林秋平 王云云

【摘要】商業(yè)信用融資對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有“融資激勵(lì)效應(yīng)”與“償債擠出效應(yīng)”， 基于2010 ～ 2021年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)， 分析商業(yè)信用融資對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響。結(jié)果顯示： 商業(yè)信用融資與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展間呈倒U型關(guān)系， 并且在非國(guó)有企業(yè)中和市場(chǎng)化程度高的情境下兩者之間的關(guān)系更明顯； 企業(yè)市場(chǎng)地位對(duì)二者的曲線關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用， 較高的市場(chǎng)地位使曲線更加平緩、 拐點(diǎn)右移、 整體上移。機(jī)制檢驗(yàn)表明， 商業(yè)信用融資通過(guò)影響研發(fā)投入與代理成本進(jìn)而影響企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。因此， 企業(yè)需建立商業(yè)信用融資管理機(jī)制， 合理利用商業(yè)信用融資； 金融監(jiān)管部門(mén)加快金融體系改革， 消除信貸歧視；? 政府努力營(yíng)造良好的外部環(huán)境， 健全違約懲罰機(jī)制， 使商業(yè)信用融資發(fā)揮積極作用， 助力企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

【關(guān)鍵詞】商業(yè)信用融資；企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展；研發(fā)投入；代理成本；曲線效應(yīng)

【中圖分類號(hào)】 F275? ? ?【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A? ? ? 【文章編號(hào)】1004-0994（2024）11-0040-7

一、 引言

黨的二十大報(bào)告指出， 高質(zhì)量發(fā)展是全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化國(guó)家的首要任務(wù)。作為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要基礎(chǔ)， 企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展依賴于技術(shù)進(jìn)步和資源優(yōu)化配置帶來(lái)的效率提升（常媛等，2022）， 資金在其中起到了重要支撐作用。在欠發(fā)達(dá)的中國(guó)金融市場(chǎng)中， 信貸配給和信貸歧視加劇了企業(yè)融資約束， 具有融資優(yōu)勢(shì)的商業(yè)信用融資成了銀行貸款的重要替代。

商業(yè)信用融資是指企業(yè)間以延期付款或預(yù)收款項(xiàng)的方式進(jìn)行交易而形成的借貸關(guān)系， 是供給與需求作用下的均衡結(jié)果。在供給方面， 供應(yīng)商向下游企業(yè)提供的商業(yè)信用融資存在資金被占用的風(fēng)險(xiǎn)， 且商業(yè)信用融資無(wú)抵押、 無(wú)利息， 存在壞賬風(fēng)險(xiǎn)， 因而供應(yīng)商對(duì)下游企業(yè)具有外部治理動(dòng)機(jī)（王娟，2019）。在需求方面， 獲取商業(yè)信用融資能緩解企業(yè)融資約束， 但過(guò)多的融資會(huì)加大企業(yè)短期償債壓力（吳祖光和安佩，2019； 張園園等，2020）。本文從融資需求方的角度來(lái)分析獲得商業(yè)信用融資的規(guī)模對(duì)企業(yè)自身發(fā)展質(zhì)量的影響， 這種影響或許不是單純的線性關(guān)系， 而是在低水平階段呈現(xiàn)“融資激勵(lì)效應(yīng)”， 在高水平階段凸顯“償債擠出效應(yīng)”。可見(jiàn)， 商業(yè)信用融資應(yīng)當(dāng)存在最佳規(guī)模， 過(guò)度融資可能會(huì)降低企業(yè)的發(fā)展質(zhì)量。

商業(yè)信用融資能夠緩解融資約束， 抑制企業(yè)非效率投資（劉娥平和關(guān)靜怡，2016）， 通過(guò)提高生產(chǎn)效率促進(jìn)企業(yè)績(jī)效提升（付佳，2017）。但是， 過(guò)度依賴商業(yè)信用融資引發(fā)的償債壓力可能擠占研發(fā)投資儲(chǔ)備（吳祖光和安佩，2019）， 引發(fā)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)和惡意拖欠效應(yīng)會(huì)降低企業(yè)的資本效率（張園園等，2020）。還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)， 商業(yè)信用融資與企業(yè)績(jī)效呈倒U型關(guān)系， 超過(guò)閾值后兩者之間的關(guān)系將會(huì)從正相關(guān)變?yōu)樨?fù)相關(guān)（張良和馬永強(qiáng)，2016）。對(duì)于企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響因素研究顯示， 混合所有制改革（范玉仙和張占軍，2021）、 數(shù)字化轉(zhuǎn)型（廖志超和王建新，2023）等政策有積極影響， 政府直接補(bǔ)助有消極影響（陳昭和劉映曼，2019）， 環(huán)境規(guī)制的作用則存在爭(zhēng)議（呂康娟等，2022）。創(chuàng)新是企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的主要驅(qū)動(dòng)力（岳宇君等，2022；李秀麗和崔嫚嫚，2024）， 公司治理也是影響企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要因素（張長(zhǎng)江等，2022；伍中信和陳放，2022）。還有研究從財(cái)務(wù)角度進(jìn)行研究， 發(fā)現(xiàn)杠桿率與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展間呈倒U型關(guān)系， 當(dāng)杠桿率大于59.84%時(shí)將阻礙企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展（施本植和湯海濱，2019）?？v觀現(xiàn)有文獻(xiàn)， 直接考察商業(yè)信用融資與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展間關(guān)系的研究較少， 且并未得出一致結(jié)論。鄭明貴等（2021，2022b）指出， 商業(yè)信用融資對(duì)不同行業(yè)和不同生命周期企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響會(huì)有所不同。同時(shí)， 他們進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)二者間為倒U型關(guān)系， 組織冗余的調(diào)節(jié)作用使倒U型曲線變得平緩（鄭明貴等，2022a）。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于： 第一， 借鑒更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)呐袛嘁罁?jù)揭示商業(yè)信用融資與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展間的非線性關(guān)系， 彌補(bǔ)了現(xiàn)有研究的不足。第二， 基于競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)理論， 將企業(yè)市場(chǎng)地位引入研究框架， 探討其對(duì)商業(yè)信用融資與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用， 深化了企業(yè)市場(chǎng)地位對(duì)二者關(guān)系的影響研究。第三， 結(jié)合融資優(yōu)勢(shì)理論和債權(quán)治理假說(shuō)提出研發(fā)投入和代理成本兩條中介路徑， 拓寬了商業(yè)信用融資影響企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的機(jī)制研究。

二、 理論分析與假設(shè)提出

（一） 商業(yè)信用融資與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

適度的商業(yè)信用融資能夠發(fā)揮融資功能效應(yīng)、 債權(quán)治理效應(yīng)和信號(hào)傳遞效應(yīng)， 從而促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。第一， 融資功能效應(yīng)。首先， 融資約束制約著企業(yè)的發(fā)展， 信貸配給和信貸歧視導(dǎo)致中小企業(yè)難以獲得正規(guī)融資（于波和霍永強(qiáng)，2021）， 因此尋找銀行貸款的替代融資對(duì)企業(yè)至關(guān)重要。其次， 融資優(yōu)勢(shì)理論表明， 相比于銀行貸款， 商業(yè)信用融資具有信息獲取優(yōu)勢(shì)、 監(jiān)控優(yōu)勢(shì)和財(cái)產(chǎn)收回優(yōu)勢(shì)， 企業(yè)無(wú)需復(fù)雜的手續(xù)即可獲取低成本的資金（劉廷華等，2022）。最后， 商業(yè)信用融資將購(gòu)買(mǎi)與支付在時(shí)間上分離， 通過(guò)多次交易集中結(jié)算的方式降低企業(yè)現(xiàn)金管理成本（張園園等，2020）， 這有利于企業(yè)發(fā)展。第二， 債權(quán)治理效應(yīng)。基于債權(quán)治理假說(shuō)， 商業(yè)信用融資具有監(jiān)督作用， 能促使企業(yè)合理規(guī)劃與良好經(jīng)營(yíng)， 約束管理層機(jī)會(huì)主義行為， 降低代理成本， 提高資源配置效率（劉廷華等，2022）。第三， 信號(hào)傳遞效應(yīng)。只有供應(yīng)鏈關(guān)系穩(wěn)定、 經(jīng)營(yíng)良好的企業(yè)才能獲得商業(yè)信用融資， 由此對(duì)外傳遞積極信號(hào)， 便于企業(yè)獲取更多低成本外部融資（于波和霍永強(qiáng)，2021）， 從而推動(dòng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

但是， 過(guò)度的商業(yè)信用融資會(huì)帶來(lái)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)和惡意拖欠效應(yīng)， 阻礙企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。第一， 財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)。過(guò)度使用商業(yè)信用融資將帶來(lái)企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)增大、 存置成本增加等問(wèn)題， 若逾期償還， 還需承擔(dān)一系列顯性和隱性成本， 如支付違約金、 聲譽(yù)受損等（Petersen和Rajan， 1997）， 而且高負(fù)債會(huì)增加財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)， 降低企業(yè)績(jī)效（劉曉光和劉元春，2019）。第二， 惡意拖欠效應(yīng)。惡意拖欠是對(duì)企業(yè)間信任關(guān)系的破壞， 如果導(dǎo)致供應(yīng)商與客戶流失， 再重新尋找供應(yīng)商與客戶將付出高額的信息采集成本和重新締約成本， 從而阻礙企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。據(jù)此， 提出如下假設(shè)：

H1： 商業(yè)信用融資與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展呈倒U型關(guān)系。

（二） 企業(yè)市場(chǎng)地位對(duì)商業(yè)信用融資與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

在拐點(diǎn)（對(duì)稱軸）左邊， 企業(yè)市場(chǎng)地位能夠強(qiáng)化商業(yè)信用融資的積極效應(yīng)。一方面， 商業(yè)信用融資因方便且成本低廉受到企業(yè)青睞， 市場(chǎng)地位較高的企業(yè)當(dāng)然也不例外， 具有高市場(chǎng)地位的企業(yè)通常采購(gòu)量大， 議價(jià)能力強(qiáng)， 會(huì)憑借買(mǎi)方優(yōu)勢(shì)對(duì)供應(yīng)商施壓， 以獲取更多商業(yè)信用融資（張新民等，2012）。與市場(chǎng)地位較低的企業(yè)相比， 市場(chǎng)地位較高的企業(yè)資本配置效率更高， 能夠?qū)⒏嗟馁Y金用于引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)和設(shè)備、 投資研發(fā)活動(dòng)和長(zhǎng)期項(xiàng)目， 以獲得更多收益和穩(wěn)定資金， 使企業(yè)有足夠的資金擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模、 提高生產(chǎn)效率（張廣勝和孟茂源，2020）， 從而有助于在更大程度上發(fā)揮商業(yè)信用融資的積極效應(yīng)。另一方面， 市場(chǎng)地位較高的企業(yè)往往建立了成熟的規(guī)章制度， 財(cái)務(wù)信息披露更加透明， 且其交易活動(dòng)更為頻繁， 供應(yīng)商獲取并利用非正式信息來(lái)監(jiān)督企業(yè)更具有優(yōu)勢(shì)（劉廷華等，2022）， 有助于發(fā)揮債權(quán)治理效應(yīng)， 提高資源配置效率， 進(jìn)而強(qiáng)化商業(yè)信用融資的積極效應(yīng)。但是， 還需關(guān)注的是， 市場(chǎng)地位較低的企業(yè)往往為小型企業(yè)， 由于受到信貸歧視較難獲得銀行貸款， 因此融資約束較為嚴(yán)重， 通常認(rèn)為， 市場(chǎng)地位較低的企業(yè)的市場(chǎng)份額和議價(jià)能力不足以使其從供應(yīng)鏈伙伴處獲取商業(yè)信用融資。但融資優(yōu)勢(shì)理論表明， 容易在金融市場(chǎng)中獲得融資的企業(yè)有動(dòng)機(jī)利用借貸能力將信貸以商業(yè)信用的形式傳遞給下游企業(yè)， 以擴(kuò)大市場(chǎng)份額， 而那些受到信貸歧視的企業(yè)通過(guò)借助商業(yè)信用融資緩解融資約束（Schwartz， 1974）。對(duì)于融資約束嚴(yán)重的低市場(chǎng)地位企業(yè)而言， 注入商業(yè)信用融資就如同“雪中送炭”， 能夠在短時(shí)期內(nèi)較為明顯地改善企業(yè)經(jīng)營(yíng)狀況， 使企業(yè)發(fā)展質(zhì)量提升。而對(duì)于高市場(chǎng)地位企業(yè)來(lái)說(shuō)， 其面臨的融資約束和融資壓力較小， 商業(yè)信用融資更多的是起到“錦上添花”的作用。雖然商業(yè)信用融資對(duì)高市場(chǎng)地位企業(yè)發(fā)展的促進(jìn)作用毋庸置疑， 但從作用速率來(lái)看， 高市場(chǎng)地位企業(yè)是要小于低市場(chǎng)地位企業(yè)的。

在拐點(diǎn)右邊， 企業(yè)市場(chǎng)地位能夠減弱商業(yè)信用融資的消極效應(yīng)。首先， 市場(chǎng)地位較高的企業(yè)可以憑借其優(yōu)勢(shì)地位獲得便捷的融資渠道和豐富的資金支持（買(mǎi)生等，2020）， 當(dāng)商業(yè)信用融資成本大于收益時(shí)， 能夠利用從其他渠道獲取的資金緩解自身融資約束和由過(guò)度商業(yè)信用融資引起的短期償債壓力， 由此減弱過(guò)度商業(yè)信用融資的消極效應(yīng)。其次， 市場(chǎng)地位較高的企業(yè)一般資源配置合理性較好， 產(chǎn)品可替代性低、 品牌效應(yīng)高（Datta等，2013）， 具有較高的市場(chǎng)份額和利潤(rùn)率， 償債能力也較強(qiáng)， 不易出現(xiàn)無(wú)法償債的違約風(fēng)險(xiǎn)。最后， 處于高市場(chǎng)地位的企業(yè)， 其管理者會(huì)更加看重自己的聲譽(yù)， 不愿因違約影響聲譽(yù)， 而且良好的企業(yè)聲譽(yù)作為非正式合約可以節(jié)約企業(yè)的交易成本， 因此市場(chǎng)地位較高的企業(yè)會(huì)較為積極地履約， 其發(fā)生惡意拖欠的可能性較小， 從而減弱商業(yè)信用融資的消極影響， 即商業(yè)信用融資的消極效應(yīng)對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的作用速率變緩。

綜上， 相比于市場(chǎng)地位較低的企業(yè)， 市場(chǎng)地位較高的企業(yè)由于商業(yè)信用融資的積極效應(yīng)較強(qiáng)而消極效應(yīng)較弱， 其商業(yè)信用融資將使企業(yè)整體發(fā)展質(zhì)量較高。而且， 較高的市場(chǎng)地位能夠減緩商業(yè)信用融資積極效應(yīng)和消極效應(yīng)的作用速率， 因此在市場(chǎng)地位較高的企業(yè)中，商業(yè)信用融資和企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系曲線更為平緩。此外， 由于高市場(chǎng)地位對(duì)商業(yè)信用融資積極效應(yīng)的強(qiáng)化作用和消極效應(yīng)的減弱作用， 企業(yè)能夠管理更大規(guī)模的商業(yè)信用融資， 即商業(yè)信用融資與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展間倒U型曲線的拐點(diǎn)右移。因此， 本文提出如下假設(shè)：

H2： 企業(yè)市場(chǎng)地位對(duì)商業(yè)信用融資與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的倒U型關(guān)系產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)。

H2a： 高市場(chǎng)地位使商業(yè)信用融資與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的倒U型曲線更加平緩。

H2b： 高市場(chǎng)地位使商業(yè)信用融資與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的倒U型曲線的拐點(diǎn)右移。

H2c： 高市場(chǎng)地位能夠提升商業(yè)信用融資與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展倒U型曲線的整體水平， 即曲線整體上移。

三、 研究設(shè)計(jì)

（一） 數(shù)據(jù)來(lái)源

自2008年起滬深兩市開(kāi)始規(guī)范信息披露制度， 《公開(kāi)發(fā)行證券的公司信息披露編報(bào)規(guī)則第15號(hào)——財(cái)務(wù)報(bào)告的一般規(guī)定》（2010年修訂）的公布進(jìn)一步強(qiáng)化了上市公司信息披露質(zhì)量， 2010年后披露的信息較為完善， 故本文以2010年為起點(diǎn)， 選取2010 ～ 2021年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本。在此基礎(chǔ)上， 本文剔除了金融行業(yè)、 被ST和?ST以及數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的樣本， 最終獲得3356家上市公司共24596個(gè)觀測(cè)值， 并對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理。所用數(shù)據(jù)均來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二） 主要變量設(shè)定

1. 被解釋變量： 企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。借鑒普遍做法， 以全要素生產(chǎn)率衡量企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。LP法和OP法被普遍用于全要素生產(chǎn)率的測(cè)算， LP法克服了OP法不能估計(jì)投資變量為0的問(wèn)題， 所以借鑒楊林和沈春蕾（2021）的做法， 采用LP法測(cè)算全要素生產(chǎn)率， 計(jì)算方法參考魯曉東和連玉君（2012）的研究。

2. 解釋變量： 商業(yè)信用融資。借鑒王京濱等（2022）的做法， 用“（應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù)+預(yù)收賬款）/總資產(chǎn)”衡量商業(yè)信用融資。

3. 控制變量及其他變量。借鑒朱冠平和黃志媛（2022）、 高勁和宋佳訊（2022）的研究選取控制變量， 詳見(jiàn)表1。本文將企業(yè)市場(chǎng)地位作為調(diào)節(jié)變量， 借鑒劉慧鳳和黃幸宇（2017）的做法， 若“銷售收入/行業(yè)總銷售收入”大于行業(yè)中位數(shù)則企業(yè)市場(chǎng)地位取1， 否則取0。在后文的機(jī)制檢驗(yàn)中， 選擇研發(fā)投入和代理成本作為機(jī)制變量。由于相對(duì)指標(biāo)在企業(yè)間更具可比性， 因此借鑒賈麗桓和肖翔（2021）的研究， 用企業(yè)研發(fā)支出占總資產(chǎn)的比重來(lái)衡量研發(fā)投入。同時(shí)， 本文關(guān)注的是企業(yè)所有者與管理層間的代理問(wèn)題， 營(yíng)業(yè)費(fèi)用率能夠反映二者間的代理成本， 所以借鑒舒歡和鄒維（2022）的做法， 以“（管理費(fèi)用+銷售費(fèi)用）/主營(yíng)業(yè)務(wù)收入”來(lái)衡量營(yíng)業(yè)費(fèi)用率。

（三） 模型設(shè)計(jì)

借鑒Hanns等（2016）、 朱丹和周守華（2018）的做法構(gòu)造以下主效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ秃驼{(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?如模型（1）和模型（2）所示：

TFP=α0+α1TC+α2TC2+α3∑Controls+ε （1）

TFP=λ0+λ1TC+λ2TC2+λ3MP+λ4MP×TC+λ5MP×TC2+λ6∑Controls+ε （2）

其中， α0和λ0為常數(shù)項(xiàng)， TC為商業(yè)信用融資， TC2為商業(yè)信用融資的二次項(xiàng)， TFP為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的衡量指標(biāo)全要素生產(chǎn)率， MP為企業(yè)市場(chǎng)地位， Controls為控制變量， ε為誤差項(xiàng)。

四、 實(shí)證分析

（一） 描述性統(tǒng)計(jì)

由表2可知， TFP的最小值為6.787， 最大值為12.032， 標(biāo)準(zhǔn)差為1.097， 表明企業(yè)間的發(fā)展質(zhì)量存在一定差異； TC的均值為0.158， 說(shuō)明企業(yè)每年的商業(yè)信用融資比重平均約為15.8%， 并且最大值為0.532， 最小值為0.007， 體現(xiàn)出企業(yè)間商業(yè)信用融資較大的差異； 其余控制變量的特征與現(xiàn)有研究基本一致。

（二） 回歸分析

1. 基準(zhǔn)回歸分析。借鑒Haans等（2016）的研究判斷倒U型關(guān)系的條件來(lái)檢驗(yàn)H1（下文所有涉及判斷U型、 倒U型的內(nèi)容均以此為判斷依據(jù)，并省略過(guò)程）， 具體為： ①自變量的平方項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)； ②自變量取最小值時(shí)曲線斜率為正， 自變量取最大值時(shí)曲線斜率為負(fù)； ③曲線拐點(diǎn)在自變量取值范圍內(nèi)。表3列（1） ～ 列（3）分別為加入僅控制變量， 再依次加入年度、 行業(yè)固定效應(yīng)的回歸結(jié)果。列（1）顯示， TC2的系數(shù)顯著為負(fù)， 滿足條件①； 對(duì)模型（1）中的TC求一階導(dǎo)數(shù)得到曲線斜率為T(mén)FP′=α1+2α2TC， 根據(jù)表2和表3列（1）計(jì)算得到TFP′TCmin=α1+2α2TCmin=2.497016， TFP′TCmax=α1+2α2TCmax=

-0.501784， 滿足條件②； 拐點(diǎn)TC?處曲線斜率為0， 令TFP′=α1+2α2TC為0， 得到TC?=-α1/2α2≈0.4442， 所以拐點(diǎn)在TC的取值范圍內(nèi)， 滿足條件③。列（2）和列（3）同理。因此， 商業(yè)信用融資與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展?jié)M足倒U型曲線關(guān)系， 并且該倒U型關(guān)系也通過(guò)了Stata中的Utest檢驗(yàn)， H1得證。當(dāng)商業(yè)信用融資額超過(guò)0.4442這一拐點(diǎn)后， 商業(yè)信用融資對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展由促進(jìn)作用轉(zhuǎn)為阻礙作用。本文研究的3356家企業(yè)中僅有244家企業(yè)的商業(yè)信用融資額高于0.4442， 所以對(duì)大多數(shù)企業(yè)而言， 商業(yè)信用融資仍是企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵驅(qū)動(dòng)因素之一。

2.調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。由于朱丹和周守華（2018）改進(jìn)了Hanns等（2016）關(guān)于有調(diào)節(jié)的曲線模型的分析方法， 借鑒朱丹和周守華（2018）的方法驗(yàn)證H2。調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果如表3列（4）所示， MP與TC交互項(xiàng)的系數(shù)為-1.325， MP與TC2交互項(xiàng)的系數(shù)為2.576， 且均在1%的水平上顯著， 說(shuō)明企業(yè)市場(chǎng)地位對(duì)商業(yè)信用融資與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用， H2得證。

研究MP對(duì)倒U型曲線形態(tài)的影響， 要依據(jù)曲線頂點(diǎn)的曲率來(lái)分析。首先， 對(duì)模型（2）中的TC求二階導(dǎo)數(shù)可得二次函數(shù)頂點(diǎn)的曲率K， 見(jiàn)公式（3）。對(duì)倒U曲線而言， K應(yīng)小于0， 且K越小曲線越陡峭， 反之則越平坦。其次， MP對(duì)曲線形態(tài)的影響可通過(guò)公式（3）中K對(duì)MP求偏導(dǎo)獲得， 見(jiàn)公式（4）。由公式（4）可知， MP對(duì)K的影響由λ5的正負(fù)決定。若λ5顯著為正， 則當(dāng)MP越高時(shí)K越大， 即曲線越平緩； 若λ5顯著為負(fù)， 則當(dāng)MP越高時(shí)K越小， 即曲線越陡峭。

K=TFP″=2λ2+2λ5MP （3）

?K/?MP=2λ5 （4）

表3列（4）中λ5顯著為正， 說(shuō)明當(dāng)企業(yè)市場(chǎng)地位越高時(shí)商業(yè)信用融資與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展間的倒U型曲線越平緩， H2a得證。

研究MP對(duì)曲線拐點(diǎn)TC?的影響時(shí)， 首先要對(duì)模型（2）求一階導(dǎo)數(shù)得到該曲線的拐點(diǎn)TC?， 見(jiàn)公式（5）。其次， 可將TC?對(duì)MP求偏導(dǎo)來(lái)研究MP對(duì)TC?的影響， 見(jiàn)公式（6）。若偏導(dǎo)大于0， 則MP越高TC?取值越大， 拐點(diǎn)會(huì)向右移； 反之， MP越高TC?取值越小， 拐點(diǎn)會(huì)向左移。由于分母大于0， 公式（6）所示的偏導(dǎo)大于0或小于0由分子“λ1λ5-λ2λ4”決定。

TC?=（λ1+λ4MP）/［2（λ2+λ5MP）］ （5）

?TC?/?MP=（λ1λ5-λ2λ4）/［2（λ2+λ5MP）2］ （6）

表3列（4）顯示λ1=3.224， λ2=-4.231， λ4=-1.325， λ5=2.576， 則λ1λ5-λ2λ4>0， 說(shuō)明高的市場(chǎng)地位使商業(yè)信用融資與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展間的倒U型曲線的拐點(diǎn)右移， H2b得證。

由朱丹和周守華（2018）的研究可知， 要驗(yàn)證H2c， 只需驗(yàn)證f（TC）=λ4TC+λ5TC2+λ3恒大于0即可， 而f（TC）恒大于0需滿足兩個(gè)條件： ①λ5>0； ②函數(shù)f（TC）無(wú)實(shí)根， 即λ42-4λ5λ3<0。表3列（4）中λ5為2.576且顯著， 滿足條件①， λ42-4λ5λ3≈-2.3<0， 滿足條件②， H2c得證。

（三） 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 工具變量法。反向因果可能使本文的估計(jì)有偏， 本文關(guān)注的是商業(yè)信用融資對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響， 但企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展可能會(huì)反過(guò)來(lái)影響商業(yè)信用融資。故借鑒朱冠平和黃志媛（2022）的做法， 選用滯后一期的TC作為工具變量、 分省分行業(yè)的TC均值作為輔助工具變量， 上述兩個(gè)工具變量均與商業(yè)信用融資有著密切聯(lián)系， 但不會(huì)直接影響企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展， 運(yùn)用兩階段最小二乘法（2SLS）對(duì)模型（1）重新進(jìn)行回歸。

2. 滯后變量。為減輕可能存在的反向因果問(wèn)題， 借鑒常媛等（2022）的做法， 將除被解釋變量外的連續(xù)型變量均滯后一期， 對(duì)模型（1）和模型（2）重新進(jìn)行回歸。

3. Heckman兩階段法。本文可能存在樣本選擇性偏差， 采用Heckman兩階段回歸模型進(jìn)行檢驗(yàn)。在第一階段， 通過(guò)TC的中位數(shù)構(gòu)建虛擬變量， 大于中位數(shù)取1， 否則取0； 同時(shí)以主效應(yīng)回歸模型中所有控制變量為解釋變量， 對(duì)虛擬變量進(jìn)行回歸， 得到逆米爾斯比率（Imr）。在第二階段， 將Imr加入主效應(yīng)模型重新進(jìn)行回歸。

4. 替換變量。借鑒常媛等（2022）的做法， 以經(jīng)典OLS法代替LP法重新估計(jì)全要素生產(chǎn)率來(lái)衡量企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展， 對(duì)模型（1）和模型（2）重新進(jìn)行回歸。由于商業(yè)信用融資中應(yīng)付賬款占比較大且具有一定代表性， 參考張羽瑤和張冬洋（2019）的研究， 將解釋變量的測(cè)算方式替換為“應(yīng)付賬款/總資產(chǎn)”， 對(duì)模型（1）和（2）重新進(jìn)行回歸。

以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)得到的結(jié)果與表3基本一致， 說(shuō)明本文結(jié)論穩(wěn)健， 限于篇幅， 相關(guān)結(jié)果留存?zhèn)洳椤?/p>

（四） 異質(zhì)性分析

1. 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)。商業(yè)信用融資對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響可能因企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)而有所不同， 國(guó)有企業(yè)具有特殊身份優(yōu)勢(shì)， 能夠更加容易地獲得銀行貸款， 對(duì)商業(yè)信用融資的依賴程度較低， 所以商業(yè)信用融資對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的積極效應(yīng)與消極效應(yīng)在國(guó)有企業(yè)中可能不明顯。因此， 將樣本分為國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)進(jìn)行回歸， 結(jié)果如表4所示。由列（1）和列（2）可知， TC與TFP間均為倒U型關(guān)系， 且非國(guó)有企業(yè)TC2的系數(shù)絕對(duì)值大于國(guó)有企業(yè)， 說(shuō)明在非國(guó)有企業(yè)中商業(yè)信用融資對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響更顯著。

2. 市場(chǎng)化程度。較高的市場(chǎng)化程度意味著政府干預(yù)減少， 市場(chǎng)更加規(guī)范， 信息更加透明， 這有利于供應(yīng)商對(duì)下游企業(yè)經(jīng)營(yíng)狀況的預(yù)測(cè)， 促進(jìn)雙方建立合作關(guān)系。當(dāng)市場(chǎng)化程度較高時(shí)， 企業(yè)較容易通過(guò)獲取商業(yè)信用融資來(lái)緩解融資約束， 商業(yè)信用融資對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的積極效應(yīng)更強(qiáng)， 但過(guò)度占用商業(yè)信用融資會(huì)大幅侵蝕供應(yīng)商利益， 超過(guò)一定限度后將無(wú)法維系合作關(guān)系， 又會(huì)反作用于企業(yè)的發(fā)展質(zhì)量， 且使企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的下降幅度更大。所以， 本文認(rèn)為商業(yè)信用融資對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響在不同市場(chǎng)化程度下將表現(xiàn)出明顯差異?；诖?， 按照王小魯?shù)龋?018）發(fā)布的《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告（2018）》中的市場(chǎng)化總指數(shù)來(lái)衡量市場(chǎng)化程度， 參考解學(xué)梅和朱琪瑋（2021）的方法補(bǔ)齊缺失年份數(shù)據(jù)， 并以市場(chǎng)化指數(shù)的中位數(shù)設(shè)置虛擬變量， 將樣本分為市場(chǎng)化程度較低和較高組進(jìn)行回歸， 結(jié)果如表4所示。由列（3）和列（4）可知， TC與TFP間均為倒U型關(guān)系， 且市場(chǎng)化程度高組中TC2的系數(shù)絕對(duì)值大于市場(chǎng)化程度低組， 說(shuō)明在市場(chǎng)化程度較高的情境中， 商業(yè)信用融資對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響更顯著。

五、 進(jìn)一步討論

前文分析得到， 商業(yè)信用融資能夠緩解企業(yè)融資約束， 并具有債權(quán)治理功能（朱冠平和黃志媛，2022）。作為短期債務(wù)融資， 商業(yè)信用融資的融資功能與債權(quán)治理功能如同一枚硬幣的兩面， 兩種屬性密不可分。因此， 本文將通過(guò)這兩種功能引出的兩條路徑來(lái)考察商業(yè)信用融資對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的作用機(jī)制。

已有研究普遍認(rèn)為， 高質(zhì)量發(fā)展的核心要義在于提升全要素生產(chǎn)率， 而企業(yè)全要素生產(chǎn)率能否得到提升主要取決于技術(shù)進(jìn)步和資源配置效率兩大方面（賈麗桓和肖翔，2021）。技術(shù)進(jìn)步源自創(chuàng)新， 商業(yè)信用融資能緩解企業(yè)創(chuàng)新面臨的融資約束， 使企業(yè)加大研發(fā)投入， 賦能全要素生產(chǎn)率提升。管理層與股東間的代理問(wèn)題會(huì)引發(fā)道德風(fēng)險(xiǎn)， 常常表現(xiàn)為非效率投資， 從而導(dǎo)致企業(yè)資源配置扭曲（呂長(zhǎng)江和張海平，2011）， 而商業(yè)信用融資能夠發(fā)揮債權(quán)治理功能， 降低代理成本， 提高資源配置效率， 進(jìn)而促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升。以上均是基于適度商業(yè)信用融資的分析， 結(jié)合過(guò)度商業(yè)信用融資情形， 將會(huì)產(chǎn)生更為接近真實(shí)管理實(shí)踐的結(jié)論。

基于此， 本文分別從研發(fā)投入與代理成本兩條路徑論述商業(yè)信用融資是如何影響企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的。

（一） 研發(fā)投入

創(chuàng)新是高質(zhì)量發(fā)展的第一動(dòng)力， 國(guó)內(nèi)外學(xué)者一致認(rèn)為， 融資約束是阻礙企業(yè)創(chuàng)新的重要因素（劉廷華等，2022）。企業(yè)創(chuàng)新需要大量資金支持， 僅通過(guò)內(nèi)源融資遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠， 創(chuàng)新項(xiàng)目的穩(wěn)定進(jìn)行還需要外源融資的支持。在欠發(fā)達(dá)的中國(guó)金融市場(chǎng)中， 商業(yè)信用融資成為我國(guó)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的重要融資來(lái)源（潘紅波和楊海霞，2021）。

本文認(rèn)為， 適度的商業(yè)信用融資能緩解企業(yè)創(chuàng)新投資的融資約束， 提高企業(yè)研發(fā)投入水平， 有利于創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。創(chuàng)新項(xiàng)目具有資本密集、 高風(fēng)險(xiǎn)、 長(zhǎng)周期、 機(jī)密性等特點(diǎn)， 需要大量穩(wěn)定的資金支持（余明桂和潘紅波，2010）， 但銀企間嚴(yán)重的信息不對(duì)稱導(dǎo)致創(chuàng)新項(xiàng)目融資困難（付奎和張杰，2022）。基于融資優(yōu)勢(shì)理論， 商業(yè)信用融資方便、 無(wú)抵押、 期限靈活， 能夠?yàn)槠髽I(yè)留存更多自由現(xiàn)金流以擺脫融資困境（杜國(guó)良和謝思維，2022）； 同時(shí)， 大量研究發(fā)現(xiàn)銀行貸款不利于企業(yè)創(chuàng)新， 而商業(yè)信用融資能夠激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展（王鳳榮和鄭志全，2021）； 并且， 企業(yè)與供應(yīng)商、 客戶間由商業(yè)信用融資緊密相連形成“命運(yùn)共同體”， 很好地約束了供應(yīng)商和客戶對(duì)企業(yè)研發(fā)信息的泄露問(wèn)題， 降低了企業(yè)增加研發(fā)投入的風(fēng)險(xiǎn)， 有利于企業(yè)研發(fā)投入的提升。創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)是高質(zhì)量發(fā)展的應(yīng)有之義和基本要求， 亦是遵循新發(fā)展理念的必然結(jié)果， 研發(fā)投入為企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新提供了至關(guān)重要的資金保障， 直接影響著企業(yè)的創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量， 成為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要?jiǎng)恿χ危?通過(guò)創(chuàng)新， 企業(yè)可以逐步建立核心技術(shù)優(yōu)勢(shì)， 提升整體實(shí)力， 最終實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。

但是， 過(guò)度的商業(yè)信用融資會(huì)擠出研發(fā)投入， 從而阻礙企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。過(guò)度的商業(yè)信用融資使企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)增大， 一旦違約， 還需承擔(dān)一系列隱性成本（聲譽(yù)損失、 破壞合作關(guān)系等）和顯性成本（違約金和罰款）（吳祖光和安佩，2019）。因此， 過(guò)度的商業(yè)信用融資會(huì)加大企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)， 迫使企業(yè)放棄高風(fēng)險(xiǎn)性創(chuàng)新投資（于波和霍永強(qiáng)，2021）。同時(shí)， 如果企業(yè)違約或有較大的違約可能， 供應(yīng)商會(huì)以斷供威脅企業(yè)履約， 為了保有足夠的現(xiàn)金， 企業(yè)會(huì)對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)性創(chuàng)新投資形成擠壓。而且， 在有較大償債壓力且管理層風(fēng)險(xiǎn)偏好既定的情況下， 企業(yè)可能會(huì)放棄風(fēng)險(xiǎn)高且收益不確定的創(chuàng)新項(xiàng)目， 這將不利于企業(yè)創(chuàng)新賦能高質(zhì)量發(fā)展。

因此， 隨著商業(yè)信用融資不斷增加， 企業(yè)研發(fā)投入不會(huì)持續(xù)增加， 而是呈先增后減的趨勢(shì)， 進(jìn)而使企業(yè)發(fā)展質(zhì)量先升后降。

（二） 代理成本

隨著現(xiàn)代公司的發(fā)展， 所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)相互分離普遍存在， 管理者與股東間的委托代理問(wèn)題逐漸成為公司實(shí)現(xiàn)價(jià)值最大化的障礙。委托代理理論表明， 與股東相比， 管理者處于信息優(yōu)勢(shì)地位， 對(duì)企業(yè)的實(shí)際運(yùn)營(yíng)和財(cái)務(wù)情況更為熟悉， 加之二者的經(jīng)營(yíng)目標(biāo)并不相同， 所以管理者有很大的可能性、 便利性和動(dòng)機(jī)基于自身利益進(jìn)行決策， 而這會(huì)增加企業(yè)的代理成本， 進(jìn)而損害企業(yè)的長(zhǎng)期利益， 不利于企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。并且， 代理問(wèn)題會(huì)引發(fā)道德風(fēng)險(xiǎn)， 產(chǎn)生非效率投資問(wèn)題。對(duì)此， 提高公司治理效能以降低代理成本， 不僅成為約束管理層自利行為、 提高企業(yè)資源配置效率、 促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升的關(guān)鍵， 更是實(shí)現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要途徑（范玉仙和張占軍，2021）。

本文認(rèn)為， 適度的商業(yè)信用融資能夠降低企業(yè)代理成本， 從而促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。債權(quán)治理假說(shuō)表明， 債權(quán)人有強(qiáng)烈的監(jiān)督動(dòng)機(jī)， 能夠發(fā)揮債權(quán)對(duì)企業(yè)代理成本的治理作用。商業(yè)信用融資的治理作用主要表現(xiàn)在約束自由現(xiàn)金流和債權(quán)人監(jiān)督治理兩方面： 一方面， 商業(yè)信用融資使企業(yè)經(jīng)常面臨短期償債壓力， 并且短期債務(wù)具有優(yōu)先到期償付優(yōu)勢(shì)， 在很大程度上限制了管理層對(duì)自由現(xiàn)金流的隨意支配（周雪峰，2014）； 另一方面， 商業(yè)信用融資獲取的多是存貨等有形資產(chǎn)， 降低了管理層在職消費(fèi)、 掏空等行為發(fā)生的可能性， 從而使企業(yè)資源最大程度地被投入有助于企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展的方面（岳宇君等，2022）。

但是， 當(dāng)商業(yè)信用融資超過(guò)一定額度后， 債權(quán)治理效應(yīng)的邊際貢獻(xiàn)將減少甚至為負(fù)， 產(chǎn)生商業(yè)信用融資損害效應(yīng)（朱佳玲和張良，2016）。獲取手續(xù)簡(jiǎn)單、 成本低等特點(diǎn)使商業(yè)信用融資的監(jiān)督治理作用有限， 過(guò)多的商業(yè)信用融資會(huì)使企業(yè)掌握更多的現(xiàn)金流自由決定權(quán)， 加劇代理沖突， 損害企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。此外， 傳統(tǒng)資本結(jié)構(gòu)理論認(rèn)為企業(yè)負(fù)債存在最佳規(guī)模， 所以適度的商業(yè)信用融資才能有效發(fā)揮財(cái)務(wù)杠桿作用（王京濱等，2022）， 推動(dòng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

因此， 隨著商業(yè)信用融資的不斷增加， 代理成本不會(huì)持續(xù)下降， 而是呈先降后增的趨勢(shì)， 進(jìn)而使企業(yè)發(fā)展質(zhì)量先升后降。

（三） 機(jī)制檢驗(yàn)

本文參考江艇（2022）的研究進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)。結(jié)合前文論述， 研發(fā)投入與代理成本均是影響企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要因素， 符合中介變量的相應(yīng)條件。因此， 構(gòu)建模型（7）檢驗(yàn)商業(yè)信用融資對(duì)中介變量的影響， 模型如下：

M=β0+β1TC+β2TC2+β3∑Controls+ε （7）

其中， M代表中介變量研發(fā)投入（RD）和代理成本（AC）?；貧w結(jié)果如表3列（5）和列（6）所示， 結(jié)果顯示， TC與RD、 TC與AC間均為倒U型關(guān)系， 并在1%的水平上顯著， 說(shuō)明研發(fā)投入和代理成本在商業(yè)信用融資與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展間發(fā)揮中介作用。

六、? 結(jié)論與建議

本文基于2010 ～ 2021年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)， 實(shí)證發(fā)現(xiàn)： 商業(yè)信用融資與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展間呈倒U型關(guān)系， 這種倒U型關(guān)系在非國(guó)有企業(yè)中和市場(chǎng)化程度高的情境下更明顯； 同時(shí)， 企業(yè)市場(chǎng)地位發(fā)揮了調(diào)節(jié)作用， 使倒U型曲線更加平緩、 拐點(diǎn)右移、 整體上移； 此外， 研發(fā)投入與代理成本在商業(yè)信用融資對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響中發(fā)揮中介作用， 隨著商業(yè)信用融資的增加， 研發(fā)投入與代理成本發(fā)生動(dòng)態(tài)變化， 從而影響企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

根據(jù)以上結(jié)論， 本文提出如下建議： 第一， 提高認(rèn)識(shí)、 加強(qiáng)管理， 科學(xué)適度使用商業(yè)信用融資。建立商業(yè)信用管理機(jī)制， 確保適度利用商業(yè)信用融資， 合理把控融資額度， 最大程度發(fā)揮其對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的積極效應(yīng)， 防范過(guò)度融資帶來(lái)的消極效應(yīng)。同時(shí)， 引導(dǎo)融資向研發(fā)創(chuàng)新傾斜， 發(fā)揮創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)作用， 提高公司治理水平， 強(qiáng)化對(duì)管理層的激勵(lì)與監(jiān)管， 實(shí)現(xiàn)商業(yè)信用融資債務(wù)治理與企業(yè)內(nèi)部治理的協(xié)同效應(yīng)。第二， 加快我國(guó)金融體系改革， 消除信貸歧視。要注意到銀行等金融機(jī)構(gòu)仍是信貸市場(chǎng)主力軍， 應(yīng)逐步消除信貸歧視， 緩解融資難、 融資貴問(wèn)題； 同時(shí)， 要充分肯定商業(yè)信用融資在發(fā)揮銀行替代性融資方面的積極作用， 建立健全多元化融資體系， 使企業(yè)將銀行信貸融資與其他渠道的融資相結(jié)合， 從而強(qiáng)化企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)管控， 為企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展開(kāi)拓途徑。第三， 創(chuàng)造良好的外部環(huán)境， 健全違約懲罰機(jī)制。應(yīng)持續(xù)推進(jìn)市場(chǎng)化改革， 為企業(yè)發(fā)展?fàn)I造市場(chǎng)發(fā)育程度更高、 運(yùn)行更加規(guī)范、 信息更加透明的外部環(huán)境， 健全違約懲罰機(jī)制， 防范壟斷勢(shì)力對(duì)供應(yīng)鏈弱勢(shì)方商業(yè)信用融資的惡意侵占， 嚴(yán)厲懲治惡意拖欠、 “賴債”行為。同時(shí)， 出臺(tái)政策法規(guī)和交易規(guī)則， 規(guī)范商業(yè)信用使用， 推動(dòng)商業(yè)信用融資良性發(fā)展。

【 主 要 參 考 文 獻(xiàn) 】

常媛，曾永鵬，黃順春．現(xiàn)金持有、研發(fā)投入與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展——基于中介效應(yīng)與面板門(mén)檻模型分析［ J］．華東經(jīng)濟(jì)管理，2022（6）：58 ～ 67．

高勁，宋佳訊．供應(yīng)鏈融資與企業(yè)全要素生產(chǎn)率——基于中國(guó)上市公司特征的分析［ J］．金融與經(jīng)濟(jì)，2022（4）：3 ～ 12+32．

賈麗桓，肖翔．資本市場(chǎng)開(kāi)放與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展——基于代理成本與創(chuàng)新激勵(lì)視角［ J］．現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)探討，2021（12）：105 ～ 115+132．

江艇．因果推斷經(jīng)驗(yàn)研究中的中介效應(yīng)與調(diào)節(jié)效應(yīng)［ J］．中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2022（5）：100 ～ 120．

李秀麗，崔嫚嫚．綠色創(chuàng)新能否促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展——基于內(nèi)外雙重路徑的檢驗(yàn)［ J］．金融與經(jīng)濟(jì)，2024（2）：60 ～ 72．

廖志超，王建新．?dāng)?shù)字化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響［ J］．統(tǒng)計(jì)與決策，2022（22）：162 ～ 167．

劉慧鳳，黃幸宇．內(nèi)部控制、市場(chǎng)地位與商業(yè)信用資金營(yíng)運(yùn)質(zhì)量［ J］．審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2017（3）：46 ～ 57．

劉廷華，寇奉娟，劉瀟．市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)、商業(yè)信用與全要素生產(chǎn)率［ J］．金融發(fā)展研究，2022（2）：42 ～ 50．

魯曉東，連玉君．中國(guó)工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率估計(jì)：1999-2007［ J］．經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2012（2）：541 ～ 558．

潘紅波，楊海霞．融資約束與企業(yè)創(chuàng)新：文獻(xiàn)綜述［ J］．財(cái)會(huì)月刊，2021（1）：30 ～ 36．

王京濱，李揚(yáng)，張紫荊，侯可欣．商業(yè)信用融資對(duì)緩解企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的作用機(jī)制研究［ J］．管理學(xué)報(bào)，2022（1）：129 ～ 138．

王娟．商業(yè)信用融資對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的影響——基于債務(wù)治理效應(yīng)視角［ J］．經(jīng)濟(jì)與管理評(píng)論，2019（3）：108 ～ 119．

吳祖光，安佩．商業(yè)信用融資對(duì)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響——來(lái)自創(chuàng)業(yè)板上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［ J］．科技進(jìn)步與對(duì)策，2019（6）：94 ～ 100．

伍中信，陳放．公司治理對(duì)制造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響［ J］．財(cái)會(huì)月刊，2022（12）：35 ～ 42．

楊林，沈春蕾．減稅降費(fèi)賦能中小企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展了嗎？——基于中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司的實(shí)證研究［ J］．經(jīng)濟(jì)體制改革，2021（2）：194 ～ 200．

于波，霍永強(qiáng)．動(dòng)態(tài)風(fēng)險(xiǎn)視域下商業(yè)信用融資與研發(fā)投資邏輯關(guān)系［ J］．科技進(jìn)步與對(duì)策，2021（20）：101 ～ 110．

張廣勝，孟茂源．研發(fā)投入對(duì)制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的異質(zhì)性影響研究［ J］．西南民族大學(xué)學(xué)報(bào)（人文社會(huì)科學(xué)版），2020（11）：115 ～ 124．

張良，馬永強(qiáng)．商業(yè)信用能提升企業(yè)績(jī)效嗎？——基于非效率投資中介效應(yīng)與組織冗余調(diào)節(jié)效應(yīng)的實(shí)證［ J］．投資研究，2016（2）：59 ～ 77．

張新民，王玨，祝繼高．市場(chǎng)地位、商業(yè)信用與企業(yè)經(jīng)營(yíng)性融資［ J］．會(huì)計(jì)研究，2012（8）：58 ～ 65+97．

張園園，孫蘭蘭，王竹泉．商業(yè)信用融資能否提高實(shí)體經(jīng)濟(jì)的資本效率——基于經(jīng)濟(jì)政策不確定性的視角［ J］．現(xiàn)代財(cái)經(jīng)（天津財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)），2020（11）：53 ～ 67．

張長(zhǎng)江，張思涵，侯夢(mèng)曉．企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展：內(nèi)涵、測(cè)度與路徑選擇［ J］．財(cái)會(huì)月刊，2022（13）：137 ～ 144．

鄭明貴，尤碧瑩，吳萍．商業(yè)信用融資能否促進(jìn)礦業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展——基于企業(yè)規(guī)模的調(diào)節(jié)效應(yīng)［ J］．黃金科學(xué)技術(shù)，2021（6）：874 ～ 883．

鄭明貴，尤碧瑩，鄭雯芳．商業(yè)信用融資對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響研究［ J］．哈爾濱商業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2022a（5）：53 ～ 66．

鄭明貴，尤碧瑩，鄭雯芳．商業(yè)信用融資能否提高全要素生產(chǎn)率——基于企業(yè)生命周期理論的視角［ J］．技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2022b（9）：50 ～ 59．

朱丹，周守華．戰(zhàn)略變革、內(nèi)部控制與企業(yè)績(jī)效［ J］．中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2018（2）：53 ～ 64．

朱冠平，黃志媛．商業(yè)信用融資對(duì)我國(guó)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響［ J］．企業(yè)經(jīng)濟(jì)，2022（9）：27 ～ 38．

Datta S.，Mai I. D.，Vivek S.. Product market power，industry structure，and corporate earnings management［ J］． Journal of Banking and Finance，2013（8）：3273 ～ 3285．

Haans R. F. J.， Pieters C.， He Z. L.. Thinking about U：Theorizing and testing U and inverted U-shaped relationships in strategy research［ J］． Strategic Management Journal，2016（7）：1177 ～ 1195．