商业信用融资对缓解企业风险的作用机制研究

王京滨 李 扬 张紫荆 侯可欣

(天津理工大学管理学院)

1 研究背景

商业信用是指企业在进行商品和服务的交易过程中，通过对货款的延迟支付占用其他企业资金的行为，既表现为短期债权(应收账款)，又表现为短期债务(应付账款)，普遍存在于世界各国的经济活动之中。在那些金融体系尚不健全以及金融市场欠发达的国家，其经济发展对商业信用的依赖性会更强[1]。商业信用也是我国企业重要的债权债务形式，近20年来，规模以上工业企业的应收账款占资产总额的年均比例达11.3%，在民营工业企业更是高达13.9%。(1)据2020年国家统计局数据，1998～2019年，规模以上工业企业的应收账款占资产总额的比例经历了先降后升的变化，尤其在2008～2012年间，我国为应对世界金融危机推出4万亿积极财政政策，使该比例降至10%前后，而随着我国经济迈向“新常态”，该比例重新上升。2019年，该比例在民营工业企业中高达17.2%，国有控股企业只有6.7%。

商业信用可以降低交易双方在货款支付和收取过程中的匹配成本，使企业准确预测资金流从而提高经营效率，此种“交易动机”是企业广泛使用商业信用的重要原因[2]。另外，EMERY[3]把企业在资本市场上的融资成本过高或存在金融约束等情况下对商业信用的青睐，称为金融动机。卖方企业接受延迟支付可将库存转变为金融资产(应收账款)，买方企业也能尽快进货从而增持实物资产，企业库存管理得到优化，因此，库存管理动机也是商业信用存在的一大原因[4]。

对在资本市场和银行融资都较困难的中小企业和创业企业而言，商业信用成为他们重要的短期替代性融资手段[5]。替代性融资理论和信贷配给理论的发展，揭示了企业在面临信息不对称或金融体系不健全时，商业信用能够在一定程度上替代银行贷款，有效缓解融资约束并维持企业经营活动[6]。由此，商业信用不仅是企业非金融类资产的重要组成部分，也是企业重要的融资来源之一，在企业的发展过程中占据重要地位。

然而，企业对商业信用的过分依赖最终将会引致系统性金融风险，单个企业的违约风险将通过供应链传播产生多米诺骨牌效应[7]。而针对商业信用是否引发金融风险，自2008年世界金融危机以来更是成为学术界关注的焦点，但观点并未达成一致。其中，持否定观点的研究认为，商业信用能够降低中小企业陷入财务困境的可能性，对企业生存有较大积极影响[8]；同时，商业信用融资还能够通过发挥债务治理效应，显著降低企业的股价崩盘风险[9]。从商业信用承担的信息角色来说，王竹泉等[10]通过对企业经营风险与营运资金融资决策的研究，认为供应商可以利用信息优势，通过“信用配给”将经营风险高的企业排除在信用市场之外。而持肯定观点的研究认为，商业信用违约可能引发企业破产风险问题[11]。NINH等[12]从利润角度入手，实证研究发现，商业信用与企业利润之间存在非线性的倒U形关系，并且利润最大化下商业信用对企业总资产的最佳比例是0.242 5。另有研究显示，金融导向的供应链金融活动对运营效率呈倒U形影响，并不能降低企业风险[13]。

立足我国企业的体制背景，企业所有权差异会直接影响到商业信用融资的使用程度。其中，银行信贷软约束、财政补贴等使得国有企业面临的融资约束和融资压力较小[14]，民营企业面临更大的信贷配给和融资约束问题，因此会更加依赖于商业信用融资。此外，企业交易环境也会对商业信用融资使用程度产生约束。供应商是商业信用融资不可或缺的一环，供应商集中度越高，供应商更换成本越大，企业面临的风险也会更高[15]；并且，企业高供应商集中度对应的商业信用融资规模越小，融资期限越短[16]。

我国当前正处于经济增长换挡期，社会资本积累整体上仍处于相对不足状态，信贷融资约束较为明显。非正式的商业信用融资为企业提供了更多的外源性融资渠道，缓解了融资约束，为企业获取更多的竞争优势[17]。但是，随着企业商业信用融资规模的持续扩张，其为企业带来的风险发酵和传染问题逐渐引起众多学者的关注。那么，商业信用融资是否总能为企业带来正面效益？商业信用融资是否存在适度的最优规模？不同所有权与市场环境下二者关系有何差异？这些问题的研究对有效管控企业风险，实现企业可持续发展具有重要的现实意义和理论价值，却尚未在现有研究中得到充分关注。

鉴于此，本研究将企业风险引入商业信用的研究框架，全面探究商业信用融资产生的影响效应和作用机理，识别企业成长中商业信用融资策略使用的有效性和适度性，并探索性研究企业所有制和供应商环境对商业信用融资与企业风险关系的影响规律。与已有研究相比，本研究的边际贡献主要体现在以下3个方面：①基于企业风险视角拓展了商业信用的相关研究，揭示了商业信用融资规模对企业风险的作用规律；②从融资需求方的角度着手，探讨商业信用融资策略在企业成长战略中的有效性，丰富了企业融资策略的理论研究，为企业融资决策提供理论依据；③通过探究商业信用融资规模对企业风险的U形非线性作用规律，为公司和监管部门加强企业商业信用融资监管，保护债权人、投资者和企业各方合作者的利益，防控“三角债”等问题提供了经验证据和决策参考。

2 理论分析与假设

从企业融资需求的角度来讲，企业的资金来源可划分为内源资金和外源资金。在外源资金中，商业信用融资和银行借贷是除资本市场融资之外的两大重要融资手段。根据信贷配给理论和融资比较优势理论，商业信用这种非正式短期融资方式的存在，为企业提供了新的实际综合成本更低的融资渠道，成为银行信贷的替代性融资手段。通过商业信用融资，企业保证了其正常运营所需的更为充足的自由现金流。

一方面，基于商业信用融资的影响效应，融资约束的缓解和自由现金流的增加促进了企业将更多的资源分配到存货投资[4]、固定投资、研发创新等方面，并通过改善公司治理模式[18]，进一步提高了企业的经营效率和盈利能力，推动企业成长[19]。由此，在前期的商业信用融资规模逐渐扩张下，企业风险会随着企业的稳定发展而逐步减小。另一方面，随着商业信用融资规模的继续扩张，企业获取到了超额的商业信用融资。商业信用融资作为一种低成本的融资方式，其发挥的监督效应和治理效应有限，过度宽松的现金流约束会使企业在经营管理中获得更多的自由裁量权，容易引发资产替代和经营不当问题，表现为企业进行高风险投资、过度投资和投资效率低下，导致企业产生经营风险和融资风险，加剧企业的风险承担[20]。此外，将商业信用融资作为一种间接的负债融资行为来看，传统的资本结构理论认为存在最佳的融资规模，适度的企业负债融资才能够有效发挥财务杠杆的作用，利于企业生存发展。由此，商业信用融资理论上应当存在最佳规模，过度融资所带来的风险可能会危害到企业的生存和发展，使企业濒临破产边缘。

从企业运营管理的角度来讲，商业信用融资依托企业间自然交易过程而产生，是上游供应商向下游企业提供的间接性融资，这种融资方式实现了资金和货物在时间与空间上的分离。与银行信贷不同，商业信用融资融入的往往是存货等有形资产而非大量的现金。商业信用融资的增多促进了供应链库存投资[4]，商业信用的融资需求变化自然会影响企业的库存水平变动。根据库存黏性理论，企业持有一定量的库存能够应对外界环境不确定性导致的需求波动，并防范供应链的中断对企业造成的危害，降低了企业的生存风险[21]。但过多的库存反而会给企业带来负担，过量的库存黏性会导致企业陷入资金流紧张的窘境，同时伴随着企业资源分配效率低下，不利于企业的生存和发展[22]，因此，企业商业信用融资规模扩大，伴随着企业库存的自然增长，企业风险会呈现出先降低后增大的变化趋势。由此，提出以下假设：

假设1在其他条件相同的情况下，企业的商业信用融资规模扩张对企业风险产生的影响呈U形特征，即随着商业信用融资规模增加，企业风险会先减小后增大。

立足企业市场交易的角度，商业信用融资依托于企业间的交易活动而产生，并随着经济市场的发展而逐渐成熟。企业进行商业信用融资周期长可能的原因有：①企业本身经营状况不佳，还款能力不足而出现违约风险，导致客观性的账款拖欠；②企业在交易中具有更重要的市场地位和更强的议价能力。较为强势的谈判优势、品牌效应或垄断资源的占有，使得企业在赊购过程中获得更长的融资期限，出现主观性的还款周期拉长。但考虑到商业信用融资过程中，上游供应商具备信息获取优势、客户控制优势和财产挽回优势[23]，供应商经理可获取充分的信息，评估买方的违约风险之后，做出商业信贷授予决定。即通过供应商融资前的考察和筛选，企业本身还款能力差而拉长还款周期的情况只占少数。多数情况下，商业信用融资周期长的企业在市场交易中往往处于产业价值链的垄断地位或核心地位，拥有更强的竞争能力[24]，这同时也代表着企业拥有更好的风险承担水平，故而其风险表现更弱。由此，提出以下假设：

假设2在其他条件相同的情况下，企业商业信用融资周期与企业风险呈负相关关系，即企业商业信用融资周期越长，企业风险表现越不明显。

基于企业所有制的不同，本研究继续探讨商业信用融资策略对企业风险的影响差异性。首先，国有企业存在预算软约束问题，其中银行信贷软约束、财政补贴等使得企业面临的融资约束和融资压力较小[14]。中外合资企业虽不如国有企业具有较大的融资优势，但也可以从国外获得资金支持。相比之下，民营企业面临更大的信贷配给问题和融资约束，因此会更加依赖于商业信用融资[15]，甚至将其作为一种不可或缺的融资策略，通过调整企业的融资需求以应对外部环境不确定性。由此可见，民营企业的商业信用融资策略的使用和变化对企业风险的影响效用相对更大。

其次，基于国有体制的固有优势，国有企业本身的风险承担能力相对较高。无论在融资方面还是自身资金实力方面，国有企业都具有一定的规模优势[25]。加之政府的资源配置倾斜和担保机制，国有企业经营过程中本身就存在较大的抗风险能力。而民营企业和中外合资企业相对于国有企业，其经营发展的稳定性不足，更容易受到自身融资策略变化所带来的影响作用。所以，国有企业风险对商业信用融资策略变化的敏感度会相对较弱。对于国有企业，即便持有较大规模的商业信用融资，或较短的融资周期，其企业风险表现也并不明显。

最后，国有企业的管理者大多都是政府委派，国有企业的管理目标政治性较强，比起民营和中外合资企业，国有企业管理者的风险偏好水平更小，宽松的融资环境和自由现金流重组可能引发的对企业的非效率投资在国企中会有所缓解[26]。同时，KHAW等[27]研究发现，国有控股公司具有明显的风险回避特征，这在一定程度上可以降低企业破产的可能性。由此，提出以下假设：

假设3在其他条件相同的情况下，基于不同企业所有制，其商业信用融资规模和周期对企业风险的影响具有异质性。相对而言，国有企业的企业风险对商业信用融资的变化更不敏感。

3 研究设计

3.1 企业风险的度量

企业风险通常被划分为内部风险和外部风险，外部风险即市场和经济的不确定性所带来的风险，而内部风险源于企业自身的经营管理、内部治理等各个方面。各种因素造成的企业生存风险最终大多表现在财务指标不平衡和财务风险上，如资不抵债会直接导致企业难以存续。鉴于此，参考ZHANG等[28]的研究，采用基于中国制造业企业计算得出的Z-score指数来度量企业风险，指数值越大对应的企业风险越小。具体模型如下：Z=0.517-0.460×资产负债率-0.388×营运资金/总资产+9.320×净资产收益率+1.158×留存收益/总资产。

3.2 商业信用融资的度量

以应收应付账款形式出现的商业信用是一种由非金融机构提供的融资，企业获取商业信用融资主要是通过应付账款、应付票据和预收账款的形式。本研究采用应付账款、应付票据和预收账款三者的总和来衡量企业的商业信用融资规模[29]，并用总资产进行标准化。企业进行商业信用融资周期的长短与企业应付账款的流动速度密切相关，应付账款周转率反映了企业应付账款的流动快慢和企业对交易货款的占用期限。本研究采用应付账款周转率来衡量商业信用融资周期[16]，应付账款周转率越大，融资周期越短。

3.3 实证模型

根据上述理论分析，分别建立如下面板数据模型(1)和模型(2)，用于验证假设1～假设3。倘若假设1成立，则商业信用融资规模的二次项系数α1显著为正，一次项系数α2显著为负；若假设2成立，则商业信用融资周期的系数β1显著为负。本研究将基于假设1和假设2对假设3做进一步检验。

Ri,t=α0+α1(Ti,t)2+α2Ti,t+α3Ci,t+εi,t；

(1)

Ri,t=β0+β1Pi,t+β2Ci,t+εi,t，

(2)

式中，i、t分别表示企业和年份；R表示企业风险；T表示企业商业信用融资规模；P表示企业商业信用融资周期；C表示模型的控制变量集；α0、β0均表示常数项；α1～α3，β1、β2均表示系数；ε为随机误差项。借鉴已有研究，模型中控制变量集包括：企业规模(S)，选取总资产的自然对数来衡量；企业盈利能力(G)，选取营业利润增长率来衡量；企业发展前景，分别选取企业研发支出与企业营业收入的比例(D)和账面市值比(M)来衡量；企业治理结构，分别选取董事会的董事总数(B)和独立董事占董事会董事总数的比例(I)来衡量；股份治理结构，分别选取机构持股比例(O)和第一大股东持股比例(H)来衡量；内部控制(A)，选取虚拟变量审计信息是否披露进行衡量。详细的变量定义见表1。

表1 变量定义

3.4 研究样本的选择

本研究选择2010～2019年中国A股上市制造业企业作为初始样本，选择2010年作为起点是为了规避2008年金融危机可能对研究结论产生影响。为保证实证结果的稳健性，在此基础上进一步剔除ST企业(被进行退市风险警示的特别处理企业)和数据缺失的企业样本，最终获得13 477个样本观测值，共2 180家企业/年度观测值。本研究数据来自CSMAR国泰安数据库，为了避免极端值对研究结论产生影响，对模型中的所有连续变量进行了首尾1%水平的缩尾处理。

4 实证结果与分析

4.1 描述性统计

本研究对所有的变量进行描述性统计，结果见表2。由表2可知，企业风险(R)、应收账款融资周期(P)和机构持股比例(O)三者分布离散度较大，这可能是由于不同所有制企业差异较大所致。此外，由于部分样本企业存在数据缺失问题，各变量样本数存在一定差异。

表2 描述性统计

4.2 研究假说检验

4.2.1商业信用融资规模与企业风险的回归分析

本研究经过豪斯曼检验，对面板数据采用固定效应回归，同时控制了异方差问题，对模型(1)的回归结果见表3。表3中列(1)～列(6)分别为逐次加入企业规模(S)、企业盈利能力(G)、企业发展前景(D/M)、企业治理因素(B/I/O/H)、企业内部控制(A)5类控制变量，进行回归分析和检验。其中，列(6)结果显示，商业信融资规模的平方项(T2)系数为26.953，商业信用融资规模一次项(T)系数为-15.289，二者都在1%的水平内显著，并且商业信用融资规模与企业风险呈现明显的U形关系。以上结果表明，企业的商业信用融资规模对企业风险确实存在非线性影响，并且随着商业信用融资规模的扩张，企业风险呈现先递减后递增的变化趋势，假设1得到验证。

经过计算，在全样本回归方程中U形拐点为0.284，而本研究统计得出所有企业样本的三分位数为0.209，对比可以发现，全样本中大部分制造业企业的商业信用融资规模仍处于U形临界值的左侧。即在风险未扩张的情况下，企业融资需求仍存在一定空间，这与我国当前的经济发展状况息息相关。

表3 商业信用融资规模与企业风险

4.2.2商业信用融资周期与企业风险的回归分析

同样对模型(2)进行检验，回归结果见表4。表4中列(6)结果显示，商业信用融资周期(P)系数为0.034，并在1%的水平内显著。这表明企业商业信用融资周期与企业风险确实存在负相关关系，商业信用融资周期长的企业会面临更小的风险，假设2得到验证。

表4 商业信用融资周期与企业风险

表5 按企业性质分类描述性统计

4.2.3所有制、商业信用融资与企业风险的回归分析

进一步将2 180家企业样本按企业所有制分为民营企业、国有企业与中外合资企业3组，以检验不同所有制企业其商业信用融资策略对企业风险作用规律的差异性。其中民营企业有效样本1 392家，国有企业有效样本481家，中外合资企业有效样本307家。

分别对不同性质的企业进行描述性统计分析，结果见表5。由表5可知，民营企业的企业风险(R)均值为0.910，中位数为0.365，两个值都明显高于国有企业和中外合资企业，表明民营企业所面临的企业风险问题更值得关注。并且，民营企业和中外合资企业的商业信用融资规模(T)明显小于国有企业，同时民营企业的商业信用融资周期(P)较国有企业和中外合资企业更短。此外，国有企业的盈利能力(G)和研发支出比例(D)都明显小于民营企业，而企业发展前景(M)与机构持股比例(O)却明显大于民营企业，这也从侧面说明了我国国有企业相对于非国有企业固有的发展优势。

检验不同所有制下企业的商业信用融资规模对企业风险影响的差异性，回归结果见表6。由表6可知，民营企业的商业信用融资规模平方项(T2)系数分别为42.161、35.201，且在1%的水平上显著，回归系数值明显高于国有企业和中外合资企业。这表明不同所有制企业的商业信用融资规模都对企业风险具有显著非线性影响，但民营企业的企业风险对商业信用融资规模的变化更为敏感。进一步计算可知，民营企业、国有企业和中外合资企业拐点处的商业信用融资规模(T)分别为0.264、0.311和0.281。通过对比拐点双侧的样本企业个数可以发现，民营企业、国有企业和中外合资企业拐点右侧企业分别为311家、139家、43家，分别占各自分样本总数的22.3%、28.9%、14.0%，国有企业中位于U形拐点右侧的个体比例都明显大于民营企业和中外合资企业。以企业风险变化的角度来度量企业商业信用融资最优规模，国有企业中存在更多过度使用商业信用融资的个体；同时，从侧面反映其能够获得更多的超额商业信用融资，需要引起企业管理人员对风险防范的一定重视。

表6 企业性质、商业信用融资规模与企业风险

检验不同所有制企业商业信用融资周期对企业风险影响异质性，回归结果见表7。由表7可知，国有企业的商业信用融资周期(P)回归系数为0.014和0.021，而显著性水平分别为10%和5%，相对民营企业和中外合资企业较低。这表明，不同所有制企业的商业信用融资周期都与企业风险具有较为显著的负相关关系，但国有企业商业信用融资周期对企业风险的影响显著性较低，影响较小，同时中外合资企业的企业风险对商业信用融资周期变化相对最为敏感。

表7 企业性质、商业信用融资周期与企业风险

综上所述，假设3得到验证。对于不同所有制企业，其商业信用融资规模和周期对企业风险的影响规律存在异质性。但相比民营企业，国有企业的企业风险对商业信用融资规模和周期的敏感度较低。

4.3 扩展分析：供应商集中度的调节效应

供应商是商业信用融资链条上不可或缺的一环，由于市场信息不对称以及交易壁垒的存在，上游供应商和买方的交易公开度与公平性有限。由此，在企业面临交易成本较高的情况下，供应商的相对集中保证了企业交易契约的稳定性；但与此同时，买方更换供应商的成本也很大，供应商集中度越高，企业面临的风险也会随之越大[15]。供应商集中度对于本研究商业信用融资策略与企业风险的关系到底存在何种调节影响？基于此，建立如下模型(3)和模型(4)，分别探究供应商集中度对假设1、假设2的调节作用，并以供应商集中度的中位数为分界点，分样本对比考察其影响效应差异性。

Ri,t=α0+α1(Ti,t)2+α2Ti,t+α3Fi,t+

α4Fi,t×(Ti,t)2+α5Fi,t×Ti,t+α6Ci,t+εi,t；

(3)

Ri,t=β0+β1Pi,t+β2Fi,t+β3Fi,t×Pi,t+β4Ci,t+εi,t，

(4)

表8 供应商集中度的调节效应

5 稳健性检验

5.1 内生性问题

对模型可能存在的内生性问题，本研究首先采用动态面板GMM模型分别对假设1～假设3进行重新检验，回归估计结果分别见表9和表10。由表9和表10可知，商业信用融资规模平方项(T2)与商业信用融资周期(P)的系数都显著为正，且在不同的企业所有制下差异性明显。实证结果全部都与前文一致，表明本研究结论稳健。

5.2 替换核心解释变量

本研究利用(应付账款+应付票据+预收账款)/营业收入来重新度量商业信用融资规模(T)，回归结果见表11。可以发现结果基本保持不变，本研究结论稳健。

表9 稳健性检验：GMM模型(Ⅰ)

表10 稳健性检验：GMM模型(Ⅱ)

表11 稳健性检验：替换核心解释变量

5.3 调整样本期间

本研究考虑到中国经济发展背景，2014年习近平总书记首次提出经济新常态，我国经济增速放缓，经济增长结构面临转型升级。鉴于此，本研究以2015年为分界点，将样本分为两个阶段，考察不同经济发展阶段下商业信用融资规模和周期对企业风险的作用规律，回归结果见表12。由表12可知，在经济增长高速时期，企业商业信用融资规模和周期对企业风险的影响作用更大。当经济发展速度缓慢时，企业风险对商业信用融资规模和周期变化的敏感度都在降低。由此可见，经济增速放缓在一定程度上抑制了企业风险的过度发酵。

表12 稳健性检验：商业信用融资规模与企业风险

5.4 对调节效应的检验

将扩展分析中的调节变量赫芬达尔指数HHI替换为用总资产进行标准化的前五大供应商采购额，回归结果见表13。由表13可知，回归结果基本保持一致，本研究回归结论稳健。

表13 稳健检验：供应商集中度的调节效应

6 结语

本研究使用上市制造业企业的数据考察了商业信用融资策略与企业风险的影响及其作用机制。研究主要有以下几点发现：①企业的商业信用融资规模对企业风险表现出U形的非线性作用规律，即基于风险最小化视角，企业存在最优的商业信用融资规模；②企业的商业信用融资周期与企业风险呈负相关关系，融资周期长的企业往往对应着较小的风险，这与企业的交易地位息息相关；③在不同所有制下，商业信用融资规模和周期对企业风险的影响具有明显异质性，相比国有企业和中外合资企业，民营企业的商业信用融资规模和周期对企业风险的影响最为显著；④企业供应商集中度对商业信用规模与企业风险的关系具有正向调节作用，即供应商集中度越高，企业风险对商业信用融资规模变化越敏感。本研究的管理启示主要表现为：①企业在进行商业信用融资决策时，应当考虑融资的适度性，商业信用融资并非总能起到缓解企业风险的作用，适度的商业信用融资规模能够将企业风险控制在较低水平，过度的商业信用融资规模反而增加企业风险；②企业个体在所有制、供应商关系等方面的差异性应当作为商业信用融资决策时的一并考虑因素，管理者应当考察自身实际情况作出合理决策，重视商业信用融资管理；③警示企业及相关监管部门高度重视商业信用融资风险管理，这不仅关系到个体企业生存发展，更涉及到企业供应链上各方利益相关者的风险传染问题，关注企业商业信用融资风险，有助于我国从微观着手防范金融风险的发酵，谨防“三角债”问题再现。

本研究尚存以下不足：①只选取了制造业企业作为研究对象进行考察，而未关注其他行业，未来研究可以进一步探索不同行业商业信用融资对企业风险的作用机制是否存在差异性；②分别单独考察了商业信用融资规模与周期对企业风险的作用机理，但未考察商业信用融资规模和周期二者的相互关系，以及商业信用融资规模与周期综合作用于企业风险的规律变化，这或许是进一步探究该问题的新视角。