王曉燕 史秀敏 師亞楠

【關(guān)鍵詞】 供應(yīng)商集中度; 融資約束; 關(guān)系資本

【中圖分類號】 F273.1? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2021）17-0083-08

一、引言

企業(yè)對外融資在其持續(xù)發(fā)展中發(fā)揮著至關(guān)重要的作用，因為僅僅依靠企業(yè)自身積累的內(nèi)源性融資會受到規(guī)模的制約[1]。在企業(yè)進行外部融資的實踐中，雙方由于信息不對稱和交易摩擦增加了交易風(fēng)險，從而外部投資者要求更高的風(fēng)險溢價以應(yīng)對風(fēng)險，由此導(dǎo)致企業(yè)內(nèi)外部融資成本的差異，即企業(yè)在使用外源性融資時會面臨融資約束。同時中小企業(yè)在實際融資時還面臨規(guī)模歧視，因此，如何更好地緩解中小企業(yè)的融資約束問題受到了廣泛關(guān)注。促進中小企業(yè)發(fā)展一直以來都是我國經(jīng)濟建設(shè)中的重要目標，特別是2020年新冠疫情發(fā)生以來，我國眾多中小企業(yè)的生存發(fā)展受到了嚴重影響，尤其是企業(yè)融資約束問題受到了理論界和實務(wù)界的普遍關(guān)注。2002年頒布的《中小企業(yè)促進法》是首部專門針對中小企業(yè)的法律，并且于2017年進行了修訂，專門增加了“融資促進”的內(nèi)容，以更好地解決中小企業(yè)的融資困境。

現(xiàn)階段，融資約束已經(jīng)成為影響我國企業(yè)發(fā)展的重要阻礙，融資約束的大小直接影響到企業(yè)的融資安排和融資結(jié)構(gòu)，進而會影響企業(yè)的投資決策、創(chuàng)新等行為。現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，中國企業(yè)普遍面臨融資約束，特別是民營企業(yè)和中小企業(yè)的融資約束更為嚴重[2-3]。目前針對企業(yè)融資約束影響因素的研究，大多從企業(yè)自身條件和外部融資環(huán)境角度進行考察。王敏芳等[4]從企業(yè)自身的盈利能力、資產(chǎn)規(guī)模大小等因素出發(fā)，分析企業(yè)內(nèi)部條件對于其獲取銀行貸款的影響，研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)的盈利能力和資產(chǎn)規(guī)模能夠顯著提升企業(yè)銀行貸款的可獲得性，進而能夠影響企業(yè)的融資約束。張凡[5]從企業(yè)外部環(huán)境變化影響企業(yè)融資行為的機理出發(fā)，研究金融發(fā)展對于融資約束的影響，結(jié)果顯示，提升企業(yè)外部的金融中介和金融市場的發(fā)展水平會有效緩解企業(yè)融資約束。盛丹等[1]從非正式制度的“企業(yè)間關(guān)系”實證分析企業(yè)的雙邊關(guān)系和多邊關(guān)系對融資約束的影響，研究發(fā)現(xiàn)“企業(yè)間關(guān)系”相比于“政企關(guān)系”對于融資約束的緩解作用更加顯著。由此，相比于正式制度在緩解企業(yè)融資約束中的作用，非正式制度在中國企業(yè)生存發(fā)展中發(fā)揮著什么作用，以及如何發(fā)揮作用受到學(xué)者們的關(guān)注。特別是在中國資本市場發(fā)展不完善、企業(yè)普遍面臨融資約束、企業(yè)的關(guān)系型交易普遍存在的情境中，深入分析企業(yè)建立的關(guān)系資本，在緩解企業(yè)融資約束中發(fā)揮了什么作用及如何發(fā)揮作用的問題具有理論和指導(dǎo)實踐雙重意義。

本文聚焦企業(yè)日常經(jīng)營的供應(yīng)關(guān)系，關(guān)注企業(yè)與主要供應(yīng)商的關(guān)系親疏程度，對企業(yè)的融資約束是否有影響以及有何影響這一問題，并且采用供應(yīng)商集中度來反映企業(yè)與供應(yīng)商間的依賴強度和績效關(guān)聯(lián)強度，深入分析企業(yè)基于供產(chǎn)銷鏈條建立的關(guān)系資本對于融資約束的影響機制。

二、文獻回顧

（一）企業(yè)的“關(guān)系”資本

企業(yè)建立的各種“關(guān)系”也是一種社會資本，關(guān)系資本嵌入于關(guān)系網(wǎng)中，是指企業(yè)與不同主體建立起的聯(lián)系，也指通過聯(lián)系獲取稀缺資源的能力[1]。關(guān)系資本的價值在于可以強化企業(yè)與外部資源的聯(lián)系。企業(yè)建立的“關(guān)系”資本依據(jù)不同主體分類，具體有縱向聯(lián)系、橫向聯(lián)系和社會聯(lián)系三類[6]。有研究指出“關(guān)系”作為一種非正式的經(jīng)濟手段在企業(yè)發(fā)展中發(fā)揮著極其重要的作用[7]，特別是在中國關(guān)系型交易邏輯盛行的情境中。企業(yè)基于供應(yīng)鏈與供應(yīng)商建立的關(guān)系屬于橫向聯(lián)系。在企業(yè)日常生產(chǎn)經(jīng)營中，企業(yè)與供應(yīng)商的橫向聯(lián)系是最頻繁和最緊密的，因此企業(yè)與供應(yīng)商的“關(guān)系”對企業(yè)經(jīng)營有直接的影響，從而會進一步影響其融資和投資行為。

波特（Porter）的“五力”模型，開創(chuàng)性地考察了供應(yīng)商的議價能力對下游企業(yè)績效和戰(zhàn)略的影響。此外，國內(nèi)學(xué)者的研究也為供應(yīng)商議價能力與企業(yè)績效的聯(lián)動提供了經(jīng)驗證據(jù)[8]，進一步說明了企業(yè)與供應(yīng)商建立的關(guān)系能夠影響企業(yè)的績效，進而影響其融資約束。供應(yīng)商—客戶相對談判能力的大小，直接體現(xiàn)出交易雙方實力對比狀況，也是刻畫企業(yè)與供應(yīng)商間關(guān)系的一種重要方式[8]。在企業(yè)與供應(yīng)商的交易博弈中，供應(yīng)商的談判能力越強，客戶越處于弱勢地位，不利于其獲得商業(yè)信用，從而加劇企業(yè)的融資約束[9]。供應(yīng)商集中度在一定程度上可以體現(xiàn)出企業(yè)與供應(yīng)商間相對議價能力的大小。在借鑒現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，本文選擇供應(yīng)商集中度作為衡量企業(yè)與供應(yīng)商間相對談判能力的指標，來進一步考察企業(yè)與供應(yīng)商之間的關(guān)系對于融資約束的作用效果和作用機制。

（二）融資約束的含義

企業(yè)的融資決策安排不僅影響到自身價值，同時也受到外部環(huán)境的約束?；趯ν昝朗袌黾僬f的現(xiàn)實考量，學(xué)者們提出了融資約束的假說。融資約束的概念最早由Fazzari et al.[10]（以下簡稱“FHP”）于1988年首先提出。隨后，1997年Kaplan et al.[11]（以下簡稱“KZ”）通過總結(jié)已有研究明確了常用的融資約束定義。目前，國內(nèi)外學(xué)者對于融資約束概念的界定，已經(jīng)形成了普遍的共識：根據(jù)MM定理的假設(shè)，在完美的有效市場中，企業(yè)可以自由選擇內(nèi)部融資和外部融資方式來滿足資金需求，因為內(nèi)外部資金是可以完全替代的，即企業(yè)內(nèi)外部融資成本沒有差別。但是由于現(xiàn)實市場的不完備（存在信息不對稱和交易摩擦），導(dǎo)致企業(yè)的內(nèi)部融資成本與外部融資成本有明顯差異[12]，即存在融資約束。簡言之，融資約束是指企業(yè)內(nèi)外部融資成本存在差異時受到的資金融通方面的約束。因此，企業(yè)發(fā)展擴張進行外部融資時不可避免地會面臨融資約束的影響。

（三）融資約束的度量

在現(xiàn)有實證研究中對于融資約束的度量，不同的學(xué)者選擇的度量指標不盡相同，但是歸納起來主要分為兩個方面：一是使用企業(yè)行為特征方面的變量來間接反映企業(yè)的融資約束，如投資—現(xiàn)金流敏感性[13]、現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性;二是通過企業(yè)財務(wù)變量的線性組合來直接衡量企業(yè)融資約束的大小，Kaplan et al.（1997）的KZ指標，Whited et al.[14]提出WW指標，還有Hadlock et al.[15]構(gòu)建了SA指標。這些指標之所以選取了不同的變量，是出于不同的假設(shè)。具體的，KZ認為企業(yè)融資約束與現(xiàn)金持有量是負相關(guān)，企業(yè)為了緩解融資約束會增加現(xiàn)金持有量。與KZ指標相反，Whited et al.[14]認為現(xiàn)金持有量高的企業(yè)融資約束反而更高，原因是出于預(yù)防動機融資約束高的企業(yè)會持有更多的現(xiàn)金。而Hadlock et al.[15]構(gòu)建的SA指標只包含了企業(yè)規(guī)模、企業(yè)規(guī)模平方項和年齡三個變量[16]。

三、理論分析與研究假設(shè)

供應(yīng)商集中度對企業(yè)融資約束的影響路徑，具體可從商業(yè)信用融資和銀行信用融資兩方面來分析。

（一）供應(yīng)商集中度與商業(yè)信用融資

供應(yīng)商集中度高會減少企業(yè)的商業(yè)信用融資。一方面，供應(yīng)商作為商業(yè)信用融資的直接提供者，企業(yè)獲得商業(yè)信用的規(guī)模取決于企業(yè)與供應(yīng)商間相對實力的對比。根據(jù)波特“五力”模型理論，供應(yīng)商—客戶相對議價能力可以很好地刻畫出企業(yè)與供應(yīng)商/客戶間的實力狀況，供應(yīng)商集中度在一定程度上可以體現(xiàn)出企業(yè)與供應(yīng)商議價能力的大小。企業(yè)的供應(yīng)商集中度高，一方面表明該生產(chǎn)要素對于企業(yè)生產(chǎn)過程有重大影響，與企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量關(guān)系重大，因此供應(yīng)商處于議價的強勢地位，可以選擇減少商業(yè)信用的提供，從而加劇企業(yè)的融資約束程度。同時，有研究表明，在一對多的供求關(guān)系中，數(shù)量較少的一方在談判中處于優(yōu)勢地位[17];另一方面，當企業(yè)的供應(yīng)商集中度較高時，企業(yè)對于供應(yīng)商的依賴程度較大，在雙方談判博弈中議價能力小，面臨較高的轉(zhuǎn)換成本，容易受到大供應(yīng)商的要挾，所以企業(yè)不得不接受苛刻的付款交易條件，因此企業(yè)從供應(yīng)商處獲得商業(yè)信用規(guī)模將更加有限[9]。

同時，產(chǎn)品市場競爭理論也可以解釋企業(yè)的商業(yè)信用融資。根據(jù)該理論，認為企業(yè)所在行業(yè)的競爭程度會影響企業(yè)的商業(yè)信用融資規(guī)模。而企業(yè)的供應(yīng)商集中度一定程度上可以反映企業(yè)的供應(yīng)商所處行業(yè)的競爭程度，或者一定程度上反映了供應(yīng)商相對企業(yè)的競爭程度。當供應(yīng)商集中度較高時，企業(yè)的供應(yīng)商間的競爭程度相對較弱，處于類似壟斷的地位，具有較高的議價能力，此時，供應(yīng)商向企業(yè)提供商業(yè)信用的動機較弱，會削弱企業(yè)獲得商業(yè)信用融資的能力，從而加劇企業(yè)的融資約束[2，9]。

基于以上分析，當供應(yīng)商集中程度較高會減少商業(yè)信用融資規(guī)模而加劇企業(yè)的融資約束。據(jù)此提出假設(shè)1。

H1：供應(yīng)商集中度越高，企業(yè)獲得的商業(yè)信用融資越少。

（二）供應(yīng)商集中度與銀行信用融資

供應(yīng)商集中度高可以增加企業(yè)的銀行信用融資?，F(xiàn)有研究已經(jīng)證實了供應(yīng)商/客戶集中度對于企業(yè)銀行借款能力有影響，并且可以增強企業(yè)的銀行借款能力[18]。從資產(chǎn)專用性角度分析，供應(yīng)商/客戶集中度高的企業(yè)，采購主要集中在大的供應(yīng)商那里，企業(yè)與供應(yīng)商建立的緊密關(guān)系，是一種專有化投資，資產(chǎn)專用性強。出于專有投資的相互性，企業(yè)與供應(yīng)商雙方都有強烈意愿維持交易的穩(wěn)定持續(xù)進行。企業(yè)供應(yīng)間關(guān)系的穩(wěn)定性，直接關(guān)系到企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的持續(xù)性和產(chǎn)品的質(zhì)量，即直接影響到企業(yè)的經(jīng)營績效。從銀行授信角度來看，供應(yīng)商集中度高的企業(yè)某種程度上向銀行傳遞了企業(yè)經(jīng)營良好、違約風(fēng)險低的信號。因為企業(yè)擁有的大供應(yīng)商，在與企業(yè)頻繁的購銷互動中不斷熟悉，逐漸積累起信息優(yōu)勢，銀行可以利用大供應(yīng)商對企業(yè)信息甄別和信息監(jiān)控的外溢效應(yīng)，降低信息不對稱，將企業(yè)與供應(yīng)商之間的關(guān)系作為信貸決策考量的重要指標，對企業(yè)的信貸風(fēng)險評價更加積極。因此，供應(yīng)商集中度高的企業(yè)，可以向銀行傳遞自身經(jīng)營良好的信號，提高銀行信用融資的能力，從而緩解自身的融資約束。

基于上述分析，企業(yè)的供應(yīng)商集中度越高，可以提高企業(yè)的銀行信用融資的可得性，起到緩解企業(yè)融資約束的作用。據(jù)此提出假設(shè)2。

H2：企業(yè)的供應(yīng)商集中度越高，獲得的銀行信用融資越多。

（三）供應(yīng)商集中度與企業(yè)融資約束

總體上來看，銀行信用與商業(yè)信用是影響企業(yè)融資約束的兩種主要渠道，二者對企業(yè)融資約束的作用效果相反，一方面，供應(yīng)商集中度高可以提升企業(yè)的銀行信貸能力，起到緩解融資約束的作用;另一方面，供應(yīng)商集中度過高會削弱企業(yè)的相對議價能力，減少其商業(yè)信用融資規(guī)模，從而加劇融資約束。因此企業(yè)供應(yīng)商集中度對融資約束的作用結(jié)果，取決于其增加銀行貸款的作用與減少商業(yè)信用的作用大小。進一步分析，二者作用大小由企業(yè)實際融資中對于這兩種融資方式的依賴性大小決定。換言之，供應(yīng)商集中度與企業(yè)融資約束二者的關(guān)系，與企業(yè)的銀行信用融資比重和商業(yè)信用融資比重的大小密切相關(guān)。在企業(yè)的融資實際中，銀行信用融資的規(guī)模遠遠高于商業(yè)信用融資的占比，因此供應(yīng)商集中度高增加銀行信貸的作用會大于商業(yè)信用減少的負面效果。本文樣本企業(yè)的銀行借款總額占營業(yè)收入比重的均值為30.7%，而樣本企業(yè)的商業(yè)信用融資規(guī)模占營業(yè)收入比重的均值僅為18%，遠遠小于樣本企業(yè)銀行信用融資的占比，進一步說明，大多數(shù)企業(yè)更依賴于銀行信用融資，其對于企業(yè)融資約束的影響更大。根據(jù)以上分析提出假設(shè)3。

H3：供應(yīng)商集中度總體上可以緩解企業(yè)的融資約束。

四、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2004—2018年中小板非金融上市公司為研究樣本，選擇中小板上市公司是因為相比于主板市場，中小板的上市公司主要為中小企業(yè)和民營企業(yè)。考慮到變量會受到極端值的影響，因此對所有連續(xù)變量進行了上下1%縮尾處理。供應(yīng)商集中度數(shù)據(jù)來自于CNRDS數(shù)據(jù)庫，上市公司財務(wù)、公司治理等數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫[19]。

（二）模型構(gòu)建與變量定義

通過上述分析，本文構(gòu)建以下多元回歸模型來檢驗提出的假設(shè)。

Supcredi，t=α0+α1T5suplparti，t+α2Control+Indcdj+

Yeari+εi，t? ? （1）

Tloani，t=α0+α1T5suplparti，t+α2Control+Indcdj+

Yeari+εi，t? ?（2）

SAabsi，t=α0+α1T5suplparti，t+α2Control+Yeari+

ui+εi，t? ?（3）

本文的被解釋變量有商業(yè)信用融資規(guī)模、銀行借款總額和融資約束指數(shù)，參考李振東等[2]的做法，對商業(yè)信用規(guī)模和銀行借款總額用營業(yè)收入進行規(guī)?；幚?。借鑒劉莉亞等[20]的研究，本文使用SA指數(shù)的絕對值測量企業(yè)的融資約束，SA指數(shù)的絕對值越大表示企業(yè)的融資約束越強。SA指數(shù)=-0.737Size+0.043Size2-0.04Age[15，21]，相比于其他度量指標，該變量僅包含了企業(yè)規(guī)模、企業(yè)規(guī)模平方項和年齡三個內(nèi)生性較弱的變量，而且便于計算。本文的解釋變量T5suplpart使用上市公司來自前五大供應(yīng)商的采購總金額占當年總采購金額的比重來測量企業(yè)的供應(yīng)商集中度[2，22]。參照以往有關(guān)文獻的做法，回歸時還控制了可能會對企業(yè)融資約束有影響的多個主要的公司財務(wù)和公司治理變量。同時，Indcdj表示控制行業(yè)異質(zhì)性的影響，Yeari表示控制時間效應(yīng)的影響，ui為考慮不可觀測的個體異質(zhì)性的影響。變量的具體定義如表1所示。

五、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

表2為本文樣本的描述性統(tǒng)計，其中融資約束（SAabs）的均值為3.659，最大值為4.332，最小值為3.075，標準差為0.255，表明我國中小板上市企業(yè)普遍面臨著較強的融資約束。樣本企業(yè)的銀行借款總額（Tloan）經(jīng)過營業(yè)收入規(guī)?；幚砗蟮木禐?.307，中位數(shù)為0.194，最大值為2.278，最小值為0，標準差為0.380。而樣本企業(yè)的商業(yè)信用融資規(guī)模同樣經(jīng)過營業(yè)收入規(guī)模化處理后的均值為0.180，中位數(shù)為0.152，最小值為-2.512，標準差為0.206，這幾個統(tǒng)計量的值均小于樣本企業(yè)銀行信用融資的值，但是樣本商業(yè)信用融資規(guī)模的最大值為3.553，高于樣本企業(yè)銀行借款的最大值。進一步說明，在企業(yè)的融資實踐中，大多數(shù)企業(yè)的銀行信用融資規(guī)模高于商業(yè)信用的規(guī)模，企業(yè)更依賴于銀行信用融資，其對于企業(yè)融資約束的影響更大;同時，也存在極少數(shù)企業(yè)的商業(yè)信用融資規(guī)模較高，表明商業(yè)信用是這些企業(yè)重要的融資渠道。供應(yīng)商集中度（T5suplpart）的均值為34.851，最小值為5.820，中位數(shù)為30.940，最大值為87.940，標準差為18.782，這說明我國中小板企業(yè)的供應(yīng)商集中度普遍較高，達到了34.85%，而且企業(yè)之間供應(yīng)商集中度的差異較大。其他控制變量的描述性統(tǒng)計表明變量的取值在可接受范圍內(nèi)。

（二）多元回歸分析

表3為本文的假設(shè)檢驗結(jié)果，其中模型1為供應(yīng)商集中度對企業(yè)商業(yè)信用融資的檢驗結(jié)果，Supcred的系數(shù)是負數(shù)，為-0.00114，且在1%的水平上顯著，說明供應(yīng)商集中度越大，企業(yè)的商業(yè)信用融資規(guī)模越小，即供應(yīng)商集中度會削弱企業(yè)通過商業(yè)信用融資的能力，加劇企業(yè)的融資約束，回歸結(jié)果證明了H1成立。

表3中的模型2為供應(yīng)商集中度對企業(yè)銀行借款規(guī)模的回歸結(jié)果，Tloan回歸系數(shù)為正數(shù)，是0.00217，通過了1%的顯著性檢驗。表明企業(yè)的供應(yīng)商集中度對銀行信用融資規(guī)模有正向影響，即供應(yīng)商集中度越高，企業(yè)獲得的銀行借款越多，進而可以降低企業(yè)的融資約束，因此H2得到驗證。同時，銀行借款的回歸系數(shù)明顯大于商業(yè)信用融資回歸系數(shù)的絕對值，說明供應(yīng)商集中度增加銀行信用融資的效應(yīng)大于其削弱商業(yè)信用融資的效應(yīng)，總體上來看供應(yīng)商集中度高可以提升企業(yè)的融資規(guī)模，起到緩解融資約束的作用。

表3中的模型3為供應(yīng)商集中度對企業(yè)融資約束的回歸結(jié)果，SAabs的回歸系數(shù)為-0.00017，也通過了1%的顯著性水平。說明企業(yè)的供應(yīng)商集中度與融資約束總體上呈負相關(guān)關(guān)系，企業(yè)提高供應(yīng)商集中度一定程度上可以起到緩解融資約束的作用，回歸結(jié)果支持了H3。

六、穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗結(jié)論的可靠性，本文進一步進行了如下檢驗：

第一，考慮到模型估計誤差項的異方差和自相關(guān)問題，分別對以上三個模型做聚類穩(wěn)健標準誤調(diào)整，結(jié)果見表4的前三個模型。對誤差項進行聚類調(diào)整后，看到以上三個模型回歸系數(shù)的符號和大小都沒變，只有融資約束的回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，表明該回歸模型需要做進一步的檢驗以確定其結(jié)論是否可靠。

采用Pesaran（2015）的弱截面相關(guān)性檢驗，結(jié)果顯示模型3的誤差項存在截面相關(guān)性?？紤]到設(shè)定的固定效應(yīng)模型誤差項的異方差、自相關(guān)和截面相關(guān)三大問題，使用Driscoll-Kraay標準誤調(diào)整后，回歸結(jié)果見表4的模型7。Driscoll-Kraay標準誤調(diào)整后的模型回歸系數(shù)為-0.00018，且在1%的水平上顯著，進一步驗證了本文H3的正確性。

第二，考慮到不可觀察的個體異質(zhì)性與解釋變量相關(guān)可能導(dǎo)致的內(nèi)生性，本文通過豪斯曼檢驗來判斷回歸模型3選擇的合理性。檢驗結(jié)果卡方值為48.10，其P值為0.0025，拒絕原假設(shè)，所以選擇個體時間雙向固定效應(yīng)模型是合理的。

第三，解釋變量與誤差項相關(guān)導(dǎo)致內(nèi)生性問題。一方面，上述檢驗可能存在遺漏變量引起內(nèi)生性問題，因為企業(yè)的融資約束和供應(yīng)商集中度可能同時受到其他不可觀測變量的影響;另一方面，解釋變量和被解釋變量之間存在雙向因果導(dǎo)致內(nèi)生性問題，例如融資約束小的企業(yè)有能力進行更多的專有化投資，進而獲取更優(yōu)質(zhì)的供應(yīng)商，借鑒李振東等[2]的做法，將每個年份同行業(yè)其他企業(yè)供應(yīng)商集中度的均值作為企業(yè)供應(yīng)商集中度的工具變量，采用兩階段最小二乘法進行內(nèi)生性修正。

（1）工具變量的相關(guān)性檢驗。對工具變量的輔助回歸結(jié)果顯示，弱工具變量Cragg-Donald Wald檢驗的F統(tǒng)計量值為41.03，大于10%偏誤下的臨界值16.838，即拒絕弱工具變量的假設(shè)。因此本文使用行業(yè)供應(yīng)商集中度均值的工具變量與內(nèi)生變量高度相關(guān)，不是弱工具變量?，F(xiàn)有研究也表明，不同行業(yè)的供應(yīng)商集中度會影響單個企業(yè)的供應(yīng)商集中度。

（2）工具變量內(nèi)生性的豪斯曼檢驗。主要來判斷解釋變量是否存在內(nèi)生性。通過Hausman檢驗結(jié)果顯示解釋變量供應(yīng)商集中度是內(nèi)生變量，需要使用工具變量進行修正。工具變量最小二乘回歸結(jié)果中，供應(yīng)商集中度對融資約束的回歸系數(shù)為-0.00555，且在1%的顯著性水平成立，從而驗證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

（3）工具變量的外生性檢驗。將工具變量每個年度同行業(yè)其他企業(yè)供應(yīng)商集中度的均值納入模型，Sargan-Hansen檢驗結(jié)果顯示模型剛好識別。表明該工具變量是合理的，目前也沒有研究發(fā)現(xiàn)每個年度同行業(yè)其他企業(yè)供應(yīng)商集中度的均值可以通過其他渠道影響到各個企業(yè)的融資約束。

第四，對于本文設(shè)定的回歸方程1和回歸方程2，采用替換變量的方式，以判斷估計結(jié)果的穩(wěn)健性。借鑒王迪等[17]的做法，對被解釋變量商業(yè)信用融資和銀行借款分別用期末資產(chǎn)余額進行規(guī)?；幚恚鎿Q后回歸系數(shù)依然顯著，從而支持了本文的結(jié)論。結(jié)果如表5所示。

七、結(jié)論與討論

（一）研究結(jié)論

本文聚焦我國中小企業(yè)的融資約束問題，從企業(yè)融資約束的影響因素切入，關(guān)注非正式制度——企業(yè)與供應(yīng)商建立的關(guān)系資本的強度對融資約束的影響。以我國中小板上市公司的數(shù)據(jù)實證檢驗表明：提高企業(yè)的供應(yīng)商集中度可以緩解企業(yè)的融資約束。其作用機制是提高供應(yīng)商集中度有利于中小企業(yè)獲得銀行信用融資，進而起到緩解融資約束的作用。雖然提高供應(yīng)商集中度會抑制企業(yè)的商業(yè)信用融資，但由于我國的中小企業(yè)更加依賴銀行信用融資，因此該負面影響遠遠小于增加銀行信用融資規(guī)模的正面效應(yīng)。

（二）對于中小企業(yè)的建議

本文的研究從企業(yè)建立的關(guān)系資本角度豐富了企業(yè)融資約束影響因素的研究，同時研究結(jié)果可以指導(dǎo)我國中小企業(yè)采取切實可行的方式緩解融資約束：

1.企業(yè)要重視自身關(guān)系資本的建立，不斷維護和加強與主要供應(yīng)商的聯(lián)系，實際交易往來中避免短視行為，有針對性地進行專有化投資，降低采購過程的不確定性和交易成本，更好發(fā)揮出大供應(yīng)商對企業(yè)信息甄別和信息監(jiān)控的外溢效應(yīng)，向銀行傳遞自身經(jīng)營良好的信號，提高企業(yè)自身的銀行信用融資能力，從而緩解融資約束。

2.企業(yè)要積極融入供應(yīng)鏈關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，放大單一關(guān)系資本的價值，幫助企業(yè)獲得更多的信息、技術(shù)和資金等資源，也不斷提升通過關(guān)系資本獲得稀缺資源的能力，這樣有助于企業(yè)的創(chuàng)新和持續(xù)發(fā)展[23]。

（三）研究不足與研究展望

本文主要分析了供應(yīng)商集中度對企業(yè)融資約束的影響路徑，該研究仍存在一些不足，未來可以考慮從以下方面做拓展研究：一是本文僅使用SA指數(shù)來衡量融資約束，后續(xù)研究可以考慮使用其他的融資約束指數(shù)更加全面反映企業(yè)的融資約束;二是本文在回歸模型設(shè)計時雖然考慮了企業(yè)個體效應(yīng)，但未考慮行業(yè)異質(zhì)性水平對于企業(yè)外部融資規(guī)模和融資約束的影響差異，未來研究可以從行業(yè)層面進行分組回歸，進一步考察供應(yīng)商集中度對于企業(yè)融資約束的作用機制;三是本文的供應(yīng)商集中度使用前五大供應(yīng)商采購金額的占比來衡量，后續(xù)可以考慮使用供應(yīng)商赫芬達爾指數(shù)，考慮行業(yè)供應(yīng)商集中度水平來分析其與融資約束的作用效果。

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