商业信用与实体企业金融化

杜 勇，宗 泽，游 鸿

(西南大学 经济管理学院，重庆 400715)

一、 引 言

近年来，金融、房地产行业凭借高额净资产回报率迅速发展，大量的实业资本涌入了金融和房地产行业以寻求高回报，实体经济的金融化已经成为一个亟待解决的重要问题。根据国泰安数据库资料计算显示，截至2019年全部A股上市公司中金融资产的平均占比已高达10%，这在一定程度上反映了金融投资在上市公司业务中的地位。那么究竟是什么原因影响上市公司频繁涉足金融领域呢？已有文献更多地从宏观经济政策与微观企业主体两个方面集中探讨影响企业金融化的因素，包括“一带一路”倡议实施、经济政策的不确定性、产业政策、股权质押、高管特征等方面，这些因素背后的影响机理多数落脚到公司的资金充足性上。从理论上讲，融资对企业投资的影响最为关键，它是维持企业投资决策的经济来源和助推力量。现有研究大多默认不同债务来源对投资的影响是一致的，或者主要研究银行贷款对投资的影响，对商业信用与企业投资行为关系的研究较少，且主要集中在两个方向的考察：一部分文献认为商业信用能够发挥企业融资渠道作用(孙浦阳等,2014)[1]，影响公司投资行为，增加企业固定资产、无形资产和在建工程的投资(李林红,2014)[2]；另一部分则主要研究商业信用对企业投资效率的影响，认为商业信用对公司非效率投资具有双向治理作用(周雪峰,2014;刘娥平和关静怡,2016)[3-4]。通过整理商业信用与公司投资行为的文献，发现目前的研究并没有对企业投资行为进行分类，而仅仅将企业投资行为限定在实物资产投资范围，在当前金融行业与实业存在高额利差的情况下，金融投资已经成为企业追逐利润的重要选择，企业利用自由现金流进行投资选择实际面临实物资产或者金融资产两个方向，投资领域与融资领域密不可分，随着中国资本市场不断深化，商业信用在公司投资活动中已经具有相当的影响力。如果通过商业信用获得的供应商流动性没有投入主业而是投入金融领域，不仅会挤出实业投资(张成思和张步昙,2016)[5]，更阻碍了公司的创新活动(许罡和朱卫东,2017;肖忠意等,2021)[6-7]，从长期来看有损实体经济健康发展。因此探讨商业信用融资对公司金融化的影响成为本文研究的中心内容，对此问题的回答将有助于企业制定合理的商业信用政策，规范商业信用的使用，能够促进政府部门加强对商业信用债务人的监管治理、防范实体企业过度金融化。

那么商业信用对企业金融化究竟有着怎样的影响呢？一方面，商业信用作为一种短期融资方式，偿债压力带来的风险效应对公司未来自由现金流形成约束，这在一定程度上抑制了管理层滥用公司自由现金流的过度投资行为；另一方面，公司商业信用水平部分反映了企业对供应商的依赖程度，相比其他债权，商业信用债权人具有信息获取优势、对客户的控制优势和财产挽回优势(刘民权等,2004)[8]，能够更好地发挥债权人的监督治理效应，从而抑制管理层出于自利动机对金融资产的过度投资。鉴于此，本文利用我国A股上市公司2007—2019年的样本，从商业信用融资视角探究企业金融化的影响因素。研究结果发现，商业信用总体上抑制了公司金融化，换言之，在中国资本市场上，公司商业信用主要发挥债权治理效应，抑制管理层利用自由现金流进行金融资产投资的逐利动机。以上研究结论在考察潜在的内生性问题、改变计量模型、替换关键变量、改变样本区间下均具有较强的稳健性。进一步机制检验表明，流动性约束在商业信用与金融化之间表现为遮掩效应，代理成本在商业信用与金融化之间存在中介效应。接着本文进一步从地区市场化环境差异性和企业行业地位切入，检验商业信用对企业金融化的影响是否表现出差异性，分析表明地区市场化环境较好、行业内竞争地位较低的公司，商业信用融资对金融化的抑制作用得到进一步加强。

本文的研究贡献可能在于：第一，本文从商业信用发挥债权治理效应和管理层逐利动机的视角，基于商业信用水平和企业金融化的利弊权衡，探讨了商业信用对非金融类上市公司金融化的线性关系，深入剖析了商业信用影响企业金融化的路径机制，使得本文的研究较之以前的研究更加细致全面。第二，目前文献主要关注银行贷款债权人对企业投融资决策的影响，还没有文献将日常销售形成的商业信用从债权中细分，讨论其对企业投资决策的作用。考虑到企业日常商业行为过程中普遍存在赊销赊购，由此形成的商业信用究竟对企业金融化投资行为有何影响？本文创新性地从商业信用融资角度出发研究实体企业金融化，有助于丰富商业信用的经济后果研究。第三，本文拓展了企业金融化的影响因素研究。与以往研究从动机出发或者考虑宏观经济环境的影响探究金融化影响因素不同，本文从微观企业层面探讨商业信用债权人作为利益相关者对公司金融投资决策的影响，为企业金融化提供债权治理方面的证据。第四，本文对商业信用债权治理效应的文献进行了丰富和补充。以往债权治理研究专注于以银行为主的金融体系，研究银行“大贷款人监督”的债权治理效应(鄢翔和耀友福,2020;王满四和徐朝辉,2020)[9-10]，鲜有研究单独关注商业信用存在的监督治理效应。本文从债权治理的角度出发探讨商业信用对公司投资决策的治理作用也为相关领域提供了增量贡献。

二、 文献回顾和研究假设

(一) 文献回顾

1.商业信用。目前学术界关于商业信用已经形成了颇为丰富的理论，主要呈现在三个方面：(1)商业信用产生动机。一些文献提出商业信用具有交易(Fabbri和Menichini,2010;Love等,2010)[11-12]、融资(Petersen和Rajan,1997;Nilsen,2002)[13-14]两大动机。(2)商业信用影响因素。目前学术界认为商业信用影响因素主要来自会计质量、债务契约、供应链关系等公司特征层面(Bharath和Sunder,2008;Hui等,2012)[15-16]和货币政策、担保物权制度改革等宏观经济环境层面(黄兴孪等,2016;钱雪松和方胜,2017;Dai和Fan,2015)[17-19]。(3)商业信用的经济后果。现有文献主要从缓解企业融资约束、提高创新投资以及投资效率的角度进行详细讨论(李双建等,2020;张润宇和余明阳,2020)[20-21]。

2.企业金融化。在金融对经济领域的渗透和主导下，非金融企业日益扩大的金融活动已经成为全球范围内的普遍现象，近年来，我国出现部分非金融公司利润更多地依靠金融市场投资的现象，且有愈演愈烈的趋势，在国家工业体系不健全的同时金融部门的急速扩张，不利于我国实体经济发展。国内学术界对企业金融投资行为的探讨始于实体经济金融投资视角，在这一领域的研究中，主要分为两大阵营：一部分研究企业金融投资行为形成的结果和状态，是为后端研究；另一部分探究企业选择金融资产投资的动机和影响因素，是为前端研究。目前从后端出发的文献主要认为实体企业金融资产投资会导致负面效应，包括企业金融投资会挤出企业创新(王红建等,2017)[22]，抑制主业投资，损害实体企业主业业绩(杜勇等,2017)[23]等。从企业金融投资问题的前端分析，非金融企业的金融投资行为机制可以分为动机和影响因素两个角度。关于企业金融投资的动机，国内学者通常将实体企业金融投资动机归因于“逐利避险”动机(张成思和郑宁,2018)[24]和“蓄水池”动机(胡奕明等,2017)[25]两大类：从影响因素出发，目前部分文献立足于宏观层面研究中国非金融企业从事金融化的影响机制，认为实体市场竞争加剧，投资回报率下降的经济环境使得资本不得不寻求其他途径实现增值，进而影响企业投融资决策(周伯乐等,2020)[26]。近年来股东价值最大化观念(Akkemik和Ozen,2014)[27]、高管的金融背景特征(杜勇等,2019)[28]等因素也被认为是金融化的重要影响因素。

(二) 假设提出

一方面,商业信用形成于商品交易，表现为买方占用卖方流动性的短期占款，在信贷紧缩期甚至可以作为银行贷款的替代性融资。通过获取商业信用，企业以较低成本取得了供应商的流动性，这种流动性主要表现为存货、商品等形式而不是直接带来自由现金流，可以说商业信用的使用实质上是企业直接增加产品市场的资本投入,使得资源配置中实物资本投入的比例增大(石晓军和张顺明,2010)[29]。理论上企业管理层可能出于预防性储蓄的动机配置金融资产，特别是中国市场上相当数量的公司仍然面临融资约束的困境，可能进一步刺激管理层金融投资欲望，企业利用短期金融资产的强流动、高周转的特点，在企业面临流动性需求时可以迅速变卖金融资产以缓解企业的融资压力，获得资金补充。商业信用的接收本质是短期负债融资，短期负债到期亟须还本付息，商业信用融资的到期偿还压力无疑将增加企业未来资金短缺的可能性，面对紧急资金需求，可能迫使管理层通过出售金融投资的方式获取资金，促使金融资产发挥预防性储蓄功能，进而降低公司持有的金融资产规模。

另一方面，商业信用本质上是短期负债，可能发挥“负债相机治理效应”抑制实体企业的金融化。商业信用作为短期负债通过加重经理人面临的资金约束和使用限制，改善代理问题进而对企业“脱实向虚”形成抑制效应：代理问题对企业财务决策有十分重要的影响，根据委托代理理论，当企业自由现金流较为充足时，“股东-管理层”间的代理冲突会被进一步放大，管理者作为企业实际投资决策的掌舵人，对企业金融资产配置决策有着极大的裁量权，代理问题可能刺激管理层短期内获取超额收益的动机，使其倾向于配置金融资产谋取私利。商业信用的使用使企业暴露在供应商的监控之下，企业之间的信息不对称程度较低和违约成本较高，在一定程度上限制了管理层利用公司现金流投资的逐利行为，对经理人滥用现金流和过度投资的治理效果也更好，这意味着商业信用对企业的约束力会反映在对企业金融资产持有行为的影响上，可能对企业金融资产配置行为表现出更优的治理效果。如果债权人通过对公司管理层决策的积极监管，发挥“债权治理效应”，那么可能限制管理层逐利性金融投资行为，从而抑制管理层对金融资产的投资。基于上述分析，本文提出以下研究假设：

H1：商业信用与公司金融化程度存在显著的负向相关关系。

三、 研究设计

(一) 样本选择与数据来源

本文选择2007—2019年中国A股上市公司作为初始样本，研究商业信用对企业金融化的影响及作用机理，并对原始数据做如下处理：(1)剔除金融类上市公司；(2)剔除ST、* ST的上市公司；(3)剔除财务数据异常或缺失的上市公司，最终获得25018个公司年度观测值。为了避免极端值对研究结论的影响，本文对所有连续变量进行了Winsorize处理。文中基础数据来自CSMAR数据库，统计与回归利用STATA15.0。

(二) 变量定义

1.企业金融化。借鉴宋军和陆旸(2015)[30]的研究，采用金融资产占总资产的比值定义金融化。其中,金融资产具体包括交易类金融资产、投资性房地产、长期金融股权投资及委托理财与信托产品四类，基于数据可得性，本文最终通过“(交易性金融资产+衍生金融资产+短期投资净额+可供出售金融资产净额+持有至到期投资净额+长期债权投资净额+投资性房地产净额+长期股权投资+委托贷款+其他流动性资产)/资产总额”计算实体企业金融化程度(Fin)。

2.商业信用。本文借鉴陆正飞和杨德明(2011)[31]的做法，采用“(应付账款+应付票据+预收账款)/资产总额”衡量商业信用融资使用程度(TC)，由于应付票据分为商业承兑汇票和银行承兑汇票，银行承兑汇票涉及银行授信，在稳健性检验中使用应付账款与总资产的比值替代自变量。

3.中介变量。本文参考胡泽等(2013)[32]的做法，采用流动性供给(Ocf)衡量企业流动性水平。参照Chae等(2009)[33]使用管理费用率衡量企业代理成本(Cost)，具体变量衡量方式见表1。

4.控制变量。参考杜勇等(2019)[28]的研究，本文纳入财务特征、公司治理等可能影响企业金融化的因素作为控制变量，包括公司规模(Size)、企业杠杆率(Lev)、公司成长性(Growth)、企业盈利能力(Roa)、托宾Q值(TobinQ)、银行贷款水平(Bankloan)、高管持股比例(Hold)、第一大股东持股比例(Top1)、董事会规模(Board)、产权性质(State)等。此外，本文还控制行业固定效应(Industry)和年度固定效应(Year)。表1给出了模型中所涉及的各变量的定义以及详细度量方法。

(三) 模型设定

为了有效检验研究假设1，本文设计了如下形式的计量模型：

Fini,t=∂0+∂1TCi,t+∂CVsi,t+∑Industry+∑Year+εi,t

(1)

其中，Fini,t指企业金融化水平，TCi,t代表商业信用。检验结果关键看∂1的系数方向和显著性，Industry和Year代表行业和年度固定效应，εi,t代表随机扰动项。

表1 变量名称及定义

四、 实证检验与结果分析

(一) 描述性统计分析

表2 主要变量的描述性统计结果

表2中变量的描述性结果表明，企业金融化(Fin)的平均值为0.100，约占总资产的10%，这说明公司金融资产投资比例已经达到具有影响力的水平，最值差异也显示出公司间金融化水平差异较大。企业获得的商业信用(TC)的最大值和最小值分别为 0.550和0.006，说明企业间商业信用融资水平差异较大。在控制变量方面，产权性质(State)均值为0.410，即样本中有41%的国有企业。此外，公司规模(Size)、企业杠杆率(Lev)、公司成长性(Growth)、企业盈利能力(Roa)、托宾Q值(TobinQ)、银行贷款水平(Bankloan)、高管持股比例(Hold)、第一大股东持股比例(Top1)、董事会规模(Board)等的平均值与其他学者相关研究一致。

(二) 基本回归结果

表3呈现了商业信用与企业金融化基本回归的结果。第(1)列的结果显示，商业信用负向抑制了企业金融化，具体来看商业信用(TC)的估计系数在1%的水平下显著为负(t=-12.34)，证实了前文假设H1。为了防止其他因素对结果的干扰，列(2)回归中控制了企业特征及其他影响金融化的因素，加入控制变量回归后，调整后的R2有明显提升，说明模型拟合优度提高。表3第(2)列显示，商业信用(TC)的估计系数在单变量回归基础上，负向抑制作用进一步增强且满足在1%的水平下显著为负(t=-9.92)的统计检验，以上结果支持了假设H1，即商业信用与公司金融化程度存在显著的负向相关关系，说明商业信用水平越高可能越会抑制企业对金融资产投资的偏好。

表3 商业信用与企业金融化基本回归

(三) 影响机制研究

本文前面发现商业信用抑制了企业金融化，但中间的机制仍停留在理论分析层面，本文将进一步探究商业信用是怎样影响企业金融化，这其中的传导机制是什么？

1.流动性约束中介效应。学术界普遍认为金融资产具有“蓄水池”效应，即可以发挥预防性储蓄作用，为了提升资产灵活性，企业愿意进行金融投资持有更多的金融资产，在企业未来出现流动性短缺的情况下利用金融资产较强的流动性能够及时变现获取资金，反哺主业。此时，企业金融投资可能是企业为了应对未来流动性风险而采取的预防性举措。企业接收商业信用，实际上就是特定状况下借入他人资金，从这个角度出发，商业信用的接收本质是短期负债融资，短期负债到期亟须还本付息，商业信用融资的到期偿还压力无疑将增加企业未来流动性约束，面对紧急资金需求，可能迫使管理层通过出售金融投资的方式获取资金，发挥金融资产的预防性储蓄功能，进而降低公司持有的金融资产规模。

2.代理成本中介效应。研究表明，银行贷款和商业信用负债这两种方式是企业融资中最重要的两大来源，目前国外学者普遍承认融资性债务能够发挥抑制企业代理成本的作用，债权人有强烈的监督动机，能够有效约束管理层的道德风险和机会主义行为，发挥负债对企业代理成本的抑制作用。Jensen(1986)[34]最早提出“债务治理假说”，认为负债本身通过约束自由现金流限制管理层短视行为，从而缓解代理问题。本文考虑商业信用发挥约束自由现金流和债权人监督治理效应缓解代理问题：(1)供应商适度的商业信用主要表现为存货、资产等形式，并未增加自由现金流，在一定程度上抑制管理层利用自由资金的短期投资行为；(2)两权分离导致的代理问题可能刺激管理层通过激进的资本投机套利策略获取短期收益的动机，商业信用带来的短期偿债压力可能抑制管理层对现金流的滥用行为，并且发挥警醒企业管理层科学投资，甚至迫使管理层撤回非效率投资资金的作用，从而改善代理问题缓解公司管理层的短视投资行为。

基于前文关于中介效应的理论分析与变量设定，本文根据商业信用对企业金融化可能存在的影响路径，参考温忠麟和叶宝娟(2014)[35]的方法，构建以下模型进行中介效应检验。

Yi,t=a0+a1Xi,t+aCVsi,t+∑Industry+∑Year+εi,t

(2)

Mi,t=b0+b1Xi,t+bCVsi,t+∑Industry+∑Year+εi,t

(3)

Yi,t=c0+c1TCi,t+c2Mi,t+cCVsi,t+∑Industry+∑Year+εi,t

(4)

其中，Yi,t为被解释变量，Xi,t为解释变量。Mi,t则代表中介变量，包括流动性供给(Ocf)和代理成本(Cost)。

表4 中介效应检验结果

表4中的PanelA报告了以流动性供给作为中介的模型估计结果。可以看出，第(2)列中的自变量(TC)对中介变量(Ocf)的系数b1显著为负，说明企业商业信用融资增强了企业流动性约束。第(3)列中的自变量(TC)的系数c1显著为负而b1* c2乘积为正与c1异号说明企业流动性供给在商业信用融资与企业金融化之间存在遮掩效应。通过检验发现企业商业信用存在确实增强了企业的流动性约束，流动性约束限制了管理层利用自由现金流投资金融资产并迫使企业撤回短期金融投资进而抑制企业金融化，但是商业信用可能通过“负债相机治理效应”抑制企业金融化，即商业信用融资通过增加流动性约束影响企业金融化的间接路径可能削弱商业信用对企业金融化影响的直接效应。在这里，直接效应和间接效应符号相反，最终表现出一种“遮掩效应”。

表4中的PanelB报告了代理成本中介效应的模型估计结果，第一步是检验商业信用是否显著影响企业金融投资偏好，第(1)列解释变量商业信用的系数显著为负。第二步检验商业信用是否影响潜在中介变量代理成本，可以看出，第(2)列中自变量(TC)对中介变量(Cost)的系数显著为负，说明企业商业信用融资有助于改善代理问题，降低代理成本。第三步，同时纳入商业信用与代理成本变量，观察其与企业金融化的估计系数是否发生改变，此时，第(3)列中的自变量(TC)与中介变量(Cost)对因变量(Fin)的系数分别为-0.197和0.179，均在1%的水平下显著，第(1)列与第(3)列相比，商业信用系数由-0.227降至-0.197，且b1* c2与c1同号，说明代理成本在企业商业信用融资与金融化行为之间存在中介效应。从代理成本的角度看，由于信息不对称和激励措施不兼容，现代公司管理权和所有权的分离形成管理层和股东之间的代理问题，当公司的管理层无法通过经营努力获取完全剩余利润时，管理层有动机利用控制权获取私人收益，从公司长期价值的角度来看，公司管理层将公司资本从实体投资渠道转移到金融投资渠道，实际上是出于短期利益的追求。中介效应结果表明商业信用能够发挥治理效应抑制企业代理成本进而降低企业金融资产配置规模，即企业商业信用通过改善代理问题抑制了管理层金融投资偏好。

(四) 稳健性检验

1.工具变量。本文在基准模型设定中通过添加控制变量以尽可能削弱遗漏解释变量引致的内生性，但由于公司金融投资行为影响因素较为复杂，因此在本文的实证检验中可能存在一定的内生性问题，出于稳健性考虑，为克服有可能的内生性带来的偏差，利用滞后两年的商业信用TCt-2作为商业信用TC的工具变量,参考张新民等(2012)[36]的研究，公司上市年限Age方便公司更容易地从供应商处获取商业信用融资且与企业金融化投资无明显关系，故将滞后两年的商业信用和公司上市年限作为工具变量，IV-GMM测试显示，在控制内生性问题后，检验结果与前文一致。

2.滞后一期自变量。前文证实了商业信用会影响企业金融化，但商业信用、金融化可能都是结果，并不是商业信用影响了企业金融化。为了解决此内生性问题，本文将商业信用滞后一期(TC_LAG)后进行分析，TC_LAG的估计系数在1%的水平上显著为正，这说明是商业信用导致企业金融化的变化，因此在考虑了内生性后，结果依然保持稳健。

表5 稳健性检验

3.个体固定效应模型。本文的一个潜在的内生性问题就是遗漏变量，一些无法观测的公司特征可能同时与商业信用和企业金融化相关，使得本文结论受到潜在内生性影响。为解决遗漏变量问题，本文采用固定效应模型，相关结果呈现在了表5第(3)列中。结果表明商业信用自变量在1%水平下显著为负，这很好地支持了本文假设1，表明本文结论在考虑遗漏变量的影响后仍然保持稳健。

4.改换变量测验。本文试图采取其他方式度量企业金融化程度，检验结论是否保持一致。参考张成思和张步昙(2016)[5]的做法，以非金融企业金融资产投资收益占营业利润(绝对值)的比例来衡量单个公司金融化程度(Finratio)。此外，采用应付账款与总资产的比值作为商业信用的替代变量，使用商业信用度量指标TC1与金融化程度指标Finratio进行回归，回归分析结论不变，证明了本文的研究结论的稳健性。

5.样本子区间模型估计。2008年金融危机可能对资本市场造成冲击从而可能影响变量估计结果。借鉴段军山和庄旭东(2021)[37]的研究，剔除2008—2010年的数据后，实证结果进一步证明了本文结论，表明本文的研究结论具有稳健性。

五、 进一步检验

(一) 商业信用、市场化环境和企业金融化

我国地区之间由于历史背景、地理位置、人口数量等因素的影响，存在地区发展水平不平衡的现实特征，不同省份的法律约束力和信息透明度存在较大差距，市场化进程差异较大(唐雪松等,2010)[38]。市场化进程的差异可能在一定程度上影响商业信用债权治理效应的发挥，进而对企业金融投资产生影响。市场化程度较高的地区，强势的法律保障机制为债权人治理效应的发挥提供必要条件，势必加强商业信用的债权治理效应。相反，市场化进程程度较低的地区，经济发展较为落后，法律保障和公司治理环境较差，信息透明度较低，缺乏有效债权人监督治理渠道，可能削弱商业信用的债权治理效应。为了检验市场化环境对商业信用与企业金融化关系的影响，本文将参考王小鲁等(2018)[39]编制的《中国分省份市场化指数报告(2018)》，因为该指数仅更新到2016年，因此本文采用了指数的历史平均增长率计算2017—2019年的指数。然后将指数评分进行排序，大于指数评分年度样本中位数的认为市场化进程较快，制度环境较好，Market记为1，否则Market记为0。分组检验结果报告于表6中的第(1)、(2)列中，TC的回归系数均在1%的水平下显著为负，跟前文研究结果保持一致。相较于市场化程度低的样本组，在市场化程度高的样本组中，商业信用抑制金融化的作用得到进一步增强。并且本文也对组间差异进行了检验，结果证明商业信用对企业金融化的影响在不同市场化环境中的确存在异质性差异。

(二) 商业信用、行业竞争度和企业金融化

由于商业信用与行业竞争优势都是企业在资源配置机制下的优势特征，因此本文合理地怀疑在二者共存的时候，行业竞争优势可能替代商业信用在公司融资中的地位。首先，处于行业竞争优势的企业可以凭借市场上的优势地位获取多样化的融资渠道、充裕的资金支持以及来自政府部门的稀缺资源，使企业能够获得发展的充足资金，削弱企业对商业信用的依赖性。其次，处于行业竞争优势的企业也可凭借在供应链中绝对的优势地位强势占用大量商业信用融资，此时，商业信用债权人对债务人进行监管的动机和能力略显不足，不能发挥应有的债务治理效应。即处于行业竞争优势的企业，多样化的资金来源削弱了商业信用的重要地位，由商业信用产生的债权治理效应可能不再显著，因此，本文认为当企业处于行业竞争优势地位时，商业信用对企业金融化的抑制作用会被削弱。

参考滕飞等(2016)[40]的做法，本文采用企业所处行业的赫芬达尔—赫希曼指数(HHI)对样本进行分类，构建行业垄断水平的虚拟变量HHI，若行业竞争程度大于行业中位数，则其为处于行业竞争优势地位的公司，HHI赋值为1；反之，赋值为0。分组回归结果列示于表7，结果表明处于行业竞争优势的企业组TC的估计系数为0.073，不仅方向改变而且不再显著，在行业竞争充分的企业组中，TC的估计系数为-0.222，在1%的水平下显著为负，说明当上市公司处于行业竞争优势地位时，商业信用对公司金融化投资的债权治理作用不再显著。

表6 商业信用、市场化环境和企业金融化

表7 商业信用、行业竞争度和企业金融化

六、 结论、启示与展望

(一) 结论与启示

本文以2007—2019年中国A股上市公司数据为样本检验商业信用对公司金融化投资的影响，检验结果发现：总体上，商业信用对企业金融投资行为具有显著的负向抑制作用；进一步的作用机制分析表明，流动性约束在企业商业信用与金融化之间存在遮掩效应，代理成本在企业商业信用与金融化之间存在中介效应。本文进一步从地区制度环境差异性和企业行业地位切入，检验商业信用对企业金融化的影响是否表现出差异性，结果表明在市场化环境较好、行业竞争较为充分的企业，商业信用抑制企业金融化的效应更加显著。本文的研究结论对监管部门具有一定的政策启示。第一，目前我国上市公司商业信用主要在公司发挥债权治理效应，监管部门应该重视企业商业信用作为非正式融资渠道的重要作用。第二，有必要健全债权治理的相关法律法规，规范和引导公司的债权治理行为，出台保护债权人治理的文件应当成为防止我国实体企业继续“脱实向虚”的重要手段。第三，商业信用在增加供应商流动性的同时发挥债务治理效应，优化企业资源配置效率。各地区应当加快市场化改革，增加各地市场发展平衡性，为债权治理效应的发挥提供良好的地区制度环境；第四，相关部门要努力维护和完善公平有效的市场竞争机制，良好的竞争环境可以优化资源配置效率，也能促进商业信用更好发挥监督治理效应，减轻代理问题，提高企业投资效率。

(二) 展 望

本文存在一定的不足和局限：一是在商业信用的衡量中由于无法取得企业的商业信用提供者的详细信息，本文在模型中可能存在遗漏变量问题。二是模型设计中本文所包含的控制变量可能并未考虑全面，未将宏观政策、管理层背景等因素的影响纳入考虑，未来的研究可以考虑进一步优化设计。三是本文主要考虑商业信用对金融资产规模的影响，未对金融资产投资的类型进行详细划分，因而无法判断商业信用对企业金融投资类型的影响是否存在差异，未来研究可以划分金融资产类型进行更加细致的分析。在后续的研究中，应充分考虑上述问题，并进一步探讨商业信用在公司投融资决策中优化投资效率的渠道。