市场地位商业信用与信贷传导研讨范文

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《金融论坛杂志》2014年第八期

一、理论分析与研究假设

商业信用的使用具有悠久的历史，它是基于彼此信任而产生的一种融资形式，在企业的发展过程中扮演着重要的作用。商业信用竞争性假说认为企业之所以提供商业信用是为了在市场中求得竞争优势，尤其是中小企业，他们将商业信用作为一种竞争手段以扩大销售收入。而商业信用买方市场理论则认为，由于买方强势的存在，那些买方即使不存在融资约束，也同样会通过商业信用挤占交易伙伴的流动性。虽然这两种学说的出发点不同，但结论却存在着一个共性，即竞争压力大的企业通过商业信用的提供将自身资金的流动性转让给合作伙伴。对比银行信用和商业信用的资本成本，支持融资比较优势理论的学者普遍认为商业信用是一种廉价的融资方式。当企业具有相对强的市场地位，且其供应商或者供货商的市场地位不高、讨价还价能力较弱时，具有强市场地位的企业就会利用预收货款或者延期付款的方式，要求其供应商或者供货商提供更多的商业信用。VanHoren（2005）以及Giannetti等（2010）认为竞争优势的存在能够促进商业信用的提供，主要原因在于竞争优势的存在使得企业具有了不同的市场地位，相对优势企业可以通过“胡萝卜加大棒”的方法，一方面可以通过给予少量的折扣，另一方面也可以采用威胁停止供货或者更换供货单位的方法，迫使交易伙伴为其提供廉价的商业信用。高市场地位企业也无需担心不提供商业信用会导致客户流失，因为采用不合作的策略，这些买方客户将要付出高额的信息采集成本、信息筛选成本以及重新缔约成本，另外还要承担一定新材料带来的产品质量风险，其变更成本显得得不偿失。因此，本文提出假设1：假设1：在其他条件相同的情况下，企业获得的商业信用与市场地位正相关。商业信用和银行信用是企业经营性融资的两种主要来源。在分析商业信用的信贷传导效应中，我们不能忽视市场地位对银行信用的影响，因为市场地位的存在将对信用传导效应起到一定的修正作用（存在加强或者削弱的效应）。对企业而言，向交易伙伴提供商业信用的成本是高昂的，因为向交易伙伴提供应收款等商业信用会挤占企业的货币资金，增加财务费用，对企业的正常经营带来不利影响。正如余明桂、潘红波（2010b）所说，对于融资约束趋紧的企业来说，在难以获得银行信用的情况下，为交易伙伴提供商业信用将影响企业的正常运转。

还有一些中小企业为了维持正常的销售，不得不将自己获得的银行信用通过商业信用的形式提供给市场地位高的企业，那么此时向客户提供商业信用的成本将是高昂的。但倘若一个企业能获得较多的银行信用，这些银行信用势必将降低企业提供商业信用的成本，因为在企业获得较多银行信用时，企业可以抵消提供商业信用所带来的不利影响，利用银行信用合理安排财务活动和日常经营活动。张军、金煜（2005）认为银行作为一种能集聚社会财富，对社会财富进行重新合理配置的有效中介机构，其功能的发挥有赖于价值的发现和有效的监管，换而言之，就是指银行要发现优质的企业并对该企业进行有效的监督，此时，市场地位高的企业更符合银行的价值发现要求。祝继高等（2009）通过研究发现，通常银行是否对一个企业进行授信，主要考量拟授信企业的资质以及拟授信企业的违约风险，一般情况下，大型企业，尤其是市场地位高的企业在银行信贷评价体系中更易于符合银行授信的要求；同时余明桂、潘红波（2010b）通过实证研究也发现国有企业（市场地位一般较高）获得的银行信用要显著多于非国有企业，因此有理由推断，市场地位高的企业更易于符合银行授信的要求，获得更多银行信用。故可得假设2：假设2：在其他条件相同的情况下，企业获得的银行信用与市场地位正相关。那么，商业信用与银行信用的传导到底是怎样的关系，本文将对商业信用进行区分，分别从商业信用的获得、净商业信用和商业信用提供的角度进行一系列的考察。处在经济转轨时期的中国，信贷市场存在普遍的信贷配给现象。依据商业信用的信贷配给理论，在信贷配给普遍存在的情况下，企业会将商业信用作为银行信用的融资替代品使用，造成银行信用与商业信用之间呈现出此消彼长的现象，即商业信用与银行信用之间会存在替代效应（FismanandRaturi，2004；Love，etal.，2007；Nilsen，2002；Paula，etal.，2008；Cull，etal.，2009）。根据商业信用的竞争性假说和商业信用经营性动机里的促销动机，我们知道商业信用的提供可能是由于交易伙伴的强势或者是为了更好的营销。纵观商业信用微观领域的研究成果，商业信用的使用已经从最初的融资需求逐步转变为企业低成本获取资金流动性的竞争手段。石晓军和李杰（2009）的研究指出，商业信用的使用与否仅仅取决于供应者的意愿，只要供应者愿意为交易伙伴提供商业信用，交易伙伴必然就会使用，因而从另一个侧面说明中国商业信用融资的廉价。目前中国中小企业技术创新水平较低，产品同质化严重，缺乏核心竞争力，所以中小企业不得不将商业信用作为一种竞争手段来进行有效的促销，以维持企业的正常经营。徐晓萍和李猛（2009）通过对上海中小企业的问卷调查也证实了上述观点。同时也有学者猜测政治联结的存在有利于企业商业信用的获得，但市场地位低的企业在寻求政治关系时往往要付出高昂的寻租成本，而市场地位高的企业，尤其是国有企业在政治关联上拥有天然的优势。根据上述分析，有理由推测，对于市场地位低的企业，其通过商业信用进行融资将比银行信用融资更难，因为市场地位低的企业如果不给交易伙伴提供商业信用，企业可能会因此丧失销售产品的机会，影响正常经营；而市场地位高的企业在轻松获得低成本的商业信用后，自然会减少对银行信用的使用，因此本文提出假设3a和3b：假设3a：在其他条件相同的情况下，银行信用与商业信用获得之间存在替代效应。

假设3b：在其他条件相同的情况下，相比市场地位低的企业，市场地位高的企业商业信用的获得与银行信用之间的替代效应更为显著。站在商业信用的再配置角度，诸多学者认为易于获得银行信用的企业会将这些易得的信贷资金以商业信用的形式再配置给那些难以获得银行信用的合作企业。根据Biais和Gollie（r1997）以及Frank和Maksimovic（2005）的研究，他们认为银行信用影响着商业信用的提供量，商业信用和银行贷款之间呈现出传递效应。那么市场地位的差异是否会影响这种传递效应的发挥呢？一般来说，在中国国有企业由于政治联系的存在而获得了一定的市场垄断性，所以其市场地位相较于私有企业一般处于强势地位。余明桂、潘红波（2010b）通过实证指出在中国信贷配给和所有制歧视的条件下，国有企业银行信用的获得量显著多于民营企业，但是在商业信用的提供上却呈现出相反趋势。这样的结果说明，私有企业商业信用的再配置效应要好于国有企业，即国有企业获得更多的银行信用但并没有发挥好信用的传递功能，而私有企业尽管只获得少量的银行信用却较好地发挥了信用的传递功能。张杰和刘东（2006）、徐晓萍和李猛（2009）的实证研究也指出，在中国商业信用在不同市场地位企业之间的分布实质上体现了一种竞争态势，中小企业由于竞争劣势地位而不得不向优势企业提供资金的流动性。江伟和曾业勤（2013）通过对中国工业企业数据库的研究，证实在中国的非国有企业以及处于金融发展水平较高的地区的企业，其商业信用的传递效应发挥得更好。因此本文推测，相比市场地位高的企业，市场地位低的企业的商业信用提供与银行借款之间的传递效应将更加显著。所以本文提出假设4a和4b：假设4a：在其他条件相同的情况下，银行借款与商业信用提供之间存在传递效应。假设4b：在其他条件相同的情况下，相比市场地位高的企业，市场地位低的企业的商业信用提供与银行信用之间的传递效应更为显著。

二、研究设计

（一）数据来源及样本选择本文选取了2010~2012年在上海证券交易所和深圳证券交易所进行交易的非金融保险类企业作为研究初选样本，剔除了交叉持有A股和B股的公司、ST公司和财务不完整的公司，通过筛选得到符合条件的样本5647个。在数据处理过程中，由于CSMAR国泰安数据库中“利息支出”缺失严重，本文为保证数据库数据的一致性，拟采用CSMAR数据库中上市公司的财务费用进行替代，并剔除财务费用为负的数据，最终得到样本4019个。所有数据均来自CSMAR数据库，统计分析软件是stata10.0。

（二）变量设计为了检验假设，本文在参考VanHoren（2007）、张新民等（2012）的模型基础上，对变量进行设计：Tradecrediti，t代表商业信用，是被解释变量，分别由净商业信用融资额NETAi，t，商业信用的获得APi，t以及商业信用的提供ARi，t表示。净商业信用融资额NETAi，t=（应付账款+应付票据+预收账款）-（应收账款+应收票据+预付账款），此指标将用年末总资产进行标准化，表示商业信用的获得净额占企业总资产的比重；商业信用的获得APi，t=应付账款+应付票据+预收账款，该指标用年末总资产进行标准化，表示企业通过商业信用融资这种渠道所获得的总资金；商业信用的提供ARi，t=应收账款+应收票据+预付账款，用年末总资产标准化，表示企业通过商业信用融资这种渠道为其他企业提供的融资额占总资产的比重。Bankaccessi，t代表银行信用，是被解释变量，在不同模型中也作为解释变量，由于很难获取上市公司的银行信贷数据，通常的办法是选择企业的利息支出作为替代变量。本文的分析也想采用相同的方法，但是在下载CS-MAR数据库数据时发现企业利息支出缺失严重，所以在参考张新民等（2012）文献的基础上，采用“SBAi，t=短期借款/年末总资产”作为银行信用Bankaccessi，t的变量，同时引入正财务费用变量①Intexpi，t来替代“利息支出”作为Bankaccessi，t的变量，以求实证能够得到一定的稳健性。HHIi，t代表市场地位，是解释变量，本文拟采用赫芬达尔指数（即市场占有率指标）作为企业市场地位的衡量指标。企业市场占有率代表企业的营业收入占企业所处行业营业收入总和的比重，表明企业在整个行业中的“竞争优势”。所以本文将市场地位这一变量定义为企业第i年的营业收入占行业内所有企业的年度营业收入之和（X=ΣXi）的比例。有关控制变量的定义如表1所示。

（三）模型设定为了检验假设，本文在参考VanHoren（2007）、张新民等（2012）模型的基础上，构建如下模型：市场地位与商业信用融资：

（四）描述性统计表2列出了引入“正财务费用”作为“利息支出”替代时4019个样本的描述性统计，在总样本（5647）HHIi，t中位数的基础上，将样本划分为市场地位高组和市场地位低组，从而得到市场地位高组样本1863个，市场地位低组样本2156个。在样本中，可以发现净商业信用占上市公司总资产的比重达到1.0333428%，说明中国沪深两市A股的上市公司总体上是商业信用的获得者。市场地位高组的商业信用提供量APi，t小于市场地位低组，而商业信用的获得APi，t和净商业信用NETAi，t却大于市场地位低组，这说明市场地位低组企业在商业信用的获得方面处于劣势。

（五）相关性分析从表3的Pearson（双侧）相关性检验来看，主要变量除了ARi，t、APi，t和NETAi，t之间的系数大于0.5以外，其他变量系数基本都小于0.5，并且ARi，t、APi，t和NETAi，t在后续的回归过程中，不会同时作为自变量，说明本文变量的选择不可能存在多重共线性。为了进一步对多重共线性进行检验，本文在回归过程中对每一个模型都进行VIF检验，VIF值都小于5，VIF检验结果与Pearson（双侧）相关性检验的结果相符，从而进一步验证了本文数据的可靠性。从Pearson（双侧）相关性检验的系数矩阵来看，表3中Bankaccessi，t的变量SBAi，t和Intexpi，t与净商业信用融资额NETAi，t和商业信用的获得APi，t存在负相关关系且相当显著，这意味着商业信用的获得与银行信用之间存在替代效应。HHIi，t作为市场地位的变量，与净商业信用融资额NETAi，t和商业信用的获得APi，t显著正相关，说明随着市场地位的提升，企业将获得更多低成本的商业信用融资，这与商业信用的竞争性假说相符。

从商业信用的提供ARi，t与银行信用的角度来看，可以发现Bankaccessi，t的变量SBAi，t和Intexpi，t与ARi，t呈现显著的正相关，这意味着商业信用的提供与银行信用之间存在强烈的“传递效应”。从相关性系数的角度来看，这已经能够初步证明本文的假设1、假设3a、假设3b和假设4a。通过对表3中HHIi，t与Bankaccessi，t的变量SBAi，t的观察，本文发现市场地位与企业银行信用的获得并没有存在显著性的关系，HHIi，t和Intexpi，t的相关系数中甚至出现了负的关系，此时有理由怀疑假设2可能通不过检验。此外，从所有权性质Soei，t的角度来看，在所有制差别条件下，国有产权与净商业信用融资额NETAi，t和商业信用的获得APi，t显著正相关，说明国有企业更容易获得商业信用融资，但是Soei，t与商业信用的提供ARi，t呈现显著的负相关，说明国有企业提供的商业信用较少，从这两点可以看出国有企业商业信用的再配置效应要弱于非国有企业，这与余明桂、潘洪波等（2010b）的研究结果相类似。

三、实证结果与分析

接下来，检验市场地位对企业商业信用融资的影响，结果如表4所示。模型1中，Tradecrediti，t的变量包括商业信用的获得APi，t和净商业信用融资额NETAi，t。在市场地位HHIi，t与APi，t的回归结果中，表示市场地位的变量赫芬达尔指数的回归系数为0.3789203，显著为正，这说明当企业市场地位越高时，企业获得的应收账款、应收票据和预付账款越多，从而获得更多的商业信用红利。同理构造以市场地位HHIi，t与净商业信用融资额NETAi，t的回归方程，此时因变量NETAi，t用以衡量应付类账户减除应收类账户后净商业信用的获得量。在回归结果中，市场地位变量赫芬达尔指数也显著为正，回归系数为0.2885623，同样也能说明当市场地位越高时，企业将从商业信用融资渠道中获得更多的融资额。换句话说，随着企业市场地位的不断提升，企业将更加注重运用商业信用策略，从而更有实力减少经营性货币资金的“被占用”，所以本文的假设1得到验证。需要指出的是，根据商业信用的竞争性假说，当企业拥有较高市场地位时，企业将视商业信用融资为一种低成本攫取交易对象流动性的手段，在本文的论证中也能有所体现。在控制变量方面，Soei，t在对APi，t、NETAi，t的回归中，系数分别为0.0073826和0.0154139，显著为正，表明国有企业获得的商业信用显著多于民营企业，在中国由于国有企业大都拥有一定的政治联结，其市场垄断地位远远大于民营企业，这也能从侧面验证假设1。在企业规模Sizei，t方面，对APi，t、NETAi，t的回归系数分别为0.0195446和0.0200077，且显著为正，这说明企业规模对商业信用的获得也有一定的正向影响，若以企业规模越大，企业的市场地位越高为前提，也能从侧面进一步验证假设1。在模型2中，在HHIi，t对SBAi，t的回归过程中，回归系数为-0.0988034，并在统计上不显著，说明市场地位的高低与否对银行信用的获得并没有帮助；在HHIi，t对Intexpi，t的回归过程中，回归系数为-0.0112654，在统计上也不显著，所以有理由得出假设2并不能得到证明。在控制变量Soei，t方面，Soei，t对SBAi，t的回归中，回归系数为-0.0146314，且显著为负，从这点上说似乎与常理不符；而在Soei，t对Intexpi，t的回归过程中，回归系数为0.0002537，这说明所有制在样本企业获得银行信用融资方面存在一定正向影响，虽然系数不显著，但是中国学者方军雄（2007）对此做出了很好的解释。他认为随着中国金融体系的不断改革和创新，金融业市场化程度已经大大提高，信贷资源的配给现象和所有制歧视也在逐步淡化，国有企业与民营企业在贷款数额、贷款利率和贷款期限结构上的差异都在逐渐缩小，这与刘小鲁（2012）的研究存在一致性。由此可见，Intexpi，t作为Bankaccessi，t的变量更加符合实际且更具说服力，所以在后续的研究中都会将银行信用的变量设为Intexpi，t。虽然假设2并不能得到证明，但在回归结果上，可以看出中国金融体系正在逐步打破所有制上的歧视，这对中国金融体系效率的提高是一件好事。在表5中，模型3在未引入交互项Intexpi，t×HHIi，t时，Intexpi，t对APi，t的回归系数为-0.3343466，Intexpi，t对NETAi，t的回归系数为-0.3961203，均为显著的负相关关系，可见企业的银行信用和商业信用存在显著的反向替代效应，换句话说就是，当企业对银行信用的使用越少时，那么对商业信用的使用就会越多，此时商业信用的信贷传导就会呈现出替代效应的结果。商业信用的获得（APi，t）与银行信用之间的检验结果以及净商业信用的获得（NETAi，t）与银行信用之间的检验结果支持了本文的假设3a，且与石晓军和李杰（2009）及Cull等（2009）等人的研究结论存在一致性。在表5中，模型3引入交互项Intexpi，t×HHIi，t时，交互项Intexpi，t×HHIi，t的系数为-0.3689928，且在1%的置信水平上显著，通过引入交互项，模型的拟合度从0.2714上升到0.2752，这说明交互项的引入符合模型设定。从HHIi，t的回归系数来看，HHIi，t的回归系数显著由0.4971913提高到0.82612，这可以说明银行信用与商业信用之间的替代效应在市场地位高组更加显著，由于市场地位低的企业处于竞争劣势，它们可能不得不将商业信用作为一种促销手段或维系客户的手段，从而促进产品销售、维持日常经营，实证结果有效支持了本文的假设3b。同理在对NETAi，t的回归中引入交互项Intexpi，t×HHIi，t后，HHIi，t对NETAi，t的回归系数具有明显的提升效果，与上述结果一致，这也说明本文假设3b的结果具有一定的稳健性。在模型3中，为进一步加强结论的稳健性和说服力，将采用对比分组研究，此时将样本根据市场地位的不同分为高组和低组。如表6所示，观察Intexpi，t的系数，无论市场地位高组还是低组其系数仍显著为负，这说明，替代效应在市场地位高组和市场地位低组都存在。在Intexpi，t对APi，t的回归过程中，市场地位高组的回归系数为-2.012019，其绝对值明显高于市场地位低组的-1.476781，由两者回归系数的比较可知，替代效应在高组更为显著。同理，Intexpi，t对NETAi，t的回归系数在市场地位高组的绝对值明显高于市场地位低组。分组对比研究的结果也有效支持了本文的假设3b。假设3b也与前述的假设1和假设2的结论存在对应关系，因为市场地位高的企业更容易获得商业信用融资，但在银行信用的获得上与市场地位低的企业没有较大差别，因此两者的替代性更强。而市场地位低的企业获得商业信用融资较为困难，常常需要为客户提供商业信用，因此其商业信用的获得与银行信用的替代性相对较弱。在表7中，模型4在未引入交互项Intexpi，t×HHIi，t时，Intexpi，t对ARi，t的回归系数为0.2312479，表明商业信用的提供与银行信用之间存在显著的正相关关系；虽然HHIi，t对ARi，t的回归系数为负，但是两者之间在统计上并不显著。此时只能说明本文的商业信用的提供与银行信用之间存在显著正相关关系，证明了假设4a，但是只能说明假设4b在样本内存在，不能向外推广。当模型4引入交互项Intexpi，t×HHIi，t时。HHIi，t的系数为0.211036，且在1%的置信水平上显著，通过引入交互项，模型的拟合度从0.4199上升到0.4213，这说明交互项的引入符合模型设定。从HHIi，t的回归系数来看，HHIi，t的回归系数由不显著的-0.0640224变为-0.2536361，在引入交互项Intexpi，t×HHIi，t后，HHIi，t的回归系数不仅显著性提高，而且系数绝对值更大，说明相比市场地位高的企业，市场地位低企业的“传递效应”更为显著，有效证明了假设4b。在模型4中，本文根据市场地位变量的高低，将样本进一步划分为市场地位高组和市场地位低组，如表7后两列所示，Intexpi，t的系数均显著为正。这说明，无论市场地位的高低，银行信用与商业信用之间都存在传递效应。在Intexpi，t对ARi，t的回归过程中，市场地位高组的回归系数为1.322778，该值明显低于市场地位低组的1.711259，由两者回归系数的比较可知，传递效应在市场地位低组中体现得更为明显，这说明分组样本的验证也支持了假设4b。这种传递效应可能是商业信用再配置效应的发挥，具有主动性，也可能源于“传递效应”具有被动性，当企业将商业信用作为企业竞争的手段时，实际上商业信用就成为优势企业低成本掠夺客户资金流动性的一种方式。在模型4中，APi，t对ARi，t的回归系数显著为正，一种可能的解释是中国的企业在对外提供商业信用时，也要求获得更多的商业信用，即当自己拥有应收而未收账款时，也想拥有更多的应付而不付或者推迟付款的账款，从这点来看，中国的企业普遍具有一种债务拖延现象，说明中国商业信用的利用效率不高。中国学者刘小鲁（2012）的研究也表明，拥有更多应收账款的企业大都倾向于扩大应付账款规模，从而使企业间的债务连接复杂化，呈现出较强的“三角债”趋势。他指出若商业信用的使用是出于此种动机，这不仅不能改善货币资金的配置效率，反而会增加市场风险和交易费用，所以从这点来说商业信用的使用值得警惕。

四、结论

本文采用中国A股上市公司2010~2012年的数据，检验企业市场地位对商业信用及其信贷传导效应的影响。研究发现，企业商业信用的获得普遍向市场地位高的企业集中，而银行信用的获得与企业市场地位间并不存在一定的必然关系。在其他条件相同的情况下，银行信用与商业信用的获得存在替代效应，与商业信用的提供存在传递效应；进一步根据市场地位进行分组发现，相比市场地位低组，替代效应在市场地位高组更为显著，与此相反，相比市场地位高组，传递效应在市场地位低组更为显著。

本文的实证结果表明，随着中国金融市场的不断发展和完善，企业更加注重资金的使用效率，由于经济理性的存在，当企业具有一定的市场地位或者占有较大的市场份额时，它将更多采用商业信用而非银行信用，以求以更低的成本攫取资金的流动性。这将导致行业中的弱势企业不但难以利用商业信用这种便捷的融资渠道，更有甚者还要用自身仅有的银行信用为竞争优势企业提供商业信用融资，以求维持正常的销售，因此市场地位低的企业的替代效应弱，传递效应强。综上分析，本文的研究结论为中国亟须改善市场地位低的企业，尤其是改善中小企业的融资环境提供了企业微观层面的实证解释。由于中小企业在市场竞争中处于劣势，若只依靠提供商业信用来获取收入，这不仅会加大中小企业的风险，而且在中小企业银行信贷配给的情况下会限制中小企业的发展，此时，技术创新能力的提高是中小企业摆脱过度依赖赊销的有效途径。从社会角度来看，构建多层次资本市场并且创新金融服务中小企业是中国改善融资环境的必经之路；从企业角度来看，加大技术创新，优化研发活动也是中小企业健康成长的必经之路。

作者：陈金龙周兴单位：华侨大学工商管理学院