洪金明， 王夢凱， 馬德芳

(1.中國財政科學研究院，北京 100142；2.首都師范大學 管理學院，北京 100089)

一、問題的提出

近年來，融資難問題一直是我國企業(yè)高質量發(fā)展的主要障礙，國家相繼出臺了一系列企業(yè)融資扶持政策，例如“國九條”“銀十條”“定向降準”等政策。值得注意的是，我國長期處于不均衡的二元經濟和金融體系的制度背景下[1]，企業(yè)規(guī)模歧視和所有權歧視嚴重制約著正規(guī)金融市場融資的效果[2]，而以商業(yè)信用為主的非正規(guī)金融是企業(yè)融資的另一重要途徑[3]。一方面，商業(yè)信用供給能夠保證產品質量、擴大銷售規(guī)模，是公司提升市場競爭優(yōu)勢以及行業(yè)地位的有效手段；另一方面，大規(guī)模的商業(yè)信用供給會導致企業(yè)應收賬款增加，造成財務費用和管理費用增多、企業(yè)現(xiàn)金流受限，加劇企業(yè)的經營壓力[4-5]。同時，由于外部環(huán)境存在很大程度的不確定性，一旦商業(yè)信用供給累積過多或者不能及時收回，客戶的賬款違約會使供應商承受巨額壞賬損失，財務風險還可能通過供應鏈向上游傳染[6]，從而對整個供應鏈的生產經營造成規(guī)模性的負面影響。Wind資訊相關數(shù)據(jù)顯示，截至2019年年末，我國A股上市公司應收賬款余額總規(guī)模達5.23萬億元，與2016年、2017年和2018年相比分別增加了17.22%、16.20%和9.10%。鑒于此，2020年7月，國務院出臺了《保障中小企業(yè)款項支付條例》，加強了對企業(yè)應收賬款的管理。這也從一個側面說明，應收賬款的累計規(guī)模以及是否能夠順利收回對企業(yè)的商業(yè)戰(zhàn)略實施以及長遠發(fā)展具有舉足輕重的作用。在新支付條例的制度背景下，探討商業(yè)信用供給水平的影響因素，無疑有著重要的理論價值和現(xiàn)實意義。

古語有云：“近朱者赤，近墨者黑”。公司所處的外部環(huán)境以及同伴群體往往會影響公司的行為選擇，從而表現(xiàn)出經營決策的一致性和趨同性。隨著行為金融學理論與實踐的迅速發(fā)展，越來越多的研究表明企業(yè)的行為決策經常受到同伴公司的影響[7]，即企業(yè)制訂決策時通常會受到周圍特征相近企業(yè)顯著的外生性影響[8]。諸多研究表明，企業(yè)在資本結構[9]、現(xiàn)金持有[10]、投資決策[11]、股利分配[12]、高管薪酬[13]以及信息披露[14]等財務決策方面均存在同伴效應。商業(yè)信用是供應鏈上下游企業(yè)競爭的重要影響因素，企業(yè)為保證自身商業(yè)信用水平的科學性和有效性，在進行商業(yè)信用供給決策的過程中是否存在同伴效應值得深入探討。另外，由于存在信息不對稱和代理沖突，外部環(huán)境、行業(yè)特征等異質性因素也可能影響公司的商業(yè)信用水平[15]。進一步地，如果商業(yè)信用供給存在同伴效應，就處于不同市場結構、擁有不同行業(yè)地位以及客戶關系的企業(yè)而言，其同伴效應又是否存在顯著差異呢？

鑒于此，本文以2008—2019年我國A股上市公司為樣本，從行業(yè)內公司之間相互作用的視角出發(fā)，實證研究了同伴效應對商業(yè)信用供給的影響及其在不同市場結構、行業(yè)地位和客戶關系情境下的差異性。本文可能的貢獻在于：第一，關于商業(yè)信用水平影響因素的已有研究主要集中在經濟形勢[16]、貨幣政策[17-18]、法律環(huán)境[19]等宏觀層面，以及企業(yè)規(guī)模[20]、盈利能力[21]、行業(yè)地位[22]等微觀層面，并未考慮到行業(yè)內企業(yè)之間的相互作用，本文從同伴公司這一視角切入，拓寬了商業(yè)信用供給影響因素的研究視角。第二，已有研究表明企業(yè)的融資決策[23]存在同伴效應，但大多針對正規(guī)金融渠道，本文探討企業(yè)典型的非正規(guī)金融決策的同伴效應問題，進一步豐富了企業(yè)融資決策同伴效應的經驗范疇。

二、理論分析與研究假設

(一)商業(yè)信用供給的同伴效應

同伴效應也稱為羊群效應，主要指個體的決策會受到周圍特征相近群體的相互影響，表現(xiàn)為同一群體內的模仿或者追隨行為[8]，通過同伴間相互學習產生社會乘數(shù)效應，從而形成決策制訂的趨同性和相似性。在當今經濟下行壓力趨勢下，環(huán)境不確定性較高，市場競爭越發(fā)激烈，由于同行企業(yè)面臨的市場環(huán)境和政策規(guī)范非常相似，企業(yè)間存在“信息共通”現(xiàn)象，因而同伴公司間會更容易產生學習效應。理性的管理層在進行決策時會變得小心謹慎，強烈的風險規(guī)避動機會促使企業(yè)模仿同行業(yè)其他企業(yè)的決策[24]，尤其是行業(yè)領先企業(yè)的決策制訂，從而合理應對社會環(huán)境劇烈的變動。商業(yè)信用作為一項重要的財務決策，企業(yè)在進行該決策時會受到同伴企業(yè)的影響。商業(yè)信用作為一種商品質量保證[25]，可以增加企業(yè)的客戶黏性、擴大銷售規(guī)模、降低銷售成本，在激烈的市場競爭中擴大競爭優(yōu)勢，但是企業(yè)過度提供商業(yè)信用會造成經營現(xiàn)金流問題以及財務風險，嚴重制約企業(yè)發(fā)展。因此，企業(yè)需要參考同伴企業(yè)確定的商業(yè)信用供給水平，謹慎把握商業(yè)信用條款“緊縮”或者“寬松”的程度，從而保證自身商業(yè)信用水平的科學性和有效性。

根據(jù)現(xiàn)有理論，我國上市公司商業(yè)信用供給存在同伴效應的解釋有以下幾個方面：第一，基于社會學習理論，在環(huán)境不確定的情境下，公司進行商業(yè)信用供給決策的獨立性會弱化，反而會更偏好于觀察同行公司的動態(tài)，通過參考并模仿相似公司的商業(yè)信用供給決策傾向，從而獲取更為成功的經驗來提升自身的競爭優(yōu)勢。另外，在信息不對稱的情況下，Lieberman & Asaba[24]認為同伴效應是企業(yè)間傳遞信息的一種表現(xiàn)，公司通過分析評估同伴企業(yè)披露的財務狀況、客戶關系、經營策略等信息，可以指導自身決策的制訂，從而緊跟競爭對手的步伐。第二，基于委托—代理理論，管理者基于自身聲譽和風險規(guī)避的考慮，在決策制訂過程中會存在“學習”效應，即使決策出現(xiàn)失誤，也會由于和其他公司管理者之間的責難分擔，從而保護自身職業(yè)聲譽，不僅能有效應對環(huán)境不確定性帶來的沖擊，還能降低獲取信息的成本和決策的風險。第三，基于新制度理論，在外部環(huán)境模糊和信息不確定時，公司有強烈動機主動去模仿行業(yè)內其他公司的內控制度和商業(yè)信用供給等經營決策[26]，能為決策制訂的政治合法性提供有效保障，優(yōu)化公司的生存環(huán)境和發(fā)展前景。據(jù)此，本文提出如下假設。

H1：商業(yè)信用供給水平會受到同行業(yè)公司商業(yè)信用供給水平的顯著影響，即上市公司商業(yè)信用供給存在同伴效應。

(二)市場結構對商業(yè)信用供給同伴效應的影響

行業(yè)競爭程度作為重要的市場結構特征，與企業(yè)的各項經營決策有著緊密的關聯(lián)?；谛袠I(yè)競爭假說，在競爭型市場結構下，為了爭奪更多的客戶資源，企業(yè)往往會提供更多的商業(yè)信用[27]。為了應對激烈的行業(yè)競爭帶來的壓力，公司進行商業(yè)信用供給決策時，模仿同伴企業(yè)的現(xiàn)象會更加明顯[3]。一方面，同行業(yè)公司面臨嚴重的產品同質化現(xiàn)象，產品研發(fā)投入成本高昂并且研發(fā)周期較長，產品差異化難以實現(xiàn)，并且向高端化市場轉型發(fā)展也需要大量資金支持，產品質量和產品定位很難形成較大的差距。因此，企業(yè)有更大動機選擇制訂寬松的商業(yè)信用政策，向外界傳遞自身產品高質量的信號，提升自身市場聲譽，從而削弱同伴企業(yè)的競爭優(yōu)勢。另一方面，企業(yè)的管理者非常注重維持自身聲譽，理應更加努力地工作，從而作出更科學、更適合企業(yè)發(fā)展的商業(yè)信用水平決策。然而，現(xiàn)階段我國的管理人才市場還不夠成熟，并且面臨市場環(huán)境不確定性較大，管理者即便不努力工作導致凈收益下降，也不會對聲譽造成過大的影響[28]。尤其是在競爭型市場結構中，管理者為減少做出決策付出的成本、降低決策失誤的風險，在制訂經營決策時更容易出現(xiàn)機會主義行為，較為盲目地跟隨同伴企業(yè)的商業(yè)信用供給決策。隨著市場競爭程度的增大，公司模仿同行企業(yè)決策的動機會更加強烈，公司更加可能對同行商業(yè)信用供給決策做出反應。據(jù)此，本文提出如下假設。

H2：商業(yè)信用供給的同伴效應在競爭型市場結構中更為顯著。

(三)行業(yè)地位對商業(yè)信用供給同伴效應的影響

面對外部環(huán)境的不確定性以及激烈的市場競爭時，同伴企業(yè)的學習效應會弱化部分獨立決策的動機。在選擇模仿的對象時，行業(yè)地位是一項重要的考量因素。一方面，受信息效應的驅動，目標企業(yè)有動機學習領先同伴企業(yè)的優(yōu)勢信息和先進管理經驗[24]。當面臨相同的外部環(huán)境時，相較于行業(yè)跟隨者，行業(yè)領導者披露的信息會被同行企業(yè)進行更多的解讀與分析，其戰(zhàn)略選擇、決策制訂等行為會形成更為顯著的示范效應，從而表現(xiàn)出明顯的導向性行為[26]。另外，行業(yè)領先企業(yè)普遍規(guī)模較大、營業(yè)收入較高，在行業(yè)內更具有發(fā)言權，其各項決策的制訂更容易影響行業(yè)標準的設定，基于自身的信息優(yōu)勢，會做出更符合市場發(fā)展前景的規(guī)劃和決策，這些信息對行業(yè)地位較低的公司無疑具有重要的參考價值。

另一方面，為了維護自身聲譽和領導地位，目標企業(yè)會參考模仿追隨同伴企業(yè)的財務行為決策[29]。通過分析模仿行業(yè)地位較低企業(yè)的商業(yè)信用供給水平，目標企業(yè)可以對自身財務決策進行科學的動態(tài)調整，從而削減同伴企業(yè)的收益，維護自身的行業(yè)領導地位[30]。另外，對于行業(yè)地位較高的企業(yè)來說，其管理層對自身聲譽更加重視，不管是因為商業(yè)信用供給水平過低造成客戶流失還是因為商業(yè)信用供給水平過高導致流動性問題，都會承擔決策失誤的責任，甚至影響他們在管理人才市場中的聲譽。在這種情境下，管理層在決策制訂上會顯得信心不足，很可能參考追隨同伴企業(yè)的商業(yè)信用供給來規(guī)避決策風險。因此，行業(yè)地位是目標企業(yè)選擇模仿對象的重要影響因素，但這種影響可能存在兩種不同的作用機制。據(jù)此，本文提出如下假設：

H3a：商業(yè)信用供給水平受領先同伴企業(yè)的影響更為顯著。

H3b：商業(yè)信用供給水平受追隨同伴企業(yè)的影響更為顯著。

(四)客戶關系對商業(yè)信用供給同伴效應的影響

從供應鏈的角度分析，公司通過向客戶提供商業(yè)信用能夠擴大銷售規(guī)模、提供質量保證，從而擁有穩(wěn)固的客戶關系，而不同的客戶關系會導致議價能力存在差異，影響公司的商業(yè)信用供給決策制訂，從而對商業(yè)信用供給的同伴效應造成影響?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，客戶集中度越高，公司對客戶提供的商業(yè)信用就越多[31]，主要原因是公司和客戶的依賴關系不平衡，公司的主要客戶越集中，對客戶的依賴性越強，議價能力越低，所以在與客戶進行商業(yè)信用供給水平的博弈中處于劣勢。另外，根據(jù)買方市場理論，客戶為提升資金流動性，會借助自身強勢的議價能力和市場地位要求更寬松的商業(yè)信用條款，導致供應商被動提供更多的商業(yè)信用[32]。同時，應當考慮到公司提供大量的商業(yè)信用無疑會產生高昂的成本，不僅會降低自身的資金周轉率、阻礙業(yè)務發(fā)展，大規(guī)模的壞賬還會造成嚴重的財務風險。因此，公司的客戶集中度越高，議價能力越低，為了防止出現(xiàn)重大的財務風險，進行商業(yè)信用供給決策時會更加謹慎，會有更強的動機去參考同伴企業(yè)商業(yè)信用水平的制訂。據(jù)此，本文提出如下假設。

H4：企業(yè)客戶集中度越高，其商業(yè)信用供給的同伴效應越顯著。

三、研究設計

(一)樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文選取2008—2019年滬深兩市A股上市公司為研究樣本，考慮到2007年我國上市企業(yè)新會計準則的實施，為避免新準則對樣本數(shù)據(jù)的影響，故選擇2008年作為研究起始年份。為了保證樣本數(shù)據(jù)的準確性和可靠性，依次進行如下篩選過程：(1)剔除金融行業(yè)、保險行業(yè)上市公司；(2)剔除在樣本區(qū)間內被ST、*ST的上市公司；(3)剔除主要變量數(shù)據(jù)缺失的樣本。為了消除極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量進行上下1%的Winsorize處理。本文根據(jù)《上市公司行業(yè)分類指引》證監(jiān)會2012年版，按照行業(yè)二級分類，經過上述處理之后，最終得到80個行業(yè)共15 421條有效樣本數(shù)據(jù)。本文的上市公司數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，各行業(yè)內的公司總數(shù)從國家統(tǒng)計局網站以及Wind數(shù)據(jù)庫中查找整理所得。

(二)變量定義

1.被解釋變量

商業(yè)信用供給(AR)為本文的被解釋變量，主要有兩種度量方法：一種是應收賬款占總資產的比重；另一種是應收賬款占總銷售額的比重[2]?？紤]到企業(yè)的商業(yè)信用供給主要發(fā)生于向客戶銷售商品的過程中，本文采用“應收賬款/銷售收入”來衡量企業(yè)的商業(yè)信用供給。

2.解釋變量

同伴公司的商業(yè)信用供給(P_AR)為本文的解釋變量。同伴公司一般包括同行業(yè)公司和同地區(qū)公司，鑒于同行業(yè)的公司具有更加密切的聯(lián)系，更有可能通過學習效應對企業(yè)的經營決策傾向產生重大影響，因此本文將企業(yè)的同伴對象界定在行業(yè)層面。借鑒Leary & Roberts[33]的做法，用同行業(yè)所有公司剔除i公司后商業(yè)信用供給的平均值度量同伴公司的商業(yè)信用供給。

3.調節(jié)變量

(1)市場競爭(Compet)。借鑒陳正林[31]、彭鎮(zhèn)等[29]的做法，采用兩種方法來衡量市場競爭：第一種，根據(jù)各行業(yè)企業(yè)數(shù)量(CompetN)來衡量市場競爭程度，行業(yè)內企業(yè)數(shù)量越多，說明市場競爭越激烈。將行業(yè)內企業(yè)數(shù)量大于中位數(shù)的行業(yè)定義為競爭型市場結構，取CompetN為1，反之則為非競爭型市場結構，取CompetN為0。第二種，根據(jù)各行業(yè)內公司營業(yè)收入的赫芬達爾指數(shù)(CompetH)來衡量行業(yè)競爭程度，該指數(shù)的具體公式如下：

(1)

其中，Si表示i公司的營業(yè)收入，S表示i公司所在行業(yè)內所有公司的年營業(yè)收入總和，N表示行業(yè)內上市公司的數(shù)量。赫芬達爾指數(shù)越小，說明行業(yè)內市場集中度越低，市場競爭越激烈。將行業(yè)赫芬達爾指數(shù)小于中位數(shù)的行業(yè)定義為競爭型市場結構，取CompetH為1，反之則為非競爭型市場結構，取CompetH為0。

(2)行業(yè)地位(L&F)。本文借鑒潘子成[13]的做法，采用公司規(guī)模、營業(yè)收入、營業(yè)利潤、利潤率四種指標來衡量上市公司的行業(yè)地位。Lead_I和Fol_I則分別代表樣本公司所處行業(yè)的行業(yè)領先者和行業(yè)追隨者。以公司規(guī)模為例，根據(jù)公司規(guī)模大小對各行業(yè)內所有公司(包括樣本公司)進行排序，然后生成各行業(yè)內公司規(guī)模的四分位數(shù)，將公司規(guī)模位居行業(yè)前25%的公司定義為行業(yè)領先企業(yè)(Lead_IS)，將公司規(guī)模位居行業(yè)后25%的公司定義為行業(yè)追隨企業(yè)(Fol_IS)。同樣地，采用營業(yè)收入指標可以得到Lead_IR和Fol_IR；采用營業(yè)利潤指標可以得到Lead_IP和Fol_IP；采用利潤率指標可以得到Lead_IM和Fol_IM。

(3)客戶集中度(Cust)。本文借鑒王雄元等[34]的方法，分別采用第一大客戶銷售額占全部銷售額的比例(Cust_1)、前五大客戶銷售之和占全部銷售額的比例(Cust_5)和前五大客戶各自占全部銷售額比例的平方和(CCHHI)三種方式來衡量客戶集中度，將客戶集中度大于中位數(shù)的企業(yè)定義為高客戶集中度企業(yè)，取Cust_1(Cust_5、CCHHI)為1，將其余企業(yè)定義為低客戶集中度企業(yè)，取Cust_1(Cust_5、CCHHI)為0。

4.控制變量

借鑒影響公司商業(yè)信用供給的相關研究，本文選取的控制變量有盈利能力、公司成長性、治理結構等變量，包括公司特征變量和同伴公司特征變量。其中，公司特征變量包括資產負債率(Lev)、資產收益率(Roa)、銷售收入增長率(Growth)、營業(yè)利潤率(Profit)、公司規(guī)模(Size)、前十大股東持股比例(Ctr10)。同伴公司特征變量在公司特征變量的基礎上，將各行業(yè)內所有公司(剔除i公司)的均值作為其衡量指標，變量代碼為相應公司特征變量代碼前加上前綴(P_)。此外，本文還加入了控制年度(YEAR)和行業(yè)(IND)的虛擬變量，且均采用公司層面的聚類回歸。具體的變量定義見表1。

表1 變量的定義與說明

(三)實證模型構建

為了檢驗我國上市公司商業(yè)信用供給是否存在同伴效應，本文借鑒姜永盛等[9]、鞏鑫和唐文琳[23]的做法，構建模型(2)：

ARijt=α+β1P_ARijt+γXijt+λP_Xijt+

δμj+φνt+εijt

(2)

其中，i、j和t分別代表公司、行業(yè)和年份。被解釋變量ARijt代表公司為客戶提供的商業(yè)信用，解釋變量P_ARijt代表同伴公司的商業(yè)信用供給，Xijt和P_Xijt分別代表公司特征和同伴公司特征的控制變量，μj和νt分別代表行業(yè)和時間固定效應，εijt為殘差項。如果估計系數(shù)β1顯著為正，則說明商業(yè)信用供給水平會受到同行業(yè)公司商業(yè)信用供給的顯著正向影響。

為了檢驗市場結構、客戶集中度對商業(yè)信用供給同伴效應的影響，本文在模型(2)的基礎上分別引入市場競爭(客戶集中度)及其與同伴公司商業(yè)信用供給的交互項，構建模型(3)：

ARijt=α+β1P_ARijt+β2CompetijtCustijt+

β3P_ARijt×CompetijtCustijt+γXijt+

λP_Xijt+δμj+φνt+εijt

(3)

其中，Competijt表示市場競爭程度，包括按照各行業(yè)內公司數(shù)量來衡量的CompetN，以及按照各行業(yè)內公司營業(yè)收入的赫芬達爾指數(shù)來衡量的CompetH。P_ARijt×Competijt表示市場競爭與同伴公司商業(yè)信用供給對目標企業(yè)商業(yè)信用供給水平的影響。如果估計系數(shù)β3顯著為正，則說明商業(yè)信用供給的同伴效應在競爭型市場結構中更顯著。Custijt表示客戶集中度，數(shù)值越大，表明公司的客戶集中度越高。P_ARijt×Custijt表示客戶集中度與同伴公司商業(yè)信用供給對目標企業(yè)商業(yè)信用供給水平的影響。如果估計系數(shù)β3顯著為正，則說明企業(yè)客戶集中度越高，其商業(yè)信用供給的同伴效應越顯著。

為了檢驗行業(yè)地位對商業(yè)信用供給同伴效應的影響，本文分別引入以公司規(guī)模、營業(yè)收入、營業(yè)利潤、利潤率來衡量的行業(yè)地位，構建模型(4)：

ARijt=α+β1Lead_Ijt+β2Fol_Ijt+γXijt+

λP_Xijt+δμj+φνt+εijt

(4)

其中，Lead_I和Fol_I分別代表i公司所處j行業(yè)的行業(yè)領先者和行業(yè)追隨者。如果估計系數(shù)β1的顯著性水平優(yōu)于β2，則說明商業(yè)信用供給受領先同伴企業(yè)的影響更顯著；反之，則說明商業(yè)信用供給受追隨同伴企業(yè)的影響更顯著。

四、實證結果分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。AR的均值為0.25，說明我國上市公司向客戶提供的商業(yè)信用占銷售收入的平均水平為25%，反映出我國上市公司普遍存在商業(yè)信用高供給的現(xiàn)象。同時，可能受市場結構、行業(yè)地位和客戶關系等異質性因素的影響，AR的最小值接近于0，最大值為0.868，不同公司間的商業(yè)信用供給水平存在較大差異。另外，P_AR的均值為0.214，與AR的均值接近，并且個體公司的Lev、Roa、Growth、Profit、Size、Ctr10的均值以及中位數(shù)與同伴公司對應的統(tǒng)計值較為接近，這表明本文識別出來的同伴公司特征具有相似性。各變量數(shù)據(jù)均分布在合理范圍之內。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

(二)回歸結果分析

1.商業(yè)信用供給同伴效應的存在性檢驗

為了驗證我國上市公司商業(yè)信用供給水平是否存在同伴效應，對模型(2)進行全樣本回歸，檢驗結果見表3。列(1)報告了未加入控制變量時P_AR與AR的關系，P_AR的回歸系數(shù)為0.609且在1%的統(tǒng)計水平上顯著；列(2)～列(4)分別加入了公司特征控制變量、行業(yè)特征控制變量以及全部控制變量，結果均顯示P_AR的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正，說明我國上市公司商業(yè)信用供給存在同伴效應，即商業(yè)信用供給水平會受到同行業(yè)公司商業(yè)信用供給的顯著正向影響，H1得以驗證?？赡艿脑蚴?，在外部環(huán)境模糊和信息不確定時，基于規(guī)避決策風險和降低信息成本的考慮，公司通過模仿行業(yè)內其他公司的商業(yè)信用供給水平，能為最終決策的政治合法性和有效性提供保障，即使決策失誤，也能通過公司間的責難分擔來維護自身聲譽。從控制變量的影響來看，營業(yè)利潤率(Profit)的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正，說明公司的成長性較好時，會適當放寬商業(yè)信用條款，加大對客戶的商業(yè)信用供給，從而在激烈的市場競爭中擴大自身的競爭優(yōu)勢，也反映了商業(yè)信用供給對公司成長發(fā)揮著關鍵性的作用。

表3 商業(yè)信用供給同伴效應存在性檢驗的回歸結果

2.市場結構對商業(yè)信用供給同伴效應的調節(jié)作用

利用模型(3)檢驗不同市場結構下商業(yè)信用供給同伴效應是否存在差異。表4的列(1)、列(2)和列(3)、列(4)分別報告了用CompetN和CompetH兩種方法衡量市場競爭的檢驗結果。其中，列(1)中CompetN的回歸系數(shù)為0.059，在1%的水平下顯著，說明行業(yè)競爭越激烈，商業(yè)信用供給受同伴企業(yè)的影響越大，這也支持了行業(yè)競爭假說。列(2)交互項P_AR×CompetN的回歸系數(shù)為0.141，在10%的水平下顯著，表明處于競爭型市場結構的企業(yè)，其商業(yè)信用供給的同伴效應更加顯著，列(4)P_AR×CompetH的回歸系數(shù)同樣顯著為正，H2得以驗證。

表4 商業(yè)信用供給同伴效應：基于市場結構差異

3.行業(yè)地位對商業(yè)信用供給同伴效應的調節(jié)作用

利用模型(4)檢驗不同行業(yè)地位下商業(yè)信用供給的同伴效應是否存在差異。表5的列(1)～列(4)分別報告了以公司規(guī)模、營業(yè)收入、營業(yè)利潤、利潤率來衡量的行業(yè)地位的回歸結果。不難發(fā)現(xiàn)，以上述四種指標定義的行業(yè)領先者分別為Lead_IS、Lead_IR、Lead_IP、Lead_IM，回歸系數(shù)分別為0.676、1.201、0.646、0.814，都在1%的水平下顯著，回歸系數(shù)和顯著性水平均明顯優(yōu)于相對應的行業(yè)追隨者(Fol_I)。這說明在行業(yè)內部，公司更傾向于模仿規(guī)模較大、營收較高、利潤率較高的行業(yè)領導者，即商業(yè)信用供給水平受行業(yè)內領先同伴公司的影響更顯著，H3a得以驗證。

表5 商業(yè)信用供給同伴效應：基于行業(yè)地位差異

4.客戶關系對商業(yè)信用供給同伴效應的調節(jié)作用

利用模型(3)檢驗不同客戶關系下商業(yè)信用供給的同伴效應是否存在差異。表6分別報告了以Cust_1、Cust_5和CCHHI來衡量的客戶集中度的回歸結果。回歸結果顯示，客戶集中度越高，企業(yè)的商業(yè)信用供給水平越高，這與其他學者的研究結論相一致。另外，交互項P_AR×Cust_1、P_AR×Cust_5和P_AR×CCHHI的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，這說明客戶關系差異對同伴效應造成了異質性影響，公司的客戶集中度越高，商業(yè)信用供給的同伴效應越顯著，H4得以驗證。

表6 商業(yè)信用供給同伴效應：基于客戶關系差異

(三)穩(wěn)健性檢驗

本文已經對結果的穩(wěn)健性進行了相關設計，比如采用各行業(yè)企業(yè)數(shù)量(CompetN)和各行業(yè)內公司營業(yè)收入的赫芬達爾指數(shù)(CompetH)兩種方法衡量市場競爭，采用公司規(guī)模、營業(yè)收入、營業(yè)利潤、利潤率四種指標衡量行業(yè)地位，以及采用Cust_1、Cust_5和CCHHI三種指標衡量客戶集中度。為進一步支持實證研究結果的可靠性，本文從以下幾個方面進行穩(wěn)健性檢驗。

1.考慮共同行業(yè)沖擊的影響

同行業(yè)公司通常面臨著相似的行業(yè)制度和市場環(huán)境，公司進行商業(yè)信用供給決策表現(xiàn)出的行為一致性和趨同性，可能是由于行業(yè)內面臨共同的行業(yè)沖擊而導致的，而非受到同伴效應引起的[8]。為了排除該種可能性的干擾，本文參考王磊等[28]的研究方法，在模型中引入行業(yè)沖擊變量(Shock)，通過對同行業(yè)公司面臨的行業(yè)沖擊進行控制，來驗證同伴公司商業(yè)信用供給對特定公司商業(yè)信用供給水平的影響是否依然顯著。具體構建方法為：以j行業(yè)t年度的行業(yè)沖擊變量為例，首先，用j行業(yè)滯后一年的平均營業(yè)收入除以滯后五年的平均營業(yè)收入，其結果的對數(shù)代表j行業(yè)在t年度的營業(yè)收入波動率；然后，按照相同的方法計算出各行業(yè)的營業(yè)收入波動率以及均值；最后，計算j行業(yè)的營業(yè)收入波動率與各行業(yè)營業(yè)收入波動率均值的差值，其結果代表j行業(yè)面臨的行業(yè)沖擊。表7中的列(1)報告了控制行業(yè)共同沖擊變量(Shock)后的回歸結果，P_AR的回歸系數(shù)仍然在1%的水平下顯著為正，這說明在考慮行業(yè)共同沖擊影響的情況下，研究結論依然成立。

2.更換計量方法

考慮到本文的因變量為應收賬款/銷售收入(AR)，其數(shù)值為正數(shù)，采用普通最小二乘法回歸可能會導致回歸結果出現(xiàn)偏差。當因變量不是連續(xù)變量，而是取值受到限制的變量時，根據(jù)計量經濟學原理可以采用Tobit回歸。為此，本文使用Tobit回歸進行穩(wěn)健性檢驗。表7中的列(2)報告了更換計量方法后的檢驗結果，P_AR的回歸系數(shù)為0.656，在1%的水平下顯著，說明我國上市公司商業(yè)信用供給的同伴效應依然顯著，同樣支持了本文的結論。

3.排除金融危機的影響

考慮到2008年暴發(fā)的金融危機對我國資本市場的影響，上市公司進行商業(yè)信用供給決策時受到金融環(huán)境波動的影響較大，另外，2010年之后我國GDP增速持續(xù)下降，上市公司在2010年后面臨較為相似的宏觀經濟環(huán)境。為了排除金融危機的影響，本文更改樣本區(qū)間，用2010—2019年的數(shù)據(jù)重新進行穩(wěn)健性檢驗，實證結果如表7的列(3)所示?？梢钥吹剑诵慕忉屪兞康幕貧w系數(shù)符號以及顯著性水平與之前保持一致，研究結論依然成立。

表7 商業(yè)信用供給同伴效應：穩(wěn)健性檢驗

4.使用替代性變量

為了避免可能存在的核心變量測量偏誤問題，本文參考Manski[7]的研究方法，重新定義了同伴公司商業(yè)信用供給的衡量方式，用同伴公司商業(yè)信用供給的中值(P_ARp50)來替代剔除i公司后行業(yè)商業(yè)信用供給的均值(P_AR)。表7中的列(4)報告了使用同伴公司商業(yè)信用供給替代性變量進行回歸的結果，P_ARp50的回歸系數(shù)仍然顯著為正，主要結果并未發(fā)生實質性變化，說明本文的實證結論是高度可靠的。

5.內生性檢驗

考慮到同行業(yè)內公司間的密切聯(lián)系與相互影響，即使同伴公司商業(yè)信用供給是外生變量，但是與目標企業(yè)商業(yè)信用供給水平仍然可能存在反向因果關系。為此，本文借鑒Leary & Roberts[33]以及彭鎮(zhèn)等[29]的做法，選擇剔除i企業(yè)后同行企業(yè)的平均股票收益(P_Alpha)作為同伴企業(yè)商業(yè)信用供給(P_AR)的工具變量，通過兩階段最小二乘法重新估計模型。選擇該工具變量的理由是P_Alpha反映了非系統(tǒng)性風險收益，只與同伴企業(yè)經營特征相關，而與目標企業(yè)商業(yè)信用供給水平無關，故滿足工具變量選擇的條件。表8的列(1)報告了工具變量法第一階段的回歸結果，P_Alpha的回歸系數(shù)在10%的水平下顯著為正，說明同伴企業(yè)平均股票收益越高，其商業(yè)信用供給水平越高。列(2)報告了第二階段的回歸結果，P_AR的回歸系數(shù)在5%的水平下顯著為正，說明我國上市公司商業(yè)信用供給受到同伴公司商業(yè)信用供給的顯著正向影響。通過工具變量法的檢驗，減少了反向因果關系的干擾，增強了本文研究結論的穩(wěn)健性。

表8 商業(yè)信用供給同伴效應：內生性檢驗

五、研究結論與啟示

本文從同伴公司這一視角切入，以2008—2019年我國A股非金融類上市公司為樣本，實證檢驗了商業(yè)信用供給是否存在同伴效應，以及不同情境下該效應的異質性。研究發(fā)現(xiàn)，我國上市公司商業(yè)信用供給存在同伴效應，并且處在競爭型市場結構和客戶集中度較高的企業(yè)，其商業(yè)信用供給的同伴效應更加顯著，受領先同伴企業(yè)的影響更顯著。在考慮行業(yè)共同沖擊、金融危機影響、回歸方法選擇、替代性變量、互為因果等問題后，研究結論依然可靠。本文的研究結論不僅豐富了商業(yè)信用供給與同伴效應領域的研究文獻，而且有助于企業(yè)科學制訂商業(yè)信用供給水平，為新支付條例的實施提供了經驗證據(jù)支持。

基于上述結論，本文得到如下啟示：第一，上市公司制訂商業(yè)信用供給水平時不能僅考慮自身的經營決策，還需要考慮同伴企業(yè)的相關決策，既不能因過嚴的信用決策而影響企業(yè)的市場競爭力，也不能因過寬的信用決策而影響企業(yè)的資金被占用，要結合同伴企業(yè)的決策行為進行科學分析和研判。第二，上市公司的商業(yè)信用供給決策需要考慮自身的市場結構、客戶關系、行業(yè)地位等不同的情境，謹防同伴效應的過度使用，而是要根據(jù)自身實際情況，科學謹慎地參考同伴公司，從而提高自身商業(yè)信用水平的科學性和有效性。第三，部分行業(yè)的上市公司因供應鏈處于劣勢而需要提供更高的商業(yè)信用供給水平，從而影響了資金的流動性。為此，國家應加強監(jiān)管督查以及違規(guī)處罰力度，切實防范企業(yè)資金被惡意占用的風險，努力建立相對公平的競爭環(huán)境和信用體系，進一步優(yōu)化營商環(huán)境。