主动模仿还是被动反应：商业信用同群效应研究

○ 吴 娜 白雅馨 安 毅

引言

商业信用供给是企业在赊销交易的过程中向客户提供的短期信用资金，主要表现为经营活动产生的应收账款。[1]国泰安数据显示，2007-2019年我国制造业上市公司所提供的商业信用供给（即应收账款）占营业收入的比率从17.5%增加到28.1%，表明商业信用供给被广泛应用于制造业公司的日常交易活动中。已有关于商业信用供给的研究主要从产品质量保证、价格歧视、降低交易成本等经营动机角度展开，[2-7]也有学者提出竞争性动机，认为商业信用供给作为一种竞争手段帮助企业获得竞争优势、争夺更多的客户资源。[1]但是，随着研究的不断深化，经营性动机和竞争性动机已无法有效解释企业提供商业信用的动机。因此，有学者从替代性融资动机角度认为商业信用供给是向其传递短期资金的中介，尤其对面临信息不对称和资金受限的企业来说，这种中介作用更为明显。[8-10]

由此可以看出，以上三种动机虽然从企业自身特征和市场特征分析了企业商业信用供给，但是却忽视了企业决策过程中存在同群其他企业的外部干扰效应。Leary等认为管理者作为企业决策的主体，[11]其行为和决策不可避免存在同群的相互依赖性，即企业经营决策不仅受到企业自身特征的影响，而且也会受到同群其他企业行为的影响。然而，同一行业企业往往面临相似的资源、经济和制度环境及宏观经济政策冲击，使同业个体与行业内其他个体产生关联效应，从而在一定程度上导致同行业的企业行为具有一定的同步性和相似性。因此，控制行业固定效应难以辨别企业间行为的相关性是由同群效应还是共同外部冲击所驱动。二者存在本质区别：同群效应强调的是焦点企业有意识地进行模仿或跟随同群企业行为，而不是由行业相似的特质造成，且公司间的相互模仿使一个小的变动能以指数的形式扩散到更广泛的体系，[12]形成社会乘数效应；而关联效应强调的是同一群体中的个体由于具有相似个体特征或面临相似的制度环境而倾向于做出相似行为，并不是出于模仿性的动机，且不能产生社会乘数效应。[13]因此，为了区别于已有研究控制行业固定效应，避免由于行业特质导致的伪同群效应，本文进一步探讨我国上市制造业企业商业信用供给是否会受到行业同群企业行为的影响，其影响的作用机制和经济后果何在。

一、制度背景、文献回顾与研究假设

1.制度背景

我国金融系统以银行为主导，但由于传统金融机构在提供贷款时具有明显的歧视性，[14]导致我国企业融资难、融资贵的困境一直未得到有效纾解。在此背景下，为进一步拓宽企业资金来源、丰富企业融资渠道，供应链金融应运而生，并成为一种有效的短期融资手段，以缓解企业融资约束。应收账款融资是供应链金融主要融资模式之一，是商业信用的体现。近年来央行、银保监会等部门先后出台了一系列供应链金融相关的政策，明确提到应收账款融资。这意味着应收账款在解决企业融资方面得到了国家层面的肯定和扶持，将会提高企业间相互提供商业信用的意愿。此外，商业信用根植于供应链中，反映了供应链企业间的业务关联和互相依赖，企业为了维持自身竞争力、降低决策成本，均可能相互模仿提供商业信用，引发行业融资联动，以缓解资金链紧张等问题，维持供应链正常运作。因此，研究企业之间相互依赖、相互模仿的商业信用供给行为在稳定供应链、保持市场稳定等方面具有重要的现实意义。

2.文献综述

（1）商业信用供给的内在动机和影响因素

现有研究将企业提供商业信用的内在动机归结为经营性动机理论、竞争性动机理论和融资性动机理论三个方面。经营性动机理论认为企业提供商业信用是为了应对市场变化、平抑产品需求波动或扩大销售额，降低企业经营风险实现短期利润最大化。[7]竞争性动机理论认为商业信用供给是企业用来增加客户黏性，以获得竞争优势、扩大产品市场份额的竞争手段。[1,15,16]融资性动机理论认为企业提供商业信用主要发挥了信贷配给的中介作用，这种中介作用在面临信息不对称和融资约束的企业中更为显著。[8-10]

对于商业信用供给的影响因素，现有文献主要集中于分析宏观经济因素或企业自身特征对商业信用供给的影响。从宏观经济因素看：在货币政策紧缩时期，流动性较好的企业会增加商业信用的供给，[17]而经济政策不确定性的提高会显著降低企业商业信用供给。[18]此外，在金融危机期间，供应商为了维持自身流动性需求会减少商业信用供给。[19-21]从市场竞争来看，企业面临的产品市场竞争和行业竞争越激烈，其提供商业信用供给的动机越强烈，以保持自己市场份额来维持相对竞争地位。[1,15,22]从企业自身特征来看，企业提供商业信用会受到企业规模、[5]客户集中度、[23,24]企业性质[15]及企业战略[25]的影响。

（2）同群效应与企业行为

同群效应是指个体行为选择不仅会受其自身特征的影响，而且也会受到具有相同或类似地位的个体行为的显著影响。[26]近年来，同群效应理论被广泛应用于企业行为的研究。在行业同群效应方面，学者们研究发现企业资本结构存在显著的同群效应；[11,27,28]进一步研究发现，我国上市企业在创新决策、[29,30]高管薪酬、[31]并购决策[32]及企业金融化[33]等方面也具有显著的行业同群效应。在地区同群效应方面，研究发现企业在投资、[34]过度负债[35]及捐赠行为[36]等方面存在显著的地区同群效应；也有文献从社会网络的角度出发，发现企业在创新活动、[37]社会责任履行行为[38]及捐赠行为[39]等方面存在社会网络同群效应。

综上所述，现有文献关于企业商业信用供给的研究通常将企业视为单独决策与行动的个体，更多地关注企业自身特征和外部环境等因素对商业信用供给的影响，忽视了群体之间的相互作用。然而，在现实决策过程中，企业在制定决策时需要观察学习、回应甚至反击同群其他企业的决策行为。[28]大量研究也证实企业在决策过程中会模仿同群其他企业的行为，即企业行为存在显著的行业、地区或社会网络同群效应，但目前鲜有文献讨论企业商业信用供给的同群效应。因此，本文试图通过同群效应的相关理论进一步探讨同群企业商业信用供给与企业自身商业供给之间的关系，以期丰富商业信用供给的影响因素，及拓宽同群效应的研究边界。

3.研究假设

模仿行为分为基于竞争理论的模仿和基于信息理论的模仿，这两种行为理论并不相互排斥，都会导致企业决策中同群效应的发生。[40]商业信用供给决策是企业营运资本决策和企业战略决策的重要组成部分，[5]虽然在一定程度上给企业带来了好处，但延迟付款也可能导致供应商陷入财务危机，尤其是当供应商监管缺乏保护时，[41]只有同行业共同反击才能应对咄咄逼人的客户需求。[42]因此，理论上企业模仿是为了保持相对竞争地位或是因为同行其他企业拥有更优越的信息以增加其决策有效性。

从竞争理论看，企业为了保持相对的竞争地位或抵消同行的侵略行为会密切关注同群企业行为并积极做出反应。[32]商业信用供给既是企业吸引客户的一种短期投资，[18]也是一种市场竞争手段。[22]当企业受到来自客户的利益竞争、同行企业对上下游资源的争夺时，[24]企业会主动向其客户提供商业信用以增加原有客户的黏性，防止自身客户的流失；[16]甚至利用这一手段夺取竞争对手的客户，进而扩大市场份额。因此，当企业面对竞争对手的威胁时，模仿竞争对手的行为采取“以牙还牙”的策略以抵消对企业竞争地位的威胁。此外，当市场竞争比较激烈时，商品价格和利润很容易受到影响，进而导致市场出现波动，为了缓解这种情况，企业往往会选择同质化战略，与同群其他竞争对手的行为相匹配，进而缓解竞争强度、平抑市场波动及降低自身风险。[40]可见，基于竞争理论，企业会通过被动反应模仿竞争者的商业信用供给以维持竞争均势或限制竞争。

从信息理论看，企业认为同行其他企业拥有更优越的信息，因此更愿意遵循同行其他企业决策来增加自身决策有效性。[43]由于供应商与客户之间存在信息不对称，而商业信用供给作为减少信息不对称的一种战略工具，[5]不仅帮助客户区分产品质量，[1]而且帮助供应商更好地识别客户的违约风险。[41]鉴于管理者独立分析自有信息来制定决策的过程比较费时费力，[43]且在不确定的环境中管理者特别容易接受隐含在他人行为中的信息，[40]从而出现“搭便车”行为。而企业与同群企业面临相似的市场环境，在与客户频繁接触中，在获取关于客户需求信息方面具有一定的优势，因此，同群企业的商业信用供给决策已包含了客户需求和行业发展前景，有助于企业更为准确地调整自身的商业信用供给，进而降低企业决策成本。可见，基于信息理论，企业会通过主动模仿同群其他企业商业信用供给以降低企业决策成本及信用风险。基于以上分析，本文提出假设：

H1：企业商业信用供给存在行业同群效应

二、研究设计

1.样本选择与数据来源

本文以2007-2019年A股制造业上市公司财务数据为样本，数据来源于CSMAR数据库。其中，行业分类以2012年证监会修订的《上市公司行业分类指引》为依据。选择上市公司的原因是：制造业是实体经济的根基，是经济高质量发展的主战场，而金融支持是制造业高质量发展的关键，但目前金融支持制造业高质量发展还存在诸多问题，部分企业面临较大的融资约束和信贷歧视，而商业信用作为一种非正式金融中介，有利于拓宽制造业企业多元化融资渠道、缓解企业融资约束。此外，制造业企业商业信用具有周期长、数额大、对经济周期变动敏感的特征，与零售、公共基础等建设防御性产业存在显著差异，[23]这为供给动机的判定提供了更为有利的样本支持。本文对研究样本进行了如下处理：剔除了ST、PT企业；剔除了部分财务数据缺失的企业；对所有连续变量进行了上下1%的缩尾处理。最终得到13421个有效观测值，使用Stata 15进行处理。

2.模型设计

为检验假设，本文借鉴Leary等[11]和Joo等[44]模型，将同群企业特征变量滞后一期。这是因为关于企业自身的特征信息可以及时获得，但同行企业的特征信息往往在披露后才能准确获得，且企业特定特征的决定因素影响当前的企业商业信用供给，而同伴群体特征的决定因素对企业商业信用供给的影响存在时滞性。具体模型如下：

式中，被解释变量Yi,j,t表示j行业企业i在t年的商业信用供给；是主要解释变量，表示j行业企业i的其他同行企业在t-1年的平均商业信用供给，衡量的是同群企业平均商业信用供给对企业商业信用供给的影响；为次要解释变量，表示j行业企业i的其他同行企业在t-1年的平均企业基本面特征，属于外生影响因素，衡量同群企业外在特征对企业商业信用供给的影响；Xi,j,t是控制变量，表示j行业企业i在t年的基本面特征；μj和vt分别代表行业和时间固定效应。模型（1）中β与γ'衡量的都是同群效应，但本文重点关注β值是否显著。在此基础上，构建企业商业信用供给行业同群效应的模型以检验假设1：

模型中i、j和t分别与企业、行业和年度相匹配。该同群企业被定义为在给定年份上市企业行业分类中制造业中前两位代码相同的所有企业（即13-43），但不包括企业本身。

3.变量定义

本文参考张会丽等和余明桂等的做法，[1,15]从供应商的角度出发，采用应收账款的相对指标（AR=应收账款/营业收入）来衡量企业商业信用供给。参考张会丽等和吴娜等的做法，[1,23]主要控制了企业的财务特征变量，包括短期贷款（Loan）、资产负债率（Lev）、应付账款（Ap）、存货水平（Inv）、企业规模（Size）、成长性（Growth）、盈利能力（Roa）和成长机会（Tq）。同时，还控制了同群企业外在特征（）、行业固定效应（Industry）和年份固定效应（Year）。主要变量具体含义如表1所示。

表1 变量定义

三、实证结果

1.描述性统计

表2为相关变量描述性统计结果。企业商业信用供给的均值为24.7%，表明我国制造业上市企业向客户提供的商业信用供给占营业收入的平均水平为24.7%，与张会丽等研究结果相似。[1]企业商业信用供给最大值为1.087、最小值为0.001，表明我国制造业上市企业的商业信用供给存在着较大的差异。同群企业短期贷款、资产负债率、规模、存货水平、应付账款、成长性、盈利能力及成长机会等各项指标的行业均值与特点企业i对应的各项指标均值都接近，符合理论预期。

表2 描述性统计

2.回归结果

表3报告了企业商业信用供给的行业同群效应的实证检验结果。表3第（1）和（2）列以特定企业i商业信用供给为因变量，以OLS模型进行估计，第（2）列在第（1）列基础上控制了同群企业财务特征均值变量，结果显示Arpeer系数在1%水平上显著为正。表3第（3）和第（4）列为固定效应的估计结果，第（4）列在第（3）列基础上控制了同群企业财务特征均值变量，结果显示Arpeer系数在1%水平上显著为正，说明在采用固定效应模型控制可能存在的遗漏变量问题后，行业同群效应依然存在，假设1成立。

表3 企业商业信用供给的行业同群效应的回归结果

3.稳健性检验

（1）对商业信用供给的衡量指标进行替换

为了保证研究结果不受变量衡量方式的影响，本文分别采用AR1（应收账款+应收票据）/营业收入[23]和AR2（应收账款+应收票据+预付账款) /营业收入[18]重新度量商业信用供给，并采用固定效应模型来进行稳健性检验。由结果（限于篇幅，略去备索）可知，无论是否增加同群企业财务特征均值等控制变量，Arpeer系数均在1%水平上显著为正，再次表明企业商业信用供给存在行业同群效应。

（2）改变同群企业定义

为了保证研究结果不受同群企业定义的影响，本文在稳健性中将同群企业重新定义为在给定年份上市公司行业分类中制造业中前一位代码相同的所有企业（即1-4），但不包括企业本身，并采用固定效应模型来进行稳健性检验。结果显示，表4第（1）列在不控制同群企业财务特征均值时，Arpeer系数在1%水平上显著为正；而第（2）列在第（1）的基础上进一步控制同群企业财务特征后，Arpeer系数为0.058，但不显著。同理，改变商业信用供给的衡量指标，第（4）列和第（6）列中Arpeer系数均未通过显著性检验。这表明当同行业概念变大时，行业同群效应作用不显著，这是因为这些企业虽然同属于制造业一级行业，但是其经营范围实际有较大差异，将其划分为同行企业将存在明显偏误，从而进一步补充了Leary等的研究结果。[11]

表4 改变同群企业定义

（3）排除竞争性解释

由于本研究基于是否属于同一类型行业来识别同群企业，但某一特定地理区域内的企业也面临着相似的经营环境和竞争压力，进而也会对同区域不同行业的企业产生影响，[37]导致同地区的不同行业的企业在商业信用供给方面也会趋于一致。因此，为了排除某一特定地理区域内企业的相互影响，本文在模型（2）中加入基于同地区的同群企业商业信用供给均值变量（PartArpeer）来进一步控制地区同群效应，具体模型如下：

其中，模型（3）中PartArpeer表示与企业i在相同省份内的其他企业（不包括企业i）商业信用供给均值，其他变量的衡量方式与模型（2）一致。由表5第（1）列可知，Arpeer系数在1%水平上显著为正；第（2）列则是在第（1）列的基础上增加了同群企业财务均值控制变量的结果，Arpeer系数仍在1%水平上显著为正，表明在控制地区同群效应后，企业商业信用供给仍存在显著的行业同群效应。此外，为了使得结果更具有稳健性，本文再次替换商业信用供给的衡量指标，如表5第（3）-（6）列所示，Arpeer系数仍在1%水平上显著为正，再次表明企业商业信用供给具有显著的行业同群效应。

表5 排除竞争性解释

（4）工具变量法

虽然模型（2）中自变量采用了滞后一期，但却忽略了同群效应识别中的反射问题中的关联效应，[13]即特定企业i与同群企业行为所呈现的同步性和相似性很可能是由背后共同的因素（如相同的经济、制度环境和宏观政策冲击）驱动的，而不是其行为直接相互影响，因此并不能完全消除内生性问题。[28,33]因此，本文通过工具变量来解决潜在的内生性问题，而工具变量的有效性必须要同时满足相关性和排除性的要求，[45]即在此研究中其必须影响同行企业的商业信用供给，只能通过影响同行企业的商业信用供给进而影响企业i的商业信用供给。为了满足相关性要求，工具变量应该与内生变量密切相关，即同行的回报冲击应与同行的商业信用供给相关。现有文献表明股票回报率与商业信用具有显著的关系，[46,47]如研究发现与未上市公司相比，上市公司会获得更多的商业信用；[10]股票流动性较高的企业对商业信用融资的依赖程度较低，因此更愿意扩大商业信用。[48]

为了满足排除性条件，参照Leary等做法，[11]将同行企业的平均股票特质收益率作为解决同群效应研究的内生性问题的工具变量。原因在于股票特质收益率仅与企业自身经营特征相关，[29]在同行业间不相关，并且在同一企业的各个时期也是序列不相关，这表明企业股票特质收益率不能预测自己或其他公司的未来股票特质收益率，也从侧面反映出行业平均股票特质收益率不会直接影响其扰动项。因此，除了“行业平均股票特质收益率→行业平均商业信用供给→特定企业i商业信用供给”这一关系外，行业平均股票特质收益率与特定企业i商业信用供给不存在其他关系，满足“排他性要求”。该工具变量构建步骤如下：首先，使用以下模型对股票特质收益率进行估计：

其中，γijt表示j行业的i企业在t月的股票收益率，使用考虑现金红利再投资的月个股回报率；γft表示无风险收益率，使用一年定期存款利率；表示i企业的同行业企业在t月平均股票收益率；MKTt、SMBt、HMLt和MOMt分别表示Carhart四因素模型中的市场、规模、账面市值比和动量四个因子。

其次，在每年的年初，使用前36个月的数据对模型（4）进行回归。在年度内的每个月使用相同的回归系数，计算每只股票每月超额收益率的期望值-γft，从总回报中扣除预期超额收益率获得企业的异质收益率，计算方法如下：

再次，为了与年度数据一致，计算出每只股票每个月的特质收益率后，参考Leary等的做法，[11]将每一家上市公司的月度股票收益率采用复利计算，得到对应的年度特质收益率。

最后，在此基础上计算同行企业的年度行业平均异质收益率（IRpeer），进而得到本文的外生工具变量。

表6为工具变量采用2SLS的回归结果。由第（1）列第一阶段回归结果可知，IRpeer系数为-0.029，在1%水平上显著为负，说明同群企业的平均股票特质收益率与同群企业的商业信用供给均值呈显著负相关；由第二阶段可知，Arpeer系数为1.197，在10%水平上显著为正，说明企业商业信用供给具有行业同群效应。此外，本文进行了弱工具变量检验，第一阶段返回的F值为62.1581，大于经验值10，说明IRpeer并非弱工具变量。

同时，为了使结果更具有稳健性，本文改变商业信用供给的衡量指标。由表6第（2）列和第（3）列的第一阶段回归结果可知，IRpeer系数均在1%水平上显著为负；第二阶段回归结果显示，Arpeer系数均在5%水平上显著为正，再次说明企业商业信用供给具有行业同群效应。此外，第一阶段返回的F值均大于经验值10，再次说明IRpeer并非弱工具变量。可见，在考虑内生性问题后依然可以发现企业商业信用供给存在行业同群效应。

表6 2SLS回归结果

（5）样本自选择问题

由于本文选取的样本为制造业行业，因此有可能存在样本选择性偏差。为了降低样本选择性偏差，本文采用Heckman两阶段方法进行调整。第一阶段，采用Probit模型估计企业是否有商业信用供给的概率，进而计算得到逆米尔斯比率（Milss）。在第一阶段中选取的影响企业商业信用供给的变量为：企业的财务特征变量，主要包括短期贷款（Loan）、资产负债率（Lev）、应付账款（Ap）、存货水平（Inv）、企业规模（Size）、成长性（Growth）、盈利能力（Roa）、成长机会（Tq）和企业上市年限（Age）；还控制了同群企业外在特征（）、行业固定效应（Industry）和年份固定效应（Year）。其中，企业上市年限（Age）为加入的新变量。因为企业上市年限越长，越会减少赊销战略的使用，从而减少商业信用供给；反之，企业越年轻，越会提供更多的商业信用。[5]

第二阶段，将第一阶段回归计算得到的逆米尔斯比率代入模型（2）中，作为新的控制变量进行回归。若第二阶阶段逆米尔斯比率系数显著，则反映出样本选择性偏差进行了有效的调整。第一阶段的回归结果可以看出（具体结果略去备索），企业上市年限对商业信用供给具有显著负向作用。第二阶段回归结果显示，系数比较显著，这说明选择制造业行业为研究样本在一定程度上存在样本选择偏差。但从第二阶段回归结果中可以看出，Arpeer系数依然显著为正，反映出调整可能的样本选择偏差后，企业商业信用供给的行业同群效应依然存在。此外，为了使得结果更具有稳健性，将样本扩大为全部A股上市公司，再次检验假设。由结果可知（具体结果略去备索），Arpeer系数依然在1%水平上显著为正，表明上市公司商业信用供给具有行业同群效应。综上所述，无论采用Heckman两阶段解决样本选择偏差还是扩大样本范围，回归结果仍表明企业商业信用供给存在行业同群效应。

四、作用机制检验

基于以上研究证明了企业商业信用供给存在行业同群效应，但其行业同群效应的影响机制尚待进一步检验。因此，为了深入理解企业商业信用供给的行业同群效应，本文从竞争理论和信息理论进一步检验企业商业信用供给的行业同群效应。

1.竞争理论

企业不仅要承受来自客户的利益竞争，而且也面临同行业其他企业对上下游资源的争夺。[24]因此，为了获得竞争优势、争夺更多的客户资源，企业会密切关注同群其他企业商业信用供给以维持竞争均势或限制竞争。当市场竞争比较激烈时，企业会选择同质化战略，与竞争对手的行为相匹配，进而缓解竞争强度降低风险。[40]

为验证竞争理论的同群效应，本文分别使用基于营业收入的赫芬达尔指数、[29]勒纳指数[49]来衡量市场竞争程度。赫芬达尔指数和勒纳指数越小表明其市场竞争越激烈。此外，由于勒纳指数用（价格-边际成本）/价格来表示，基于数据的可获得性，本文进一步借鉴了陈志斌等的做法计算勒纳指数，[50]即（营业收入-营业成本-销售费用-管理费用）/营业收入。若赫芬达尔指数（HHI）小于0.1，表明其市场竞争较激烈，并取值为1，否则取值为0；若勒纳指数（LN）小于中位数，表明其市场竞争较激烈，并取值为1，否则取值为0。在模型（2）的基础上构建模型（7），其余变量的衡量方式与模型（2）一致：

其中，Compete分别代表基于营业收入的赫芬达尔指数（HHI）和勒纳指数（LN），若交互项系数β1显著为正，则表明市场竞争越激烈，企业商业信用供给的行业同群效应越显著，间接证明了行业同群效应竞争理论的存在。

表7显示了竞争理论对企业商业信用供给行业同群效应的影响。第（1）列中HHI×Arpeer系数为0.081，第（4）列中LN×Arpeer系数为0.069，均在1%水平上显著为正，说明当市场竞争越激烈时，企业商业信用供给的行业同群效应越显著，间接证明了企业商业信用供给行业同群效应产生原因之一是基于竞争理论的模仿行为。为使得文章结果更具有稳健性，改变商业信用供给的衡量方式，表7第（2）、（3）、（5）、（6）列结果显示其交互项系数均通过了显著性检验，再次验证了企业商业信用供给行业同群效应竞争理论的存在。

表7 竞争理论的存在

2.信息理论

信息理论认为学习是模仿的一个重要动机，尤其是在高度不确定的情况下，同行领导企业的决策会成为重要的信息来源。[11,40]一方面，行业领导企业具有较多的信息资源，行业追随企业更容易模仿其领导企业的决策，进而出现“搭便车”的现象。[28]另一方面，追随企业模仿行业领导企业是追赶并超越同群者的一种有效方式。[51]此外，出于反馈动机和捕食动机，领导者为了捍卫自身市场地位或将追随者驱逐市场，也会模仿追随者的财务政策。[52]而商业信用供给作为产品市场竞争的重要手段，[15]当追随者通过模仿领导者行为改变自身商业信用供给时，领导者会适当做出反应，试图调整商业信用供给以应对竞争对手来巩固自己的竞争地位。可知，行业领导企业和追随企业之间的商业信用供给会相互影响。

为验证信息理论的存在，本文按企业地位进行划分，将企业划分为领导型企业和追随型企业。在此基础上，本文借鉴Leary等、[11]陆蓉等、[27]Adhikari等[53]的做法，首先，根据企业年龄（Age）、企业规模（Size）、营业收入（Income）及资产负债率（Lev）从大到小进行排序，将排名位于前30%定义为领导型企业，取值为1；排名位于后30%的企业定义为追随型企业，取值为0。其次，在分析行业领导者（追随者）的商业信用供给对追随者（领导者）的反应时，样本使用行业领导者（追随者）的子样本，但需使用除本企业以外的所有同行企业追随者（领导者）作为同行企业，重新计算同行企业平均值。最后，再次对模型（2）重新进行回归。

表8第（1）-（4）列为行业领导企业对追随企业的反应，其Arpeer系数均通过显著性检验，这一证据再次强化了商业信用供给作为产品市场上重要竞争工具的观点，[15,20]即行业领导者为了强化自身市场地位、抵消追随者侵略行为，甚至会对追随者的商业信用供给做出适当反应。第（5）-（8）列为行业追随企业对领导企业的反应，其Arpeer系数均在1%水平上显著为正，表明行业领导企业和追随企业之间的商业信用供给会相互影响。比较表8中Arpeer的第（1）-（4）列和第（5）-（8）列的系数大小，发现行业追随者的商业信用供给受同行领导者商业信用供给的影响更为显著，反之则较弱。这表明企业商业信用供给的行业同群效应在追随型企业中更为显著，间接证明了企业商业信用供给行业同群效应信息理论的存在。

表8 领导企业与追随企业间的学习效应

五、异质性分析

为了深入理解企业商业信用供给的行业同群效应，本文进一步从产权性质、客户集中度、地理位置邻近程度三个方面分析了企业商业信用供给的行业同群效应的异质性。本文在模型（2）的基础上构建模型（8），其余变量的衡量方式与模型（2）一致，具体如下：

其中模型（8）中的Group是上述模型中的调节项，本文重点关注交互项系数χ，代表不同情况下企业商业信用供给的行业同群效应的差异性，并对模型（8）进行固定效应回归。

（1）产权性质的调节作用

在我国的制度背景下，不同的产权性质会对企业行为产生不同的影响。现有研究表明，相较于国有企业，民营企业更倾向于通过提供商业信用供给来提高自身竞争力，从而在市场上获得有利地位。[1,15]然而，从代理成本理论出发，相较于民营企业，国有企业的委托代理问题更加严重，管理者基于声誉考虑可能会忽略自身掌握的信息和判断，而选择模仿同行企业管理者行为，以保证其个人声誉处于市场平均水平，[27]因此，国有企业更倾向于模仿同行企业行为。为验证以上分析，本文进一步检验了不同产权性质下企业商业信用供给的行业同群效应，并将国有企业取值为1，民营企业取值为0。

结果显示（限于篇幅，略去备索），Soe×Arpeer系数在1%水平下显著为正；控制同群企业财务特征变量后，Soe×Arpeer系数依然在1%水平下显著为正，说明企业商业信用供给的行业同群效应在国有企业更为显著。改变商业信用供给的衡量方式后，Soe×Arpeer系数均在1%水平显著为正，再次验证了企业商业信用供给的行业同群效应在国有企业中更为显著。

（2）客户集中度的调节作用

从企业角度看，客户集中度不仅向资本市场传递了企业市场状况良好的重要信息，而且为企业带来了可观的经济效益，[24]为企业向客户提供商业信用创造了条件。客户集中度越高，企业为客户提供的商业信用就越多。[23,24]此外，客户集中度较高的企业在与客户频繁接触的过程中会获得更多关于客户需求的信息，进而根据客户需求及时做出反应。相反，客户集中度较低的企业则处于不利的竞争地位，一方面要承受客户流失的压力，另一方面也会受到同行企业对资源的掠夺，[24]使得企业势必更加密切关注同行企业的商业信用供给并积极做出回应，以防止客户流失和避免被其他同行企业驱逐市场。因此，企业商业信用供给的行业同群效应在客户集中度较低的企业中更为显著。本文参考吴娜等的做法，[23]采用前五大客户销售额占全部销售额的比例来衡量客户集中度（CC），并按行业年度中位数进行分组，将企业客户集中度小于行业年度客户集中度的中位数定义为客户集中较低的企业，并取值为1，否则为0。

结果显示（限于篇幅，略去备索），CC×Arpeer系数在10%水平上显著为正，说明企业商业信用供给的行业同群效应在客户集中度较低的企业中更为显著。同理，改变商业信用供给的衡量方式，CC×Arpeer系数均通过了显著性检验，其结果并未发生实质性改变。

（3）地理位置邻近程度的调节作用

就本质而言，不论是信息性学习抑或竞争性学习，同群效应均可视为个体对同群决策信息的解读与学习。[30]企业与同群企业地理位置较为邻近时，更有利于个体企业解读同群企业传递的信息。[37]此外，企业与同群企业面临相似的经营环境，更易基于同群企业的商业信用供给来改变自身的商业信用供给，以保持相对的竞争地位或抵消同行的侵略行为。因此，本文进一步检验企业与同群企业地理位置对商业信用供给行业同群效应的调节作用，并参考刘静等的做法，[30]用与企业位于相同省份（自治区、直辖市）的同群企业数量来衡量地理位置邻近程度，用GEO_Proximity表示，其值越大表明企业与同群企业的地理位置邻近程度越高。

结果显示（限于篇幅，具体结果略去备索），GEO_Proximity×Arpeer系数在1%水平上显著为正，表明上市企业制造业地理邻近程度对上市企业制造业商业信用供给的行业同群效应具有调节作用，即企业与同群企业地理位置邻近程度越高，其商业信用供给的行业同群效应越显著。同理，增加同群企业财务特征变量，GEO_Proximity×Arpeer系数为正，均通过显著性检验，结果并未发生实质性改变。

六、企业商业信用供给行业同群效应的经济后果分析

企业提供商业信用供给主要原因之一是将商业信用供给作为一种竞争手段，提高产品销量，进而提高自身竞争力。然而，商业信用供给更多体现为应收账款，当企业为客户提供较多的商业信用时，企业的应收账款占用流动性比较大，但是由于违约信用风险的存在，导致过多的应收账款无法按时收回，进而会引发企业流动性风险的增加。[54]此外，企业间相互模仿行为具有放大效应和溢出效应，[11]如果企业提供过多的商业信用会增加自身流动性风险，企业间商业信用供给相互模仿就会放大企业自身流动性风险，进而产生溢出效应，引发行业流动性风险。

因此，本部分进一步考察企业商业信用供给行业同群效应如何影响企业流动性风险及行业流动性风险。为了验证以上分析，本文参考刘柏等的做法，[55]采用流动比率（流动资产/流动负债）衡量企业流动性风险（C_Lrisk）的指标，该比率越大，表明企业流动性风险越小。此外，在企业流动性风险的基础上求出行业流动性风险（Ind_Lrisk），并参考李秋梅等做法设定如下回归模型来检验企业商业信用供给行业同群效应对企业流动性风险和行业流动性的影响。[33]

其他变量定义与模型（2）一致。在此回归中主要关注交乘项AR×Arpeer系数β1以考察商业信用供给行业同群效应对企业（行业）流动性风险的影响。企业商业信用供给行业同群效应与企业流动性风险的回归结果显示（限于篇幅，具体结果略去备索），AR×Arpeer系数在10%水平上显著为负，说明企业商业信用供给行业同群效应与企业流动比率呈负相关关系，即企业商业信用供给行业同群效应越大，企业流动比率越小，企业流动性风险越高；同理，企业商业信用供给行业同群效应与行业流动性风险的回归结果显示，AR×Arpeer系数在1%水平上显著为负，说明企业商业信用供给行业同群效应与行业流动比率呈负相关关系，即企业商业信用供给行业同群效应越大，行业流动比率越小，行业流动性风险越高。这表明企业对同群企业商业信用供给的模仿不仅会放大企业自身的流动性风险，也产生了溢出效应，进而引发和放大行业流动性风险。此外，为使结果更具有稳健性，改变商业信用供给的衡量方式，结果并未发生实质性改变。

七、结论与启示

本文利用沪深两市A股制造业上市公司2007-2019年数据，基于同群效应的视角考察了企业商业信用供给行业同群效应的存在性、作用机制、异质性及其经济后果。研究结果表明，企业商业信用供给存在显著的行业同群效应，采用行业平均股票异质收益率作为工具变量后的检验结果依然成立。进一步研究作用机制发现，企业商业信用供给的行业同群效应既因存在竞争理论而被动反应，也因存在信息理论而主动模仿，具体表现为：第一，市场竞争越激烈，企业商业信用供给的行业同群效应越强。第二，具有信息劣势的追随企业出于学习动机更倾向于模仿领导企业的商业信用供给；反之，领导企业出于反馈动机和捕食动机也会对追随企业商业信用供给及时做出反应。此外，商业信用供给的行业同群效应存在异质性，即在国有企业、低客户集中度及地理位置邻近程度高的企业中更为显著。最后，进一步检验了企业商业信用供给行业同群效应的放大效应和溢出效应，即同群企业商业信用供给的相互模仿不仅会增加企业自身的流动性风险，也产生了溢出效应，进而引发和增加行业流动性风险。

本文的研究贡献和实际意义为：（1）本文弥补了现有商业信用供给驱动因素研究仅关注企业自身特征的不足，有助于深入理解企业提供商业信用供给的动机，不仅丰富了商业信用供给的影响因素，而且也拓展了同群效应的研究边界。（2）本研究为理解企业将商业信用供给作为一种竞争手段提供了一个崭新的微观视角，证明了竞争对手决策作为企业决策决定因素的重要性。（3）研究商业信用供给的同群效应不仅有助于引导企业更多关注商业信用供给决策关联性带来的潜在风险和溢出效应，而且有助于厘清企业决策行为的行业互动现象，起到了沟通企业微观层面与行业中观层面的桥梁作用，具有重要的现实意义。（4）本研究为行业规范标准和政策制度的制定提供启示，国家在完善商业信用建设和拓展市场主体融资渠道时，应考虑企业商业信用供给的行业同群效应，关注领导企业的行为，发挥其带动作用，通过引领制造业的融资联动提升整个行业的信用水平，推动行业的可持续发展。

本文的结论还具有如下实践启示：第一，企业在制定自身商业信用供给决策时，不仅要考虑自身的经营环境，也要考虑同行间行为的关联性，以增强决策的合理性和有效性。第二，市场竞争越激烈，企业商业信用供给行为越容易受到同群企业的影响。因此，企业在制定相关决策时应着重考虑竞争对手的行为，以维持竞争均势或限制竞争；监管者在制定政策时不仅要关注模仿竞争对手行为产生的正面仿效效应，也要警惕其所带来的恶性竞争，为企业间营造一个良好的竞争环境，促进企业供应链生态的和谐发展。第三，行业内领导者对其他同行企业的商业信用供给行为的影响较大，因此，监管者应密切关注行业领导者行为，制定相关行业规范标准，发挥行业龙头企业作用，通过引领制造业的融资联动缓解资金链紧张等问题，从增强供应链合作黏性，维持供应链正常运作。第四，本文还发现在国有企业、低客户集中度及地理位置邻近程度高的企业中商业信用供给的行业同群效应更为显著，因此，监管部门在制定相关政策要因企而异，避免出现“一刀切”现象。第五，企业商业信用供给行业同群效应的经济后果表明，商业信用供给反映了供应链企业间的业务关联和互相依赖，其隐含的潜在违约风险具有“牵一发而动全身”的作用，因此，监管部门在制定相关政策时，应该考虑同行业公司之间的这类溢出效应，加强企业对商业信用供给的监管，规范企业之间的商业信用供给行为，解决商业信用供给市场中恶意拖欠问题。此外，商业信用是社会信用体系中的重要组成部分，国家在完善商业信用建设和拓展市场主体融资渠道时，应考虑企业商业信用供给的行业同群效应，为商业信用健康运行提供良好的社会环境，以提升整个行业的信用水平，推动行业的高质量发展。