商业信用融资对我国企业高质量发展的影响

□朱冠平 黄志媛

一、引言

党的十九大报告指出，当前中国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段。已有研究对高质量发展内涵的界定主要基于两个方面：一是从经济增长质量角度出发，认为高质量发展就是要提高资源配置效率，促进产业结构转型升级；二是从新发展理念角度出发，认为高质量发展是指从经济规模的“量”变到结构优化的“质”变，实现全面可持续发展。尽管学界对高质量发展内涵的理解各不相同，但对高质量发展的本质却见解相同，即高质量发展的本质在于提高全要素生产率。为此，不少学者以全要素生产率作为衡量企业高质量发展的指标，研究发现企业面临的融资约束、外部营商环境和税费负担等都会显著影响企业高质量发展。2022 年3 月，中共中央办公厅、国务院办公厅印发的《关于推进社会信用体系建设高质量发展促进形成新发展格局的意见》指出，完善的社会信用体系是优化资源配置的坚实基础，是供需有效衔接的重要保障，也是良好营商环境的重要组成部分，对构建新发展格局和促进国民经济循环高效畅通具有重要意义。而商业信用融资是社会信用体系构建中的重要一环，因此探讨商业信用融资对我国企业高质量发展的影响及其作用机制具有重要意义。商业信用融资作为企业在日常频繁的供应链交易中形成的信贷关系，其本质是基于交易双方信任而形成的融资模式。事实上，商业信用融资已经成为我国企业最重要的非正式融资方式。首先，从“量”的角度来看，国泰安数据库的数据显示：我国上市公司应付账款、应付票据与预收账款之和占资产的比值从2000 年的10.01%上涨到2020 年的13.24%，说明商业信用融资的重要性在企业融资过程中正在不断提升。其次，从“质”的角度来看，商业信用融资有效弥补了我国银行信贷体系的不足和金融市场发展的滞后。已有研究表明，商业信用融资有助于提升供应链效率，提高实体经济资本效率，促进研发投入和缓解企业风险，而对于其是否也能促进企业高质量发展却鲜有探讨。为此，本文以沪深A 股2007—2020 年上市公司为样本，实证考察商业信用融资对企业高质量发展的影响机制，旨在为理解商业信用融资影响企业高质量发展的内在机理提供可借鉴的经验证据。

本文的学术贡献主要可概括为3 个方面。第一，以商业信用融资作为切入点探讨了其对企业高质量发展的影响，不仅拓展了对商业信用融资经济效应的研究，而且还丰富了对企业高质量发展影响因素的研究。第二，基于商业信用融资的债权相机治理和融资功能探寻了商业信用融资影响企业高质量发展的作用机理，实证检验了代理成本和现金持有在商业信用融资影响企业高质量发展过程中的中介效应。第三，从异质性角度探讨了规模和行业的异质性在商业信用融资与企业高质量发展中的关系，丰富了相关研究内容。

二、理论分析与研究假设

企业高质量发展是以持续发展为目标、以创新为动力，通过不断优化各种内外部关系最终实现企业全要素生产率提升的动态过程。在可持续发展的动态过程中，充足的资金是企业进行研发创新、技术改革和转型升级的基础，也是企业提高生产率、利润率和资源配置的必要条件，而商业信用融资能够有效缓解企业的融资约束和融资成本，增强现金持有水平，这表明商业信用融资在一定程度上可能会促进企业高质量发展。

首先，商业信用融资能够缓解融资约束，增进研发创新投入，进而促进企业高质量发展。商业信用融资是企业基于信任与供应商、客户之间达成的信贷协议，不仅能有效降低融资的交易成本，而且还能给企业提供稳定的现金流，缓解企业面临的融资约束，而融资约束的降低则有助于企业增进研发创新。一方面，商业信用融资主要是以应付款项为主的债务融资，因此相较于外部债务融资和股权融资支付的融资成本低；另一方面，商业信用融资能够发挥融资功能，缓解企业创新投资中的融资约束，进而提升企业全要素生产率，并最终实现企业高质量发展。其次，商业信用融资能够发挥债权相机治理功能，降低代理问题，提升企业资源配置效率。代理理论认为，由于在资源提供者和使用者之间缺乏有效的契约关系，这就使得掌握信息多的代理人会出于自我寻利的动机追求自身财富最大化，从而损害所有者的利益。而商业信用融资则能够在一定程度上抑制管理层的代理动机，原因在于：为了缓解交易双方的信息不对称问题，企业需要向上游供应商和下游客户传递其经营稳健、信誉良好和管理有效等可靠信号，以此来增强商业信用融资供给方的信心，当企业向债权人披露的相关信息越多，就越有助于发挥信用提供方的债权相机治理功能，使管理层在供应商或销售商的严密监管下不断提高资产管理效率，减少掏空行为和提升企业全要素生产率，进而促进企业高质量发展。最后，从企业风险角度来看，商业信用融资的增加有助于降低企业风险。一方面，商业信用融资越强的企业缓解融资约束的能力就越强，这不仅有助于降低企业经营风险，而且能提升研发创新力度；另一方面，商业信用融资越强的企业发挥的债权相机治理效应就越好，也就越能够改善企业的公司治理效果，从而降低企业的代理风险。基于此，本文认为商业信用融资的增加有助于缓解融资约束和降低代理问题，进而推动企业成长，促进要素生产率的提升和企业高质量发展。因此，本文提出如下假设H1：

H1:商业信用融资能促进企业高质量发展。

然而，商业信用融资带来的融资约束缓解以及货币资金的增加也可能产生不利影响。一方面，可能会诱发管理层对内部现金流使用的敏感性降低，导致企业产生过度投资等非效率投资行为，造成企业全要素生产率下滑；另一方面，随着商业信用融资的增加，企业的自由现金流也将逐步增加，在逐利动机、经理帝国构建和权力扩张等动机的驱使下，管理层也可能会减少研发投资，增加金融资产持有，导致对主业投资产生挤出效应，从而降低企业全要素生产率的有效配置。基于此，本文提出另一个对立假设H2：

H2:商业信用融资不利于企业高质量发展。

基于上述研究，本文构建如图1 所示的理论框架图。

图1 理论框架图

三、数据选取和研究设计

（一）数据选取

本文选取2007—2020 年我国沪深A 股上市公司作为初始研究样本，为保证样本数据的可靠性、准确性和可比性，对初始数据进行了如下筛选：剔除金融保险类上市公司；剔除在样本期间被ST 标注的上市公司；剔除主要变量明显缺失或异常的样本。筛选后获得26352 个样本观测值。此外，为了消除极端数据可能对实证结果产生的不利影响，本文对所有的连续变量进行了1%的温莎缩尾处理。本文所有的财务数据均来源于国泰安数据库，产业政策数据来源于国家发展和改革委员会出台的产业政策法规文件。

（二）研究设计

1.直接效应检验模型设计

为检验商业信用融资对企业高质量发展的直接效应，本文借鉴马金华等（2021）和李佳霖等（2021）的方法构建如下计量模型：

被解释变量TFP 为企业高质量发展变量，使用企业全要素生产率衡量。目前对全要素生产率的测算较为常见的方法有OP 法和LP 法，前者是基于一致半参数估计值方法计算企业全要素生产率，而后者是基于中间品投入指标计算企业全要素生产率。尽管OP 法能够解决OLS 回归估计选择性偏差和同时性偏误问题，但LP 法不仅能够有效解决因投资额为0 使得大量样本被丢失的问题，而且该方法中的中间品投入更易获得，相较之下更具便捷性。因此，本文在基本实证检验中采用LP 法度量全要素生产率，具体计算方法参考鲁晓东和连玉君（2012）的研究，同时采用OP 法作为全要素生产率的另一种度量方法进行稳健性检验。

解释变量TC 为商业信用融资。通常，供应商和销售商给予企业的商业信用融资有应付账款、应付票据和预收账款3 种基本形式，本文借鉴已有研究，具体采用应付账款、应付票据和预收账款之和占企业资产的比值作为商业信用融资的首要代理变量。此外，由于应付账款在商业信用融资中占比较大，有学者认为这3 种基本形式中应付账款最具代表性，因此可以只用应付账款占企业资产的比作为商业信用融资的代理变量。基于此，本文进一步采用应付账款占企业资产的比值作为商业信用融资的另一替代变量进行稳健性检验。

X 为控制变量。本文选择的控制变量包括资产负债率、企业规模、管理层权力、股权集中度、盈利能力、公司治理水平、独立董事比例、产权性质和产业政策。借鉴黎文靖和李耀淘（2014）的做法，设定产业政策为虚拟变量，当企业所处的行业属于国家发展和改革委员会颁布的产业激励范围内时取值为1，否则为0。β为待估系数，ε 为残差。为避免时间和行业效应的影响，在模型中同时加入了年度和行业虚拟变量。各变量的具体解释见表1。

表1 相关变量的名称、符号和定义

2.中介效应检验模型设计

为了检验现金持有和代理成本是否在商业信用融资影响企业高质量发展过程中发挥中介效应，本文构建如下计量模型：

MV 分别为现金持有和代理成本中介变量，其余变量符号解释如前文所述。现金持有水平在财务分析中主要是指企业的现金以及现金等价物存量。由于现金等价物存在一定的非流动性特征，为更加准确度量企业的现金持有水平，本文以企业的货币现金除以总资产作为企业的现金持有水平衡量标准。代理成本一般包含监督成本、担保成本和无谓损失3 个部分，已有研究较多采用管理费用率、总资产周转率和两权分离作为管理层代理成本的衡量指标。由于管理费用率主要是度量经理人由于在职过度消费企业而产生的成本，能够较为准确反映管理层的代理成本，故本文采用管理费用率作为代理成本的衡量指标。

四、实证结果分析

（一）描述性统计结果

表2 为本文主要变量的描述性统计结果。主要变量结果显示：企业高质量发展（TFP）的均值为8.101，最小值为6.011，最大值10.792，表明企业间全要素生产率存在较大差异性；商业信用融资（TC）的均值0.166，说明我国上市公司普遍存在商业信用融资，但其最小值（0.007）与最大值（0.550）相差较大，表明不同企业在商业信用融资方面存在较为明显的差异性；现金持有（CHL）的均值为0.176，整体而言上市公司平均持有总资产略低于财务预警标准（20%）；管理层代理成本（MAC）的均值为0.090，最小值为0.008，最大值0.418，表明我国上市公司在管理费用率上存在一定的差异性，部分企业的管理费用率达到了其营业收入的41.8%，这说明该公司存在较为严重的管理层代理问题。控制变量的均值基本与前人的研究较为一致，表明样本整体处于正常分布状态。相关性结果表明：商业信用融资与全要素生产率的相关系数为0.423，且在1%水平下显著，初步表明企业的商业信用融资能够促进企业高质量发展。

表2 描述性统计结果

（二）主回归分析结果

本文首先采用普通最小二乘法对商业信用融资与企业高质量发展的关系进行初步检验，结果如表3 第（1）至（4）列所示。结果显示：在未加入控制变量前，商业信用融资对企业高质量发展的系数在1%水平下显著为正，而引入控制变量后，调整的R由0.251 上升到0.758，即商业信用融资提高了回归模型的拟合度，说明商业信用融资是影响企业高质量发展的因素之一；表3 第（4）列的回归结果中，商业信用融资对企业高质量发展的影响系数为1.740，在1%水平下显著，表明商业信用融资对企业高质量发展具有促进作用。为消除反向因果关系的影响，本文进一步对商业信用融资取滞后期，结果如表3 第（5）至（7）列所示：商业信用融资对企业高质量发展的影响系数在滞后1～3 期下分别为1.693、1.473 和1.302，且均在1%水平下显著，表明在考虑反向因果关系后，商业信用融资对企业高质量发展仍然具有正向促进作用。综上结果表明：企业商业信用融资对企业高质量发展具有显著的促进作用。

表3 主回归结果

（三）稳健性检验

1.分位数回归

为了更加全面地反映被解释变量条件分布的全貌，本文对样本进行了分位数划分，按照Q10、Q25、Q50、Q75 和Q90 进行分位数回归检验，结果如表4 所示。分位数回归结果显示：商业信用融资对企业高质量发展的系数在Q10、Q25、Q50、Q75 和Q90 分位数下分别为2.453、2.296、2.093、2.109 和2.081，均在1%水平下显著，表明商业信用融资能够促进企业高质量发展的结论是稳健的。

表4 分位数回归稳健性检验

2.内生性检验

为解决遗漏变量和样本选择偏差导致的内生性问题，本文采用工具变量和倾向得分匹配法对结果进行再检验。首先，采用滞后1 期的商业信用融资作为商业信用融资工具变量，因为滞后期商业信用融资不仅与商业信用融资具有高度的相关性，而且也满足外部性要求，即当期企业高质量发展不可能对上期的商业信用融资产生影响，工具变量的两阶段结果见表5 第（1）列和第（2）列。其次，采用行业商业信用融资的均值作为企业商业信用融资的工具变量，因为行业商业信用融资不仅与企业商业信用融资具有高度相关性，而且满足外部性要求，结果见表5 第（3）列和第（4）列。最后，考虑到样本可能存在自选择偏误会导致回归结果不准确，因此采用倾向得分匹配法（PSM）进行检验。具体而言，将商业信用融资按照中位数设置虚拟变量，将控制变量设为协变量，然后再进行回归，结果见表5 第（5）列。由表5 第（1）至（5）列的检验结果可知：在缓解遗漏变量和样本选择自偏差后，商业信用融资依旧会对企业高质量发展产生正向促进作用。

表5 内生性和变量替换稳健性检验

3.替换变量

一是替换自变量（CIT）。以企业应付账款占总资产的比重作为商业信用融资代理变量进行回归，结果见表5 第（6）列。二是替换因变量（CDT）。采用OP 法测算的结果作为全要素生产率的代理变量，结果为表5第（7）列。由表5 第（6）列和第（7）列的结果可知：商业信用融资对企业高质量发展的系数在变量替换后依旧在1%水平下显著，表明商业信用融资能够促进企业高质量发展的结论是稳健和可靠的。

此外，除了上述已报告的稳健性检验之外，本文还进行了双向固定效应（排除个体和时间效应影响）、排除新冠肺炎疫情的影响（剔除2020 年的样本）和平衡面板数据检验等稳健性检验，结果均支持商业信用融资有助于企业高质量发展的结论。

五、影响机制检验

（一）现金持有的中介效应

本文采用多种方法对现金持有水平的中介效应进行检验。首先，采用货币现金占总资产的比值作为现金持有的代理变量并对其进行中介效应检验，结果见表6 第（1）列和第（2）列。其次，采用应付账款占总资产的比值作为商业信用融资代理变量后再进行中介效应检验，结果见表6 第（3）和第（4）列。再次，采用OP 法对全要素生产率进行度量的同时进行中介效应检验，结果见表6 第（5）列和第（6）列。最后，对基于倾向得分匹配法后的样本进行中介效应检验，结果见表6 第（7）列和第（8）列。由表6 的结果可知：商业信用融资对现金持有的系数均在1%水平下显著，表明企业的商业信用融资水平越高，其管理层能够获得的营运资金就越多；企业现金持有水平越高，就越能够规避经营风险，从而促进企业高质量发展。此外，在第（2）、（4）、（6）和（8）列中，商业信用融资对企业高质量发展均显著为正，表明企业现金持有发挥的是部分中介效应。综上表明：本文的研究结果支持“商业信用融资→现金持有→企业高质量发展”的传导路径。

表6 现金持有的中介效应结果

（二）代理成本的中介效应

本文采用多种方法对代理成本的中介效应进行检验。首先，采用常用的企业管理费用率作为代理成本的衡量变量并对其中介效应进行检验，结果见表7 第（1）列和第（2）列。其次，更换自变量，采用应付账款占总资产的比重作为商业信用融资的代理变量后再进行中介效应检验，结果见表7 第（3）列和第（4）列。再次，更换因变量，采用OP 法对全要素生产率进行度量的同时进行中介效应检验，结果见表7 第（5）列和第（6）列。最后，对基于倾向得分匹配法后的样本再次进行中介效应检验，结果见表7 第（7）列和第（8）列。由表7 的结果可知：商业信用融资对代理成本的系数在第（1）、（3）、（5）和（7）列中分别为-0.090、-0.120、-0.087 和-0.099，且均在1%水平下显著，表明商业信用融资水平越高的企业，由于债权相机治理的外部监管作用，其管理层发生的代理成本就越低；代理成本对企业高质量发展的系数在第（2）、（4）、（6）和8 列分别为-4.534、-4.621、-5.299 和-4.803，也均在1%水平下显著，表明管理层代理成本越低，越有利于企业高质量发展。此外，在第（2）、（4）、（6）和（8）列中，商业信用融资对企业高质量发展均显著为正，表明代理成本发挥的是部分中介效应。综上表明：本文的研究结果支持“商业信用融资→代理成本→企业高质量发展”的传导路径。

表7 代理成本的中介效应结果

六、异质性分析

（一）企业规模的异质性

企业规模可以间接反映要素和产品在企业里集中的程度。相较于小规模企业而言，大规模企业不仅在银行信贷中更具优势，而且在商业信用融资方面也表现出明显优势，这是因为大规模企业资产规模较大、担保物多，债务违约风险相对较小，同时大规模企业由于其对经济社会的影响较大，出现较大困难时政府一般会对其进行帮扶，这就使得供应商更倾向于给大规模企业提供商业信用融资。基于此，本文认为商业信用融资对企业高质量发展的影响可能在不同规模企业中表现出明显的差异性。基于企业规模的中位数将样本分为大规模企业组和小规模企业组，表8 第（1）列和第（2）列显示了不同规模企业的回归结果。结果显示：商业信用融资对企业高质量发展的系数在不同规模企业中存在明显差异，具体表现为商业信用融资促进企业高质量发展的效果在规模小的企业中更明显。可能的原因在于：小规模企业为了能够在未来成长发展中获得更有利的机会，会表现出较强的研发创新动机，在信贷资金难以获得的情形下更加依赖于供应商和客户的商业信用融资，从而表现出更加显著的影响关系。综上表明：商业信用融资对企业高质量发展的促进作用在小规模企业组中表现得更加明显。

（二）行业性质的异质性

制造业是中国经济发展的动力之一，影响着中国在经济全球化中的国际分工地位，尤其是战略性高科技制造业，更能够引领全球技术变革。相较于非制造业，制造业对机器、厂房等固定资产的依赖度更高，投入的资金更大，投资周期更长，也更容易受到外部经济环境的冲击，这就可能使得制造业更倾向于维持较高的商业信用融资，从而提升企业的高质量发展水平。基于此，本文认为商业信用融资对企业高质量发展的影响可能在不同性质行业上表现出明显的差异性。表8 第（3）列和第（4）列显示了不同行业性质的回归结果，结果显示：商业信用融资对企业高质量发展的系数在不同行业中存在差异，在非制造业组中商业信用融资促进企业高质量发展的效果更明显。可能原因在于：相较于制造业而言，非制造业经营杠杆更低，灵活性更强，这就使得其利润率更高、盈利能力更强，也就更能够获得上游供应商和下游客户等外部企业的信用融资青睐，进而有利于企业高质量发展。综上表明：商业信用融资对企业高质量发展的促进作用在非制造企业组表现得更加明显。

表8 异质性检验结果

七、研究结论与对策建议

（一）研究结论

经济高质量发展的核心在于企业能够实现高质量发展，而企业要实现高质量发展目标离不开充足资金的支持和保障。基于此，本文利用2007—2020 年沪深A 股上市公司为样本，实证分析了商业信用融资对企业高质量发展的影响及其传递机制。研究发现：商业信用融资有助于提升企业全要素生产率，促进企业高质量发展。进一步分析发现：现金持有水平和管理层代理成本在商业信用融资影响我国企业高质量发展的过程中发挥中介效应，表明商业信用融资可以通过提升现金持有水平和发挥债权相机治理来实现企业高质量发展目标。异质性检验表明：商业信用融资对企业高质量发展的促进作用在小企业和非制造业组表现得更加明显。

（二）对策建议

1.夯实信用基石，加强诚实守信文化建设

夯实信用基石就是要企业坚守“诚实守信”经营法则。诚实守信不仅是中华民族优秀的传统美德，而且是企业安身立命的根本准则，是企业实现高质量发展的重要保障。因此，首先要坚守诚实守信品质，企业应及时偿付上游供应商给予的商业信用融资，准时给下游销售商配送质量保障的产品；其次要积极向商业信用供给方披露企业的会计质量信息，降低信息不对称的负面影响；最后要在企业内部加强诚信文化建设，努力使诚实守信成为企业的自觉追求和价值导向，从而获得更多企业间的商业信用融资，促进企业高质量发展。

2.强化制度保障，完善信用风险预警体系

信用风险预警体系作为企业间信用共享的重要保障制度，对构建新发展格局、促进经济高效畅通和实现企业高质量发展具有重要意义。一方面，政府可以积极引导第三方建立以企业信用状况为基础的综合评价体系，将慈善捐赠、诚信纳税和诚信经营等良好行为纳入信用评估体系，也可以将企业违约风险、生态破坏和拖欠工资等不利行为纳入信用评估体系；另一方面，政府也可以作为牵头人参与建立社会信用融资风险预警机制。政府牵头金融、征信和评级等机构，运用大数据跟踪企业间的信用融资风险，避免失信信用在企业间过度扩张，导致供应链中的系统性金融风险。

3.加强信用监管，构建数字信用监管机制

为加强对大市场主体的有效监管，政府要建立以企业数字信用平台为基础的新型监管机制。一方面，政府要借鉴电子商务平台的方法，搭建企业数字信用监督机制，另一方面，政府可以在数字信用平台及时公布企业间商业信用融资报告，以便增强外部债权相机治理的监督功能。此外，政府还可以加大对信用骗贷的惩罚力度，既要强化对信用风险高的企业的监管，形成监管“无处不在”的管控环境，从而增加违法失信企业的违法成本，倒逼其重塑良好的商业信用，又要对信用风险低的企业营造监管“无事不扰”的良好氛围，从而节省诚信守法者企业在商业信用融资中的人力、物力和时间成本，促进企业增强信用价值的获得感和高质量发展动力。