供應鏈金融與企業(yè)商業(yè)信用融資
——基于資產專用性的分析視角

王魯昱，李 科

（上海財經大學 金融學院,上海 200433）

一、引言

企業(yè)失敗可能源于經濟社會變化、技術變革、經營不善等原因，但壓死駱駝的最后一根稻草往往是融資困境。當企業(yè)難以獲得銀行信用時，商業(yè)信用會替代銀行信用，幫助企業(yè)度過流動性危機（王竹泉等，2014）。在新冠疫情沖擊的影響下，黨中央多次強調要提高直接融資比重，利用供應鏈金融緩解企業(yè)融資難題，供應鏈建設成為“雙循環(huán)”與“十四五”規(guī)劃背景下的重要一環(huán)。商業(yè)信用是企業(yè)直接融資與短期融資的重要來源，也是銀行開展供應鏈金融業(yè)務的重要基礎，深入研究供應鏈特征如何影響企業(yè)商業(yè)信用融資顯得尤為重要。

對于商業(yè)信用融資的影響因素，現(xiàn)有研究主要從公司層面和行業(yè)層面進行分析，形成了替代融資假說（Petersen 和Rajan，1997；石曉軍和張順明，2010）、買方市場假說（Giannetti 等，2011；陸正飛和楊德明，2011）、競爭論（余明桂和潘紅波，2010；方明月，2014）和信號傳遞理論（鄭軍等，2013）等。隨著經濟全球化，企業(yè)競爭環(huán)境日益復雜，供應鏈生產模式迅速發(fā)展，核心企業(yè)與供應商之間的生產合作關系空前密切。這吸引學術界開始關注供應鏈層面的特征對商業(yè)信用的影響，如供應鏈競爭（Chod 等，2019）、供應鏈成員企業(yè)CEO的家鄉(xiāng)關聯(lián)（Kong 等，2020）等。良好的供應鏈治理能夠促進鏈上企業(yè)之間的信息共享，抑制機會主義行為。然而，鮮有文獻基于供應鏈治理理論的視角，分析供應鏈資產專用性對商業(yè)信用融資的影響。

供應鏈治理的形成是決策者有限理性和供應鏈特征共同作用的結果（李維安等，2016）。供應鏈是一個松散、開放的戰(zhàn)略組織，成員企業(yè)之間相互獨立、分散決策，信息無法充分共享，存在典型的委托代理問題，從而阻礙契約簽訂與信任關系的形成。為了解決這一問題，供應鏈治理理論指出，資產專用性是促進鏈上企業(yè)之間協(xié)調與信息共享的重要特征，是強化供應鏈治理機制的重要影響因素。資產專用性越強，貿易雙方的“鎖定效應”越強（程新生等，2012；雷新途和李世輝，2012）。為了規(guī)避合作關系破裂所產生的高昂成本，貿易雙方傾向于締結長期貿易戰(zhàn)略聯(lián)盟（陳阿興和王亮，2008），促進信任與信息溝通，并采取強有力的關系型治理去抑制機會主義行為（王曉文等，2009；李維安等，2016）。在這一邏輯下，一個自然而然的問題是，資產專用性會產生哪些經濟后果？相關分析能夠為我們研究資產專用性與商業(yè)信用融資的關系提供幫助。

一類文獻從利益共享的角度回答上述問題。由于專用資產在變現(xiàn)或用作其他用途時價值會急劇下降，貿易雙方更愿意采用一種互利互惠的契約安排，以避免合作關系破裂所產生的高昂成本（Poppo 和Zenger，2002；王曉文等，2009；李維安等，2016）。國內外學者普遍認為，資產專用性促進了股權契約的簽訂（Vilasuso 和Minkler，2001；李青原和王勇海，2006；雷新途等，2016），因為股權契約賦予股東資源收益權與轉讓權，提供了資產控制權和一定的監(jiān)管能力。為了整合資源并降低交易費用，企業(yè)還可能直接并購股權，實行一體化戰(zhàn)略（陳阿興和王亮，2008）。然而，由于簽訂周期較長且成本較高，股權契約并不適合作為一種短期經營性的契約安排。在本文研究背景下，資產專用性的增加更可能促進成員企業(yè)通過締結商業(yè)信用契約來滿足日常經營中互利互惠的需求。一方面，商業(yè)信用的使用能夠統(tǒng)籌交易的時間節(jié)點，增加現(xiàn)金流入的確定性，具有降低交易成本、釋放產品質量信號和促進產品銷售等諸多好處（Ferris，1981；Smith，1987；Cu?at，2007；Fabbri 和Klapper，2016）。另一方面，供應鏈成員企業(yè)使用商業(yè)信用的購銷行為可以從資源共享中獲益，降低生產成本（潘飛等，2006；程新生等，2012）。

另一類文獻從關系協(xié)調的角度指出，專用性投資可以視為一種可置信承諾（惠雙民,2002），能夠約束參與者的機會主義行為，維系合作關系，提升企業(yè)聲譽（李杰，2006）。隨著供應鏈資產專用性的增加，成員企業(yè)更傾向于加強數據與信息交流，抑制機會主義行為，形成長期穩(wěn)定的戰(zhàn)略聯(lián)盟（陳阿興和王亮，2008），通過強化信任、聲譽等關系聯(lián)結走向深層次合作（王曉文等，2009）。隨著研究的推進，學者通過社會實驗、案例分析和問卷調查等方式研究指出，資產專用性能夠促進契約的自我履行，降低雙方的信息不對稱水平，促進合作與信任，保障交易的順利進行，進而促進經營績效與企業(yè)價值提升（程新生等，2012；雷新途和李世輝，2012；王永貴和洪傲然，2020）?？傊?，隨著資產專用性的增加，上下游企業(yè)會更加注重信息共享，促進信任關系，抑制機會主義行為，并形成戰(zhàn)略聯(lián)盟，進而創(chuàng)造商業(yè)信用融資的理想環(huán)境。然而，囿于供應鏈和商業(yè)信用的微觀數據缺失等問題，現(xiàn)有研究對后者的關注不足，缺少可靠的實證結論。

本文通過數據庫匹配與手工收集，整理了2007—2019 年中國A股上市公司供應鏈數據，基于Rauch（1999）與Giannetti 等（2011）的劃分原則以及Kong 等（2020）的計算方法，定義供應鏈的資產專用性指標。研究發(fā)現(xiàn)，在控制了企業(yè)規(guī)模、成立年限等特征后，供應鏈資產專用性的增加有利于目標公司獲得更多的商業(yè)信用融資。對于財務風險較高的公司，供應鏈資產專用性對商業(yè)信用融資的促進效應更強。進一步研究發(fā)現(xiàn)，供應鏈的資產專用性能夠幫助財務風險較高的公司以更高的效率恢復生產經營，實現(xiàn)更好的財務績效，商業(yè)信用融資在這一過程中發(fā)揮了中介作用。而銀行信用不能帶來這些積極影響。為了緩解內生性等問題的影響，本文利用自然災害外生沖擊設計工具變量，結論依然穩(wěn)健。

本文的研究貢獻體現(xiàn)在：第一，受到數據限制，鮮有文獻基于供應鏈治理理論的視角和分析框架，研究供應鏈資產專用性對商業(yè)信用融資的影響。本文使用獨特的數據樣本嘗試回答資產專用性如何影響商業(yè)信用融資。第二，本文利用手工整理匹配的供應商具體信息，能夠更加準確地度量供應鏈性質的差異?，F(xiàn)有研究大多從行業(yè)競爭的角度，根據“貿易比重”或“HHI指數”構建衡量指標。這種方法相對忽略了供應鏈產品性質的差異，而資產專用性是決定供應鏈治理效能和影響商業(yè)信用融資的重要因素。第三，本文為商業(yè)信用的替代融資假說提供了微觀實證證據。以往的研究利用金融危機沖擊或貨幣政策緊縮來檢驗替代融資假說，這些實證結論很有價值，但是不能有效識別不同類型商業(yè)信用的替代融資行為。本文通過區(qū)分供應鏈資產專用性的差異，深入研究了商業(yè)信用替代融資的微觀經濟機制。第四，本文的結論也具有重要的現(xiàn)實意義。黨中央不斷強調金融要服務與支持實體經濟。本文的研究肯定了供應鏈建設在“雙循環(huán)”與“十四五”規(guī)劃背景下的重要性，對決策層進一步完善供應鏈金融政策，增強實體抵抗風險沖擊的能力具有參考價值，也為商業(yè)銀行拓展供應鏈金融服務提供了建議。

二、理論模型與研究假設

基于供應鏈治理理論的相關分析，供應鏈資產專用性的增加有利于促成關系型治理機制，促進交易雙方互利互信，形成長期戰(zhàn)略合作關系；同時，強化供應鏈成員企業(yè)信息共享，抑制機會主義行為，形成簽訂契約的有利環(huán)境。這將有助于企業(yè)獲得商業(yè)信用融資，并支持實體生產。

假設共有兩期，在t=0 期，公司進行生產經營，生產函數為Q（I），表示投入為I時的公司產出。生產函數滿足邊際產量遞減的基本假定，即Q′＞0，Q′′＜0。公司經營具有風險。在t=1 期，公司經營有兩種狀態(tài)，記為{Low，High}。在狀態(tài)Low下，公司進入破產清算，概率為p；在狀態(tài)High下，公司正常經營，概率為1?p。公司產品價格為c，原材料價格標準化為1。

公司受到融資約束，上游供應商S和銀行金融機構B可為公司融資提供資金L，公司期末償還本金及利息（1+r）L。公司可能將資金投資于與生產無關的活動，并從中攫取私人收益，這種機會主義行為稱為“資金分流”（Burkart 和Ellingsen，2004）。當公司出現(xiàn)機會主義行為時，用于生產的資金減少為αL，機會主義行為帶來的私人收益為φ（1?α）L，0＜φ＜1。Burkart 和Ellingsen（2004）指出，銀行信貸所對應的φ最高，因為現(xiàn)金資源具有很強的流動性，無需變現(xiàn)即可流出生產領域，能帶來的私人收益最高。對于普通供應鏈，商業(yè)信用融資表現(xiàn)為原材料賒銷，具有流動性低、難以挪用、便于監(jiān)管等特點，φ會有所降低。隨著供應鏈資產專用性的增加，在利益共享與關系協(xié)調等機制的作用下，φ會進一步降低。假設 φ銀行＞φ普通供應鏈＞φ資產專用性較強的供應鏈。在t=0 期，公司決定信貸投產比例 α以最大化期望收益。

由于生產函數為凹函數，隨著生產規(guī)模的擴大，邊際產品遞減。U對 α求偏導，使信貸投產的邊際成本等于邊際收益。

為使結果直觀，在不改變結論的前提下，①使用線性生產函數可以得到一致的結論。本文假設生產函數的形式為Q=lnL+L/c+M0。第一項保證產量較低時邊際產品足夠大，生產是有利可圖的。第二項保證資金投入生產部門的邊際產品收入不低于1，即在這種情況下，多余的信貸資金以現(xiàn)金（或原材料）的方式存儲在生產部門。M0為常數。將生產函數的具體形式代入（2）式可得：

當φ＜1?p時，供應鏈資產專用性程度較高，信貸資源將全部投入生產部門，即α=1。當L＜c/[φ/（1?p）?1]時，公司獲得的信貸資金不足，生產產品帶來的邊際收益更高，信貸資源也會全部投入生產。在其他情況下，信貸投產比例α與財務風險p負相關，與φ負相關（與供應鏈資產專用性正相關），與信貸規(guī)模L負相關。

如圖1 所示，供應鏈資產專用性的提高能夠有效抑制企業(yè)的機會主義行為，增加企業(yè)的信貸投產比例。具體而言，圖1 橫軸表示供應鏈的資產專用性，縱軸表示信貸投產比例。企業(yè)財務風險較高時更加容易衍生機會主義行為，因為企業(yè)有動機將信貸資金“挪出”生產領域，表現(xiàn)為縱軸的α隨著風險的增加而下降。然而，隨著供應鏈資產專用性的增加，機會主義行為能夠得到有效抑制，公司能更有效地將信貸資源投入生產。

圖1 資產專用性對機會主義行為的抑制作用

上述模型分析表明，供應鏈資產專用性能夠有效抑制鏈上企業(yè)的機會主義行為，促使公司更好地利用信貸資源進行生產經營。

在獲知公司的投產意愿之后，信貸提供者愿意向公司提供的信貸額度為：

其中，C0αL表示公司的清算價值，0＜C0＜1。L0表示信貸提供者最大的信用供給能力。在t=0 期，信貸提供者最大化自身的期望收益。將（3）式代入（4）式，銀行或供應商的信貸供給意愿為：

（5）式討論了在公司不同的財務風險水平下，供應鏈資產專用性對資金供給者信貸提供意愿的影響。在第一種情況下，公司財務風險非常大，銀行和供應商都不愿意提供信用資金。在第三種情況下，公司財務風險很小，銀行和供應商都愿意基于自身最大的信貸供應能力為公司提供資金。在第二種情況下，信貸提供者會考慮目標公司的機會主義行為，選擇合適的信貸供給水平。供應鏈資產專用性越強，機會主義行為產生的收益越小。這能夠抑制機會主義行為，有利于公司獲得商業(yè)信用融資，并將信貸資源投入生產。

圖2 表明，在特定風險水平下，供應鏈資產專用性越高，對鏈上企業(yè)機會主義行為的抑制作用越強，公司能夠獲得越多的商業(yè)信用融資。第一，資產專用性較強的產品呈現(xiàn)高度定制化的特征，且沒有特定的參考價或交易市場（Rauch，1999），因此這些特殊的產品或原材料只能服務生產，難以被挪作他用，從而能夠抑制機會主義行為（Burkart 和Ellingsen，2004）。第二，專用資產的供應鏈建立往往比較困難，具有高昂的沉沒成本。與標準品供應商相比，提供專用資產的廠家因產品用途有限而較難找到合適的客戶，而高昂的客戶搜索成本會使供應商更加關注供應商與客戶關系的穩(wěn)定性，并通過提供商業(yè)信用融資的方式來維持客戶穩(wěn)定（Wilner，2000；Cu?at，2007）。第三，基于上文討論，供應鏈資產專用性能夠通過利益共享和關系協(xié)調兩個方面，激勵成員企業(yè)之間互利互惠與信息共享，促進信任、合作關系和戰(zhàn)略聯(lián)盟的形成，為商業(yè)信用融資創(chuàng)造了有利的條件。基于此，本文提出以下假設：

圖2 資產專用性、財務風險與公司商業(yè)信用融資

假設1：供應鏈資產專用性越強，越有利于公司獲得商業(yè)信用融資。

圖2 還表明，若公司財務風險較高，商業(yè)銀行和普通供應鏈的信用供給意愿較弱，而資產專用性較強的供應鏈仍愿意為目標公司提供商業(yè)信用。其原因在于，當公司財務風險較高時，機會主義行為會比較嚴重（如圖1 所示），而資產專用性能夠抑制這一風險，使得高風險公司獲得商業(yè)信用。Wathne 和Heide（2004）在研究供應商、公司與客戶的鏈條關系時指出，資產專用性較強有助于通過加強供應商與客戶的關聯(lián)來強化治理，這有助于下游公司在風險加劇時獲得制造商彈性（李維安等，2016）。當公司財務風險很高時，信息不對稱問題的解決與信任關系的形成對于企業(yè)能否獲得信用融資尤為關鍵（Brunner 和Krahnen，2008），而資產專用性能夠通過利益共享與關系協(xié)調兩個方面促進信息溝通與信任形成，這種效應在高財務風險企業(yè)的商業(yè)信用融資中更加重要?；诖?，本文提出以下假設：

假設2：公司財務風險越高，供應鏈資產專用性對商業(yè)信用融資的促進作用越強。

商業(yè)信用融資是支持企業(yè)發(fā)展的重要融資來源之一（Allen 等，2005；Allen，2019；Yang 等，2021），能夠緩解融資約束，促進實體發(fā)展（Guariglia 和Mateut，2006；王彥超和林斌，2008；孫浦陽等，2014）。如果供應鏈資產專用性有利于高財務風險的公司獲得商業(yè)信用融資，那么這一融資優(yōu)勢是否可以有效支持這些公司的經營發(fā)展？將（5）式代入（1）式，可以得到供應鏈資產專用性、財務風險與公司期望收益三者之間的關系，結果見圖3。當財務風險較低時，公司的期望收益隨著財務風險的增加而緩慢線性下降，其原因在于風險上升對公司未來期望收益的直接影響。而隨著財務風險的增加，普通供應鏈對應的曲線首先出現(xiàn)了拐點，公司的期望收益開始急劇下降，其原因不僅在于財務風險上升的直接影響，還在于供應商的信貸供給意愿開始減弱，公司生產受到約束。與普通供應鏈相比，資產專用性較強的供應鏈對應的曲線拐點比較靠后，供應商在相同風險水平下更愿意提供商業(yè)信用融資，有利于公司實現(xiàn)更高的期望收益。

圖3 資產專用性、財務風險與公司期望收益

現(xiàn)有研究表明，商業(yè)信用融資有利于改善公司生產，提升績效。Fisman（2001）通過構建產能使用效率指標，發(fā)現(xiàn)商業(yè)信用能夠顯著提高公司生產效率。Madestam（2014）研究發(fā)現(xiàn)，銀行信用雖然成本低廉、展期靈活，但是監(jiān)管與信息優(yōu)勢不明顯，而商業(yè)信用提供者能夠對貸款者進行更加有效的監(jiān)督。Degryse 等（2016）的研究表明，商業(yè)信用為難以獲得銀行貸款的中小企業(yè)提供了有效融資，支持了中小企業(yè)日常經營，提高了收入增長率。Ayyagari 等（2010）研發(fā)發(fā)現(xiàn)，中國的商業(yè)信用融資可以作為銀行信用融資的有效補充，銀行信用與商業(yè)信用協(xié)同發(fā)展可以促進公司成長，提高資源配置效率。基于此，本文提出以下假設：

假設3：供應鏈資產專用性有助于高財務風險公司提升經營業(yè)績和資產周轉效率，商業(yè)信用融資在這一機制中發(fā)揮中介作用。

三、研究設計

（一）樣本選取

本文選取2007—2019 年中國A股上市公司作為研究樣本。公司融資數據與基本面數據來自國泰安數據庫。為了解決數據可得性的問題，本文參照Kong 等（2020）的計算流程，從國泰安數據庫和國家企業(yè)信用信息公示系統(tǒng)中手工整理了24 747 條上游供應商的具體特征（包括供應商名稱、產品信息、注冊資本規(guī)模、成立年份與所屬行業(yè)等信息），用于分析供應鏈資產專用性對公司商業(yè)信用融資的影響。

參照Kong 等（2020）的研究方法，本文首先通過供應商名稱匹配國家企業(yè)信用信息公示系統(tǒng)（http://www.gsxt.gov.cn）中企業(yè)的具體信息。目前，上市公司在年報中對上游供應商信息的披露尚未形成統(tǒng)一準確的格式，主要分為以下幾類：（1）供應商名稱準確無誤，可以直接在公示系統(tǒng)中匹配。（2）使用“公司A”“供應商一”“甲單位”等模糊信息表示，無法進行匹配。（3）使用簡化的名稱披露，如“中石油”“中石化”等。（4）對供應商進行附加描述，如“中國兵器工業(yè)集團及其附屬單位”等。（5）歷史名稱發(fā)生變動的供應商。（6）外國供應商、政府事業(yè)單位或者個人。（7）不具有法人資格的分公司。（8）名稱中有錯別字。對于第一類名稱完全匹配的數據，國泰安數據庫收錄了供應商信息，共有13 958 條“公司—年份—采購比重次序”的供應商數據。為了保證數據的完整性和可比性，對于第三類至第八類數據，本文進行了人工整理和匹配。本文得到24 747 條“公司—年份—采購比重次序”的供應商數據。在國泰安數據庫的基礎上，本文的供應商數據樣本總量增加了77.3%。

本文進一步對樣本做了以下處理：（1）剔除ST和ST*上市公司；（2）剔除金融業(yè)和保險業(yè)上市公司；（3）剔除上市不足1 年的公司樣本；（4）剔除回歸變量缺失的樣本；（5）對所有連續(xù)變量進行上下1%的縮尾。經過處理，本文最終得到4 153 個“公司—年份”觀測值。

（二）模型構建與變量定義

借鑒Giannetti 等（2011）、Kong 等（2020）以及鄭軍等（2013）的研究，本文構建回歸模型如下：

其中，商業(yè)信用融資（TC）是被解釋變量。下標i和t分別表示公司和年份。本文控制了行業(yè)固定效應（δi）和年份固定效應（ηt）。本文關注公司從供應鏈上游獲得商業(yè)信用融資，參照Giannetti 等（2011）、陸正飛和楊德明（2011）以及方明月（2014）的研究，商業(yè)信用融資=（應付賬款+應付票據-預付賬款）/期初總資產。

供應鏈資產專用性（AS）是核心解釋變量，表示供應鏈中專用資產供應商的數量或貿易比重。本文基于Rauch（1999）以及Giannetti 等（2011）的定義，根據供應商產品性質，從差異品、標準品、服務業(yè)和零售業(yè)四個維度進行區(qū)分。差異品指的是高度定制化與專業(yè)化生產、難以被挪作他用、無標準報價的產品（Rauch，1999；Giannetti 等，2011），可用于衡量供應商的資產專用性。參照Kong 等（2020）的計算方法，本文在“公司—年份”截面上計算了上述四個維度分類準則下的供應商數量和貿易比重。本文預期系數β1為正，即供應鏈資產專用性的增加有利于公司獲得更多的商業(yè)信用融資。

財務風險（Risk）是調節(jié)變量。參照Chen 和Wang（2021）、Kiesel 等（2021）以及于富生等（2008）的研究，本文使用Altman（1968）的z值模型來度量公司財務風險。為了結論表述的簡潔性，本文取z值的相反數并進行標準化處理。本文預期系數β2為正，即對于財務風險高的公司，供應鏈的資產專用性對商業(yè)信用融資的促進作用更加顯著。

供應商的信用供給能力是下游公司能否獲得充足商業(yè)信用融資的重要因素，規(guī)模較大的供應商更有能力提供商業(yè)信用融資。此外，供應商的規(guī)模和成立年限也影響供應商的信用供給意愿（Wilson 和Summers，2002）。因此，本文控制了供應商規(guī)模的自然對數（Supplier Size）及成立年限（Supplier Age）。同時，參照Giannetti 等（2011），供應商層面的控制變量還包括供應鏈上游服務業(yè)廠商數量或采購比重（Service）以及供應鏈上游零售業(yè)廠商數量或采購比重（Retail）。公司層面的控制變量包括：（1）公司總資產的自然對數（Firm Size）；（2）財務杠桿（Leverage），等于總負債除以總資產；（3）公司上市年限（List Age），等于當前年份減去公司上市年份；（4）固定資產比率（PPE），等于固定資產凈額除以總資產；（5）第一大股東持股比例（Top1），使用公司第一大股東持股占公司總股本的比重表示。本文還控制了區(qū)域經濟發(fā)展程度（Log GDP），使用上市公司所在省份當年GDP的自然對數表示。

為了檢驗供應鏈資產專用性所帶來的商業(yè)信用融資優(yōu)勢對公司生產經營績效的影響，本文構建回歸模型如下：

其中，被解釋變量分別采用財務績效（ROA）和總資產周轉率（Turnover），其中財務績效使用總資產收益率ROA衡量，總資產周轉率等于營業(yè)收入除以企業(yè)資產總額。

（三）描述性統(tǒng)計

表1 列示了本文變量的描述性統(tǒng)計結果。本文共有4 153 個“公司—年份”觀測值。商業(yè)信用融資（TC）的均值為10.6%，最小值為—14.6%，最大值為57.1%?？傮w而言，商業(yè)信用在上市公司資產負債表中占有顯著比重，部分公司從上游供應商獲得商業(yè)信用融資，也有公司反過來為上游供應商提供商業(yè)信用。本文從專用資產供應商數量和貿易比重兩個方面衡量供應鏈的資產專用性。從數量來看，供應鏈資產專用性的取值為0?5，表示供應鏈中專用資產供應商的數量為0?5 家，平均為0.75 家。從貿易比重來看，供應鏈專用資產供應商貿易占比平均為4.5%，最高為46.6%。財務風險變量根據Altman（1968）的z值模型構建并進行標準化處理，均值為0，方差為1。經過檢驗，方差膨脹因子（VIF）在1.14 和1.72 之間波動，低于臨界水平10，表明本文解釋變量之間不存在明顯的共線性關系。

表1 描述性統(tǒng)計

四、實證結果分析

（一）資產專用性與商業(yè)信用融資

表2 檢驗了供應鏈資產專用性對公司商業(yè)信用融資的影響。列（1）中供應鏈資產專用性（AS）的回歸系數為0.017，在1%的水平上顯著，表明供應鏈中每增加1 家專用資產供應商，公司商業(yè)信用融資增加1.7%。列（3）中AS的回歸系數為0.114，表明供應鏈中專用資產供應商的貿易比重每上升10%，公司商業(yè)信用融資增加1.14%。列（2）和列（4）加入了更多控制變量，結果類似。表2 中供應鏈上游企業(yè)規(guī)模（Supplier Size）的系數顯著為正，表明大供應商更有利于促進商業(yè)信用融資。此外，服務業(yè)和零售業(yè)供應鏈并不利于公司進行商業(yè)信用融資。與以往研究不同，在控制了供應鏈特征后，企業(yè)規(guī)模（Firm Size）不顯著，意味著供應鏈特征能夠很好地解釋商業(yè)信用融資水平。上述結果支持了假設1。

表2 資產專用性與商業(yè)信用融資

續(xù)表2 資產專用性與商業(yè)信用融資

（二）資產專用性、財務風險與商業(yè)信用融資

表3 考察了對于財務風險較高的公司，供應鏈資產專用性的增加能否更加有效地促進商業(yè)信用融資。其中，列（1）和列（3）使用供應商數量來衡量供應鏈資產專用性，列（2）和列（4）使用供應商貿易比重來衡量供應鏈資產專用性。

表3 列（1）和列（2）中AS的系數顯著為正，交互項AS×Risk的系數也顯著為正。這表明對于財務風險較高的公司，供應鏈資產專用性能夠更加有效地促進公司獲得商業(yè)信用融資。在列（3）和列（4）中，本文加入了供應鏈規(guī)模、年齡與財務風險的交互項，而系數并不顯著。這說明供應鏈的資產專用性最有力地促進了高財務風險公司的商業(yè)信用融資，而非供應商規(guī)模、年齡等其他特征的作用。上述結果支持了假設2。

表3 資產專用性、財務風險與商業(yè)信用融資

（三）資產專用性、財務風險與公司經營績效

表4 分析了供應鏈資產專用性的增加是否有助于財務風險較高的公司提升財務績效和資產周轉效率，并檢驗了商業(yè)信用融資的中介作用。其中，列（1）和列（3）使用專用資產供應商數量來衡量供應鏈資產專用性，列（2）和列（4）使用供應商貿易比重來衡量供應鏈資產專用性。表4中交互項AS×Risk的系數均顯著為正，表明對財務風險較高的公司來說，供應鏈資產專用性所帶來的商業(yè)信用融資優(yōu)勢能夠幫助他們實現(xiàn)更高的財務績效和資產周轉效率。

在表4 的中介檢驗中，“商業(yè)信用融資”對“總資產收益率”和“總資產周轉率”的回歸系數均顯著為正，表明商業(yè)信用融資總體上可以促進公司績效，提升資產周轉效率。Sobel檢驗結果顯著，表明在供應鏈資產專用性促進高財務風險公司績效和資產周轉效率的過程中，商業(yè)信用融資發(fā)揮中介作用。上述結果支持了假設3。

表4 資產專用性、財務風險與公司經營績效

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）使用供應鏈資產專用性的工具變量

本文的解釋變量為供應鏈資產專用性。Williamson（1979）指出，交易是交易成本經濟學的基本分析單位，資產專用性等交易特征是外生變量。盡管如此，實證分析中仍然可能存在一些內生因素的影響。因此，本文參照Lim 等（2018）構建工具變量的思路，將“行業(yè)—年份”截面上供應鏈資產專用性指標的均值作為工具變量。表5 中列（1）結果表明，在使用工具變量后，供應鏈資產專用性與商業(yè)信用融資仍然顯著正相關。列（2）至列（4）中供應鏈資產專用性與財務風險交互項的系數均顯著為正，與上文研究結果一致。

表5 使用供應鏈資產專用性的工具變量

（二）使用財務風險的工具變量

為了緩解財務風險指標的內生性，本文選取自然災害的外生沖擊作為財務風險的工具變量。自然災害是一個很好的工具變量。一方面，自然災害外生、不可預測；另一方面，自然災害可能嚴重影響公司財務風險。WIND 數據庫的“公司事件查詢—突發(fā)事件—自然災害”中收錄了上市公司對自然災害的相關公告。截至2019 年，數據庫中共記錄了自然災害事件77 起，其中臺風、龍卷風災害47 起，暴雨、泥石流、洪澇災害15 起，地震災害15 起，公司的資產和生產經營遭受到不同程度的損失。考慮到自然災害對制造業(yè)的影響更大（Bulte 等，2018），本文使用制造業(yè)樣本進行檢驗。

表6 中列（1）結果表明，自然災害（Disaster）能夠顯著預測制造業(yè)企業(yè)財務風險增加，F(xiàn)值為43.75，表明該工具變量是強工具變量。列（2）至列（4）對本文的主要結論進行了檢驗。在制造業(yè)企業(yè)樣本中，供應鏈資產專用性仍然可以解釋公司商業(yè)信用融資的增加。在自然災害的外生沖擊下，供應鏈的資產專用性有利于遭受災害的企業(yè)獲得更多的商業(yè)信用融資；同時，供應鏈的資產專用性也有利于遭受災害的企業(yè)提升資產周轉效率，恢復生產。上述結果仍然支持了本文假設。

表6 使用財務風險的工具變量

（三）資產專用性與銀行信用融資

對于上文研究結論，另一種可能的解釋是，供應鏈資產專用性可能有利于公司獲得更多銀行信用，公司經營績效的改善和資產周轉效率的提升也可能源于銀行信用緩解了企業(yè)融資約束。因此，本文使用銀行信用（BC）對供應鏈資產專用性和財務風險進行了回歸，銀行信用=（短期借款+長期借款）/總資產，結果見表7。

表7 中列（1）和列（3）使用供應商數量來衡量供應鏈資產專用性，列（2）和列（4）使用供應商貿易比重來衡量供應鏈資產專用性。結果顯示，供應鏈資產專用性的系數為負或不顯著，財務風險與供應鏈資產專用性交互項的系數為負或不顯著，表明供應鏈資產專用性并沒有使公司獲得更多的銀行信用，因而不支持供應鏈資產專用性促進銀行信用融資的假設。

表7 資產專用性、財務風險與銀行信用融資

續(xù)表7 資產專用性、財務風險與銀行信用融資

（四）其他穩(wěn)健性檢驗①受篇幅限制，這里未報告穩(wěn)健性檢驗結果，如有需要可向作者索取。

為了驗證上文結論的穩(wěn)健性，本文還做了以下穩(wěn)健性檢驗：（1）根據Altman（1968）使用離散變量區(qū)分財務困境組和非財務困境組進行回歸，本文主要解釋變量和交互項系數結果保持穩(wěn)健。（2）對財務風險指標進行滯后一期處理，本文主要結論保持穩(wěn)健。

六、研究結論與政策建議

（一）研究結論

本文利用手工收集的獨特上市公司供應鏈數據，研究了供應鏈資產專用性的增加能否促進公司商業(yè)信用融資并支持實體發(fā)展?；诠溨卫砝碚摰南嚓P分析，資產專用性能夠通過利益共享和關系協(xié)調兩個方面，強化供應鏈成員企業(yè)信息共享，促進信任和長期合作關系的形成，抑制機會主義行為，形成簽訂契約的有利環(huán)境，促進公司獲得商業(yè)信用融資。隨著公司財務風險的增加，供應鏈資產專用性發(fā)揮的作用更加明顯。對于高財務風險公司，供應鏈資產專用性對商業(yè)信用融資的促進作用更加顯著。

本文通過數據庫匹配和手工整理供應鏈數據，基于Rauch（1999）與Giannetti 等（2011）的劃分原則以及Kong 等（2020）的計算方法，定義了供應鏈的資產專用性指標。研究發(fā)現(xiàn)：第一，在控制了其他特征后，供應鏈資產專用性能夠顯著促進公司獲得更多的商業(yè)信用融資。第二，對于財務風險較高的企業(yè)，供應鏈資產專用性對商業(yè)信用融資的促進作用更強。這種效應由供應鏈資產專用性主導，而非供應商規(guī)模、年齡等特征主導。第三，對于財務風險較高的企業(yè)，供應鏈資產專用性所帶來的商業(yè)信用融資優(yōu)勢能夠有效支持實體發(fā)展，增加績效，提升資產周轉效率。第四，在使用供應鏈資產專用性和財務風險的工具變量后，本文結論穩(wěn)健。第五，本文的證據不支持供應鏈資產專用性促進銀行信用融資的假設。

（二）政策建議

第一，本文的研究肯定了在黨中央領導下，供應鏈建設在“雙循環(huán)”與“十四五”規(guī)劃背景下的重要性。在國際環(huán)境日益復雜、實體經營風險加劇的背景下，商業(yè)信用融資能夠對銀行信用形成有效補充，幫助高財務風險企業(yè)融資，并促進實體經濟發(fā)展。本文研究表明，供應鏈資產專用性的增加能夠有效促進商業(yè)信用。因此，政策制定者應因地制宜，制定供應鏈金融政策，保證供應鏈穩(wěn)定，鼓勵鏈上企業(yè)專用性資產投資，促進上下游企業(yè)互利互信，為相關企業(yè)商業(yè)信用融資提供配套政策支持。對銀行而言，隨著企業(yè)生產分工的細化和專用性投資的增加，資產專用性將上下游企業(yè)緊密聯(lián)結，促進信息共享、信任、關系型治理與戰(zhàn)略聯(lián)盟形成，便于上下游企業(yè)使用商業(yè)信用融資。這為商業(yè)銀行拓展票據貼現(xiàn)、保理等供應鏈金融業(yè)務提供了良好的發(fā)展機遇。

第二，自黨的十八屆三中全會以來，習近平總書記多次強調“治理”的思想，推進治理體系現(xiàn)代化，實現(xiàn)“社會管理”到“社會治理”的飛躍。如果說供應鏈管理的目標是節(jié)約成本，增強競爭力，實現(xiàn)企業(yè)生產目標，那么供應鏈治理應更加關注鏈上企業(yè)之間的關系協(xié)調和對機會主義行為的抑制。本文建議政策制定者關注供應鏈的治理特征（如供應鏈規(guī)模、供應鏈資產專用性等）在公司融資選擇中發(fā)揮的獨特作用。