商业信用促进企业投资增加吗?
基金项目：国家社会科学基金项目（11BGL026）
作者简介：李林红（1972-），女，河南信阳人，河南中医学院人文学院讲师，中南财经政法大学会计学院博士，主要从事公司理财和公司金融研究。
中图分类号：F832.0文献标识码：A文章编号：1006-1096(2014)04-0156-05收稿日期：2013-08-09
引言
商业信用是商品交易过程中因资金和货物在时间和空间上的分离而形成的企业间间接信用行为。大量的研究表明，商业信用作为企业重要的短期融资来源，在各国企业得到普遍使用。美国公司融资总额中约有8%来源于向供应商融资，日本供应商资本占融资总额的17.9%，法国占15.5%，德国占8.2%，英国占5.7%（Tirole，2010），而我国作为金融体系尚不健全的发展中国家，商业信用对国民经济（尤其是非国有经济）的支持可能会超过银行信用（Ge et al，2007）。Fisman(2001)开创性地研究了商业信用融资对企业融资效率的影响，通过问卷调查发现较多使用商业信用的企业具有较高生产效率。张良(2007)、刘程蕾等(2010)和石晓军等（2010）分别证明了商业信用与公司业务增长、主营业务收入和公司规模效率的正相关关系。曹向（2013）考虑制度因素证明了在市场化进程较高的地区企业获得商业信用能够显著提高公司业绩。冯登艳（2012）认为当计划经济向市场经济过渡后，我国信用体系出现转型真空。然而，目前国内外已有的关于商业信用与实体经济的文献对商业信用如何影响投资行为的研究较少，Messmacher(2001)实证研究证明墨西哥商业信用与经济中的固定资产投资正相关。但是，这篇文献仅仅研究了商业信用对固定资产的影响，并没有分析商业信用影响投资的传导机理以及不同国家和地区间制度环境的差异。
本文以中国沪深股市2007年~2012年全部A股为研究对象，考察了商业信用对投资行为的影响。研究结果发现：（1）商业信用的使用与公司投资支出呈正相关关系；（2）国有企业比民营企业使用更多的商业信用，然而，国有企业使用商业信用促进投资支出增加的程度却小于民营企业。本文的研究意义在于：（1）从投资角度研究了商业信用与实体经济的关系。研究显示，短期融资方式――商业信用的使用促进了公司投资支出的增加，拓展和深化了我国学者研究商业信用的新领域。（2）本研究拓展了金融发展促进经济发展的研究成果，实证发现，商业信用使用促进了公司投资的增加，投资是价值的重要来源。
一、理论分析与研究假设
传统的MM理论认为在信息完全、资本市场不存在缺陷等一系列的假设条件下，公司的投融资决策是不相关的。然而，现实的市场是不完美的。20世纪80年代信息经济学的产生和大量的公司层面的微观数据的可得性，王鲁平等（2009）运用中国300家制造业上市公司1999年~2005年的平行面板数据，根据代理成本理论，股东――经理人利益冲突，从公司治理的角度，研究负债具有抑制公司过度投资的“治理”作用。银行借款和商业信用作为企业的负债来源，具有抑制公司过度投资的治理作用。从而得出银行借款和商业信用与公司投资支出的负相关关系。Messmacher分析了墨西哥1998年~2000年的数据，实证得出商业信用的使用与经济中的固定资产的投资有很强的正相关关系。这是迄今为止鲜有的一篇研究商业信用与具体的投资行为的关系的文献。总之，现有的研究中鲜有研究投资和外部融资关系的问题的文献。
商业信用融资比较优势理论认为，商业信用具有信息获取优势、财产挽回优势、对客户的控制力优势等融资比较优势（Petersen et al,1997）；在债务融资上商业信用是相对于银行信用较便宜的融资来源。根据财务理论的综合资金成本最低原则，商业信用融资是企业投资时理想外部融资选择。当在企业资金紧张时，商业信用融资功能便成为破解资金困境的一种重要手段。商业信用作为低成本的短期外部融资来源，影响公司投资的机理如何呢？笔者利用国泰安数据库上市公司财务报表数据库，从公司的财务特征层面分析我国2007年~2012年全部A股上市公司的营运资本结构（见表1）。
表1我国上市公司营运资本结构单位：%
年份流动资产内部结构货币资金应收款项存货…合计流动负债内部结构银行借款应付款项…合计负债内部结构流动负债非流动负债合计200731.5121.4530.2610034.9339.4410085.2712.15100200832.2020.1132.4910033.9540.8210085.5412.18100200937.5220.1229.0110030.1644.3010083.0314.09100201041.2519.7326.9310025.8048.4310083.9812.70100201139.9221.3827.0010026.2150.6010084.7511.57100201238.4523.2226.8810025.8949.4210083.0812.59100注：根据国泰安数据库整理，应收（付）款项=应收（付）账款+应收（付）票据+预付（收）账款
表1中各变量的数值采用的是当年全部公司的均值。根据公司财务理论，营运资本=流动资产-流动负债。流动资产主要包括货币资金、应收账款和存货；流动负债主要包括短期借款和应付款项。在流动资产内部，货币资金占流动资产的比例均在31%以上，且逐年增加，说明公司账面上长期存有大量浮存现金；流动负债结构中，银行借款逐年减少，而应付款项逐年增加，应付款项明显超过短期银行借款金额；而从负债的内部结构来看，短期负债占85%左右，非流动负债只占10%左右；对比营运资本内部结构，公司的应付款项的资金来源远远超过应收款项的资金占用，使得公司账面上存在大量的浮存现金，通过延期支付供应商货款不仅垫付了企业经营所需的流动资金（包括存货和应付账款）外，企业还可将多余的资金通过变相的手段融资给企业，用于规模扩张或多元化经营。公司正是通过延长供应商在货款结算上的信用政策，“快快收款，慢慢付款”获得了投资所需的资金。资金的体内循环降低了企业外部融资的需求，缓解了融资约束。因此笔者认为较高水平的商业信用有助于较高的投资水平，公司推迟现金支付获得资金实际上是为了投资的目的。
可以预期，公司为了扩大规模，提升公司价值，会使用公司长期滚存的商业信用节约出一部分资金进行投资。一方面商业信用是一种低成本的融资方式，在长期合作的公司之间存在的这种沉淀的资金使企业能够节约出一部分资金进行投资。另一方面，由于商业信用是公司重要的外部融资来源，这种低成本的融资循环使用，能够缓解融资约束，促进公司投资支出的增加。因此，笔者提出假设1。
假设1：商业信用与企业投资支出正相关
在中国转轨经济时期，国有企业承担了大量的就业、税收、社会稳定等本来应该由政府实施的多项政策性负担（Lin et al，1998），因此，国有企业相对于民营企业而言，预算软约束普遍存在（巴曙松 等，2005），即使国有企业无力偿还债务，由于政府的隐性担保的信号，使企业在业务往来中产生预期，即认为作为所有者和最终担保人的政府最终会替国企承担责任，从而降低了国有企业商业信用违约风险的可能，上游企业会向国企提供更多的商业信用。因此，国有企业比民营企业获得更多的商业信用（曹向 等，2013；应千伟 等，2013）。
已有的研究表明非国有部门对我国的经济发展做出了重要贡献（Allen et al，2005）。虽然非国有部门对中国GDP的贡献超过了70%，但是从正式的银行部门获得的贷款却不到20%，银行贷款的80%都流向了国有部门。当正规金融无法得到时，在中国可能存在一个非常有效的非正规金融支持了民营经济的发展（卢峰 等，2004）。商业信用作为银行信用的替代性融资能够缓解企业的融资约束（石晓军 等，2010），民营企业通过加速营运资本周转，提高经营效率，用“账期”内商业信用形成的大量浮存现金进行投资。国有企业作为特权部门，融资约束问题较民营企业小得多，在企业经营中，没有动力使用商业信用进行长期投资的支出。因此，笔者提出假设2。
假设2：相对于国有企业，民营企业更多使用商业信用进行投资。
二、研究设计
（一）样本的选取与数据来源
本文选取深圳、上海证券交易所2007年~2012年A股上市公司数据筛选样本：（1）剔除金融保险类上市公司；（2）剔除了ST、PT公司；（3）剔除总负债率大于100%的公司和样本数据残缺的公司。本文对所有连续变量进行上下1%的Winsorize处理，最终得到7927个样本。行业划分参照2001年中国证监会颁布的《上市公司行业分类指引》，财务数据来源于国泰安数据库(CSMAR)，实际控制人来源于色诺芬数据库（CCER）。
（二）模型的设定与变量的定义
为了检验本文提出的假设1和假设2，参考以往的经验研究，笔者构建模型（1）和（2）。
Invest=β0+β1TC+β2Nature+β3CFK+β4LEV+β5Size+β6Growth+∑Indus+∑Year+ε(1)
Invest=β0+β1TC+β2Nature+β3Nature×TC+β4CFK+β5LEV+β6Size+β7Growth+∑Indus+∑Year+ε(2)
在模型（1）中，Invest是被解释变量，表示企业的投资支出，用构建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金来表示并用当年期初总资产标准化来表示。
TC是解释变量，表示企业获得的商业信用融资，本文借鉴国内外主流研究（Peter et al，1997；Fisman et al，2003；石晓军 等，2009）的结论，笔者定义商业信用为应付账款TC除以期初总资产标准化为代理指标；如果假设1成立，则TC的系数应显著为正，即商业信用的使用促进公司投资的增加。
模型（2）中在模型（1）的基础上增加了Nature和TC的交乘项，如果假设（2）成立，则β3的系数显著为正。
借鉴艾维安(Aivazian et al，2005)、江伟（2011）的经验研究，结合本文的研究目的，笔者控制了影响公司投资的因素。产权性质（Nature）、经营活动现金流水平、公司规模、成长性和财务杠杆。在模型中设置企业产权性质虚拟变量的目的是控制产权性质对公司投资的影响。如果最终控制人是国有企业，Nature取值为1，否则为0。CFK定义为经营活动产生的现金流量，用来衡量企业产生现金的能力，根据啄序理论，内部现金流的充足程度是影响企业投资的重要变量，公司投资首先考虑内部资金，一般来说，经营活动现金流量越多，投资支出会越大，笔者在经营活动现金流量的计算中同样引入了期初资产总额以消除公司规模的影响。企业规模Size定义为企业总资产的自然对数，企业的规模越大，信誉相对较高，越容易获取商业信用。Growth定义为(本期营业收入-上期营业收入)/上期营业收入，用来衡量企业成长能力，企业的成长性越高，投资需求越强。此外，笔者在模型中还控制了行业（Indus）和年度（Year）因素的影响。变量定义见表2。
表2变量定义一览表
变量名 变量含义Invest企业投资等于构建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金/总资产TC商业信用等于应付账款/总资产Nature终极控制人性质为虚拟变量，其中国有为0，反之为1CFK现金流为经营活动现金流量/总资产LEV资产负债率等于资产负债率=负债总额/资产总额Size公司规模为总资产的自然对数Growth公司成长性等于（本年营业收入-上年营业收入）/上年营业收入Indus行业哑变量以证监会行业分类标准划分为22个行业Year年度哑变量样本时间跨度为5年，设置了4个年度哑变量
三、实证分析
（一）描述性统计分析
表3给出了主要变量的描述性统计结果。笔者发现应付账款占总资产的比重为10.9%，中位数为8.3%，是否存在前面的假设关系，还需进一步的回归证明。
表3主要变量的描述性统计
statsInvestTCNatureCFKLEVSizeGrowthN7927792779277927792779277927mean0.0790.1090.4570.0530.46521.590.238p500.0530.08300.0480.47621.440.138sd0.0850.0960.4980.1060.2131.2230.647min00.0010-0.2870.04519.08-0.635max0.4590.55010.4450.89625.405.009
（二）相关性分析
本文进行Pearson相关系数检验，从表4的相关性检验结果可以发现各变量之间的相关系数均小于0.5，说明构造的多元线性回归模型的其他变量之间不存在多重共线性问题。变量TC与Invest相关系数显著为正，初步表明商业信用的使用促进了公司投资支出的增加，假设在一定程度上得到验证。其他变量的相关关系也符合预期。Nature与TC的相关系数为负，且在1%水平上显著，这说明相对于民营企业，国有企业获得更多的商业信用，假设初步得到验证。
表4主要变量的相关性分析
InvestTCNatureCFK LEVSizeGrowthInvest1TC0.111***1Nature0.070***-0.103***1CFK0.209***0.068***-0.080***1LEV-0.079***0.324***-0.303***-0.100***1Size-0.028**0.067***-0.377***0.025**0.415***1Growth0.194***0.290***0.01800.152***0.078***-0.083***1
（三）回归分析
表5提供了模型（1）和模型（2）回归结果。回归模型中各变量的方差膨胀因子VIF值均小2，故模型不存在较严重的多重共线性，与皮尔逊相关系数的结果一致；笔者同时对模型进行了White异方差检验，结果发现模型不存在异方差现象。
表5产权性质、商业信用与投资行为的回归结果
全样本(1)国有(2)民营(3)产权性质(4)常数项0.045**0.0140.117***0.046**(2.35)(0.60)(3.47)(2.42)TC0.126***0.084***0.195***0.112***(11.14)(5.84)(10.57)(8.27)Nature0.020***〖5〗0.015***(9.82)〖5〗(5.03)Nature*TC〖5〗0.042**〖5〗(1.99)CFK0.111***0.139***0.075***0.111***(12.50)(11.63)(5.76)(12.54)LEV-0.028***0.015**-0.064***-0.028***(-5.30)(2.17)(-7.86)(-5.40)Size0.002*0.002*0.0000.002*(1.88)(1.80)(0.04)(1.91)Growth0.019***0.020***0.018***0.020***(13.13)(10.26)(8.09)(13.22)行业/年度控制控制控制控制Obs7927430836197927Adj_R20.1700.1950.1690.170注：***，**，*分别表示在1%，5%和10%水平上显著；括号中的数字为双尾检验的t值。
表5中的第（1）列为全样本的回归结果，笔者发现商业信用与公司投资相关系数显著为正，说明在控制其他因素后，商业信用的使用促进了公司投资支出的增加；第（2）和第（3）列笔者将样本分为国有和民营，结果与全样本一致。第（4）列笔者进一步检验产权性质对商业信用与投资行为关系的影响，交乘项系数为正，且在5%的水平上显著，说明民营上市公司使用商业信用融资促进投资支出的增加要显著大于国有企业使用商业信用进行的投资，与假设2的预期相一致，模型（2）得到验证。
控制变量的结果与预期基本一致，CFK的系数显著为正，说明企业的经营活动现金流越多，企业受到的融资约束越小，企业的投资支出规模就越大。LEV的系数中，对固定资产投资显著为负，说明负债对公司的投资具有抑制作用。Growth的系数显著为正，说明公司的成长性越强，投资机会越多，则公司的投资需求越强，投资支出也就越大。
（四）稳健性检验
为了进一步检验研究结果的稳健性，笔者还用资产负债表中的“固定资产、无形资产和在建工程投资支出的差量”作为因变量；用应付款项和一年以内的应付账款做解释变量，分别重新检验了应付款项与投资行为之间的关系。回归结果显示，检验结果和上文的结论无异常差异。
四、结论
笔者以我国A股上市公司为样本，检验商业信用对投资行为的影响，发现商业信用的使用促进了投资支出的增加。进一步，笔者研究了不同产权性质的上市公司，民营企业相对于国有企业获得较少的商业信用，但是更多使用商业信用进行投资。研究结论表明公司在进行扩大投资规模时，并不一定只通过正规金融来融资，特别是民营企业，在融资约束时，公司加强营运资本的管理，提高运营效率，利用“账期”内长期滚存的商业信用进行投资，缓解融资约束，扩大投资规模，提升企业价值。商业信用为我国经济发展提供了新的实现途径，在利用商业信用进行投资时，要加强上下游企业之间供应链协调和管理能力，防止资金链条上的马尔可夫支付链的断裂。
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