產品質量保證動機，降低企業商業信用供給水平。從監督治理動機來看，為了在激烈的行業競爭中獲得優勢，企業會對外披露低質量的信息，由此導致的信息不對稱會惡化同行業企業的經營決策，進而降低企業價值（Beatty等，2013）[32]。而共同機構投資者為了提高投資組合收益，有動機加強對管理層的監督來抑制企業的信息操縱行為（杜勇等，2021）[8]，從而降低客戶獲取企業產品質量的信息成本，使公司不必以提供商業信用的方式證明產品質量。與此同時，企業向客戶提供商業信用也意味著企業要承擔相應的額外成本，為提高資金回籠效率，共同機構投資者持股時，企業也有動機通過減少商業信用供給的方式降低成本支出。

綜上所述：一方面，共同機構投資者持股能夠發揮行業協同效應，提升投資組合內企業的產品市場表現，弱化企業為提高市場競爭力而提供商業信用的動機，進而減少商業信用供給；另一方面，共同機構投資者持股能發揮監督治理效應，提升企業信息透明度，削弱企業為保證產品質量而提供商業信用的動機，進而減少商業信用供給。基于以上分析，本文提出以下假設：

H1a：基于協同治理效應，共同機構投資者持股會減少企業商業信用供給。

（二）信息壁壘效應

根據有限關注理論，在實現收益最大化的目標下，共同機構投資者持股也可能直接或間接地促成企業信息壁壘的建立，從而加劇企業和客戶在產品信息方面的不對稱，使企業不得不通過提供商業信用的方式來保證產品質量。具體來看：從建立信息壁壘的能力角度分析，共同機構投資者作為投資組合內企業間的聯結樞紐，可以促成組合內公司披露低質量信息，并且其具備的專業知識使隱藏真實信息的行為難以被發現（曹越等，2023）[18]，進而增加了客戶獲取企業產品質量信息的難度，最終迫使企業通過提供商業信用保證產品質量。從建立信息壁壘的動機視角分析，一方面，為了應對投資組合外企業的競爭，共同機構投資者會通過促使組合內企業管理層隱藏真實信息的方式誤導投資組合外企業的決策（Azar等，2018）[20]；另一方面，為了獲得高于其他中小投資者的投資收益和保持自身的信息優勢，共同機構投資者會通過與管理層合謀，策略性地對中小股東披露部分信息，加劇企業的信息不透明。以上行為均會強化利益相關者獲取企業信息的壁壘，為了充分了解企業的產品質量狀況，客戶會以延期付款等方式獲取企業的商業信用。從有限關注的角度來看，共同機構投資者持有多家上市公司股票，由于注意力是有限的，對管理層盈余管理行為的監督難免不充分（張宗益等，2021）[33]，也會使客戶難以獲得企業產品的真實完整信息，無法完全信任企業產品，此種情境下客戶會要求企業提供更多商業信用來保證產品質量（Smith，1987）[34]，企業的商業信用供給水平相應增加。

基于以上分析，本文提出以下對立假設：

H1b：基于信息壁壘效應，共同機構投資者持股會增加企業商業信用供給。

四、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

考慮到2007年新會計準則實施可能使2007年前后的數據不具有可比性，本文選取2007?2022年中國A股上市公司作為初始研究樣本，并做如下處理：（1）剔除金融行業上市企業數據；（2）剔除ST和*ST企業數據；（3）剔除其他相關數據缺失樣本。經過以上篩選后，本文最終得到23712個非平衡企業?年度面板觀測值。為消除極端值的影響，本文對連續變量在1%和99%分位數上進行縮尾處理。本文數據來源于國泰安數據庫。

（二）變量定義與衡量

1. 被解釋變量。為了更好地管理營運資金和風險，企業在進行商業信用供給決策時會考慮應收賬款與應付賬款在期限和金額上是否匹配，基于以上考慮，本文借鑒陸正飛和楊德明（2011）[2]的做法，用“（應收賬款+應收票據+預付賬款-應付賬款-應付票據-預收賬款）/總資產”作為商業信用供給的代理變量（TC1）。另外，借鑒王貞潔和王竹泉（2013）[35]的做法，用營業收入替代總資產對商業信用供給重新進行測度，得到被解釋變量的替代變量（TC2），計算公式為：（應收賬款+應收票據+預付賬款-應付賬款-應付票據-預收賬款）/營業收入。其中，TC1將用于主檢驗，TC2將用于后續的穩健性檢驗。

2. 解釋變量。借鑒杜勇等（2021）[8]的做法，本文從三個維度反映上市公司共同機構投資者持股的情況。（1）是否存在共同機構投資者（Coz1）。若公司當年存在共同機構投資者持股，則Coz1取1，否則取0。（2）共同機構投資者聯結程度（Coz2）。上市公司被幾家共同機構投資者所共同持有，將上市公司擁有的共同機構投資者的數量加1取自然對數得到Coz2。（3）共同機構投資者持股比例（Coz3），表示一家上市公司所有共同機構投資者持股比例之和。其中，共同機構投資者是指在同行業兩家及以上公司中均持有超過5%股份的機構投資者。Coz根據季度數據構建，如果在某一年度任何一個季度擁有共同機構投資者，則判定該年度內上市公司被共同機構投資者持股；關于共同機構投資者數量和持股比例兩個指標，仍然先計算出季度層面指標，然后取季度指標數據的均值作為該年度共同機構投資者數量和持股比例。另外，行業分類按照證監會2012年的分類標準，制造業細分為二級代碼，其余行業為一級代碼。

3. 控制變量。借鑒吳娜等（2022）[21]的做法，控制公司規模（Size）、公司年齡（Age）、資產收益率（Roa）、資產負債率（Lev）、公司成長性（Growth）、存貨水平（Ivent）、商業信用融資（TCrev）、公司產生現金流量的能力（CFO）、賬面市值比（BM）、營業利潤率（Profit）、股權制衡度（Shrz）以及年度（Year）、行業（Ind）虛擬變量。具體變量定義如表1所示。

（三）模型構建

本文構建以商業信用供給（TC1）作為被解釋變量、共同機構投資者持股（Coz）作為解釋變量的回歸模型（1），回歸時在公司層面進行聚類并同時控制年份和行業固定效應。

[TC1i，t=α0+α1Cozi，t+α2Controlsi，t+α3Year+α4Ind+εi，t] （1）

其中，[TCi，t]為[i]公司在[t]年的商業信用供給，[Cozi，t]為[i]公司在[t]年共同機構投資者的情況，具體從是否存在共同機構投資者（Coz1）、共同機構投資者的聯結程度（Coz2）、共同機構投資者的持股比例（Coz3）三個角度衡量。如果回歸系數[α1]顯著為負，則說明共同機構投資者持股降低了企業商業信用供給，H1a得到驗證。反之，如果回歸系數[α1]顯著為正，則說明共同機構投資者持股提高了企業商業信用供給，H1b得到驗證。

五、實證結果及分析

（一）描述性統計

表2為主要變量的描述性統計，樣本公司商業信用供給（TC1）的均值為0.004，中位數為0.01，說明對樣本公司整體而言，對外提供的商業信用水平高于獲得的商業信用，并且至少有一半公司對外提供的商業信用多于獲得的商業信用。是否存在共同機構投資者（Coz1）均值為0.162，說明有16.2%的樣本公司存在共同機構投資者；共同機構投資者聯結程度（Coz2）的均值為0.119，說明每個上市公司平均擁有0.119個共同機構投資者；共同機構投資者持股比例（Coz3）的均值為4.7%，最大值為62.5%，表明樣本公司所有共同機構投資者持股比例最高達到了62.5%。

（二）組間差異檢驗

本文將樣本公司按是否存在共同機構投資者持股進行分組并進行均值與中位數差異檢驗。由表3的均值T檢驗和中位數秩檢驗的結果可知，用總資產或營業收入測度的商業信用供給在共同機構投資者持股組的均值和中位數均顯著低于無共同機構投資者持股組。以上檢驗初步驗證了共同機構投資者持股會降低企業商業信用供給水平的假設。

（三）基準回歸結果

根據回歸模型（1）對樣本進行回歸，表4報告了共同機構投資者持股與商業信用供給的基準回歸結果。第（1）—（3）列是在僅控制時間和行業固定效應的情況下，檢驗共同機構投資者持股對商業信用供給（TC1）的影響，三個解釋變量的回歸系數均在1%的水平上顯著為負；第（4）—（6）列為引入控制變量并同時控制行業和年份固定效應時的回歸結果，三個解釋變量的系數仍然均在1%的水平上顯著為負。這說明共同機構投資者持股與企業商業信用供給之間為負相關關系，驗證了本文的假設H1a，即共同機構投資者持股發揮協同治理效應，減少了企業商業信用供給。

（四）穩健性檢驗

1. 改變共同機構投資者的持股門檻。基準回歸將5%作為機構持股的門檻，本文參考杜勇等（2023）[12]的做法，將持股門檻調整為3%，得到Coz11、Coz22和Coz33并重新進行回歸，由表5第（1）—（3）列的結果可知，Coz11、Coz22和Coz33的回歸系數在1%的水平上顯著為負；同時，以TC2作為被解釋變量時，根據表5第（4）—（6）列的結果，Coz11、Coz22和Coz33的回歸系數至少在5%的水平上顯著為負。另外，參考姜付秀等（2017）[36]的研究，將機構持股的界定門檻改為10%重新計算共同機構投資者持股指標，得到Coz111、Coz222和Coz333并重新進行回歸，根據表5第（7）—（12）列的結果，以10%為持股門檻計算得到的三個解釋變量與TC1和TC2的回歸系數均在1%的水平上顯著為負。以上回歸結果說明，將持股門檻調低為3%和向上調整為10%時，仍然支持基準回歸的結論，即共同機構投資者持股會降低企業的商業信用供給水平。

2. 剔除金融危機的影響。盡管基準回歸結果是在控制年度和行業效應的基礎上得出的，但2008年發生的金融危機對資本市場產生較大沖擊，上市公司的商業信用供給水平也可能會受到金融危機的影響（于歡，2016）[3]。鑒于此，本文剔除2007—2009年樣本，得到20249個公司—年度觀測值，在此基礎上用模型（1）再次進行回歸。根據表5第（13）—（18）列的回歸結果，發現三個維度的解釋變量與TC1和TC2的回歸系數至少在5%的水平上顯著為負，說明在剔除2008年金融危機影響后基準回歸結果仍然穩健。

3. 更換回歸模型。鑒于被解釋變量商業信用供給的數據特征符合受限被解釋變量的要求，直接使用最小二乘法進行回歸得到的結果可能存在偏差，為了避免以上問題，本文在控制時間和行業固定效應的基礎上使用Tobit模型重新進行回歸。根據表6的回歸結果，共同機構投資者持股與商業信用供給的回歸系數仍然在1%的水平上顯著為負，表明結果具有穩健性。其中，Tobit具體回歸模型如下：

[TobitTCi，t=β0+β1Cozi，t+β2Controlsi，t+β3Year+β4Ind+εi，t]" （2）

（五）內生性檢驗

1. Heckman兩階段模型。雖然本文的基準回歸驗證了共同機構投資者持股與商業信用供給之間存在負相關關系，但實踐中機構投資者可能存在持股偏好。具體而言，共同機構投資者可能偏向于投資發展較好的公司，或者偏好于投資某些行業，而正是這些因素使該類企業對外提供的商業信用較少，如規模大、經營年限長的公司提供商業信用的動機更弱（Long等，1993）[31]，即本文的結論可能是由于樣本公司存在共同的特征得出的，而非共同機構投資者持股所引起的。為了排除由樣本選擇偏差導致的內生性問題對基準回歸結果的影響，本文參照杜勇等（2021）[8]的研究，用Heckman兩階段模型進行檢驗。第一階段，為檢驗上市公司的特征變量是否會影響共同機構投資者持股（Coz1），通過Probit模型，將滯后一期的控制變量與當期的Coz1進行回歸，得到逆米爾斯比率（IMR）。第二階段，將得到的逆米爾斯比率（IMR）加入主回歸模型（1）重新進行回歸來驗證選擇偏差對基準回歸結果的影響。具體的Probit模型如下：

[Coz1i，t=β0+β1Controlsi，t-1+β2Year+β3Ind+εi，t] （3）

其中，[Coz1i，t]為是否存在共同機構投資者，[Controlsi，t-1]為滯后一期的上市公司特征變量的集合，為基準回歸模型中控制變量的滯后項，選擇滯后一期是考慮到機構投資者會將上市公司已經披露的信息作為其投資決策的參考。

根據表7第（1）列的結果，公司特征確實會對共同機構投資者是否持股產生影響，根據第（2）—（7）列的結果，逆米爾斯比率（IMR）估計系數在1%的水平上顯著，說明確實存在共同機構投資者持股的分布偏差，有必要進一步檢驗自選擇偏差對基準回歸結果的影響，將逆米爾斯比率（IMR）作為控制變量加入后，Coz1、Coz2、Coz3的回歸系數符號與基準回歸結果一致，說明在控制可能的選擇性偏差以后，本文結論仍然成立。

2. PSM—多期DID。為進一步驗證共同機構投資者持股與商業信用供給的因果關系，本文借鑒杜勇等（2023）[12]的做法，構建多時期雙重差分（多期DID）模型來估計共同機構投資者持股前后對企業商業信用供給水平產生的影響。考慮到共同機構投資者持股變更之前處理組和對照組在公司特征上本身就存在差異，這些差異的存在會造成選擇性偏差，所以本文參考馮曉晴等（2020）[37]的做法，先以傾向得分匹配法（PSM），使用有放回1∶1最近鄰匹配，為處理組匹配公司特征相似的控制組樣本，選取公司規模（Size）、公司年齡（Age）、資產收益率（Roa）、公司成長性（Growth）、賬面市值比（BM）、前十大股東持股比例（Top10）、現金持有水平（Cash）、銀行借款（Bank）、自由現金流（Fcf）、客戶集中度（CC）、行業（Ind）及年份（Year）變量作為協變量。匹配后利用模型（4）進行雙重差分檢驗：

[TCi，t=β0+β1Treati，t×Afteri，t+β2Controlsi，t+β3Year+β4Firm+εi，t] （4）

其中，[Treat]是樣本公司共同機構投資者持股是否發生變更的啞變量，將從不存在共同機構投資者持股變為存在共同機構投資者持股的樣本作為處理組，Treat取1，將樣本期間一直不存在共同機構投資者持股的樣本作為對照組，Treat取0；After根據共同機構投資者首次持股的年份進行界定，持股之后的年份取1，持股之前的年份取0。需要具體說明的是，為了更好地考察共同機構投資者持股對商業信用供給產生的凈效應，參考朱冰等（2018）[38]的做法，本文將樣本期內共同機構投資者持股首次從“無”到“有”后一直有共同機構投資者持股的樣本作為處理組，將樣本期內始終不存在共同機構投資者持股的樣本作為對照組，共同機構投資者持股頻繁變更的樣本則不參與回歸。

在模型（4）中主要關注β1即共同機構投資者持股對商業信用供給產生的凈效應，由表8第（3）列和第（4）列的結果可知，Treat×After與TC1和TC2的回歸系數均顯著為負，表明共同機構投資者持股從“無”到“有”后，企業的商業信用供給水平顯著降低，與基準回歸的結果一致。

本文借助多時點雙重差分模型識別因果關系的前提是，處理組和對照組在首次出現共同機構投資者持股前，商業信用供給應滿足平行趨勢假設。基于此，本文對匹配后的樣本進行平行趨勢檢驗，結果如圖1所示。在首次共同機構投資者持股前，商業信用供給（TC1和TC2）在處理組和對照組不存在明顯的差異，而在共同機構投資者持股后處理組的商業信用供給（TC1和TC2）出現顯著下降，即本文的研究滿足了多期DID的前提條件。

3. Goodman-Bacon分解。本文利用PSM—多期DID來驗證共同機構投資者持股與商業信用供給之間的關系，而已有學者認為在傳統的雙向固定效應下，多時點雙重差分的處理效應在組別和時間上的異質性會使估計結果存在偏誤。因此，為了更準確地估計共同機構投資者持股后的處理效應，本文借鑒Goodman-Bacon（2021）[39]的做法對傾向得分匹配后的樣本進行bacon分解來檢驗偏誤的來源。根據表9的結果，在C組以從未被共同機構投資者持股作為對照組的DID估計量所占權重為80.2%，而以較早被共同機構投資者持股作為對照組的“壞處理組”DID估計量僅占6.9%，說明異質性處理效應對DID估計量的影響較小，也說明本文PSM—多期DID對處理效應的估計是穩健的。

4. 安慰劑檢驗。為了檢驗共同機構投資者持股對商業信用供給的影響不是由其他隨機因素導致的，本文采用安慰劑檢驗對共同機構投資者持股效果的偶然性加以識別。參考胡潔等（2023）[40]的做法，對PSM處理后的樣本隨機分配共同機構投資者持股的公司和年份后，對模型（4）重新進行回歸估計，得到“偽政策虛擬變量”的系數和P值，并將此過程重復500次。結果如圖2所示，對共同機構投資者持股的公司和時間進行隨機分配后，以TC1和TC2為被解釋變量時Treat×After的估計系數服從正態分布且均值接近于0，P值大部分在10%的水平上不顯著，排除了其他因素對本文結果的影響。

六、進一步分析

（一）影響機制分析

1. 行業協同效應。企業提供商業信用的目的之一是通過給客戶提供商業信用獲得更大的市場份額，保持自身的市場地位（王竹泉和孫蘭蘭，2016）[6]，同時也意味著企業要承擔相應成本，因此，企業提供商業信用就要在收益與成本之間進行權衡。而共同機構投資者持股能夠發揮協同治理作用，促進投資組合企業間的協作，改善產品市場表現（He和Huang，2017）[10]，進而使企業不必通過讓渡流動性來保持市場地位，削弱了企業商業信用供給的競爭性動機，使企業商業信用供給減少。

為了驗證產品市場表現是共同機構投資者持股導致企業商業信用供給減少的途徑之一，參考談多嬌等（2010）[41]的方法，以產品市場份額增長率來衡量企業產品的市場表現（MShare），具體計算公式為：產品市場表現（MShare）=（本期市場份額-上期市場份額）/上期市場份額。其中，市場份額以公司主營業務收入除以公司所在行業主營業務收入的合計數計算得到。參照陳勝藍和劉曉玲（2018）[4]的做法，先進行直接檢驗再分組回歸。先將回歸模型（1）的被解釋變量換為產品市場表現（MShare）進行回歸，根據表10第（1）—（3）列，三個解釋變量的回歸系數均在1%的水平上顯著為正，說明共同機構投資者持股提升了企業的產品市場表現。然后按照產品市場表現的行業年度中位數將樣本分為高、低兩組進行回歸，由表10的第（4）—（9）列可知，共同機構投資者持股對商業信用供給的影響在產品市場表現低組顯著為負，且系數的絕對值顯著大于產品市場表現高組，說明相對于產品市場表現較高組，產品市場表現較低組的共同機構投資者持股更可能發揮行業協同效應，對商業信用供給的抑制作用更顯著。由此可見，通過促進行業內企業之間協作提升產品市場表現是共同機構投資者持股減少上市公司商業信用供給的途徑之一。

2. 監督治理效應。從商業信用供給的角度來看，商業信用供給具有信號傳遞的作用，能夠傳遞產品質量信息，緩解信息不對稱（周定根和楊晶晶，2016）[42]，因此，企業有動機通過提供商業信用向客戶傳遞產品質量良好的信號。而共同機構投資者存在監督治理作用，能提升企業信息透明度（杜勇等，2021）[8]，使客戶更了解企業和企業產品，會削弱企業商業信用供給的產品質量保證動機，進而有可能使企業減少商業信用供給。

為了驗證公司信息透明度是共同機構投資者持股導致企業商業信用供給減少的途徑之一，參考辛清泉等（2014）[43]的方法，以盈余質量、上市公司信息披露的考評分值、分析師跟蹤人數、分析師盈余預測精準度、審計師是否來自四大這五個指標計算百分等級的平均值作為衡量信息透明度（TRANS）的綜合指標。先將解釋變量與信息透明度進行回歸，再進行分組回歸。表11的第（1）—（3）列中，三個解釋變量的回歸系數至少在5%的水平上顯著為正，說明共同機構投資者持股提升了企業的信息透明度。將樣本按照信息透明度的行業年度中位數分為高、低兩組進行回歸，由第（4）—（9）列的結果可知，共同機構投資者持股對商業信用供給的影響在公司信息透明度較低組顯著為負，并且組間系數存在顯著差異，說明在信息透明度較低的公司，共同機構投資者持股更可能發揮監督治理作用，弱化企業商業信用供給的產品質量保證動機。由此可見，發揮監督治理作用提升信息透明度是共同機構投資者持股減少上市公司商業信用供給的途徑之一。

（二）異質性檢驗

1. 行業競爭程度。根據買方市場理論，企業在與客戶的關系中處于劣勢，特別是市場競爭激烈且自身市場競爭力較弱時，為維護客戶關系，企業只能被迫向客戶提供商業信用來鎖定客戶（余明桂和潘紅波，2010）[44]，而共同機構投資者持股能促進同行業企業間協作，改善企業的產品市場表現，使企業有更大空間進行商業信用供給決策，而非被迫地提供商業信用。因而企業所在行業競爭越激烈，共同機構投資者抑制不利競爭、促進行業協同的作用也就越顯著。為此，本文將驗證不同的行業競爭程度下共同機構投資者持股與商業信用供給的負相關關系是否存在差別。借鑒Peress（2010）[45]的做法，選擇勒納指數（LI）作為行業競爭程度的代理變量，勒納指數越小，企業所在行業競爭程度越高。具體計算公式為：（營業收入-營業成本-銷售費用-管理費用）/營業收入。本文根據勒納指數的行業年度中位數將樣本分為行業競爭程度高、低兩組進行分組檢驗。分組檢驗結果如表12所示，在行業競爭更激烈的組，三個解釋變量至少在5%的水平上顯著為負，而在行業競爭程度較低的組，解釋變量的系數均不顯著，并且組間系數存在顯著差異，表明公司所在行業競爭越激烈，共同機構投資者持股對商業信用供給的抑制作用越明顯。

2. 企業融資能力。在共同機構投資者的協同治理下，企業的產品市場表現得到改善，使客戶認識到企業有能力生產出符合預期的產品，并且隨著企業信息透明度的提升，客戶更加了解企業產品質量，也更加體恤供應商企業，減少對企業商業信用的侵占（吳娜和于博，2017）[7]。由于融資能力強的企業可以根據經營活動的需要靈活地調整商業信用供給，而一些規模小、融資能力弱的企業往往是商業信用凈供給者（徐曉萍和李猛，2009）[46]，為降低這類企業的應收款項，共同機構投資者通過改善持股企業產品市場表現和提升信息透明度最大化客戶體恤效應的意愿更強烈。因此，企業融資能力越弱，共同機構投資者發揮協同治理效應抑制商業信用供給的效果也越顯著。鑒于此，為驗證企業融資能力存在差異時，共同機構投資者持股與商業信用供給的負相關關系是否存在差別，借鑒葉永衛等（2023）[47]的做法，選擇有形資產占總資產的比例（PPE）作為企業融資能力的代理變量，按照企業融資能力的行業年度中位數將樣本分為企業融資能力強、弱兩組并進行分組檢驗。分組檢驗結果如表12所示，在融資能力更弱的組，三個解釋變量均在1%的水平上顯著為負，而在融資能力較強的組，解釋變量的系數均不顯著，并且組間系數存在顯著差異，表明公司的融資能力越弱，共同機構投資者持股對商業信用供給的抑制作用越顯著。

（三）經濟后果分析

企業出于競爭性動機會向客戶提供商業信用，而惡性競爭會導致企業對外提供過多的商業信用以致面臨流動性風險（王周偉和王許利，2015）[48]，并且同行業企業間商業信用供給存在“同伴效應”，當組合內企業通過相互學習進行商業信用供給決策時，投資組合整體都可能面臨流動性風險（吳娜等，2022）[21]，不利于投資組合價值最大化目標的實現。已有研究發現共同機構投資者持股能提升企業的風險管控能力（吳春賢和鄧瑋民，2022）[16]，當共同機構投資者預估企業因提供過多商業信用而產生較高風險時，則會加強對組合內企業的監督，以避免投資組合內某些企業治理不善帶來的負外部性在投資組合內擴散（杜勇等，2021）[8]。鑒于此，為了檢驗共同機構投資者持股通過抑制企業商業信用供給對流動性風險產生的影響，本文構建以下模型：

[Iqvi，t=β0+β1Cozi，t+β2TC1i，t+β3Cozi，t×TC1i，t+β4Controlsi，t+β5Year+β6Ind+εi，t] （5）

[Cvari，t=β0+β1Cozi，t+β2TC1i，t+β3Cozi，t×TC1i，t+β4Controlsi，t+β5Year+β6Ind+εi，t] （6）

其中，[Iqv]為流動風險，借鑒吳娜等（2022）[21]的做法，以流動資產除以流動負債計算得到的流動比率的相反數衡量，值越大，流動性風險越大。此外，為保證結果的穩健性，借鑒董盈厚等（2021）[49]的做法，用三年經營活動現金凈流量/總資產的標準差（Cvar）作為企業流動性風險的替代指標，值越大，現金流風險越大。檢驗結果如表13所示，在第（1）—（6）列中商業信用供給（TC1）均在不同顯著性水平上與流動性風險（Iqv、Cvar）表現出正向關系，而Coz1×TC1、Coz2×TC1和Coz3×TC1的系數均在1%或10%的水平上顯著為負，說明企業對外提供商業信用增加了流動性風險，而共同機構投資者持股能顯著降低商業信用供給帶來的以上風險。

七、結論與政策啟示

資本市場中共同機構投資者持股現象越來越普遍，現有關于共同機構投資者持股的文獻主要關注了其在企業業績表現、信息披露質量、委托代理問題等方面的作用，而忽視了其對企業內部財務決策的影響。本文選取2007—2022年A股非金融上市公司數據分析共同機構投資者持股對企業商業信用供給決策的影響，得到以下研究結論：共同機構投資者持股降低了企業的商業信用供給水平，以上結論在進行系列穩健性和內生性檢驗以后仍然成立；機制分析證明，共同機構投資者持股通過提升企業產品市場表現和提高企業信息透明度來降低企業的商業信用供給水平；異質性分析發現，共同機構投資者持股對商業信用供給的抑制作用在行業競爭激烈、融資能力弱的企業中更顯著；經濟后果分析發現，共同機構投資者持股能抑制商業信用供給帶來的流動性風險。

根據以上研究結論，本文得到以下啟示：對監管部門而言，應更多考慮共同機構投資者這一外部治理機制在資本市場中的積極作用，在有效監督的前提下，鼓勵共同機構投資者參與企業公司治理。政府應充分利用共同機構投資者所擁有的行業內信息優勢和豐富的治理經驗，通過有效發揮共同機構投資者在促進企業間協作和提升企業信息披露質量的作用，優化企業的商業信用供給決策。對投資者而言，可以及時了解共同機構投資者持股在企業經營決策方面的作用。商業信用供給可能使企業面臨流動性風險，而共同機構投資者持股則能降低商業信用供給帶來的這種風險，并且投資者對于被投資企業能獲得的信息相對有限，除了根據企業的基本信息對上市公司做出初步判斷外，投資者也可從是否存在共同機構投資者持股這一角度增進對被投資企業的認識，進而作出更加合理的投資決策。

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