章鐵生，吳 燕

(安徽工業(yè)大學商學院，安徽馬鞍山243032)

作為與企業(yè)發(fā)展密切相關的客戶，對企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績、財務決策等方面均具有重要的影響。20世紀80年代，豐田公司通過與供應商/客戶進行戰(zhàn)略合作，創(chuàng)造了高水平的關系租金，維持了長期的競爭地位，令世界各國企業(yè)爭相效仿。實踐表明，企業(yè)之間雙方合作關系增強，且越來越傾向于從分散的客戶關系向集中的客戶關系轉變。當前中國處于經(jīng)濟轉型時期，經(jīng)濟增長速度放緩、庫存積壓較為嚴重，企業(yè)發(fā)展面臨更大的環(huán)境不確定性[1]，因此研究客戶關系對于企業(yè)的發(fā)展具有重要的影響。

已有研究表明[2-3]，企業(yè)普遍為客戶提供商業(yè)信用?，F(xiàn)有研究中：微觀上主要從降低交易成本[4-5]、價格歧視[6]、質(zhì)量保證[7]和促進銷售[8-9]等角度研究商業(yè)信用的經(jīng)營性動機，從融資優(yōu)勢[10-11]和信貸配給等角度研究商業(yè)信用的融資性動機；宏觀上主要探討宏觀政策對商業(yè)信用的影響[12-15]。關于客戶關系對商業(yè)信用的研究，有學者指出[16]，企業(yè)商業(yè)信用供給與買方勢力有關，供應商通常會迫于買方勢力而“被動”提供商業(yè)信用。同時，具備較強談判能力的客戶也能從企業(yè)獲得更多的商業(yè)信用[17-18]。研究方法上目前主要從線性角度研究客戶關系對商業(yè)信用的影響，但是客戶關系與商業(yè)信用供給之間的關系可能并非是簡單的線性關系。企業(yè)不可能一味地向客戶供應更多的商業(yè)信用，因為企業(yè)過多的流動性資金占用，會影響公司的正常成長。同時，關系契約的不穩(wěn)定性和機會主義行為特征使得企業(yè)可能基于風險防范角度考慮減少商業(yè)信用的供給。而且有學者指出基于長期穩(wěn)定的關系型交易，客戶可能會體恤企業(yè)，少占用企業(yè)的商業(yè)信用[19-20]。這些研究均說明二者之間并非是簡單的線性關系。基于以上分析，本文探討客戶關系型交易對商業(yè)信用的影響，探討拓展關系網(wǎng)絡這一非正式制度對企業(yè)財務行為的影響機理。

基于以上考慮，本文以2007—2015年中國滬深兩市A股制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本，從風險防范角度探討客戶關系對商業(yè)信用供給的影響，并進一步考察產(chǎn)權對客戶關系與商業(yè)信用供給之間關系的影響。

1 理論分析與假設提出

隨著產(chǎn)能過剩、庫存積壓等問題的出現(xiàn)，我國經(jīng)濟增長速度放緩。在這種形勢下客戶在與企業(yè)的談判中通常占據(jù)強勢地位，賣方為了在競爭中獲取優(yōu)勢不得不通過提供商業(yè)信用來吸引客戶、擴大銷售[21]。企業(yè)與客戶開始交易時，由于雙方信息的不對稱，客戶對企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量不了解，不敢大批量采購。此時，企業(yè)商業(yè)信用的提供就可以當作一種質(zhì)量保證承諾，以增加客戶采購的意愿[5]。適度集中的客戶群可以保障企業(yè)的銷售，減少庫存，并且有助于企業(yè)獲取未來銷售的有效信息。及時獲取客戶需求，有效控制資金和產(chǎn)品存貨流動，降低銷售費用與管理費用，實現(xiàn)較高的現(xiàn)金流收益[22]。大客戶的存在有助于企業(yè)提高市場占有份額，在產(chǎn)品市場競爭中保持優(yōu)勢。研究表明[23]，如果供應商更多地要求客戶進行現(xiàn)金支付，減少商業(yè)信用供給，客戶可能會轉向其他供應商。企業(yè)為了在銷售中獲取競爭優(yōu)勢，往往會通過提高商業(yè)信用供給來吸引顧客。

面臨錯綜復雜的國內(nèi)外經(jīng)濟形勢，我國的市場經(jīng)濟發(fā)展存在更多的不確定性。此時企業(yè)如果一味地為了降低庫存，擴大銷售，提供較多的商業(yè)信用給客戶，其自身很可能處于危險的境地。當企業(yè)的顧客群體過于集中時，亦可能對其造成一些消極影響。因為企業(yè)與大客戶之間的關系更多地依賴隱性契約而非長期合約，所以現(xiàn)有的購銷關系和購銷水平存在較大的不確定性[24]。這些大客戶并不能確保在未來時間里一定能進行相對連續(xù)的采購。如果此時供應商還繼續(xù)提供更多的商業(yè)信用給客戶，一旦這種密切的關系破裂，企業(yè)不僅會丟失很大一部分銷售渠道，還可能無法回收之前的貨款，因此產(chǎn)生大量的壞賬，導致現(xiàn)金流發(fā)生異常，企業(yè)的生產(chǎn)和經(jīng)營均將陷入困境?？蛻艏卸容^高時，企業(yè)很可能會出現(xiàn)較為嚴重的現(xiàn)金流問題[25]。同時大客戶一旦出現(xiàn)問題，亦將不利于企業(yè)的正常發(fā)展。因此，基于風險角度，企業(yè)亦有充足的動機去降低商業(yè)信用的供給量。

隨著客戶集中度的提高，企業(yè)與顧客的成本和業(yè)績的相關性越來越緊密，二者榮辱相關[26]。緊密的戰(zhàn)略合作關系使得雙方能共享信息、并有效進行銷售渠道整合。企業(yè)與主要客戶交換更多產(chǎn)品設計、生產(chǎn)工藝以及需求預測等方面的信息，不僅可以使企業(yè)更好的適應市場的變革，也有助于解決客戶在交易方式選擇中的低效率問題[27]。主要客戶為了保證供貨渠道的穩(wěn)定，也將反過來體恤企業(yè)，較少的使用商業(yè)信用?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設。

H1在其他條件不變的情況下，在一定范圍內(nèi)，企業(yè)提供的商業(yè)信用隨著客戶集中度的提高而增加；當客戶集中度達到一定程度，企業(yè)提供的商業(yè)信用會隨著集中度的提高而減少。即企業(yè)提供的商業(yè)信用與客戶集中度呈現(xiàn)倒“U”型關系。

新形勢下，市場經(jīng)濟發(fā)展面臨著更多的不確定性?？紤]到國有企業(yè)在資源獲取方面具備較多的優(yōu)勢，國有企業(yè)緩解客戶威脅的能力有別于非國有企業(yè)。由于與政府天然密切的關系，國有企業(yè)在資金、供貨銷售渠道、經(jīng)營許可等稀缺資源的獲取上更具優(yōu)勢[28]，在經(jīng)濟政策不確定性增加的環(huán)境下，其融資便利優(yōu)勢將更加顯著，更有能力和動機增加商業(yè)信用供給以擴大銷售[29]。非國有企業(yè)則可能會面臨著融資困難、行業(yè)限制等不平等待遇，其通過市場機制獲得所需資源的能力較弱。與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)面臨的現(xiàn)金流風險更大，亦更有動機減少商業(yè)信用供給。與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)客戶集中度對商業(yè)信用供給的影響更強。基于上述分析，本文提出以下假設。

H2在其他條件不變的情況下，相比于國有企業(yè)而言，非國有企業(yè)客戶集中度與商業(yè)信用供給間倒“U”型關系的敏感性更強。

2 數(shù)據(jù)來源及模型設計

2.1 樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

選取2007—2015年我國A股制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)作為初始數(shù)據(jù)，并作以下調(diào)整：刪除財務數(shù)據(jù)缺失的樣本；刪除ST的上市公司樣本。最終選取9 760家A股上市公司數(shù)據(jù)作為樣本，為了消除極值對研究結論造成的影響，將連續(xù)性變量作了1%的Winsorize處理。

前五大客戶數(shù)據(jù)從年報中手工收集，企業(yè)產(chǎn)權性質(zhì)數(shù)據(jù)、財務數(shù)據(jù)及企業(yè)相關數(shù)據(jù)來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)處理和統(tǒng)計分析使用EXCEL2007和STATA13軟件。

2.2 變量選取與界定

1)被解釋變量

商業(yè)信用供給(R)：企業(yè)提供給下游客戶的商業(yè)信用，用(應收賬款+應收票據(jù))與營業(yè)收入的比值來衡量。在穩(wěn)健性檢驗中用(應收賬款+應收票據(jù)-預收賬款)與營業(yè)收入的比值作為R的替代變量。

2)解釋變量

(1)客戶集中度(C) 借鑒文獻[30]的做法，用上市公司年報附注中所披露的“向前五大客戶銷售的比重”來衡量客戶集中度。在穩(wěn)健性檢驗中用向第一大客戶銷售比例作為C的替代變量。為了驗證客戶集中度與商業(yè)信用的非線性關系，本文定義了客戶集中度的平方項(C2)。

(2)產(chǎn)權性質(zhì)(O) 公司最終控制人虛擬變量，當最終控制人是國有股東，取值為1，否則為0。

3)控制變量

本文參考國內(nèi)外學者的相關研究，在模型中控制以下變量：市場競爭情況(M)、銀行借款(B)、財務杠桿(L)、盈利能力(RA)、現(xiàn)金流(CF)、存貨水平(I)、資本密集度(CP)、銷售利潤率(P)、公司成長能力(G)、公司規(guī)模(S)、經(jīng)營年限(A)、第一大股東持股比例(T)、獨立董事比例(IB)、兩職合一情況(D)，并控制了行業(yè)和年份。具體見表1。

表1 變量定義Tab.1 Definition of variables

2.3 模型設計

為了驗證假設1和假設2，建立回歸模型，如式(1)。

3 實證結果及分析

3.1 主要變量的描述性統(tǒng)計

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計，樣本量為9 760。由表2可知，企業(yè)提供給客戶的商業(yè)信用(R)均值為0.277 3，中值為0.234 7，最小值0.026 8和最大值0.729 0差異較大，說明不同企業(yè)的商業(yè)信用水平存在顯著差異；客戶集中度(C)的均值為0.293 7，中值為0.237 4，表明供應鏈上下游企業(yè)間的客戶集中程度較高，驗證了轉軌經(jīng)濟時期，中國對“關系”的依賴。但是客戶集中度的最小值0.003 1和最大值1差異較大，說明不同企業(yè)間的客戶集中度存在較大差異。這些皆為本文的研究提供了一個很好的契機。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計Tab.2 Descriptive statistics of the main variables

3.2 主要變量的組間檢驗

為了有效對比不同產(chǎn)權性質(zhì)的企業(yè)相關指標差異，按照產(chǎn)權對指標進行描述性統(tǒng)計和組間檢驗，結果見表3。

表3 國有企業(yè)樣本和非國有企業(yè)樣本的特征值比較Tab.3 Comparison of sample features between state-owned enterprises and non-state-owned enterprises

由表3可以看出，與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)提供給下游客戶的商業(yè)信用(R)的均值和中值都較高，市場競爭情況(M)的均值和中值都較低，并且均通過均值T檢驗和Wilcoxon檢驗，說明非國有企業(yè)面臨著更激烈的市場競爭，市場地位較弱，在買方市場下不擁有較強的談判優(yōu)勢，提供更多的商業(yè)信用給下游客戶，這與文獻[31]一致?？蛻艏卸?C)的均值和中值皆存在差異，非國有客戶集中度比國有高，說明我國非國有企業(yè)更依賴關系型交易。此外，與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)的銀行借款(B)均值和中值皆低，但是非國有企業(yè)的總資產(chǎn)報酬率(RA)的均值和中值比國有企業(yè)皆高，并且通過了均值T檢驗和Wilcoxon檢驗，反映出政府主導下的中國商業(yè)銀行體系的弊端，即盈利能力強的非國有企業(yè)反較難以獲得信貸資金，這也側面說明了非國有企業(yè)有更多的動機利用商業(yè)信用進行融資，而國有企業(yè)更多利用銀行信貸進行融資。

3.3 相關性分析

對一些主要變量進行相關性檢驗，結果如表4。從表4可以看出：客戶集中度(C)與企業(yè)向下游客戶提供的商業(yè)信用(R)的相關系數(shù)為0.196，表明客戶越集中，企業(yè)提供給顧客越多的商業(yè)信用；市場競爭情況(M)與企業(yè)向下游客戶提供的商業(yè)信用(R)的相關系數(shù)為-0.211，說明市場競爭越激烈，企業(yè)越需要通過提供商業(yè)信用來獲取競爭優(yōu)勢；產(chǎn)權(O)企業(yè)向下游客戶提供的商業(yè)信用(R)的相關系數(shù)為-0.195，說明國有企業(yè)提供較少的商業(yè)信用。上述關系均已通過了1%的顯著性檢驗，主要變量之間的相關系數(shù)符合預期。另外，模型變量間的相關系數(shù)均小于0.5，表明本文設計的模型沒有嚴重的多重共線性。

表4 主要變量的相關系數(shù)矩陣Tab.4 Correlation coefficient matrix of the main variables

3.4 OLS回歸結果

表5為采用式(1)對研究假設進行回歸的結果。表5的第2列只考慮客戶集中度(C)的一次項與商業(yè)信用供給(R)之間的關系，結果顯示客戶集中度(C)的系數(shù)為正；第3列在加入客戶集中度(C)的平方項后，客戶集中度(C)系數(shù)為正，平方項(C2)系數(shù)為負，且均通過了1%的顯著性水平檢驗。表明企業(yè)提供給客戶的商業(yè)信用與客戶集中度表現(xiàn)出倒“U”型關系，即隨著客戶集中度的提高，企業(yè)提供給客戶的商業(yè)信用是先增后減，與假設1的結論一致。盡管企業(yè)與客戶建立關系型交易，企業(yè)提供商業(yè)信用可以擴大銷售，穩(wěn)定關系交易，創(chuàng)造持續(xù)的關系租金，提升企業(yè)的長期競爭優(yōu)勢，但是當客戶集中度過高且超過某一閾值后，關系契約的不穩(wěn)定性和機會主義行為特征使得企業(yè)基于風險防范考慮會減少商業(yè)信用的供給。

為了進一步明確客戶集中度與提供給客戶的商業(yè)信用之間的關系類型，對該二次函數(shù)的拐點進行計算(估計結果見表5第3列)，并將拐點值與客戶集中程度的分布進行比較。根據(jù)模型(1)，結合表5第3列所示回歸結果，得其拐點為0.587 9，該值大于客戶集中度的90%分位數(shù)(0.583)，表明有將近10%的數(shù)據(jù)位于該點的右方?？紤]模型的幾何圖形是一條開口向下的拋物線(企業(yè)與客戶的關系型交易程度的二次項系數(shù)為負)，可以判定客戶集中度在0.587 9以內(nèi)時，企業(yè)會增加商業(yè)信用的供給。客戶集中度在0.587 9以外時，企業(yè)會減少商業(yè)信用的供給。即0.587 9的客戶集中度是一個臨界值。當客戶集中度在達到臨界值之前，企業(yè)為了穩(wěn)定關系型交易，獲取長期的關系租金，會通過提供更多的商業(yè)信用來鎖定客戶。當客戶集中程度達到臨界值后，企業(yè)為了防范風險，會減少商業(yè)信用的供給。

表5的第4列和第5列分別為國有企業(yè)和非國有企業(yè)客戶集中度與企業(yè)商業(yè)信用供給關系的回歸結果?？梢钥闯霾还苁菄衅髽I(yè)還是非國有企業(yè)，客戶集中度與企業(yè)商業(yè)信用供給的倒U型關系都存在。并利用鄒檢驗(Chow_Test)探究分組差異，結果表明二者存在顯著差異。為了更詳細的比較差異，計算二者的拋物線頂點，國有企業(yè)為0.751，非國有企業(yè)為0.520 3。企業(yè)非國有產(chǎn)權性質(zhì)導致倒U型曲線的頂點向左移動，表明相對于移動之前，企業(yè)商業(yè)信用供給受客戶集中度影響的敏感性增強了。

表5 客戶關系與企業(yè)商業(yè)信用供給的回歸結果Tab.5 Regression results of customer relationship and trade credit supply

4 穩(wěn)健性檢驗

為了驗證相關結論的穩(wěn)健性，進一步進行以下檢驗：

1)考慮到關系可能對商業(yè)信用的滯后影響，同時為了解決內(nèi)生性問題，借鑒文獻[32]控制內(nèi)生性的方法，對客戶集中度(C)滯后一期，所得結果不變；

2)參考文獻[17]的方法，用(應收賬款+應收票據(jù)-預收賬款)/營業(yè)收入替換提供給客戶的商業(yè)信用(R)，所得結果不變；

3)參考文獻[19]的方法，用第一大客戶銷售占比替換客戶集中度(C)，所得結果不變。

5 結 論

探討客戶關系、產(chǎn)權性質(zhì)及企業(yè)商業(yè)信用供給的關系，得到以下結論。

1)客戶集中度與企業(yè)商業(yè)信用供給呈倒“U”型關系，當企業(yè)的客戶集中度較低時，為了擴大銷售，企業(yè)會提供更多的商業(yè)信用給客戶；當客戶集中度達到一定程度，企業(yè)與主要客戶相互依賴程度加深，企業(yè)為了控制風險會減少商業(yè)信用供給，客戶也會為了供應鏈的穩(wěn)定，減少商業(yè)信用的占用。

2)客戶集中度與企業(yè)商業(yè)信用供給的倒“U”型關系在非國有企業(yè)較為顯著，而在國有企業(yè)這種關系較弱。