客户稳定性的经济后果研究：基于供应商授信视角

邱保印，程 博

(1.杭州电子科技大学 会计学院，浙江 杭州 310018；2.南京审计大学 会计学院，江苏 南京 211815)

一、 引 言

客户稳定性对企业生存、发展至关重要，不仅可以节约成本、产生可预期的盈余，而且可以向供应商传递企业有能力维持商业信誉方面的信息。稳定的供应链关系(客户—企业—供应商)不仅是企业生存之本，也是促进社会经济和谐发展的润滑剂。李克强总理在《2020年政府工作报告》中指出：“受全球疫情冲击，世界经济严重衰退，产业链供应链循环受阻，国际贸易投资萎缩，大宗商品市场动荡”。2020年5月14日，中共中央政治局常务委员会召开会议，分析国内外新冠肺炎疫情防控形势，研究提升产业链供应链稳定性和竞争力。供应链关系中客户稳定性也受到了审计师的重点关注。根据中国注册会计师协会(中注协)披露的2019年上市公司年报审计结果，立信会计师事务所(特殊普通合伙)对国联水产(300094)审计中，因2019年度国联水产冲回了五家客户的营业收入10.67亿元，事务所无法对与上述交易相关的存货以及原料采购交易的真实性和资金往来获取充分、适当的审计证据，因而发表了非标准审计意见的审计报告。无独有偶，中注协发布上市公司2019年年报审计情况因涉及债务违约等情况出具非标准意见达23家(非标准审计意见共123家)。其中，债务违约与应收账款、应付账款不真实、无法收回的有14家。(1)根据中注协发布上市公司2019年年报审计情况，债务违约与应收账款不真实、无法收回出具非标准审计意见的公司有：* ST赫美、安控科技、* ST天宝、* ST大化B、* ST刚泰、ST华鼎、* ST海陆、台海核电、* ST中南、* ST升达、* ST工新、天翔环境、* ST保千、* ST秋林。由此可见，稳定的客户关系备受利益相关者的关注，既是提升供应链稳定性的充要条件，又是保证企业可持续经营的前提。

客户稳定性保证了企业持续稳定的现金流，增强了企业的偿债能力和盈利能力，还可以降低企业的交易成本和运营成本，提高企业经营绩效；同时，客户稳定性既可以向外界传递企业经营与盈利稳定的信号，又传递了企业在产品质量和商业信誉方面可靠性的信号，供应商可根据企业客户是否稳定这一信息，判断企业未来的经营状况及其商业信用，从而确定授信额度(包括额度、信用期限和折扣条件等)。供应商授信是需求与供给方达成均衡的结果，是企业的一种重要融资方式，是企业与供应商长期生意往来中达成的一种信用契约。更为重要的是，客户稳定性如何被供应商捕捉和识别，成为企业与供应商顺利达成信用契约的关键。事实上，企业经营业绩、信息环境与审计意见是供应商识别企业是否可以履行信用合约的重要路径。

供应商—客户关系是公司的重要经济资源，通过明确的合同安排，客户与供应商互为对方创造了显著的经济收益(Pandit等，2011)[1]，随着客户的减少和战略合作的增加，价格已不是企业选择贸易对象的唯一标准，越来越多的企业倾向于与更少的贸易伙伴建立长期的依存关系，包括上游供应商与下游客户(Patatoukas，2012)[2]。大量文献考察了来自客户/供应商这一利益相关者对公司财务决策(Kale和Shahrur，2007[3]；Dhaliwal等，2016[4])、经营成果(李欢等，2018)[5]、现金流量(Itzkowitz，2013)[6]、技术创新(孟庆玺等，2018[7]；江伟等，2019[8]；潘红波和张哲，2020[9])、公司债发行(王雄元和高开娟，2017[10])、审计师决策(王雄元等，2014[11]；方红星和张勇，2016[12]；薛爽等，2018[13]；窦超等，2020[14])及资本成本(陈峻等，2015[15]；江伟等，2017[16]；李欢等，2018[17])的影响。但研究客户/供应商粘性的文献却不多，主要表现在客户稳定影响上游企业盈余预测、发行债券风险、金融投资及客户稳定性的影响因素方面(王雄元等，2015[18]；王雄元和彭旋，2016[19]；王雄元和高开娟，2017[10]；李馨子等，2019[20]；潘红波和张哲，2020[9]；孙雅妮和王君宜，2021[21]；杨蓉和朱杰，2021[22])。

基于此，本文以2013—2018年A股上市公司为研究样本，深入考察客户稳定性对企业供应商授信的影响及其作用机制，主检验发现企业客户稳定性与供应商授信显著正相关。路径识别发现企业客户稳定性通过经营业绩、信息环境与审计意见三条中介路径影响供应商授信。异质性检验发现，企业客户稳定性与供应商授信的关系还会受到所在地正式制度与非正式制度的影响。当企业所在地信任度较低、法制环境较差时，客户稳定性对企业供应商的授信影响更为明显。

本文的主要贡献如下：首先，以往研究多是考察企业客户集中度的经济后果，缺少对客户关系经济后果的探讨，本文尝试从供应商授信视角出发，考察客户稳定性的经济后果，丰富了客户视角的研究文献。其次，根据信号理论，利用中介效应模型，尝试打开客户—企业—供应商关系的黑匣子，从企业经营业绩、信息环境及审计意见三条路径来剖析客户稳定性与供应商授信之间关系的深层次原因，不仅能够检验客户稳定性影响供应商授信的作用机制，而且能有效验证客户稳定性与供应商授信之间的传导关系。第三，从制度视角诠释客户稳定性经济后果的互动关系，有助于更深层次理解客户关系在供应链中的重要性。

下文的结构安排如下，第二部分为理论分析与研究假说；第三部分为研究设计；第四部分为实证结果与分析；第五部分为异质性检验；最后一部分是结论与建议。

二、 理论分析与研究假说

(一) 客户稳定性与供应商授信

首先，客户稳定性保证了企业持续稳定的现金流，增强了企业的偿债能力和盈利能力，并且稳定的客户可为企业节约其搜寻客户、讨价还价、规避违约等方面的成本。Coase(1937)[23]在著名的《企业性质》中指出，通过价格机制“组织”生产的最明显成本是发现所有相关价格的工作，如果签订一个较长期的契约替代若干短期的契约，那么，签订每一个契约的部分费用就被节约下来。由于预测方面的困难，有关签订物品或者劳务供给的契约期越长，实现的可能性就越小，从而买方也越不愿意明确规定自己长期的承诺。实际生产中，只有稳定的客户，企业在整个生产过程中才能有的放矢，节约其生产过程中的运营成本和销售过程中的销售成本。客户稳定性有利于供应链的稳定，进而减少交易成本和提升企业绩效，使得企业具有更高收益和稳定性(Gosman等，2004)[24]。客户可促使企业提高管理效率，降低销售费用，实现更好的长期业绩，带来较高的现金流收益与较稳定的营业收入，因而能降低企业面临的风险(Johnson等，2010[25]；Patatoukas，2012[2])。客户型文化降低了大客户波动性，利于双方之间隐性契约的履行，增强了企业的风险承担水平，促进企业专用性资产投资和研发绩效(毕晓方等，2020)[26]。

其次，客户稳定性也可能向外界传递企业经营与盈利稳定的信号，相反，客户经常变动显示企业面临较大经营风险(王雄元和高开娟，2017)[10]。企业拥有长期稳定的客户，也传递了企业在产品质量和商业信誉方面可靠性的信号。Cen等(2016)[27]认为大客户具有声誉机制和监管作用，能够降低供应商利益相关者的信息和代理成本，放松了各类财务及非财务契约条件。杨志强等(2020)[28]研究了客户公司信息披露对供应商生产行为的影响，发现客户信息披露质量越高，供应商与其供需波动偏离度的长鞭效应越低，当溯至再上游时，这一外溢效应依然存在，表明客户信息披露具有明显的治理效应。供应商基于对客户信息的判断作出自身企业的决策行为，适用于供应商可以根据企业客户是否稳定这一信息，判断企业未来的经营状况及其商业信用，从而判断是否赊销给企业及给予信用期限和折扣条件。

基于上述分析，本文提出以下假说：

H1：其他条件不变的情况下，客户稳定性越强，供应商的授信额度越多。

(二) 传导机制识别

客户稳定性如何被供应商捕捉和识别，成为客户与供应商顺利达成商业信用契约的关键。客户和供应商之间的商业信用本质是一种契约，和债务契约一样，影响契约签订和履行的因素有债务人禀赋和外部履约机制(李欢等，2018)[17]。白俊和连立帅(2012)[29]研究发现银行通过企业规模、盈利能力、偿债能力和经营风险等禀赋筛选信用良好的借款人。赵宇亮(2020)[30]认为，企业通过年报净语调释放出企业积极的信号，从而缓解了企业与债权人之间的信息不对称，进而增加了企业债务融资规模，降低债务融资成本。陆正飞和杨德明(2011)[31]认为提供商业信用的供应商较银行具有明显的信息优势。在信息不对称的信贷市场，提供授信的供应商会根据下游企业的风险状况给其提供商业信用。刘凤委等(2009)[32]认为商业信用模式的安排可用来衡量企业间交易的间接成本，不同的商业信用模式体现了企业承担风险和成本的差异，如应付账款、应付票据和预付账款对于供应商和下游的客户代表了不同的成本和风险水平。马黎珺等(2016)[33]研究供应商/客户(企业)的关系，发现供应商集中度越高，企业的商业信用融资规模越小，融资期限越短。腾飞等(2020)[34]研究发现良好的客户关系为定向增发后产品的生产和销售提供了保障，促进了定向增发后战略绩效的实现，表明客户在其战略发展中具有重要意义，加强客户关系投资，建立并维持紧密客户关系，长期而言对公司的经营绩效产生积极作用。

作为衡量企业禀赋和风险状况的经营业绩，当企业与客户之间关系稳定时，一方面，企业减少了寻找客户的成本，也节约了维护客户的成本；另一方面，企业减少了广告费和因客户不稳定仓储产品的费用。这确保了企业销售收入可稳定持续增长，稳定的客户可以为其带来持续良好的业绩和稳定的现金流，向供应商传递了企业可以偿还货款的信息。

盈余管理作为衡量企业信息环境透明的主要指标，稳定客户关系为企业持续稳定的收益提供了有力保障，减弱了管理层的盈余操纵动机，同时能向供应商发送信号，表明所提供的会计信息质量高且透明。

审计质量的早期研究集中在与事务所规模、分所特征和客户有关的因素上，这些研究甚至延续到当前。Deangelo(1981)认为，大所的审计师更有动机揭示客户的违规行为，提供高质量的审计报告[35]。后续学者也从不同视角证实大所有助于限制客户公司的盈余管理、更保守和更准确的审计报告等(Becker等，1998；Lennox，1999；曹强等，2008；吴昊旻等，2015；叶凡等，2017[36-40])。可见，审计作为上市公司会计信息质量的主要监督措施，标准的审计意见同样向供应商传递了企业高质量的会计信息。

基于上述分析，本文提出以下假设：

H2：其他条件不变的情况下，客户稳定性通过经营业绩的中介作用影响供应商授信。

H3：其他条件不变的情况下，客户稳定性通过信息环境的中介作用影响供应商授信。

H4：其他条件不变的情况下，客户稳定性通过审计意见的中介作用影响供应商授信。

三、 研究设计

(一) 数据来源

本文选择2013—2018年中国A股上市公司为初始样本，并按照以下原则进行了筛选：(1)剔除金融类公司样本；(2)剔除当年被ST公司样本；(3)剔除相关指标数据缺失的样本；(4)本文对主要连续变量进行上下1%的Winsorize处理，以消除极端值在分析中导致的偏差。最终，我们得到8701个公司的年度观测值。本文使用的研究数据来自国泰安(CSMAR)。

(二) 变量定义

1.被解释变量。供应商授信(Credit)是指供应商给予企业的商业信用金额，本文用(应付账款+应付票据-预付账款)/总资产来衡量。

2.解释变量。本文借鉴Yang(2017)[41]、王雄元和彭旋(2016)[19]、王雄元和高开娟(2017)[10]的方法，采用前五大客户与上年比未发生变动的数量加1的自然对数度量客户稳定性(Cstable)，数值越大，客户越稳定，粘性越强。

3.中介变量。(1)经营业绩(ROA)，利润总额/总资产。(2)信息环境(DA)，根据修正琼斯模型(Dechow等，1995)[42]计算的操纵性盈余管理。(3)审计意见(Opinion)，公司当年被出具非标准审计意见为1，否则为0。

其他主要变量见表1：

表1 主要变量定义

(三) 模型设定

1.主回归的检验模型。

(1)

模型(1)中，Credit为供应商授信，Cstable为客户稳定性。本文预期企业的客户稳定性越强，企业的供应商授信越多，因此预计客户稳定性(Cstable)α1系数为正。

2.中介效应的检验模型。

本文借鉴温忠麟等(2004)[43]、温忠麟和叶宝娟(2014)[44]的中介检验方法：

(2)

(3)

第一步，检验方程(1)的系数α1。如果显著，按中介效应立论，否则按遮掩效应立论。但无论是否显著，都进行后续检验。

第二步，依次检验方程(2)的系数β1和方程(3)的系数δ2。如果两个都显著，则间接效应显著，转到第四步；如果至少有一个不显著，进行第三步。

第三步，用Bootstrap法直接检验H0：β1δ2=0。如果显著，则间接效应显著，进行第四步；否则间接效应不显著，停止分析。

第四步，检验方程(3)的系数δ1。如果不显著，即直接效应不显著，说明只有中介效应。如果显著，即直接效应显著，进行第五步。

第五步，比较β1、δ2和δ1的符号。如果同号，属于部分中介效应，报告中介效应占总效应的比例β1δ2/α1。如果异号，属于遮掩效应，报告间接效应与直接效应的比例的绝对值|β1δ2/δ1|。

四、 实证结果与分析

(一) 描述性统计

表2报告了主要变量的描述性统计结果。从中可知，供应商授信(Credit)均值为0.10，标准差为0.10，这说明我国上市公司供应商授信水平存在一定的差异。客户稳定性(Cstable)均值为1.13，标准差为0.79。审计意见(Opinion)均值为0.04，标准差为0.19；资产收益率(ROA)均值为0.03，标准差为0.07；信息环境(DA)均值为0.08，标准差为0.18。控制变量方面，公司规模(Size)均值为22.09，标准差为1.23，这表明企业间规模存在差异。资产负债率(Lev)均值为0.43，标准差为0.21；存货周转率(Inv)均值为2.26，标准差为4.22；财务杠杆(Risk)均值为1.62，标准差为0.79；事务所规模(Big4)均值为0.04，标准差为0.20；董事长与总经理合一(Dual)均值为0.28，标准差为0.45；董事会独立性(Outdir)均值为0.38，表明独立董事占董事总人数之比为38%。客户集中度(C5)均值为32.96，标准差为23.39；现金比率(Cash)均值为0.17，标准差为0.12；企业性质(SOE)均值为0.30，表明约30%为国有企业。行业竞争(HHI)均值为0.07，标准差为0.06；社会信任(Trust)均值为3.91，标准差为1.09；法律效率(Law)均值为11.08，标准差为5.69；公司年龄(Age)均值为10.92，标准差为6.72。

表2 描述性统计

(二) 实证结果与分析

1.客户稳定性与供应商授信。表3报告了客户稳定性与供应商授信关系的直接检验结果，列(1)单变量的检验发现，Cstable的系数显著为正(beta=0.734，p<0.01)；列(2)控制了各种变量后的检验发现，Cstable的系数显著为正(beta=0.189，p<0.05)；以上结果验证了假设H1。这表明客户稳定性保证了企业持续稳定的现金流，保证了到期还本付息的能力，稳定的客户关系可以降低企业的交易成本和生产成本，促进企业的经营绩效；同时，客户稳定性可能向外界传递企业经营与盈利稳定的信号，企业拥有长期稳定的客户，也传递了企业在产品质量和商业信誉方面可靠性的信号，因此，供应商更愿意授予企业更多的商业信用。

表3 客户稳定性与供应商授信关系的检验结果

2.传导机制识别。客户稳定性如何被企业的供应商捕捉和识别，成为供应商是否授予企业授信的关键。企业经营业绩、信息质量和审计意见恰好是供应商识别企业经营状况及商业信用的重要禀赋。表4报告了客户稳定性(Cstable)与供应商授信关系的信号传递中介效应检验结果，列(1)和列(2)报告了企业经营业绩(ROA)对客户稳定性(Cstable)与供应商授信(Credit)关系的中介检验效应。可以发现，列(1)客户稳定性(Cstable)对企业经营业绩(ROA)系数显著为正(beta=0.005，p<0.01)，列(2)加入企业经营业绩(ROA)后，客户稳定性(Cstable)对供应商授信仍然显著为正(beta=0.184，p<0.05)，β1δ2的乘积0.005×4.477=0.022与δ1同号，说明企业经营绩效(ROA)对客户稳定性(Cstable)与供应商授信(Credit)关系具有部分中介检验效应，且部分中介效应占总效应的比例为β1δ2/α1=11.64%。

列(3)和列(4)报告了信息环境(DA)对客户稳定性(Cstable)与供应商授信(Credit)关系的中介检验效应。可以发现，列(3)客户稳定性(Cstable)对信息环境(DA)系数显著为负(beta=-0.005，p<0.05)，列(4)加入信息环境(DA)后，客户稳定性(Cstable)对供应商授信仍然显著为正(beta=0.178，p<0.05)，β1δ2的乘积(-0.005)×(-1.730)=0.009与δ1同号，说明信息环境(DA)对客户稳定性(Cstable)与供应商授信(Credit)关系具有部分中介检验效应，且部分中介效应占总效应的比例为β1δ2/α1=4.76%。

列(5)和列(6)报告了审计意见(Opinion)对客户稳定性(Cstable)与供应商授信(Credit)关系的中介检验效应。可以发现，列(5)客户稳定性(Cstable)对审计意见(Opinion)系数显著为负(beta=-0.141，p<0.01)，列(6)加入审计意见(Opinion)后，客户稳定性(Cstable)对供应商授信仍然显著为正(beta=0.184，p<0.05)，β1δ2的乘积(-0.141)×(-1.217)=0.172与δ1同号，说明审计意见(Opinion)对客户稳定性(Cstable)与供应商授信(Credit)关系具有部分中介检验效应，且部分中介效应占总效应的比例为β1δ2/α1=90.79%。

上述结论验证了假设H2、H3、H4，表明客户稳定带来良好的经营业绩、较好的信息环境和标准的审计意见等信号，向供应商传递其经营良好、透明和守信的信息。

表4 信号传递的中介效应检验结果

(续表)

(三) 稳健性检验

为了使上述检验结果更加稳健，本文采用工具变量法、倾向得分匹配(PSM)法和替换解释变量等方法进行检验。

1.工具变量法回归检验结果。首先，可能存在遗漏变量问题，在检验时，尽可能控制影响模型估计精度的变量。其次，可能存在互为因果关系。本文利用客户稳定性(Cstable)减去行业均值所得的ΔMeanCstable作为工具变量进行两阶段回归。表5报告了采用工具变量的回归结果，列(1)为第一阶段检验结果，工具变量ΔMeanCstable的系数为0.996且在1%的水平上显著为正；列(2)的被解释变量为供应商授信(Credit)，检验结果发现，Cstable的系数显著为正，且在1%水平上显著，这一结果表明，考虑内生性问题后，本文的研究结论依然稳健。

表5 工具变量法回归检验结果

(续表)

2.PSM样本检验结果。为控制样本选择偏误及内生性问题，本文进一步采用倾向得分匹配法(PSM)进行检验。具体地，以公司规模、资产负债率、存货周转率、财务杠杆、审计质量、董事长与总经理是否合一、董事会独立性、客户集中度、现金比率、企业性质、行业竞争及公司年龄为特征变量进行可重复最近邻4 ∶1匹配，匹配后的回归结果如表6所示，表7列示了各变量的平衡检验表。列(1)检验结果发现，Cstable的系数显著为正，且在1%水平上显著，表明在控制样本选择偏误及内生性问题之后，前文结论依然成立。列(2)—(7)中介检验结果发现，企业经营业绩、信息环境和审计意见对客户稳定性与供应商授信关系的部分中介效应仍然成立。

表6 PSM样本检验结果

(续表)

表7 PSM平衡性检验表

3.替代解释变量的回归检验结果。表8报告了用第三大客户是否仍然是上年度前三大客户之一作为客户稳定性替代变量的检验结果，列(1)单变量的检验发现，Cstable的系数显著为正(beta=1.246，p<0.01)；列(2)控制了各种变量后的检验发现，Cstable的系数显著为正(beta=0.264，p<0.1)；以上结果进一步验证了假设H1。

列(3)和(4)报告了企业经营业绩(ROA)对客户稳定性(Cstable)与供应商授信(Credit)关系的中介检验效应。可以发现，列(3)客户稳定性(Cstable)对企业经营业绩(ROA)系数显著为正(beta=0.008，p<0.01)，列(4)加入企业经营业绩(ROA)后，客户稳定性(Cstable)对供应商授信仍然显著为正(beta=0.249，p<0.1)，β1δ2的乘积0.008* 4.464=0.036与δ1同号，说明企业经营业绩(ROA)对客户稳定性(Cstable)与供应商授信(Credit)关系具有部分中介检验效应，且部分中介效应与总效应的比例为β1δ2/α1=13.64%。

列(5)和列(6)报告了信息环境(DA)对客户稳定性(Cstable)与供应商授信(Credit)关系的中介检验效应。可以发现，列(5)客户稳定性(Cstable)对信息环境(DA)系数显著为负(beta=-0.007，p<0.1)，列(6)加入信息环境(DA)后，客户稳定性(Cstable)对供应商授信仍然显著为正(beta=0.243，p<0.1)，β1δ2的乘积(-0.007)×(-1.731)=0.012与δ1同号，说明信息环境(DA)对客户稳定性(Cstable)与供应商授信(Credit)关系具有部分中介检验效应，且部分中介效应占总效应的比例为β1δ2/α1=4.55%。

列(7)和列(8)报告了审计意见(Opinion)对客户稳定性(Cstable)与供应商授信(Credit)关系的中介检验效应。可以发现，列(7)客户稳定性(Cstable)对审计意见(Opinion)系数显著为负(beta=-0.141，p<0.01)，列(8)加入审计意见(Opinion)后，客户稳定性(Cstable)对供应商授信仍然显著为正(beta=-0.195，p<0.01)，β1δ2的乘积(-0.195)×(-1.227)=0.239与δ1同号，说明审计意见(Opinion)对客户稳定性(Cstable)与供应商授信(Credit)关系具有部分中介检验效应，且部分中介效应占总效应的比例为β1δ2/α1=91.92%。以上结果进一步验证了假设，总体上证明了上述结果是稳健的。

表8 替代客户稳定性的检验结果

(续表)

五、 异质性检验

Stulz和Williamson(2003)[45]研究发现制度影响经济的四个层级，即嵌入机制(即礼仪、习俗、文化、宗教等非正式制度)、制度环境(即官僚、政治、法律等正式制度)、治理机制(即合约、组织结构等交易机制)和资源配置(即交易行为和价格机制)，并强调了以上四个层级的层层递进关系和各自的变迁方式。其中，嵌入机制最具粘性，可以持续数百年至上千年。Wong(2016)[46]提出“Top-Down”的研究框架，即制度—市场—企业的逻辑体系，该体系可以帮助我们跟踪地区层面的制度特征对企业行为的影响路径，进而从根本上辨别不同地区之间企业行为差异的制度诱因。李增泉(2017)[47]提出“Top-Down”研究框架的理论根源是产权经济学，该理论体系以产权作为分析原点，强调制度对交易成本和合约结构的影响。产权是一种社会契约，它的意义产生于这样的事实，即它有助于形成一个人在同他人的交易中能理性地把握那些预期，这些预期在法律、习俗和社会惯例中得以实现。基于此，我们用社会信任和法制环境分别表征嵌入机制和制度环境，嵌入客户稳定性和供应商授信分析框架，研究不同社会信任和法律环境背景下，客户稳定性对供应商授信的影响。

中国企业关系型交易盛行，包括客户、供应商等所嵌入的社会网络，构成了企业生存发展的生态系统的重要组成部分。关系型交易是在关系基础上达成的人格化交易，因为关系信任，合约条款通常比较简单灵活甚至有意模糊，以适应不确定的环境(Li等，2020)[48]。企业间机会主义行为是一方忽视交易伙伴的利益，运用诸如投机取巧、隐瞒信息、欺骗、合同漏洞、违背承诺等手段追求自己企业利益的行为(Williamson，1979)[49]。但信任作为一种软约束却是管理机会主义最有效的机制，是企业与企业间交易的基础，学者们检验了信任对机会主义的影响并发现，当交易中的一方对另一方有更多信任时，其看重的往往是长期的合作关系和利益，会尽可能地控制自身的机会主义倾向，具体来讲，在社会信任度高的地区，企业与供应商之间更愿意进行专用性投资，并且在两者发生争端时，提供了解决争端的基本保证。可见，从软约束视角，社会信任度的差异可能成为供应商对客户商业授信的重要决策依据。

良好的法制环境可为本不相关的陌生参与者提供互相合作和解决争端的基础与底线判断，有助于提高区域内人们对法律制度的认同和维护，进而形成一种共同的社会准则，从而使得企业可以基于法制环境的优劣进行市场交易。一个通过规则和法律规范运行的社会，可使人们形成一个预期，即预期其他人做出可负责任的行动，使得事前的合约更具可信性。高水平的法制环境，抑制了控制人的私人收益、简化了监督和信息传递机制，企业和客户之间都愿意遵守承认，依照契约行事。在法制环境较好的地区，契约参与者将为失信行为付出较大代价，或者当客户与企业发生纠纷时，可以按照公正的法律保护受害方。具体来讲，在一个健全高效的法制环境下，企业更愿意遵纪守法，不会拖欠供应商的货款，供应商也更愿意给予客户更大权限的商业授信。基于上述分析，我们预期其他条件不变的情况下，社会信任度较低地区、法制环境较差地区的客户稳定性对供应商授信的影响更为明显。

表9报告了异质性检验结果。可以发现，列(1)客户稳定性(Cstable)的系数显著为正(beta=0.910，p<0.01)，社会信任的系数显著为正(beta=0.605，p<0.01)，客户稳定性与社会信任交互项系数显著为负(beta=-0.187，p<0.05)，说明当企业所在地区信任度低时，客户稳定性对供应商授信更加重要；列(2)客户稳定性(Cstable)的系数显著为正(beta=0.683，p<0.01)，法制环境的系数显著为正(beta=0.096，p<0.01)，客户稳定性与法律效率交互项系数显著为负(beta=-0.046，p<0.01)，说明当企业所在地区法制环境较差时，客户稳定性对供应商授信更加重要。

表9 异质性检验结果

六、 结论与建议

本文以2013—2018年A股上市公司为研究样本，深入考察客户稳定性对企业供应商授信的影响及其机制。实证结果表明：(1)客户稳定性对供应商授信额度产生正向影响，表现出企业的客户稳定性越强，供应商授信额度越多。(2)企业经营业绩、信息环境与审计意见在客户稳定性与供应商授信之间起部分中介作用，企业的经营业绩传递了12%的客户稳定性与供应商关系的中介效应，信息环境传递了5%的客户稳定性与供应商关系的中介效应，审计意见传递了91%的客户稳定性与供应商关系的中介效应。(3)客户稳定性与供应商授信之间的关系还会受到嵌入机制和制度环境因素的影响，当企业所在地信任度较低、法律效率较低时，客户稳定性对企业供应商的授信影响更重要。

本文的发现对于稳定供应链和产业链方面具有重要的启示。首先，经历了40多年的经济改革发展，我国企业在各种困难中不断前行，在企业面对突发的不稳定事件时，比如2019年至今在世界各地发生的新冠肺炎疫情，政府应具有帮助企业稳定供应链，度过不确定阶段的策略和长效机制。其次，对于企业来讲，客户是其最重要的资源，稳定客户是企业持续经营的良好保证，签订长效契约，维护客户问题，可以进而维护供应商稳定。最后，供应链稳定的核心是“打铁仍需自身硬”，企业自身应该经营好企业，提供高质量产品，提供透明的财务信息。