霍 遠，陶 圓

（1.石河子大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，新疆石河子 832003；2.石河子大學(xué)公司治理與管理創(chuàng)新研究中心，新疆石河子 832003；）

一、引言

2021 年《中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035 年遠景目標綱要》提出：“深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，把提高供給體系質(zhì)量作為主攻方向，顯著增強我國經(jīng)濟質(zhì)量優(yōu)勢”。在此背景下，優(yōu)化供應(yīng)鏈關(guān)系在供給體系質(zhì)量及發(fā)展中發(fā)揮著重要作用。商業(yè)信用滋生于供應(yīng)鏈中，目前成為公司重要的融資渠道，也是緩解企業(yè)流動性壓力的有效手段。據(jù)公開報表顯示，2019 年我國A 股上市公司中應(yīng)付賬款占總資產(chǎn)比重及應(yīng)付賬款占營業(yè)收入比重分別為11.79%和19.07%，足以可見商業(yè)信用在緩解企業(yè)融資約束及促進經(jīng)營活動占據(jù)著重要地位。2019 年以來，五洲國際、新光集團、銀億集團等知名企業(yè)由于資金鏈斷裂紛紛破產(chǎn)，當企業(yè)面臨資金鏈斷裂風(fēng)險時，商業(yè)信用融資是重要的解決方式。與銀行借貸相比，商業(yè)信用融資更高效的優(yōu)化企業(yè)資源配置（石曉軍和張順明，2010）。目前多數(shù)研究針對商業(yè)信用的影響因素從企業(yè)自身如企業(yè)戰(zhàn)略、內(nèi)部控制質(zhì)量及管理者特征等，外部治理通過信號傳遞路徑如分析師跟蹤（徐虹等，2013；宋華等，2021；Liu et al，2022；黃波和王滿，2018）。盡管對于商業(yè)信用融資的影響因素已有諸多研究，但是鮮有從資本市場角度切入，機構(gòu)投資者作為資本市場的重要抓手，如何影響企業(yè)商業(yè)信用融資值得探索。

近年來，機構(gòu)投資者發(fā)展速度迅猛，逐漸憑借其信息優(yōu)勢、持股比例及專業(yè)能力參與企業(yè)監(jiān)督治理中，對于擴大資本市場開放、增進市場化進程大有裨益。2021 年3 月20 日，在中國發(fā)展高層論壇上，證監(jiān)會主席易會滿提出要進一步擴大資本市場的開放，放開機構(gòu)持股比，提高機構(gòu)門檻、機構(gòu)的專業(yè)性，督促中介提升履職盡責(zé)的素質(zhì)①資料來源：http：//www.csrc.gov.cn/wcm/websearch/zjh_simp_list.jsp，中國證券監(jiān)督管理委員會，2021-3-20 日。。根據(jù)有效監(jiān)督假說，機構(gòu)投資者發(fā)揮監(jiān)督功能有利于增加企業(yè)信息透明度（宋云玲和宋衍蘅，2020；Blankespoor et al，2020），增加公司會計信息可比性（郭白瀅和李瑾，2019；孫光國和楊金鳳，2017）。此外，機構(gòu)投資者持股企業(yè)發(fā)揮信號傳遞作用，向供應(yīng)鏈傳遞積極信號。鑒于此，本文假設(shè)機構(gòu)投資者持股有利于改善企業(yè)公司信息透明度，降低企業(yè)與供應(yīng)商之間的信息不對稱，從而增加企業(yè)商業(yè)信用規(guī)模。然而，對于機構(gòu)投資者公司治理效應(yīng)的研究仍存在一些爭議，當機構(gòu)投資者扮演利益攫取者角色，增加管理層短視行為、盈余管理、損害被投資公司價值等，降低企業(yè)信息透明度。機構(gòu)投資者“合謀”動機隨著持股比例增加而增多（潘越等，2011）；機構(gòu)投資者加劇管理層超額薪酬，降低公司運營效率，降低企業(yè)信息環(huán)境透明度（劉新民等，2021；郭曉冬等，2020；王壘等，2020）。機構(gòu)投資者存在“合謀”動機時，助長管理層扭曲會計信息行為。進一步的，根據(jù)替代性融資理論，機構(gòu)投資者持股通過增加企業(yè)直接融資而降低商業(yè)信用融資需求，即起到替代商業(yè)信用融資的作用。因此，本文同時假設(shè)機構(gòu)投資者持股企業(yè)，降低企業(yè)商業(yè)信用融資規(guī)模。

與此同時，機構(gòu)投資者本身存在異質(zhì)性，發(fā)揮不同治理效果，汪玉蘭和易朝輝（2017）研究發(fā)現(xiàn)投資權(quán)重大的機構(gòu)投資者可以有效抑制盈余管理；孫光國和楊金鳳（2017）研究得出專注型機構(gòu)投資者更顯著的促進了企業(yè)會計信息可比性?？紤]到機構(gòu)投資者異質(zhì)性特點，本文的研究將機構(gòu)投資者劃分為專注型機構(gòu)投資者與臨時型機構(gòu)投資者，研究發(fā)現(xiàn)專注型機構(gòu)投資者對商業(yè)信用具有顯著的促進作用。隨后，通過機制檢驗發(fā)現(xiàn)機構(gòu)持股通過提升企業(yè)信息披露質(zhì)量而促進商業(yè)信用融資。進一步的，由于研發(fā)投入強度高的企業(yè)文本信息披露復(fù)雜、融資約束更高，本文通過對研發(fā)強度分組并發(fā)現(xiàn)專注型機構(gòu)投資者只有在企業(yè)研發(fā)強度高時促進商業(yè)信用融資。蔡海靜和許慧（2016）認為市場化進程高的地區(qū)信息透明度高，本文檢驗發(fā)現(xiàn)在市場化進程較低的地區(qū)機構(gòu)投資者作用更加明顯。融資約束越高，機構(gòu)投資者對商業(yè)信用融資的促進作用更強。

本文可能具有以下兩個邊際貢獻：①揭示機構(gòu)投資者影響企業(yè)商業(yè)信用融資的黑箱，同時檢驗其作用機制，為資本市場影響企業(yè)融資提供了新的證據(jù)；②相比于臨時型機構(gòu)投資者，專注型機構(gòu)投資者持股的促進作用更強。政策上建議國家進一步發(fā)展專注型機構(gòu)投資者，尤其針對融資約束較高、所在市場化進程較低、研發(fā)強度較大的企業(yè)。

二、文獻綜述

（一）異質(zhì)機構(gòu)投資者影響公司治理

20 世紀90 年代，機構(gòu)投資者誕生，隨著資本市場的開放，機構(gòu)投資者數(shù)量逐漸增多。與個人投資者相比，機構(gòu)投資者具有明顯的信息和資源優(yōu)勢（Ongena 和Zalewska，2018；Zhong et al，2017）。同時，國內(nèi)機構(gòu)投資者的研究眾多，學(xué)者針對機構(gòu)投資者影響企業(yè)的公司治理等內(nèi)容進行了不同方面的探討。西方發(fā)達國家的研究大多認為發(fā)展機構(gòu)投資者有益于提高公司治理和市場效率，部分對于機構(gòu)投資者分情況討論其治理效應(yīng)或產(chǎn)生的經(jīng)濟后果，即劃分異質(zhì)性來進行研究（An 和Zhang，2013）。

部分學(xué)者研究認為機構(gòu)投資者承擔(dān)“監(jiān)督人”的治理角色，機構(gòu)投資者監(jiān)督管理層及大股東，緩解雙重代理問題。一方面，機構(gòu)投資者運用專業(yè)能力及信息優(yōu)勢而干涉管理層損害公司價值行為，增加企業(yè)信息透明度，緩解第一類代理問題（Shleifer 和Vishny，1986）。機構(gòu)投資者降低高管謀取超額薪酬及貨幣私有收益（吳聰，2015），降低管理層盈余管理（李青原和時夢雪，2018）；另一方面，機構(gòu)投資者緩解第二類代理問題，發(fā)揮信號傳遞及股權(quán)制衡效應(yīng)。機構(gòu)投資者能夠增加信息披露影響股價，顯著抑制控股股東掏空行為（楊俠和馬忠，2020），有效限制大股東的關(guān)聯(lián)交易（吳先聰?shù)龋?016），制衡大股東而抑制股價暴跌風(fēng)險（肖鵬，2021）。

機構(gòu)投資者“合謀”假說則認為，機構(gòu)投資者參與公司治理存在相機抉擇。外部監(jiān)管環(huán)境弱為機構(gòu)投資者提供了尋租空間，即選擇與管理層利益合謀。機構(gòu)投資者扮演“利益攫取者”、成為消極股東，有損被投資公司業(yè)績（唐松蓮和袁春生，2010）。進一步的，學(xué)者將機構(gòu)投資者抱團行為作為研究主體，研究機構(gòu)投資者合謀的經(jīng)濟后果。吳曉暉等（2019）研究發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者抱團通過隱藏負面信息及延遲負面信息披露。機構(gòu)投資者抱團增加“整體發(fā)聲”能力，降低“退出威脅”治理效力，與管理層利益捆綁（Crane et al，2018）。因此，機構(gòu)投資者治理也存在加重盈余管理、不利于負面信息披露的問題。

機構(gòu)投資者本身的異質(zhì)性同樣影響其持股動機，已有研究對于機構(gòu)投資者不同劃分主要分為持股時長、持股穩(wěn)定性及風(fēng)險偏好等。專注型機構(gòu)投資者具有持股穩(wěn)定、持股時間長的特點，根據(jù)成本效益原則，專注型機構(gòu)投資者更有動機參與公司治理中去（王壘等，2020）。Portor（1992）將機構(gòu)投資者劃分為長期專注型機構(gòu)投資者與臨時型交易機構(gòu)投資者，專注型機構(gòu)投資者發(fā)揮監(jiān)督作用，有利于企業(yè)業(yè)績發(fā)展。同時，專注型機構(gòu)投資者對于企業(yè)會計信息可比性具有顯著促進作用（孫光國和楊金鳳，2017）。

（二）商業(yè)信用影響因素分析

商業(yè)信用滋生于供應(yīng)鏈中，下游企業(yè)通過延期付款、借貸款等方式形成的融資，緩解由于信息不對稱造成的融資約束（Jain，2001）。區(qū)別于發(fā)展較為成熟的銀行借貸，被投資企業(yè)商業(yè)信用融資具備主觀性。

企業(yè)獲取商業(yè)信用融資因素已有眾多學(xué)者探索，供應(yīng)商與企業(yè)之間信任度為企業(yè)獲取商業(yè)信用的直接影響因素（Wu et al，2014）。目前，影響供應(yīng)商信任的因素主要分為兩條路徑。首先，企業(yè)內(nèi)部治理及特征影響供應(yīng)商商業(yè)信用供給決策。企業(yè)納稅信用等級越高，樹立自身良好形象而獲得更多的商業(yè)信用（張勇，2021），企業(yè)社會信任度高，獲取商業(yè)信用融資越多，從而提升創(chuàng)新產(chǎn)出（李雙建等，2020）。高質(zhì)量信息披露有利于降低企業(yè)與供應(yīng)商之間的信息不對稱，便于供應(yīng)商了解企業(yè)財務(wù)風(fēng)險狀況而有利于雙方長期合作（劉惠好和馮永佳，2020）。其次，外部環(huán)境沖擊影響企業(yè)商業(yè)信用融資。外部媒體報道與企業(yè)內(nèi)部治理協(xié)同，促進企業(yè)獲取商業(yè)信用（于波等，2021）。外部分析師通過發(fā)布盈余公告而提升企業(yè)信息環(huán)境，增加企業(yè)商業(yè)信用融資（黃波和王滿，2018）。此外，外部環(huán)境如財政政策變化同樣具有影響作用，目前學(xué)者研究了貨幣政策、財政補貼及銀行利率調(diào)整等同樣影響企業(yè)商業(yè)信用融資（徐小晶和徐小林，2021）。

綜上所述，目前已有文獻主要針對企業(yè)內(nèi)部治理效果、自身企業(yè)特征較多或外部環(huán)境及政策作用于企業(yè)商業(yè)信用融資，而對于企業(yè)資本市場的重要監(jiān)督力量即機構(gòu)投資者如何影響企業(yè)商業(yè)信用融資缺乏探討，其作用路徑也有待進一步的研究。

三、理論分析及假設(shè)提出

（一）機構(gòu)投資者與企業(yè)商業(yè)信用融資

已有研究表明，機構(gòu)投資者持股作為外部因素，通過監(jiān)督或合謀方式影響企業(yè)內(nèi)部治理。根據(jù)有效監(jiān)督理論，機構(gòu)投資者持股通過監(jiān)督抑制管理層盈余管理水平及大股東隧道行為，緩解企業(yè)存在的雙重代理問題。商業(yè)信用是由供應(yīng)商提供給企業(yè)，商業(yè)信用的提供取決于供應(yīng)商與企業(yè)間的信任度。一方面，機構(gòu)投資者發(fā)揮監(jiān)督作用時，減少過度投資，促進企業(yè)業(yè)績發(fā)展。供應(yīng)商根據(jù)客戶財務(wù)數(shù)據(jù)及風(fēng)險承擔(dān)能力判斷企業(yè)經(jīng)營狀況的好壞，當企業(yè)業(yè)績向好時，供應(yīng)商提供商業(yè)信用意愿增強，增加企業(yè)商業(yè)信用融資獲??；另一方面，機構(gòu)投資者監(jiān)督盈余管理行為，提升企業(yè)信息透明度，降低企業(yè)與供應(yīng)商存在的信息不對稱，維護供應(yīng)商與客戶交易關(guān)系，提升供應(yīng)商信任度而向客戶提供商業(yè)信用。

另一方面，機構(gòu)投資者持股企業(yè)發(fā)揮信號傳遞作用。作為價值投資者的代表，機構(gòu)投資者持股企業(yè)向供應(yīng)鏈傳遞正面信息。機構(gòu)投資者對上市公司的關(guān)注能夠作為積極信號傳遞到資本市場，向供應(yīng)商傳遞為企業(yè)前景尚優(yōu)的良好信號，增加供應(yīng)商對企業(yè)的信任度。供應(yīng)商提供商業(yè)信用的意愿增強，有助于提升企業(yè)商業(yè)信用融資規(guī)模。鑒于以上分析，提出如下假設(shè)：

機構(gòu)投資者持股比例越高，企業(yè)商業(yè)信用融資規(guī)模越大（H1a）。

由于機構(gòu)投資者同樣可扮演“合謀角色”，當機構(gòu)投資者與管理層合謀有機會攫取更高的利益時，機構(gòu)投資者選擇合謀而非監(jiān)督。一方面，機構(gòu)投資者合謀行為降低公司信息透明度，加劇了企業(yè)與供應(yīng)商公司之間的代理問題，不利于供應(yīng)商與企業(yè)信任建立；另一方面，機構(gòu)投資者在更替管理者方面存在合謀現(xiàn)象，隨著機構(gòu)投資者持股增加，高管因企業(yè)業(yè)績差而被更換的概率降低（潘越等，2011），不利于企業(yè)業(yè)績提升。根據(jù)價格壓力假說，機構(gòu)投資者關(guān)注過度誘使企業(yè)過度投資以迎合投資者需求，延遲管理層發(fā)布盈余公告（湯曉冬和陳少華，2017；王英允等，2019）。不利于企業(yè)與供應(yīng)商信息同步，降低供應(yīng)商信任度，減少企業(yè)商業(yè)信用獲取。

同時，作為一種直接融資的方式，機構(gòu)投資持股為企業(yè)提供了投資資金。機構(gòu)投資者具備廣泛的信息渠道及專業(yè)的分析能力，其將信息廣泛傳播至其他股東和債權(quán)人，幫助緩解企業(yè)的融資約束，促進直接投資（張純和呂偉，2007；甄紅線和王謹樂，2016）。此外，隨著資本市場的開放，境外投資者涌入，而機構(gòu)投資者持股吸引境外投資者的投資（羅進輝等，2015）。資本市場開放作為正式股權(quán)融資渠道，可以通過抑制企業(yè)的正式債權(quán)融資渠道（銀行信貸），實現(xiàn)對商業(yè)信用融資這一非正式債權(quán)融資的替代性融資效應(yīng)。因此，機構(gòu)投資者持股企業(yè)同樣可能發(fā)揮替代性融資作用。因此，本文提出假設(shè)：

機構(gòu)投資者持股比例越高，企業(yè)商業(yè)信用融資規(guī)模越小（H1b）。

（二）異質(zhì)性機構(gòu)投資者對企業(yè)商業(yè)信用融資的影響分析

根據(jù)資源稀缺理論，投資者的時間、精力及財力有限，當其監(jiān)督成本高于監(jiān)督所獲收益時，投資者選擇“用腳投票”。機構(gòu)投資者投資動機因持股量及持股穩(wěn)定性等存在差異。通常情況下，持股比例高、穩(wěn)定型的機構(gòu)投資者更有動力參與到企業(yè)的治理中。而專注型機構(gòu)投資者相比于臨時型機構(gòu)投資者對企業(yè)商業(yè)信用影響作用更強主要有以下幾點原因：①相對于話語權(quán)不高、投機性較強的臨時型機構(gòu)投資者，專注型機構(gòu)投資者秉承“價值投資”的理念，關(guān)注企業(yè)的長遠發(fā)展，有能力和動機積極參與治理；②作為中小股東的代表，專注型機構(gòu)投資者具有持股優(yōu)勢，形成網(wǎng)絡(luò)后可與大股東形成制衡作用，即增加信息披露而降低大股東掏空行為；③基于成本收益原則，專注型機構(gòu)投資者為追求投入與收益匹配，期望更高且更穩(wěn)定收益時，誘發(fā)與管理層合謀動機，深化了第一類代理問題。臨時型機構(gòu)投資者相對較低的持股量、時長，監(jiān)督成本高于其獲得收益而更可能選擇無作為；④專注型機構(gòu)投資者相對關(guān)注企業(yè)信息，過度關(guān)注則施加管理層過度壓力，助長管理層盈余管理。

綜上所述，相對于臨時型機構(gòu)投資者，專注型機構(gòu)投資者更具有參與公司治理動機與攫取公司利益的能力。相比于臨時型機構(gòu)投資者，專注型機構(gòu)投資者發(fā)揮監(jiān)督作用時，抑制管理層自利行為，增加信息透明度從而增加供應(yīng)商與企業(yè)的信任度；專注型機構(gòu)投資者持股企業(yè)，持股比例較高產(chǎn)生相對發(fā)揮更強的信號傳遞作用；當專注型機構(gòu)投資者與管理層合謀時，體現(xiàn)出減緩企業(yè)信息披露，進行內(nèi)幕交易損害其他股東利益及公司業(yè)績，降低企業(yè)與供應(yīng)商信任度，減少企業(yè)商業(yè)信用的獲取。因此，本文提出假設(shè)：

相對于臨時型機構(gòu)投資者，專注型機構(gòu)投資者持股對商業(yè)信用融資的促進作用更加顯著（H2a）；

相對于臨時型機構(gòu)投資者，專注型機構(gòu)投資者持股對商業(yè)信用融資的抑制作用更加顯著（H2b）。

四、實證研究設(shè)計

（一）樣本數(shù)據(jù)及來源

本文選取2007—2019 年所有A 股上市公司為研究對象，探究外部異質(zhì)機構(gòu)投資者對企業(yè)商業(yè)信用融資的作用影響。使用的信息包括機構(gòu)持股、公司注冊地、財務(wù)信息及市場化指標等。其中解釋變量機構(gòu)投資者持股及企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)來自于國泰安數(shù)據(jù)庫，研發(fā)數(shù)據(jù)、信息披露數(shù)據(jù)源于Wind 數(shù)據(jù)庫，部分異常樣本為手工對照財務(wù)報表后修正。在樣本處理上做出了以下篩選：①剔除金融保險類企業(yè)；②刪除明顯缺失數(shù)據(jù)的樣本；③剔除ST 公司；④對所有連續(xù)變量進行了上下1%分位數(shù)的Winsor 處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量

商業(yè)信用的衡量參考陸正飛和楊德明（2011）的研究，采用企業(yè)公布的財務(wù)年報上的應(yīng)付賬款、應(yīng)付票據(jù)與預(yù)收賬款之和比總資產(chǎn)的比值表示企業(yè)獲取的商業(yè)信用。在穩(wěn)健性檢驗中，本文更換商業(yè)信用的衡量方式，借鑒Petersen 和Rajan（1997）使用應(yīng)付賬款與總資產(chǎn)的比值。

2.解釋變量

對于機構(gòu)投資者持股的衡量，以機構(gòu)持股數(shù)量占上市公司總股本的比例（黎文靖和路曉燕，2015）。進一步的，區(qū)分專注型機構(gòu)投資者與臨時型機構(gòu)投資者參考王壘等（2020），本文首先控制行業(yè)與年度，將機構(gòu)持股比例與同一行業(yè)同一年度的機構(gòu)持股比例的中位數(shù)進行比較。設(shè)定虛擬變量Linst，如果機構(gòu)持股比例大于等于同行業(yè)同年度的中位數(shù)，則令Linst=1，否則Linst=0.

隨后借鑒牛建波等（2013）的研究，根據(jù)持股穩(wěn)定性將企業(yè)劃分為穩(wěn)定型機構(gòu)投資者與交易型機構(gòu)投資者。按照模型（1）進行劃分，主要考察了機構(gòu)投資者持股穩(wěn)定性以反映出其治理意愿。模型如式（1）所示。

其中：INVHit為某公司當年機構(gòu)投資者的總比例；STD為該公司的機構(gòu)投資者前三年持股比例的標準差；i為公司代碼；t為當年；t-1 為上一年；j為行業(yè)；SDi，t為企業(yè)該年機構(gòu)投資者持股比例除以其機構(gòu)投資者前三年持股比例的標準差；MEDIANtj為該公司所在年度和行業(yè)的機構(gòu)投資者持股中位數(shù)，設(shè)定虛擬變量Sinst，若MEDIANtj≤SDit則將Sinst賦值為1，否則賦值為0；STABLEi，t為機構(gòu)投資者持股的穩(wěn)定性。

設(shè)定虛擬變量Hinst，當同時滿足了Linst和Sinst都取值為1 時，將機構(gòu)投資者歸為專注型機構(gòu)投資者，將Hinst賦值為1。專注型機構(gòu)投資者同時滿足了持股比例大及持股穩(wěn)定的特點，專注型機構(gòu)投資者持股比例命名為sum_HO。對應(yīng)的，當Hinst取0 時為臨時型機構(gòu)投資者。

3.控制變量

為排除企業(yè)的自身影響對機構(gòu)持股和商業(yè)信用獲得的干擾，公司經(jīng)營層面的控制變量有：企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Lev）、成長機會（Growth）、資產(chǎn)收益率（Roa）、托賓Q值（Tobins’Q），為避免存在機構(gòu)投資者可能選擇投資市場地位高的企業(yè)還控制了市場地位（MP）。在股權(quán)特征方面選取第一大股東持股比例（First）、股權(quán)性質(zhì)（State）和管理層持股（Maghold），在董事會特征等方面選取監(jiān)事會規(guī)模（lnBoa），此外，控制了公司個體、年份啞變量。

4.模型

本文使用固定面板模型來驗證機構(gòu)投資者對企業(yè)商業(yè)信用發(fā)揮的作用。

使用模型（3）和模型（4）來進一步驗證異質(zhì)機構(gòu)投資者對企業(yè)商業(yè)信用融資的影響：

主要變量及控制變量的名稱及衡量方式見表1。

表1 主要變量定義表

五、實證結(jié)果

（一）主要變量的描述性統(tǒng)計

經(jīng)過縮尾處理后，表2 報告了全樣本的描述性統(tǒng)計，商業(yè)信用最大值達到0.800，但是最小值為0.001，可以看出不同企業(yè)的商業(yè)信用差異較大，部分企業(yè)對商業(yè)信用融資的依賴性強。對于機構(gòu)持股，由于部分企業(yè)的機構(gòu)持股較小，因而最小值顯示為0.295%，但是專注型機構(gòu)投資者持股平均值達到了63.241%說明我國上市A 股的機構(gòu)持股規(guī)模大，部分專注型機構(gòu)投資者積極參與公司治理，標準差較小說明分布較為穩(wěn)定。Hinst變量均值為0.402 表明在機構(gòu)投資者中，專注型機構(gòu)投資者占比低于臨時型機構(gòu)投資者數(shù)目。

表2 全樣本描述性統(tǒng)計

表3 報告了專注型機構(gòu)投資者和臨時型機構(gòu)投資者下商業(yè)信用及其他變量的描述性統(tǒng)計，表4 報告了兩者主要變量的差異性檢驗。可以看出樣本中相比于臨時型機構(gòu)投資者，專注型機構(gòu)投資者持股比例顯著較高，其商業(yè)信用等也偏高。在差異性檢驗中主要變量差異顯著，表明分組具可行性。

表3 子樣本描述性統(tǒng)計

表4 子樣差異性檢驗

（二）相關(guān)性分析

表5 展示出了為本文主要變量的相關(guān)性分析，從中可以看出我國A 股上市公司商業(yè)信用（Credit）與機構(gòu)持股（Sum_HM）呈正相關(guān)關(guān)系。同時，啞變量（Hinst）與商業(yè)信用（Credit）呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系。專注型機構(gòu)持股（Sum_HO）與商業(yè)信用（Credit）之間的相關(guān)系數(shù)更高，且Pearson、Spearman 檢驗均在1%水平下顯著，基本符合假設(shè)預(yù)期。

表5 主要變量相關(guān)性分析

（三）多元回歸分析

表6 報告了專注型機構(gòu)持股、臨時型機構(gòu)持股與商業(yè)信用融資。在回歸（1）、（2）中不加入控制變量與加入控制變量Sum_HM系數(shù)均顯著為正，該結(jié)果驗證了H1a。在回歸（4）中，Hinst對商業(yè)信用融資在1%上呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系。并且回歸（5）報告了專注型機構(gòu)投資者與商業(yè)信用融資的結(jié)果，專業(yè)型機構(gòu)投資者與商業(yè)信用融資在1%上顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.0458 高于0.0445 這支持了H2a。

表6 專注型機構(gòu)持股、臨時型機構(gòu)持股與商業(yè)信用融資

此外，企業(yè)的商業(yè)信用融資與企業(yè)規(guī)模（Size）、托賓Q值（Tobins’Q）、監(jiān)事會規(guī)模（lnBoa）均呈現(xiàn)出1%上顯著的負相關(guān)關(guān)系，而市場地位、股權(quán)性質(zhì)呈現(xiàn)1%上顯著正相關(guān)關(guān)系。說明了企業(yè)規(guī)模越大，其商業(yè)信用融資規(guī)模相對越低。企業(yè)市場地位、國企性質(zhì)有利于企業(yè)商業(yè)信用規(guī)模擴大。

（四）內(nèi)生性及穩(wěn)健性檢驗

1.PSM 傾向得分

為排除實驗組（專注型機構(gòu)投資者）和觀察組（臨時型機構(gòu)投資者）兩類樣本存在的公司特征差異對本文結(jié)論的干擾，首先，將樣本按照解釋變量異質(zhì)機構(gòu)投資者進行分組，企業(yè)中有專注型機構(gòu)投資者和臨時型機構(gòu)投資者劃分為“實驗組”（王壘等，2020），本文采用PSM后進行回歸檢驗方法，通過傾向得分匹配法（propensity score matching）克服實驗組和觀察組之間的特征差異，從而估計機構(gòu)持股對商業(yè)信用融資的影響。由表7 所示可以看出，其結(jié)果并未改變。

表7 PSM 匹配后回歸結(jié)果

2.商業(yè)信用重新度量

本文借鑒已有研究對商業(yè)信用變量進行了重新界定，分別將被解釋變量界定為應(yīng)付賬款、應(yīng)付票據(jù)和預(yù)收賬款之和，并采用總負債標準化，生成Credit1 進行回歸，（Fisman 和Love，2003）其次，將被解釋變量為應(yīng)付賬款與總資產(chǎn)的比值生 成Credit2帶入模型回歸（Petersen 和Rajan，1997）。表8 展示了穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果，可以看出結(jié)果依然穩(wěn)健。

表8 商業(yè)信用重新度量后檢驗結(jié)果

3.滯后一期

商業(yè)信用融資與專注型機構(gòu)持股之間的關(guān)系可能存在反向因果的內(nèi)生性問題，如專注型機構(gòu)投資者會傾向于商業(yè)信用融資水平較高的公司股票，而商業(yè)信用融資多的公司往往被投資者青睞，從而存在樣本選擇偏誤。為了緩解反向因果和遺漏變量所帶來的內(nèi)生性問題將解釋變量均比被解釋變量滯后一期，并且控制了公司和年份固定效應(yīng)后結(jié)果依然顯著。

4.采用工具變量回歸

為了進一步排除可能存在的內(nèi)生性問題，克服存在的反向因果問題，本文借鑒王曉艷和溫冬子（2020）的研究，選取本行業(yè)同年度的平均持股值（Investmean）、本行業(yè)同年度持股中位數(shù)（Investmedian）作為機構(gòu)投資者的工具變量，進行兩階段最小二乘法進行回歸，結(jié)果見表9，得到結(jié)果依然顯著。

表9 工具變量法檢驗結(jié)果

六、機制檢驗

根據(jù)上文分析，機構(gòu)投資者影響企業(yè)信息披露質(zhì)量影響供應(yīng)商與企業(yè)的信任度。因此，本文將信息披露質(zhì)量作為中介變量。機構(gòu)投資者發(fā)揮監(jiān)督功能時，持股比例高增加企業(yè)信息透明度，降低管理層盈余管理及大股東掏空行為從而緩解供應(yīng)商與企業(yè)的信息不對稱。當機構(gòu)投資者合謀管理層時，不利于企業(yè)信息及時公開，抑制企業(yè)從供應(yīng)商獲取商業(yè)信用。

根據(jù)實證結(jié)果表明，機構(gòu)投資者持股越多，商業(yè)信用融資越高，專注型機構(gòu)投資者因持股穩(wěn)定、持股數(shù)量多而發(fā)揮更顯著的作用。機構(gòu)投資者提升企業(yè)的信息披露質(zhì)量，提升供應(yīng)商信任度，促進企業(yè)獲取商業(yè)信用。但是，文中推測信息披露質(zhì)量只發(fā)揮部分中介作用，因機構(gòu)投資者持股同樣發(fā)揮信號傳遞功能，供應(yīng)商根據(jù)了解企業(yè)被機構(gòu)投資者持倉情況而影響商業(yè)信用供給決策。

衡量信息披露質(zhì)量已有多種方式，本文借鑒李春濤等（2018）選擇的衡量方式，采用KV 度量法來衡量公司的信息披露質(zhì)量。KV值為股票收益率與成交量回歸的斜率。由于股票交易量會影響股價的變動，股東對于交易方面的信息比較敏感但是對于企業(yè)的信息披露不夠敏感。交易信息披露質(zhì)量越高對應(yīng)信息不對稱程度低，股東按照成交量決策概率低，因而KV指數(shù)是一個反指標。具體公式如式（5）所示。

在模型（5）中，Pt為t日的股票收盤價，Volt為第t日的交易股數(shù)，Vol0為研究期間所有交易日的平均日交易量。采用普通最小二乘法針對每家上市公司回歸得到的λ值構(gòu)建KV指數(shù)，λ 越小說明信息披露越充分。因此KV指數(shù)為反指標。為驗證信息披露質(zhì)量發(fā)揮的中介作用，本文借鑒溫忠麟（2004）等所討論的中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ瓦M行研究，使用所有樣本數(shù)據(jù)對式（6）、式（7）和式（8）的系數(shù)進行估計，回歸的關(guān)鍵結(jié)果記錄在表10 中。

由表10 可以看出，列（2）KV指數(shù)與機構(gòu)投資者持股呈現(xiàn)1%上的顯著負相關(guān)關(guān)系，列（3）中機構(gòu)投資者持股系數(shù)顯著正相關(guān)，列（3）中Sum_HM的系數(shù)0.029 小于第一列的0.047，而KV指數(shù)系數(shù)為負且在1%上呈現(xiàn)顯著負相關(guān)關(guān)系。因此，信息披露質(zhì)量發(fā)揮了部分中介作用。

表10 中介效應(yīng)分析

七、進一步分析

（一）研發(fā)投入的異質(zhì)性分析

由于我國資本市場有待開放，眾多企業(yè)尤其科研強度大的企業(yè)資金需求量高、融資約束大，資金難以滿足企業(yè)創(chuàng)新的發(fā)展。企業(yè)通過債務(wù)融資有限，其中信息不對稱是重要的原因，企業(yè)難以用資金維持研發(fā)的投入（莊芹芹和司登奎，2021）。研發(fā)信息披露困難主要源于企業(yè)保護知識產(chǎn)權(quán)。因此研發(fā)信息文本復(fù)雜，存在一定的誤導(dǎo)性（江軒宇等，2020）。供應(yīng)商授信主要通過財務(wù)報告等，對于研發(fā)投入多的企業(yè)年報文本理解困難。因此，供應(yīng)商難以研讀難度較大的研發(fā)信息進而減少提供商業(yè)信用。

此外，機構(gòu)持股對于企業(yè)促進公司創(chuàng)新能力提升對公司高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義，長期機構(gòu)投資者、主動機構(gòu)投資者對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提升具有促進作用，而短期機構(gòu)投資者、被動機構(gòu)投資者對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量無顯著影響；機構(gòu)投資者會通過緩解融資約束促進企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提升（李仲澤，2020）。

為檢驗研發(fā)投入異質(zhì)性對專注型機構(gòu)投資者對商業(yè)信用融資的影響，文中采取了分組檢驗，按照企業(yè)的研發(fā)強度與行業(yè)當年的研發(fā)強度中位數(shù)將樣本分為研發(fā)投入高（High_rate）與研發(fā)投入低（Low_rate）的兩組進行分組回歸。表11報告了檢驗結(jié)果，其中：列（1）、列（2）展現(xiàn)了在研發(fā)強度較小時專注型機構(gòu)持股對商業(yè)信用融資無顯著影響。列（3）、列（4）專注型機構(gòu)投資者持股在1%上顯著正相關(guān)表明在搞研發(fā)投入的企業(yè)專注型機構(gòu)投資者發(fā)揮了作用。

表11 研發(fā)強度不同下專注型機構(gòu)投資與商業(yè)信用融資

（二）市場化進程的異質(zhì)性分析

企業(yè)獲取商業(yè)信用的環(huán)境也存在影響，而市場化進程正是衡量公司外部環(huán)境的一個綜合指標，是一系列經(jīng)濟、社會、法律制度的變革，或者說是一系列的大規(guī)模制度的變化。理論上，在市場化程度較高的地區(qū)，信息不對稱程度較低，資源配置效率更高。市場化進程會促進商業(yè)信用在配置（張慶君和郭永光，2018）。因此，在理論上，在市場化進程較弱的地區(qū)，信息不對稱程度較高，融資約束較高，通過專注性機構(gòu)持股的治理效應(yīng)減少信息不對稱，促進商業(yè)信用融資具有更強的效應(yīng)。

為檢驗這一假設(shè)，本文將市場化進程分組進行檢驗市場化進程差異下，專注性機構(gòu)持股對商業(yè)信用融資的影響。市場化指數(shù)來源于王小魯?shù)龋?018）發(fā)布的《中國分省份市場化指數(shù)報告（2018）》，對相關(guān)年份缺失的數(shù)據(jù)，參照郭桂花等（2014）的做法，采用平均法計算得出。鑒于此，本文以市場化進程的中位數(shù)進行分組，講樣本劃分為兩部分進行分組回歸，Low_market為市場化指數(shù)低于行業(yè)中位數(shù)的企業(yè)，而High_market為市場化指數(shù)大于等于行業(yè)中位數(shù)的企業(yè)。表12 中列（1）的機構(gòu)持股系數(shù)及顯著性高于列（3），且在列（4）中專注型機構(gòu)持股的系數(shù)及顯著性降低，信息披露質(zhì)量在5%上顯著。因此，在市場化程度較低的地區(qū)，專注型機構(gòu)投資者對商業(yè)信用融資的促進作用更加顯著。

表12 市場化進程異質(zhì)性分析結(jié)果

（三）基于融資約束的異質(zhì)性分析

按照上文邏輯，機構(gòu)持股通過提升信息披露質(zhì)量來促進商業(yè)信用融資，而高融資約束企業(yè)對商業(yè)信用融資的需求更大。因此，可以預(yù)期機構(gòu)投資者對商業(yè)信用的影響在高融資約束的公司中更明顯。

本文參考鞠曉生等（2013），用SA指數(shù)來衡量融資約束。如式（9）所示。

其中：age為企業(yè)上市年限，Size=ln（企業(yè)資產(chǎn)總額/1000000）。由于上述計算得到的數(shù)值為負。因此，絕對值越大表示企業(yè)面臨的融資約束越嚴重。本文將SA 指數(shù)絕對值是否大于該年度-行業(yè)樣本中位數(shù)來劃分企業(yè)融資約束高低。若高于中位數(shù)，則說明企業(yè)融資約束高，變量設(shè)置為High_SA，反之，則為較低融資約束（Low_SA）?；貧w結(jié)果見表13，列（1）、列（2）顯示高融資約束的結(jié)果，列（3）、列（4）顯示了低融資約束組下的結(jié)果。從表11 中可以看出：①專注型機構(gòu)投資影響在融資約束高的樣本組中顯著；②機構(gòu)持股對影響商業(yè)信用融資上兩組中均顯著，但在融資約束高的一組中系數(shù)更大。以上證據(jù)表明，專注型機構(gòu)持股對商業(yè)信用融資的促進作用在高融資約束下作用比較明顯。

表13 融資約束異質(zhì)性分析結(jié)果

八、研究結(jié)論與啟示

隨著資本市場的不斷完善和發(fā)展和機構(gòu)持股的規(guī)模的擴大，機構(gòu)投資者成為企業(yè)中積極參與公司治理以解決信息不對稱、緩解融資困難的重要組成部分。本文選取A 股上市公司2007—2019 年非金融類企業(yè)的財務(wù)數(shù)據(jù)，分析異質(zhì)機構(gòu)投資者對企業(yè)商業(yè)信用的影響。根據(jù)上市企業(yè)機構(gòu)投資者持股數(shù)及持股穩(wěn)定性，進一步分析其穩(wěn)定型將機構(gòu)投資者分為專注型與臨時型，以研究不同類型機構(gòu)投資者對企業(yè)融資的影響。研究結(jié)果表明：①機構(gòu)投資者通過提高信息披露質(zhì)量，促進商業(yè)信用融資，能夠改善公司治理；②專注型機構(gòu)持股對商業(yè)信用融資的促進作用更強；③對于研發(fā)強度大的企業(yè)，專注型機構(gòu)持股發(fā)揮的作用更顯著；④進一步的研究發(fā)現(xiàn)，在不同市場化進程及融資約束程度下，市場化進程較低、融資約束更強的企業(yè)，專注性機構(gòu)持股影響更加顯著。

本文從信息披露質(zhì)量視角探討了機構(gòu)持股對商業(yè)信用融資的促進作用，驗證了機構(gòu)投資者的治理機制，同時也提供了機構(gòu)投資者緩解企業(yè)融資約束的治理路徑。本文研究了機構(gòu)投資者在企業(yè)獲取商業(yè)信用方面的促進作用，其理念為外部力量與內(nèi)部治理協(xié)同下企業(yè)的發(fā)展。而針對機構(gòu)投資者的治理效應(yīng)，不能簡單將其作為一個整體進行研究，機構(gòu)投資者在持股動機中存在差異，專注型即持股穩(wěn)定及持股比例高的情境中發(fā)揮更好的治理作用，這一點符合成本效益原則。此外，實證結(jié)果顯示在企業(yè)研發(fā)投入強度較大時，專注型機構(gòu)投資者對商業(yè)信用促進作用較強，表明構(gòu)投資者對于緩解企業(yè)研發(fā)對企業(yè)造成的融資約束具有緩解作用。本文的結(jié)論對于我國機構(gòu)投資者的培養(yǎng)和發(fā)展政策的制定具有重要的現(xiàn)實意義，首先，機構(gòu)投資者發(fā)揮良好的治理效果，對深化供給側(cè)改革具有推動作用，建議進一步擴大開放，發(fā)展機構(gòu)投資者。其次，專注型機構(gòu)投資者因持股比例大、持股較為穩(wěn)定而積極參與公司治理中，對于未來機構(gòu)投資者的培養(yǎng)，應(yīng)著重專業(yè)性與穩(wěn)定性，鼓勵發(fā)展長期專注機構(gòu)投資者，降低投機行為帶來的噪音。