市場競爭、商業(yè)信用與全要素生產(chǎn)率

劉廷華　寇奉娟　劉瀟

摘? ?要：本文使用2001—2019年我國A股上市公司面板數(shù)據(jù)，從企業(yè)競爭地位和行業(yè)競爭程度雙重視角探究市場競爭引起的商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的影響差異。研究結(jié)果表明：企業(yè)使用商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率有顯著促進(jìn)作用;企業(yè)競爭地位和行業(yè)競爭程度發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)，競爭地位較高或行業(yè)競爭程度激烈的環(huán)境下會正向調(diào)節(jié)商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。同時(shí)，本文以《物權(quán)法》實(shí)施為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用雙重差分方法控制了商業(yè)信用的內(nèi)生性問題，通過平行趨勢、安慰劑等檢驗(yàn)保證了雙重差分的有效性。機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，融資約束和負(fù)債治理是市場競爭差異時(shí)商業(yè)信用促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在渠道。本文為理解外部競爭環(huán)境下商業(yè)信用如何作用于實(shí)體經(jīng)濟(jì)提供了實(shí)證依據(jù)。

關(guān)鍵詞：商業(yè)信用;全要素生產(chǎn)率;市場競爭;中介效應(yīng);雙重差分法

中圖分類號：F832.4? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A? 文章編號：1674-2265（2022）02-0042-09

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2022.02.006

一、引言

當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)已邁進(jìn)高質(zhì)量發(fā)展階段，高質(zhì)量發(fā)展的核心要義在于提升全要素生產(chǎn)率，企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高離不開金融體系的支撐。然而融資約束是困擾企業(yè)發(fā)展的世界性難題，尤其在金融危機(jī)爆發(fā)后，企業(yè)普遍面臨融資困難或融資成本高的問題，融資約束問題被廣泛關(guān)注。已有研究證實(shí)，融資約束會抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。如何破解融資約束難題是關(guān)系經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要課題。要實(shí)現(xiàn)國內(nèi)大循環(huán)，就要構(gòu)建能有效支持國內(nèi)大循環(huán)的金融體系，激活橫向金融①機(jī)制，大力推動商業(yè)信用的發(fā)展（王國剛，2020）[1]。在實(shí)體經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中被廣泛使用的商業(yè)信用具有天然的融資屬性（孫浦陽等，2014）[2]，其作為一種外部融資方式，能夠緩解企業(yè)的融資約束，為企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高提供資金支持。同時(shí)商業(yè)信用可以通過以其公司治理屬性（Aktas等，2012）[3]降低代理成本等途徑影響企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，激活商業(yè)信用體系對提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率、推動實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展至關(guān)重要。

近年來，隨著對非正規(guī)金融的關(guān)注，學(xué)界逐漸涌現(xiàn)出“商業(yè)信用對實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響”的研究。已有文獻(xiàn)主要體現(xiàn)在出口（馬述忠和張洪勝，2017）[4]、企業(yè)成長（俞鴻琳，2013）[5]、創(chuàng)新（姚星等，2019）[6]、投資（黃興孿等，2016）[7]等方面。同時(shí)，值得注意的是，目前關(guān)于金融因素與全要素生產(chǎn)率的相關(guān)研究主要集中在金融發(fā)展（唐婍婧和韓廷春，2017）[8]、融資渠道（項(xiàng)松林和魏浩，2014）[9]、資源錯(cuò)配（聶輝華和賈瑞雪，2011）[10]、創(chuàng)新（武力超等，2021）[11]等方面。但是直接考察商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的研究較少。石曉軍和張順明（2010）[12]較早使用我國1999—2006年的176家上市公司數(shù)據(jù)考察了商業(yè)信用對生產(chǎn)效率的影響，認(rèn)為商業(yè)信用可以通過降低融資約束提高企業(yè)的規(guī)模效率。張羽瑤和張冬洋（2019）[13]分析工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，商業(yè)信用對于融資約束強(qiáng)的非國有企業(yè)具有顯著的全要素生產(chǎn)率促進(jìn)作用。上述文獻(xiàn)主要基于緩解融資約束這一單一渠道分析企業(yè)獲得商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的影響，并未考慮其他影響渠道;此外，并未結(jié)合市場競爭等具體的外部環(huán)境分析商業(yè)信用與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系。

市場競爭是連接宏觀經(jīng)濟(jì)和微觀企業(yè)的橋梁，它作為一種外部治理機(jī)制，其激烈程度將直接影響企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動。新冠肺炎疫情對全球經(jīng)濟(jì)和金融市場造成了巨大沖擊，加劇了國內(nèi)市場的競爭程度。所處市場競爭程度存在差異時(shí)，企業(yè)可以借助搶占市場份額、抵御外部沖擊、提高管理效能、降低信息不對稱程度等手段使得商業(yè)信用的屬性得到不同程度的發(fā)揮。因此，當(dāng)市場競爭水平不同的企業(yè)使用商業(yè)信用時(shí)，商業(yè)信用對企業(yè)資本配置效率、投資效率、創(chuàng)新水平的影響將不同，從而對全要素生產(chǎn)率的作用可能有差異。而現(xiàn)有的以市場競爭為背景的相關(guān)研究大多數(shù)集中于市場競爭對商業(yè)信用的考察，大體分為兩類：一是從企業(yè)競爭地位的視角，一些文獻(xiàn)支持企業(yè)競爭地位對商業(yè)信用具有正向的溢出效應(yīng)（Fabbri和Klapper，2008）[14]，另一些研究則證實(shí)有負(fù)向溢出效應(yīng)（Long等，1993）[15];二是從行業(yè)競爭程度的視角，部分學(xué)者認(rèn)為行業(yè)競爭會導(dǎo)致企業(yè)商業(yè)信用的增長（Fabbri和Menichini，2010）[16]，而有些學(xué)者則發(fā)現(xiàn)行業(yè)競爭對商業(yè)信用是負(fù)向影響的（McMillan和Woodruff，1999）[17]。不難發(fā)現(xiàn)，已有研究證實(shí)了外部市場競爭環(huán)境會影響商業(yè)信用的使用，那么一個(gè)有趣且重要的問題是，外部市場競爭環(huán)境是否會影響商業(yè)信用與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系？影響機(jī)理是怎樣的？我們注意到，目前的研究缺乏對企業(yè)競爭地位和行業(yè)競爭程度的綜合考慮，因而本文將市場競爭區(qū)分為企業(yè)競爭地位和行業(yè)競爭程度，從企業(yè)和行業(yè)角度綜合考察了市場競爭水平，對探索外部競爭環(huán)境下如何通過非正規(guī)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)具有重要意義。

為了解答以上問題，本文采用2001—2019年我國A股上市公司的面板數(shù)據(jù)，通過面板固定效應(yīng)、系統(tǒng)GMM、雙重差分法和中介效應(yīng)檢驗(yàn)實(shí)證分析了市場競爭引起商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的影響差異和內(nèi)在機(jī)制，并且考察了穩(wěn)健性，最后以《物權(quán)法》的實(shí)施為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)解決了商業(yè)信用的內(nèi)生性問題。本文的貢獻(xiàn)在于：（1）研究視角上，本文從市場競爭的角度考察了商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的影響，并且將市場競爭細(xì)化到企業(yè)和行業(yè)層面，豐富和發(fā)展了已有關(guān)于商業(yè)信用與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的研究。（2）研究內(nèi)容上，本文采用中介效應(yīng)的方法將市場競爭程度不同時(shí)商業(yè)信用影響全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在機(jī)制進(jìn)行了系統(tǒng)的理論梳理和實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)融資約束和負(fù)債治理是商業(yè)信用影響全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在渠道，豐富了現(xiàn)有文獻(xiàn)。

二、理論分析與研究假說

企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高離不開充裕的資金支持。而我國金融市場存在信貸配給問題，基于信貸配給理論（Petersen和Rajan，1995）[18]，中小企業(yè)難以從正規(guī)金融機(jī)構(gòu)獲得融資，存在融資約束問題，所以獲取外部融資對生產(chǎn)率的提高至關(guān)重要。融資優(yōu)勢理論認(rèn)為商業(yè)信用相比于銀行借款存在信息優(yōu)勢、資源掌控優(yōu)勢和資產(chǎn)清算優(yōu)勢，企業(yè)獲取商業(yè)信用的融資成本更低、效率更高，可以緩解企業(yè)的融資約束（孫浦陽等，2014）[2]。企業(yè)使用商業(yè)信用可以提高資金流動性，使其有更多的資金用于投資和研發(fā)投入，提升企業(yè)投資效率和創(chuàng)新水平，增加企業(yè)技術(shù)和知識存量，并通過增加產(chǎn)品科技含量、創(chuàng)新經(jīng)驗(yàn)、員工新技能等方式轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，提升了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

此外，商業(yè)信用具有負(fù)債治理功能。管理層為了維護(hù)公司聲譽(yù)與自身利益，會考慮公司的長期發(fā)展，商業(yè)信用可能會緩解管理者與股東之間的第一類代理沖突。企業(yè)出于后期商業(yè)信用融資的考慮，會及時(shí)還清貨款，抑制大股東的現(xiàn)金利益輸出行為，緩解大股東與小股東之間的代理沖突（吳翔，2017）[19]。商業(yè)信用作為一種短期負(fù)債融資模式，具有監(jiān)管作用，促使企業(yè)制定合理的戰(zhàn)略規(guī)劃，抑制企業(yè)過度投資和投資不足的行為，進(jìn)而減少金融摩擦和生產(chǎn)要素錯(cuò)配程度，提高資源配置效率，通過實(shí)現(xiàn)負(fù)債治理的功能促進(jìn)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。由此，本文提出假說1。

假說1：商業(yè)信用對企業(yè)全要素生產(chǎn)率有顯著的促進(jìn)作用。

競爭地位高的企業(yè)資本實(shí)力雄厚，企業(yè)可用于抵押的資產(chǎn)較多，有較低水平的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)和較強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)抵御能力，更容易獲得正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的貸款。根據(jù)買方市場理論（Fabbri和Menichini，2010）[16]，競爭地位高的企業(yè)能夠強(qiáng)制要求其他企業(yè)為其提供商業(yè)信用（Fisman和Raturi，2004）[20]，競爭地位低的供應(yīng)商也會存在主動提供商業(yè)信用的意愿，因?yàn)槿绻惶峁┥虡I(yè)信用，競爭地位高的企業(yè)可以選擇其他供應(yīng)商。競爭地位高的企業(yè)也不必?fù)?dān)心不提供商業(yè)信用會導(dǎo)致客戶流失的問題，因?yàn)槿绻缓献?，這些競爭地位低的企業(yè)將要付出高額的信息采集成本、信息篩選成本以及重新締約成本。因此，競爭地位高的企業(yè)不僅融資約束程度較低，而且獲得更多的來自其他企業(yè)的商業(yè)信用融資，使得企業(yè)資金流動性水平得以進(jìn)一步提高。與競爭地位低的企業(yè)相比，競爭地位高的企業(yè)資本配置效率更高。企業(yè)會將更多的資金用于引入先進(jìn)技術(shù)和設(shè)備（張廣勝和孟茂源，2020）[21]，投資風(fēng)險(xiǎn)較高的研發(fā)活動和長期項(xiàng)目，獲得更多的回報(bào)收益和穩(wěn)定資金，使得企業(yè)有足夠的資金擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模、提高生產(chǎn)效率，進(jìn)而對全要素生產(chǎn)率的正向影響更大。

此外，競爭地位高的企業(yè)具有成熟的規(guī)章制度，能夠強(qiáng)化對經(jīng)營者的激勵(lì)與約束，提高監(jiān)督者對企業(yè)績效信息的判斷能力，從而完善公司的內(nèi)部治理。同時(shí)，成熟的規(guī)章制度能提升企業(yè)的人力資源管理效用，降低隱性代理成本、管理成本、人工成本，從而有效控制逆向選擇、道德風(fēng)險(xiǎn)問題的發(fā)生。商業(yè)信用作為一種短期負(fù)債融資，當(dāng)競爭地位高的企業(yè)使用商業(yè)信用時(shí)，完善的規(guī)章制度使得經(jīng)營者在使用商業(yè)信用時(shí)受到監(jiān)督與約束，可以規(guī)范企業(yè)行為，減少企業(yè)內(nèi)部各利益者之間的沖突，降低企業(yè)的代理成本和生產(chǎn)成本，緩解企業(yè)之間、企業(yè)與投資者之間的信息不對稱問題，從而降低生產(chǎn)成本、提高投資效率，強(qiáng)化了對全要素生產(chǎn)率的正向效應(yīng)。由此本文提出假說2。

假說2：企業(yè)競爭地位越高，強(qiáng)化了商業(yè)信用對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向影響越大。

行業(yè)競爭程度強(qiáng)時(shí)，企業(yè)從銀行等正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款的利率可能會升高（Valta，2012）[22]，外部融資成本增加，企業(yè)生存壓力變大（趙蕾，2018）[23]，這會對企業(yè)內(nèi)部產(chǎn)生反向“激勵(lì)”作用，企業(yè)會更加注重提高產(chǎn)品質(zhì)量。此外，在行業(yè)競爭程度強(qiáng)時(shí)，產(chǎn)品的可替代性較強(qiáng)，購買商很容易在市場上找到替代的供應(yīng)商，這迫使企業(yè)開發(fā)差異性產(chǎn)品、提高創(chuàng)新水平，進(jìn)而增強(qiáng)企業(yè)競爭力。因而，在行業(yè)競爭程度強(qiáng)的市場中，企業(yè)獲得商業(yè)信用，短期內(nèi)會提高資金流動性，長期內(nèi)可以緩解融資約束問題。融資約束的緩解使得企業(yè)有更多的資金用于擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模、提高生產(chǎn)效率，進(jìn)而增強(qiáng)對全要素生產(chǎn)率的正向作用。由此，本文提出假說3。

假說3：行業(yè)競爭程度越強(qiáng)，企業(yè)使用商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用越大。

三、實(shí)證設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源與實(shí)證模型

本文選取2001—2019年②我國A股上市公司作為研究樣本，并對標(biāo)準(zhǔn)數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理：（1）剔除ST、*ST、PT公司;（2）剔除金融行業(yè)公司;（3）剔除存在異常值和缺失值的公司。行業(yè)分類按照中國證監(jiān)會2012年頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》。最終，本文共確定了3554家公司、67526個(gè)樣本?？紤]到異常值對分析結(jié)果的影響，本文對變量的上下1%分位數(shù)進(jìn)行了縮尾處理。本文數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和CCER經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫。本文借鑒孫浦陽等（2014）[2]的文獻(xiàn)，建立實(shí)證方程。其中，Xit是控制變量，包括Capital、Cash、Size、Age、Sr、Bank;ΣYear是時(shí)間虛擬變量，ΣIndustry是行業(yè)虛擬變量;ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。下標(biāo)[i]、[t]分別表示企業(yè)和年份。

（二）變量定義

1. 被解釋變量：全要素生產(chǎn)率。本文的樣本是2001—2019年企業(yè)層面的數(shù)據(jù)，企業(yè)的進(jìn)入和退出比較頻繁，而且企業(yè)之間異質(zhì)性較大，因此，樣本選擇是一個(gè)非常重要的問題。OP方法是估計(jì)全要素生產(chǎn)率的常用方法之一，可以解決聯(lián)立性問題和樣本選擇問題，因此，本文使用OP方法計(jì)算全要素生產(chǎn)率，即利用模型（4）來估計(jì)出全要素生產(chǎn)率。

其中，Y為企業(yè)營業(yè)收入，K代表固定資產(chǎn)合計(jì)，L為企業(yè)員工人數(shù)，I為企業(yè)購建固定、無形、其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金減去處置固定、無形、其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金的凈額，Age為企業(yè)年齡（觀測年份減去成立年份加1的對數(shù)），Ownership為企業(yè)所有制類型（虛擬變量取值0和1，分別代表國有企業(yè)和民營企業(yè)），Exit代表企業(yè)是否退出（虛擬變量取值0和1，并根據(jù)企業(yè)所處行業(yè)及公司名稱是否同時(shí)發(fā)生變化來進(jìn)行判斷），Year和Pro分別表示年度效應(yīng)和省份效應(yīng)，ε為模型殘差項(xiàng)。

2. 解釋變量：商業(yè)信用。本文借鑒Ge和Qiu（2006）[24]對商業(yè)信用的衡量方法，將企業(yè)商業(yè)信用定義為公司應(yīng)付賬款、應(yīng)付票據(jù)和預(yù)收賬款之和，再除以公司總資產(chǎn)，并用AP表示。本文商業(yè)信用衡量的是企業(yè)獲得的商業(yè)信用，即商業(yè)信用的需求方。

3. 控制變量。Xit表示一系列描述企業(yè)特征的控制變量，見表1。

4. 分組虛擬變量：企業(yè)競爭地位、行業(yè)競爭程度。本文借鑒劉歡等（2015）[25]對企業(yè)競爭地位的測量方法，即按行業(yè)和年份，將同一行業(yè)、同一年度所有企業(yè)的年度營業(yè)收入與行業(yè)年度營業(yè)收入的比值按數(shù)值的大小劃分為三組，只取數(shù)值大的組和數(shù)值小的組生成虛擬變量。其中，數(shù)值大的組企業(yè)競爭地位高，MP取值為1;否則，MP取值為0。同時(shí)，借鑒吳昊旻等（2012）[26]的做法，利用赫芬達(dá)爾指數(shù)來衡量行業(yè)競爭，即按年份劃分，將赫芬達(dá)爾指數(shù)按數(shù)值大小劃分為三組，只取數(shù)值大的組和數(shù)值小的組生成虛擬變量。其中，數(shù)值小的組行業(yè)競爭激烈，CompetH取值為1;否則，取值為0。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的影響分析

表2匯報(bào)了商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。其中，第（1）—（3）列使用面板固定效應(yīng)的方法并選擇性控制了時(shí)間固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng);第（4）—（5）列采用系統(tǒng)GMM的方法，第（4）列沒有控制時(shí)間固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)，第（5）列控制了時(shí)間固定效應(yīng)。第（1）—（5）列AP的系數(shù)顯著為正，表明商業(yè)信用顯著促進(jìn)了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，驗(yàn)證了假說1。本文借鑒孫浦陽等（2014）[2]對商業(yè)信用工具變量的設(shè)置，使用獲得商業(yè)信用的滯后項(xiàng)、差分項(xiàng)和省份虛擬變量作為獲得商業(yè)信用的工具變量，并進(jìn)行了Sargan檢驗(yàn)和擾動項(xiàng)的自相關(guān)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)的顯著性水平定為5%，表2匯報(bào)了擾動項(xiàng)一階自相關(guān)的P值小于0.05，擾動項(xiàng)二階自相關(guān)和Sargan的P值都大于0.05，通過了5%顯著性水平的檢驗(yàn)，存在一階自相關(guān)，不存在二階自相關(guān)，擾動項(xiàng)無自相關(guān)性，工具變量有效。

（二）內(nèi)生性分析

以2007年《物權(quán)法》實(shí)施為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)。2007年10月1日我國《物權(quán)法》的正式實(shí)施標(biāo)志著企業(yè)利用應(yīng)收賬款、存貨、基金等動產(chǎn)進(jìn)行質(zhì)押擔(dān)保融資具有了法律可行性?！段餀?quán)法》的實(shí)施擴(kuò)大了質(zhì)押財(cái)產(chǎn)范圍，將應(yīng)收賬款納入質(zhì)押品范疇，豐富了質(zhì)押品種類，為非正規(guī)金融的發(fā)展提供了肥沃的土壤。商業(yè)信用具有融資成本低、效率高的優(yōu)點(diǎn)，《物權(quán)法》實(shí)施后，企業(yè)會更多使用商業(yè)信用融資以緩解企業(yè)的融資約束，因此，《物權(quán)法》的實(shí)施會影響企業(yè)的商業(yè)信用。商業(yè)信用存在較為嚴(yán)重的內(nèi)生性問題，識別商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的影響并不容易，為了解決商業(yè)信用的內(nèi)生性問題，本文借鑒余靜文等（2021）[28]的做法，以2007年《物權(quán)法》的實(shí)施為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用雙重差分法對基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)。

雙重差分模型的形式如公式（5）所示。其中，下標(biāo)[i]表示企業(yè)，[t]表示年份;TFP為被解釋變量全要素生產(chǎn)率，AP為商業(yè)信用，X為控制變量，與基礎(chǔ)回歸中一致。Post為時(shí)間虛擬變量，以《物權(quán)法》的出臺時(shí)間為界，在2007年以及之后Post取值為1，否則為0。Treat為政策虛擬變量，借鑒錢雪松和方勝（2017）[29]劃分處理組和對照組的方法，計(jì)算出樣本企業(yè)2001—2006年（《物權(quán)法》出臺之前）固定資產(chǎn)占總資產(chǎn)比例的平均值，以固定資產(chǎn)占比的33%和67%為門檻值，將其分為三等份。其中，比值最低的1/3為處理組，Treat取值為1;比值最高的1/3為對照組，Treat取值為0。Treat[×]Post以及企業(yè)固定效應(yīng)ΣFirm、年份固定效應(yīng)ΣYear是傳統(tǒng)雙重差分模型所具有的變量。本文在傳統(tǒng)DID模型中加入AP[×]Post以捕捉《物權(quán)法》實(shí)施以后商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的影響，所以γ2是本文關(guān)注的核心系數(shù)。并且本文對企業(yè)層面進(jìn)行聚類，克服了潛在的異方差和序列相關(guān)問題。DID回歸結(jié)果見表3。結(jié)果顯示，AP[×]Post的系數(shù)顯著為正，表明《物權(quán)法》實(shí)施以后商業(yè)信用能顯著促進(jìn)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。此外，控制變量的系數(shù)與基礎(chǔ)回歸結(jié)果高度一致，限于篇幅未能匯報(bào)。這進(jìn)一步說明了前面結(jié)論是穩(wěn)健和可靠的。

本文使用《物權(quán)法》實(shí)施之前年份 （即 2001—2006 年） 的樣本進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)， 回歸結(jié)果匯報(bào)在表3第 （5） 列。可以發(fā)現(xiàn)，Treat 回歸系數(shù)不顯著，表明《物權(quán)法》 對 2007 年之前企業(yè)的全要素生產(chǎn)率沒有顯著影響，從側(cè)面印證了DID 結(jié)果的可靠性。

（三）企業(yè)競爭地位和行業(yè)競爭程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

表4匯報(bào)了市場競爭差異時(shí)商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。我們采用帶有交叉項(xiàng)的模型（2）和模型（3）進(jìn)行回歸，以驗(yàn)證企業(yè)競爭地位和行業(yè)競爭程度是否在商業(yè)信用與全要素生產(chǎn)率之間存在調(diào)節(jié)作用。第（1）—（4）列AP[×]MP的系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)競爭地位高時(shí)，商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更大，驗(yàn)證了假說2。第（5）—（8）列AP[×]CompetH的系數(shù)顯著為正，說明行業(yè)競爭激烈時(shí)，商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更大，驗(yàn)證了假說3。借鑒梅丹和程明（2021）[30]的做法，使用商業(yè)信用的差分項(xiàng)、行業(yè)商業(yè)信用均值、年份省份商業(yè)信用總額變量作為模型（2）商業(yè)信用的工具變量，使用商業(yè)信用的差分項(xiàng)、一階滯后項(xiàng)和行業(yè)商業(yè)信用中位數(shù)作為模型（3）商業(yè)信用的工具變量，并進(jìn)行了Sargan檢驗(yàn)和擾動項(xiàng)的自相關(guān)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)的顯著性水平定為1%，表 4 匯報(bào)了擾動項(xiàng)一階自相關(guān)的P 值小于0.01，擾動項(xiàng)二階自相關(guān)和Sargan 的P 值都大于0.01，通過了1%顯著性水平的檢驗(yàn)，存在一階自相關(guān)，不存在二階自相關(guān)，擾動項(xiàng)無自相關(guān)性。

五、穩(wěn)健性分析

本節(jié)同時(shí)做了商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的影響以及市場競爭在其中發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。研究證實(shí)企業(yè)競爭地位高或行業(yè)競爭激烈時(shí)，商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更大。為了驗(yàn)證這一結(jié)論的可靠性，我們從以下三方面進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)：第一，剔除2008年全球金融危機(jī)的影響，刪除2008年樣本數(shù)據(jù);第二，考慮到企業(yè)使用商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的影響有時(shí)滯性，我們將AP滯后了一期;第三，更換控制變量Size的衡量方式，用總資產(chǎn)的對數(shù)衡量企業(yè)規(guī)模。結(jié)果如表5所示，與前文結(jié)論相比，沒有發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化。

六、機(jī)制分析

本文通過構(gòu)建中介效應(yīng)模型從商業(yè)信用影響全要素生產(chǎn)率總樣本和區(qū)分市場競爭分樣本這兩個(gè)角度，分別考察了商業(yè)信用影響全要素生產(chǎn)率的作用渠道以及區(qū)分市場競爭差異下的作用渠道，并進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)以揭示其內(nèi)在關(guān)系，模型（6）—（8）為中介效應(yīng)模型的形式。其中，TFP為被解釋變量全要素生產(chǎn)率，AP為解釋變量商業(yè)信用，M是中介變量，X是控制變量且與基準(zhǔn)模型中一致。

本文利用SA指數(shù)來衡量融資約束，模型（9）為SA指數(shù)的計(jì)算方法。與此同時(shí)，本文借鑒吳國鼎（2021）[31]的做法，采用代理成本來反映中介變量負(fù)債治理機(jī)制，并用DG表示，其計(jì)算方法為DG=ln（其他應(yīng)收款凈額/總資產(chǎn)）。DG可以反映代理成本中控制人對企業(yè)的掏空及大股東的占款情況，DG越大表明代理問題越嚴(yán)重。

表6匯報(bào)了商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的影響渠道，其中，第（1）—（3）列是融資約束機(jī)制，第（4）—（6）列是負(fù)債治理機(jī)制。第（1）、（4）列匯報(bào)了商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果，表明企業(yè)使用商業(yè)信用可以顯著促進(jìn)全要素生產(chǎn)率。第（2）列AP的系數(shù)顯著為正，第（3）列SA的系數(shù)顯著為正，表明商業(yè)信用可以緩解企業(yè)的融資約束，融資約束的緩解可以提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。第（5）列AP的系數(shù)顯著為負(fù)，第（6）列DG的系數(shù)顯著為負(fù)，表明企業(yè)使用商業(yè)信用可以降低代理成本，代理成本的降低可以提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。綜上所述，企業(yè)使用商業(yè)信用通過緩解融資約束、降低代理成本的渠道促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的提高。

表7匯報(bào)了企業(yè)競爭地位差異時(shí)商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的影響渠道，其中，（1）—（6）列匯報(bào)了企業(yè)競爭地位強(qiáng)時(shí)的回歸結(jié)果，（7）—（12）列匯報(bào)了企業(yè)競爭地位弱時(shí)的回歸結(jié)果。第（1）列和第（4）列匯報(bào)了商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果，即商業(yè)信用與全要素生產(chǎn)率顯著正相關(guān)。第（2）列報(bào)告了商業(yè)信用對融資約束的結(jié)果，AP的系數(shù)顯著為正，表明商業(yè)信用可以緩解企業(yè)的融資約束。第（3）列報(bào)告了商業(yè)信用、融資約束對全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果，SA的系數(shù)顯著為正，表明融資約束的緩解可以提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。第（5）列匯報(bào)了商業(yè)信用對代理成本的回歸結(jié)果，AP的系數(shù)顯著為負(fù)，說明企業(yè)使用商業(yè)信用可以降低代理成本。第（6）列報(bào)告了商業(yè)信用、代理成本對全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果，DG的系數(shù)顯著為負(fù)，表明代理成本的降低可以提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。綜上所述，競爭地位強(qiáng)的企業(yè)使用商業(yè)信用通過緩解融資約束和實(shí)現(xiàn)負(fù)債治理的中介機(jī)制進(jìn)而加強(qiáng)了對全要素生產(chǎn)率的正向作用，并且通過了Sobel檢驗(yàn)和bootstrap檢驗(yàn)。競爭地位弱的企業(yè)不存在中介效應(yīng)，沒有通過Sobel檢驗(yàn)和bootstrap檢驗(yàn)。

表8匯報(bào)了行業(yè)競爭程度差異時(shí)商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的影響渠道。第（1）列匯報(bào)了商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果，AP顯著為正，表明商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率有顯著的促進(jìn)作用。第（2）列匯報(bào)了商業(yè)信用對融資約束的回歸結(jié)果，AP的系數(shù)顯著為正，表明商業(yè)信用可以緩解企業(yè)的融資約束。第（3）列匯報(bào)了商業(yè)信用、融資約束對全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果，SA的系數(shù)顯著為正，表明融資約束的緩解可以提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。第（4）—（6）列結(jié)果表明不存在負(fù)債治理中介效應(yīng)，因?yàn)闆]有通過Sobel檢驗(yàn)和bootstrap檢驗(yàn)。進(jìn)一步對比第（1）列和第（7）列AP的系數(shù)可知，行業(yè)競爭程度強(qiáng)時(shí)商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更大。綜上所述，以上分析較好印證了行業(yè)競爭強(qiáng)的企業(yè)使用商業(yè)信用可以通過緩解融資約束的中介機(jī)制進(jìn)而強(qiáng)化了對全要素生產(chǎn)率的正向作用。

七、結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

本文使用2001—2019年我國A股上市公司的面板數(shù)據(jù)，研究了市場競爭差異下商業(yè)信用對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響及內(nèi)在作用機(jī)制，同時(shí)以2007年《物權(quán)法》的實(shí)施為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用雙重差分法解決了商業(yè)信用的內(nèi)生性問題，并通過一系列檢驗(yàn)確保雙重差分估計(jì)的有效性。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：

第一，企業(yè)使用的商業(yè)信用越多，其全要素生產(chǎn)率越高;同競爭地位較低的企業(yè)相比，商業(yè)信用對競爭地位較高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率提升作用更加明顯;當(dāng)行業(yè)競爭程度激烈時(shí)，商業(yè)信用對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更顯著。這一結(jié)論在更換樣本區(qū)間、考慮滯后期、換控制變量衡量方式的情況下仍然穩(wěn)健。

第二，以2007年《物權(quán)法》的實(shí)施為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用雙重差分法準(zhǔn)確識別了商業(yè)信用對全要素生產(chǎn)率的效應(yīng)，并通過平行趨勢檢驗(yàn)、安慰劑檢驗(yàn)、預(yù)期效應(yīng)、行業(yè)時(shí)間趨勢檢驗(yàn)確保雙重差分估計(jì)的有效性，解決了商業(yè)信用的內(nèi)生性問題，印證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性與可靠性。

第三，機(jī)制檢驗(yàn)表明，緩解融資約束、實(shí)現(xiàn)負(fù)債治理是商業(yè)信用影響全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在作用渠道。企業(yè)競爭地位越高時(shí)，通過進(jìn)一步緩解融資約束、提高資本配置效率和增強(qiáng)負(fù)債治理水平、降低生產(chǎn)成本兩個(gè)渠道強(qiáng)化了對全要素生產(chǎn)率的正向影響;行業(yè)競爭大的企業(yè)使用商業(yè)信用，通過提高創(chuàng)新水平和利潤率，進(jìn)一步緩解融資約束，增強(qiáng)了對全要素生產(chǎn)率的正向影響。

（二）對策建議

第一，政策制定者應(yīng)該鼓勵(lì)企業(yè)使用商業(yè)信用，推動區(qū)塊鏈和供應(yīng)鏈金融的發(fā)展;出臺相應(yīng)的政策法規(guī)和交易規(guī)則，規(guī)范商業(yè)信用的使用，積極引導(dǎo)金融機(jī)構(gòu)更加注重公平性和科學(xué)性;對市場進(jìn)行適度的政府干預(yù)，逐步解決“所有權(quán)歧視”和“信貸歧視”問題，積極推動國有企業(yè)改革，支持民營企業(yè)發(fā)展，營造良好的金融環(huán)境。

第二，企業(yè)應(yīng)該提升自己的競爭地位，形成規(guī)模優(yōu)勢，充分利用商業(yè)信用這一融資渠道，完善信息披露制度，增強(qiáng)財(cái)務(wù)信息透明度，降低買賣雙方的信息不對稱;提高員工的信用管理意識，監(jiān)督信用審批，防止信用濫用和不當(dāng)使用，增強(qiáng)商業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)防范意識，為企業(yè)的生產(chǎn)提供平穩(wěn)的保障。

注：

①在實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)循環(huán)中，金融體系由兩個(gè)部分組成：一個(gè)是橫向金融，也叫商業(yè)信用體系，其內(nèi)生于實(shí)體經(jīng)濟(jì)，是實(shí)體企業(yè)間的金融體系，屬于直接金融，建立在實(shí)體企業(yè)間產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)、市場關(guān)聯(lián)、技術(shù)關(guān)聯(lián)和信息關(guān)聯(lián)的基礎(chǔ)上，有商品購銷的產(chǎn)業(yè)鏈、供應(yīng)鏈支撐，風(fēng)險(xiǎn)較低;另一個(gè)是縱向的系統(tǒng)，即銀行體系。

②由于在國泰安數(shù)據(jù)庫中，公司成立日期、前五大供應(yīng)商占比、凈利潤、固定資產(chǎn)等是從2001年開始的，因此，本文選取了2001—2019年的數(shù)據(jù)。

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