市場地位商業信用與信貸傳導研討范文

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《金融論壇雜志》2014年第八期

一、理論分析與研究假設

商業信用的使用具有悠久的歷史，它是基于彼此信任而產生的一種融資形式，在企業的發展過程中扮演著重要的作用。商業信用競爭性假說認為企業之所以提供商業信用是為了在市場中求得競爭優勢，尤其是中小企業，他們將商業信用作為一種競爭手段以擴大銷售收入。而商業信用買方市場理論則認為，由于買方強勢的存在，那些買方即使不存在融資約束，也同樣會通過商業信用擠占交易伙伴的流動性。雖然這兩種學說的出發點不同，但結論卻存在著一個共性，即競爭壓力大的企業通過商業信用的提供將自身資金的流動性轉讓給合作伙伴。對比銀行信用和商業信用的資本成本，支持融資比較優勢理論的學者普遍認為商業信用是一種廉價的融資方式。當企業具有相對強的市場地位，且其供應商或者供貨商的市場地位不高、討價還價能力較弱時，具有強市場地位的企業就會利用預收貨款或者延期付款的方式，要求其供應商或者供貨商提供更多的商業信用。VanHoren（2005）以及Giannetti等（2010）認為競爭優勢的存在能夠促進商業信用的提供，主要原因在于競爭優勢的存在使得企業具有了不同的市場地位，相對優勢企業可以通過“胡蘿卜加大棒”的方法，一方面可以通過給予少量的折扣，另一方面也可以采用威脅停止供貨或者更換供貨單位的方法，迫使交易伙伴為其提供廉價的商業信用。高市場地位企業也無需擔心不提供商業信用會導致客戶流失，因為采用不合作的策略，這些買方客戶將要付出高額的信息采集成本、信息篩選成本以及重新締約成本，另外還要承擔一定新材料帶來的產品質量風險，其變更成本顯得得不償失。因此，本文提出假設1：假設1：在其他條件相同的情況下，企業獲得的商業信用與市場地位正相關。商業信用和銀行信用是企業經營性融資的兩種主要來源。在分析商業信用的信貸傳導效應中，我們不能忽視市場地位對銀行信用的影響，因為市場地位的存在將對信用傳導效應起到一定的修正作用（存在加強或者削弱的效應）。對企業而言，向交易伙伴提供商業信用的成本是高昂的，因為向交易伙伴提供應收款等商業信用會擠占企業的貨幣資金，增加財務費用，對企業的正常經營帶來不利影響。正如余明桂、潘紅波（2010b）所說，對于融資約束趨緊的企業來說，在難以獲得銀行信用的情況下，為交易伙伴提供商業信用將影響企業的正常運轉。

還有一些中小企業為了維持正常的銷售，不得不將自己獲得的銀行信用通過商業信用的形式提供給市場地位高的企業，那么此時向客戶提供商業信用的成本將是高昂的。但倘若一個企業能獲得較多的銀行信用，這些銀行信用勢必將降低企業提供商業信用的成本，因為在企業獲得較多銀行信用時，企業可以抵消提供商業信用所帶來的不利影響，利用銀行信用合理安排財務活動和日常經營活動。張軍、金煜（2005）認為銀行作為一種能集聚社會財富，對社會財富進行重新合理配置的有效中介機構，其功能的發揮有賴于價值的發現和有效的監管，換而言之，就是指銀行要發現優質的企業并對該企業進行有效的監督，此時，市場地位高的企業更符合銀行的價值發現要求。祝繼高等（2009）通過研究發現，通常銀行是否對一個企業進行授信，主要考量擬授信企業的資質以及擬授信企業的違約風險，一般情況下，大型企業，尤其是市場地位高的企業在銀行信貸評價體系中更易于符合銀行授信的要求；同時余明桂、潘紅波（2010b）通過實證研究也發現國有企業（市場地位一般較高）獲得的銀行信用要顯著多于非國有企業，因此有理由推斷，市場地位高的企業更易于符合銀行授信的要求，獲得更多銀行信用。故可得假設2：假設2：在其他條件相同的情況下，企業獲得的銀行信用與市場地位正相關。那么，商業信用與銀行信用的傳導到底是怎樣的關系，本文將對商業信用進行區分，分別從商業信用的獲得、凈商業信用和商業信用提供的角度進行一系列的考察。處在經濟轉軌時期的中國，信貸市場存在普遍的信貸配給現象。依據商業信用的信貸配給理論，在信貸配給普遍存在的情況下，企業會將商業信用作為銀行信用的融資替代品使用，造成銀行信用與商業信用之間呈現出此消彼長的現象，即商業信用與銀行信用之間會存在替代效應（FismanandRaturi，2004；Love，etal.，2007；Nilsen，2002；Paula，etal.，2008；Cull，etal.，2009）。根據商業信用的競爭性假說和商業信用經營性動機里的促銷動機，我們知道商業信用的提供可能是由于交易伙伴的強勢或者是為了更好的營銷。縱觀商業信用微觀領域的研究成果，商業信用的使用已經從最初的融資需求逐步轉變為企業低成本獲取資金流動性的競爭手段。石曉軍和李杰（2009）的研究指出，商業信用的使用與否僅僅取決于供應者的意愿，只要供應者愿意為交易伙伴提供商業信用，交易伙伴必然就會使用，因而從另一個側面說明中國商業信用融資的廉價。目前中國中小企業技術創新水平較低，產品同質化嚴重，缺乏核心競爭力，所以中小企業不得不將商業信用作為一種競爭手段來進行有效的促銷，以維持企業的正常經營。徐曉萍和李猛（2009）通過對上海中小企業的問卷調查也證實了上述觀點。同時也有學者猜測政治聯結的存在有利于企業商業信用的獲得，但市場地位低的企業在尋求政治關系時往往要付出高昂的尋租成本，而市場地位高的企業，尤其是國有企業在政治關聯上擁有天然的優勢。根據上述分析，有理由推測，對于市場地位低的企業，其通過商業信用進行融資將比銀行信用融資更難，因為市場地位低的企業如果不給交易伙伴提供商業信用，企業可能會因此喪失銷售產品的機會，影響正常經營；而市場地位高的企業在輕松獲得低成本的商業信用后，自然會減少對銀行信用的使用，因此本文提出假設3a和3b：假設3a：在其他條件相同的情況下，銀行信用與商業信用獲得之間存在替代效應。

假設3b：在其他條件相同的情況下，相比市場地位低的企業，市場地位高的企業商業信用的獲得與銀行信用之間的替代效應更為顯著。站在商業信用的再配置角度，諸多學者認為易于獲得銀行信用的企業會將這些易得的信貸資金以商業信用的形式再配置給那些難以獲得銀行信用的合作企業。根據Biais和Gollie（r1997）以及Frank和Maksimovic（2005）的研究，他們認為銀行信用影響著商業信用的提供量，商業信用和銀行貸款之間呈現出傳遞效應。那么市場地位的差異是否會影響這種傳遞效應的發揮呢？一般來說，在中國國有企業由于政治聯系的存在而獲得了一定的市場壟斷性，所以其市場地位相較于私有企業一般處于強勢地位。余明桂、潘紅波（2010b）通過實證指出在中國信貸配給和所有制歧視的條件下，國有企業銀行信用的獲得量顯著多于民營企業，但是在商業信用的提供上卻呈現出相反趨勢。這樣的結果說明，私有企業商業信用的再配置效應要好于國有企業，即國有企業獲得更多的銀行信用但并沒有發揮好信用的傳遞功能，而私有企業盡管只獲得少量的銀行信用卻較好地發揮了信用的傳遞功能。張杰和劉東（2006）、徐曉萍和李猛（2009）的實證研究也指出，在中國商業信用在不同市場地位企業之間的分布實質上體現了一種競爭態勢，中小企業由于競爭劣勢地位而不得不向優勢企業提供資金的流動性。江偉和曾業勤（2013）通過對中國工業企業數據庫的研究，證實在中國的非國有企業以及處于金融發展水平較高的地區的企業，其商業信用的傳遞效應發揮得更好。因此本文推測，相比市場地位高的企業，市場地位低的企業的商業信用提供與銀行借款之間的傳遞效應將更加顯著。所以本文提出假設4a和4b：假設4a：在其他條件相同的情況下，銀行借款與商業信用提供之間存在傳遞效應。假設4b：在其他條件相同的情況下，相比市場地位高的企業，市場地位低的企業的商業信用提供與銀行信用之間的傳遞效應更為顯著。

二、研究設計

（一）數據來源及樣本選擇本文選取了2010~2012年在上海證券交易所和深圳證券交易所進行交易的非金融保險類企業作為研究初選樣本，剔除了交叉持有A股和B股的公司、ST公司和財務不完整的公司，通過篩選得到符合條件的樣本5647個。在數據處理過程中，由于CSMAR國泰安數據庫中“利息支出”缺失嚴重，本文為保證數據庫數據的一致性，擬采用CSMAR數據庫中上市公司的財務費用進行替代，并剔除財務費用為負的數據，最終得到樣本4019個。所有數據均來自CSMAR數據庫，統計分析軟件是stata10.0。

（二）變量設計為了檢驗假設，本文在參考VanHoren（2007）、張新民等（2012）的模型基礎上，對變量進行設計：Tradecrediti，t代表商業信用，是被解釋變量，分別由凈商業信用融資額NETAi，t，商業信用的獲得APi，t以及商業信用的提供ARi，t表示。凈商業信用融資額NETAi，t=（應付賬款+應付票據+預收賬款）-（應收賬款+應收票據+預付賬款），此指標將用年末總資產進行標準化，表示商業信用的獲得凈額占企業總資產的比重；商業信用的獲得APi，t=應付賬款+應付票據+預收賬款，該指標用年末總資產進行標準化，表示企業通過商業信用融資這種渠道所獲得的總資金；商業信用的提供ARi，t=應收賬款+應收票據+預付賬款，用年末總資產標準化，表示企業通過商業信用融資這種渠道為其他企業提供的融資額占總資產的比重。Bankaccessi，t代表銀行信用，是被解釋變量，在不同模型中也作為解釋變量，由于很難獲取上市公司的銀行信貸數據，通常的辦法是選擇企業的利息支出作為替代變量。本文的分析也想采用相同的方法，但是在下載CS-MAR數據庫數據時發現企業利息支出缺失嚴重，所以在參考張新民等（2012）文獻的基礎上，采用“SBAi，t=短期借款/年末總資產”作為銀行信用Bankaccessi，t的變量，同時引入正財務費用變量①Intexpi，t來替代“利息支出”作為Bankaccessi，t的變量，以求實證能夠得到一定的穩健性。HHIi，t代表市場地位，是解釋變量，本文擬采用赫芬達爾指數（即市場占有率指標）作為企業市場地位的衡量指標。企業市場占有率代表企業的營業收入占企業所處行業營業收入總和的比重，表明企業在整個行業中的“競爭優勢”。所以本文將市場地位這一變量定義為企業第i年的營業收入占行業內所有企業的年度營業收入之和（X=ΣXi）的比例。有關控制變量的定義如表1所示。

（三）模型設定為了檢驗假設，本文在參考VanHoren（2007）、張新民等（2012）模型的基礎上，構建如下模型：市場地位與商業信用融資：

（四）描述性統計表2列出了引入“正財務費用”作為“利息支出”替代時4019個樣本的描述性統計，在總樣本（5647）HHIi，t中位數的基礎上，將樣本劃分為市場地位高組和市場地位低組，從而得到市場地位高組樣本1863個，市場地位低組樣本2156個。在樣本中，可以發現凈商業信用占上市公司總資產的比重達到1.0333428%，說明中國滬深兩市A股的上市公司總體上是商業信用的獲得者。市場地位高組的商業信用提供量APi，t小于市場地位低組，而商業信用的獲得APi，t和凈商業信用NETAi，t卻大于市場地位低組，這說明市場地位低組企業在商業信用的獲得方面處于劣勢。

（五）相關性分析從表3的Pearson（雙側）相關性檢驗來看，主要變量除了ARi，t、APi，t和NETAi，t之間的系數大于0.5以外，其他變量系數基本都小于0.5，并且ARi，t、APi，t和NETAi，t在后續的回歸過程中，不會同時作為自變量，說明本文變量的選擇不可能存在多重共線性。為了進一步對多重共線性進行檢驗，本文在回歸過程中對每一個模型都進行VIF檢驗，VIF值都小于5，VIF檢驗結果與Pearson（雙側）相關性檢驗的結果相符，從而進一步驗證了本文數據的可靠性。從Pearson（雙側）相關性檢驗的系數矩陣來看，表3中Bankaccessi，t的變量SBAi，t和Intexpi，t與凈商業信用融資額NETAi，t和商業信用的獲得APi，t存在負相關關系且相當顯著，這意味著商業信用的獲得與銀行信用之間存在替代效應。HHIi，t作為市場地位的變量，與凈商業信用融資額NETAi，t和商業信用的獲得APi，t顯著正相關，說明隨著市場地位的提升，企業將獲得更多低成本的商業信用融資，這與商業信用的競爭性假說相符。

從商業信用的提供ARi，t與銀行信用的角度來看，可以發現Bankaccessi，t的變量SBAi，t和Intexpi，t與ARi，t呈現顯著的正相關，這意味著商業信用的提供與銀行信用之間存在強烈的“傳遞效應”。從相關性系數的角度來看，這已經能夠初步證明本文的假設1、假設3a、假設3b和假設4a。通過對表3中HHIi，t與Bankaccessi，t的變量SBAi，t的觀察，本文發現市場地位與企業銀行信用的獲得并沒有存在顯著性的關系，HHIi，t和Intexpi，t的相關系數中甚至出現了負的關系，此時有理由懷疑假設2可能通不過檢驗。此外，從所有權性質Soei，t的角度來看，在所有制差別條件下，國有產權與凈商業信用融資額NETAi，t和商業信用的獲得APi，t顯著正相關，說明國有企業更容易獲得商業信用融資，但是Soei，t與商業信用的提供ARi，t呈現顯著的負相關，說明國有企業提供的商業信用較少，從這兩點可以看出國有企業商業信用的再配置效應要弱于非國有企業，這與余明桂、潘洪波等（2010b）的研究結果相類似。

三、實證結果與分析

接下來，檢驗市場地位對企業商業信用融資的影響，結果如表4所示。模型1中，Tradecrediti，t的變量包括商業信用的獲得APi，t和凈商業信用融資額NETAi，t。在市場地位HHIi，t與APi，t的回歸結果中，表示市場地位的變量赫芬達爾指數的回歸系數為0.3789203，顯著為正，這說明當企業市場地位越高時，企業獲得的應收賬款、應收票據和預付賬款越多，從而獲得更多的商業信用紅利。同理構造以市場地位HHIi，t與凈商業信用融資額NETAi，t的回歸方程，此時因變量NETAi，t用以衡量應付類賬戶減除應收類賬戶后凈商業信用的獲得量。在回歸結果中，市場地位變量赫芬達爾指數也顯著為正，回歸系數為0.2885623，同樣也能說明當市場地位越高時，企業將從商業信用融資渠道中獲得更多的融資額。換句話說，隨著企業市場地位的不斷提升，企業將更加注重運用商業信用策略，從而更有實力減少經營性貨幣資金的“被占用”，所以本文的假設1得到驗證。需要指出的是，根據商業信用的競爭性假說，當企業擁有較高市場地位時，企業將視商業信用融資為一種低成本攫取交易對象流動性的手段，在本文的論證中也能有所體現。在控制變量方面，Soei，t在對APi，t、NETAi，t的回歸中，系數分別為0.0073826和0.0154139，顯著為正，表明國有企業獲得的商業信用顯著多于民營企業，在中國由于國有企業大都擁有一定的政治聯結，其市場壟斷地位遠遠大于民營企業，這也能從側面驗證假設1。在企業規模Sizei，t方面，對APi，t、NETAi，t的回歸系數分別為0.0195446和0.0200077，且顯著為正，這說明企業規模對商業信用的獲得也有一定的正向影響，若以企業規模越大，企業的市場地位越高為前提，也能從側面進一步驗證假設1。在模型2中，在HHIi，t對SBAi，t的回歸過程中，回歸系數為-0.0988034，并在統計上不顯著，說明市場地位的高低與否對銀行信用的獲得并沒有幫助；在HHIi，t對Intexpi，t的回歸過程中，回歸系數為-0.0112654，在統計上也不顯著，所以有理由得出假設2并不能得到證明。在控制變量Soei，t方面，Soei，t對SBAi，t的回歸中，回歸系數為-0.0146314，且顯著為負，從這點上說似乎與常理不符；而在Soei，t對Intexpi，t的回歸過程中，回歸系數為0.0002537，這說明所有制在樣本企業獲得銀行信用融資方面存在一定正向影響，雖然系數不顯著，但是中國學者方軍雄（2007）對此做出了很好的解釋。他認為隨著中國金融體系的不斷改革和創新，金融業市場化程度已經大大提高，信貸資源的配給現象和所有制歧視也在逐步淡化，國有企業與民營企業在貸款數額、貸款利率和貸款期限結構上的差異都在逐漸縮小，這與劉小魯（2012）的研究存在一致性。由此可見，Intexpi，t作為Bankaccessi，t的變量更加符合實際且更具說服力，所以在后續的研究中都會將銀行信用的變量設為Intexpi，t。雖然假設2并不能得到證明，但在回歸結果上，可以看出中國金融體系正在逐步打破所有制上的歧視，這對中國金融體系效率的提高是一件好事。在表5中，模型3在未引入交互項Intexpi，t×HHIi，t時，Intexpi，t對APi，t的回歸系數為-0.3343466，Intexpi，t對NETAi，t的回歸系數為-0.3961203，均為顯著的負相關關系，可見企業的銀行信用和商業信用存在顯著的反向替代效應，換句話說就是，當企業對銀行信用的使用越少時，那么對商業信用的使用就會越多，此時商業信用的信貸傳導就會呈現出替代效應的結果。商業信用的獲得（APi，t）與銀行信用之間的檢驗結果以及凈商業信用的獲得（NETAi，t）與銀行信用之間的檢驗結果支持了本文的假設3a，且與石曉軍和李杰（2009）及Cull等（2009）等人的研究結論存在一致性。在表5中，模型3引入交互項Intexpi，t×HHIi，t時，交互項Intexpi，t×HHIi，t的系數為-0.3689928，且在1%的置信水平上顯著，通過引入交互項，模型的擬合度從0.2714上升到0.2752，這說明交互項的引入符合模型設定。從HHIi，t的回歸系數來看，HHIi，t的回歸系數顯著由0.4971913提高到0.82612，這可以說明銀行信用與商業信用之間的替代效應在市場地位高組更加顯著，由于市場地位低的企業處于競爭劣勢，它們可能不得不將商業信用作為一種促銷手段或維系客戶的手段，從而促進產品銷售、維持日常經營，實證結果有效支持了本文的假設3b。同理在對NETAi，t的回歸中引入交互項Intexpi，t×HHIi，t后，HHIi，t對NETAi，t的回歸系數具有明顯的提升效果，與上述結果一致，這也說明本文假設3b的結果具有一定的穩健性。在模型3中，為進一步加強結論的穩健性和說服力，將采用對比分組研究，此時將樣本根據市場地位的不同分為高組和低組。如表6所示，觀察Intexpi，t的系數，無論市場地位高組還是低組其系數仍顯著為負，這說明，替代效應在市場地位高組和市場地位低組都存在。在Intexpi，t對APi，t的回歸過程中，市場地位高組的回歸系數為-2.012019，其絕對值明顯高于市場地位低組的-1.476781，由兩者回歸系數的比較可知，替代效應在高組更為顯著。同理，Intexpi，t對NETAi，t的回歸系數在市場地位高組的絕對值明顯高于市場地位低組。分組對比研究的結果也有效支持了本文的假設3b。假設3b也與前述的假設1和假設2的結論存在對應關系，因為市場地位高的企業更容易獲得商業信用融資，但在銀行信用的獲得上與市場地位低的企業沒有較大差別，因此兩者的替代性更強。而市場地位低的企業獲得商業信用融資較為困難，常常需要為客戶提供商業信用，因此其商業信用的獲得與銀行信用的替代性相對較弱。在表7中，模型4在未引入交互項Intexpi，t×HHIi，t時，Intexpi，t對ARi，t的回歸系數為0.2312479，表明商業信用的提供與銀行信用之間存在顯著的正相關關系；雖然HHIi，t對ARi，t的回歸系數為負，但是兩者之間在統計上并不顯著。此時只能說明本文的商業信用的提供與銀行信用之間存在顯著正相關關系，證明了假設4a，但是只能說明假設4b在樣本內存在，不能向外推廣。當模型4引入交互項Intexpi，t×HHIi，t時。HHIi，t的系數為0.211036，且在1%的置信水平上顯著，通過引入交互項，模型的擬合度從0.4199上升到0.4213，這說明交互項的引入符合模型設定。從HHIi，t的回歸系數來看，HHIi，t的回歸系數由不顯著的-0.0640224變為-0.2536361，在引入交互項Intexpi，t×HHIi，t后，HHIi，t的回歸系數不僅顯著性提高，而且系數絕對值更大，說明相比市場地位高的企業，市場地位低企業的“傳遞效應”更為顯著，有效證明了假設4b。在模型4中，本文根據市場地位變量的高低，將樣本進一步劃分為市場地位高組和市場地位低組，如表7后兩列所示，Intexpi，t的系數均顯著為正。這說明，無論市場地位的高低，銀行信用與商業信用之間都存在傳遞效應。在Intexpi，t對ARi，t的回歸過程中，市場地位高組的回歸系數為1.322778，該值明顯低于市場地位低組的1.711259，由兩者回歸系數的比較可知，傳遞效應在市場地位低組中體現得更為明顯，這說明分組樣本的驗證也支持了假設4b。這種傳遞效應可能是商業信用再配置效應的發揮，具有主動性，也可能源于“傳遞效應”具有被動性，當企業將商業信用作為企業競爭的手段時，實際上商業信用就成為優勢企業低成本掠奪客戶資金流動性的一種方式。在模型4中，APi，t對ARi，t的回歸系數顯著為正，一種可能的解釋是中國的企業在對外提供商業信用時，也要求獲得更多的商業信用，即當自己擁有應收而未收賬款時，也想擁有更多的應付而不付或者推遲付款的賬款，從這點來看，中國的企業普遍具有一種債務拖延現象，說明中國商業信用的利用效率不高。中國學者劉小魯（2012）的研究也表明，擁有更多應收賬款的企業大都傾向于擴大應付賬款規模，從而使企業間的債務連接復雜化，呈現出較強的“三角債”趨勢。他指出若商業信用的使用是出于此種動機，這不僅不能改善貨幣資金的配置效率，反而會增加市場風險和交易費用，所以從這點來說商業信用的使用值得警惕。

四、結論

本文采用中國A股上市公司2010~2012年的數據，檢驗企業市場地位對商業信用及其信貸傳導效應的影響。研究發現，企業商業信用的獲得普遍向市場地位高的企業集中，而銀行信用的獲得與企業市場地位間并不存在一定的必然關系。在其他條件相同的情況下，銀行信用與商業信用的獲得存在替代效應，與商業信用的提供存在傳遞效應；進一步根據市場地位進行分組發現，相比市場地位低組，替代效應在市場地位高組更為顯著，與此相反，相比市場地位高組，傳遞效應在市場地位低組更為顯著。

本文的實證結果表明，隨著中國金融市場的不斷發展和完善，企業更加注重資金的使用效率，由于經濟理性的存在，當企業具有一定的市場地位或者占有較大的市場份額時，它將更多采用商業信用而非銀行信用，以求以更低的成本攫取資金的流動性。這將導致行業中的弱勢企業不但難以利用商業信用這種便捷的融資渠道，更有甚者還要用自身僅有的銀行信用為競爭優勢企業提供商業信用融資，以求維持正常的銷售，因此市場地位低的企業的替代效應弱，傳遞效應強。綜上分析，本文的研究結論為中國亟須改善市場地位低的企業，尤其是改善中小企業的融資環境提供了企業微觀層面的實證解釋。由于中小企業在市場競爭中處于劣勢，若只依靠提供商業信用來獲取收入，這不僅會加大中小企業的風險，而且在中小企業銀行信貸配給的情況下會限制中小企業的發展，此時，技術創新能力的提高是中小企業擺脫過度依賴賒銷的有效途徑。從社會角度來看，構建多層次資本市場并且創新金融服務中小企業是中國改善融資環境的必經之路；從企業角度來看，加大技術創新，優化研發活動也是中小企業健康成長的必經之路。

作者：陳金龍周興單位：華僑大學工商管理學院