客戶依賴阻礙了中小企業信貸融資嗎？
——基于被調節的企業信用質量中介路徑分析

■黃 苒，李夢圓，胡麗琴

一、問題的提出

與大客戶的穩定交易關系，對企業的生產效率、盈利水平和外部融資等方面都有著重要影響。在企業外部融資方面，不少研究發現較高的客戶依賴程度有利于企業獲取外部資金，尤其是銀行借款。銀行等債權人傾向于將企業與主要客戶的長期穩定關系視為對借款企業安全性的聲譽認證（李歡等，2018）。若主要客戶有較高的收益率，企業在貸款時也更易獲得有利條款。同時，企業對主要客戶的依賴也有助于緩解銀行與企業的信息不對稱，為企業獲取長期銀行貸款創造條件（潘紅波和張哲，2020）。

然而，有研究卻發現較高的客戶依賴程度可能會增加長期融資成本或引發融資約束。較高的客戶依賴程度會給企業帶來不確定的風險（王丹等，2020），從而增加股權和長期債權融資成本。如果失去大客戶可能給企業帶來較大損失，融資成本將更為顯著地增加（王雄元和高開娟，2017）。同時，客戶依賴的增加還會導致貸款利率的提高和限制性契約條款數量的增加（Campello&Gao，2017）。此外，還有研究發現客戶依賴對企業長期融資同時存在正反兩方面影響（江偉等，2017），隨著客戶依賴程度上升，企業長期貸款呈先增后降的倒U型變化。

現有研究從不同角度剖析了客戶依賴對企業長期融資影響的重要性和復雜性。但是，客戶依賴對中小企業短期融資及融資結構是否具有類似的影響？客戶依賴對哪些中小企業融資具有積極作用，又會對哪些中小企業形成融資約束？已有研究并沒有給出答案。針對上述問題，將從三方面進行深入研究：一是從融資類型和期限結構的角度完整地分析客戶依賴對中小企業融資的影響，明確客戶依賴對企業短、長期融資以及融資結構的影響是否一致。二是分析客戶依賴影響中小企業信貸融資的中介路徑和中介變量，探索客戶依賴對中小企業信貸融資的影響機制。三是研究相關變量的調節作用，進一步比較客戶依賴經由中介變量對不同類型中小企業信貸融資影響的組間差異。

二、理論分析與研究假設

（一）客戶依賴對中小企業融資水平和結構的影響

在市場競爭中處于弱勢地位的中小企業，可以通過參與供應鏈分工合作積累較多的大客戶資源。隨著與少數大客戶的交易次數和交易量的增加，中小企業對主要客戶的依賴和集中程度不斷加深，進而建立較穩定的供應鏈關系。與大客戶保持長期穩定的合作關系是對中小企業聲譽的認證，會成為其外部融資的重要籌碼和議價資本。穩定的大客戶資源，尤其是具有一定知名度的優質客戶資源，會傳遞出對中小企業有利的優勢信息。這將有助于中小企業拓寬企業融資渠道，更好地獲取外部融資。同時，與大客戶保持長期而緊密的關系還有利于債權人獲取有價值的信息，降低信息不對稱。尤其是當銀行與借款企業的大客戶存在借貸關系時，銀行可以憑借該借款企業與其大客戶之間的交易獲取該企業的重要信息。基于此，銀行在向該企業發放貸款時會傾向于提高貸款額度，降低貸款利率或減少限定性條款的數量（江偉等，2017）。

然而，對大客戶依賴帶來的負面影響也不容忽視。隨著對大客戶依賴的不斷加深，中小企業在合作中的議價能力不斷減弱，具有較強議價力的大客戶會大幅壓低產品購買價格和壓縮中小企業的供貨周期（Bhattacharyya&Nain，2011）。中小企業的生產和現金流壓力明顯增加，盈利水平反遭削弱（Murfin&Njoroge，2015）。與此同時，客戶依賴程度越高，大客戶的負面信息對中小供貨企業影響也會越大。銀行等債權人往往會將大客戶的負面消息直接視為對中小供貨企業的負面沖擊，減少對企業的投資或貸款，要求企業提供更多的抵押資產，并增加限制性契約條款（Campello&Gao，2017）。因此，客戶依賴程度增加也可能對中小企業的信貸融資產生約束效應。

進一步地，客戶依賴對企業長期信貸融資和短期信貸融資的影響還可能存在差異。從銀行角度看，長期信貸具有時間長、金額大、利息收益高的特點，但資金安全性有較大不確定性，因此銀行會承擔更大風險。銀行在進行長期授信時會更加審慎，企業與大客戶關系所傳遞的積極信號和風險信號都會對銀行授信決策產生較大影響。而短期信貸時間較短，銀行面臨的不確定性變動和風險相對較小，所以銀行可能會更多地受到積極信號的影響，作出有利于企業的授信決策。基于上述分析，擬對以下兩組對立假設進行檢驗：

假設H1a：客戶依賴程度增加時，中小企業獲取銀行短期信貸更容易。

假設H1b：客戶依賴程度增加時，中小企業獲取銀行短期信貸更困難。

假設H2a：客戶依賴程度增加時，中小企業獲取銀行長期信貸更容易。

假設H2b：客戶依賴程度增加時，中小企業獲取銀行長期信貸更困難。

短期信貸規模和長期信貸規模反映的是企業融資的絕對水平，而信貸期限結構反映的是長、短期資金的相對水平，能更好地反映企業融資的質量。中小企業規模小、經營范圍單一以及市場占有率低，這些特點導致其市場競爭力差、經營中不確定因素較多、收益安全保障性低、抗風險能力弱。因此，銀行等債權人往往面臨較高的風險成本，對長期借款具有明顯的惜貸傾向，導致中小企業頻繁使用短期信貸彌補資金不足，信貸期限結構扭曲的現象比較普遍（陳耿等，2015），不利于中小企業的長期發展。為了明確客戶依賴是否有利于改善中小企業信貸期限結構，還將對以下對立假設進行檢驗：

假設H3a：客戶依賴程度增加時，中小企業信貸期限結構有長期化的趨勢。

假設H3b：客戶依賴程度增加時，中小企業信貸期限結構有短期化的趨勢。

（二）中介變量與中介效應分析

客戶依賴程度只能反映企業與客戶之間關系的緊密程度和合作狀態。關于該變量對企業外部融資能力的影響路徑和作用機制有待深入研究。銀行等金融機構對企業進行授信時，最關注企業的信用質量（Credit Quality）。無論是企業的聲譽信息、盈利能力，還是企業議價力，都只是影響企業信用質量的因素。為了明確企業信用質量是否為重要的中介變量，以下分別就“客戶依賴對企業信用質量的影響”以及“企業信用質量的中介效應”進行分析，并提出中介效應檢驗假設。

1.客戶依賴對企業信用質量的影響

中小企業通過與主要客戶之間的生產協調，可以減少運營風險、提高生產和運營效率，進而降低生產和管理成本，增加企業績效和提高企業償債能力（Irvine&Park，2016）。與客戶之間形成較高的整合度，有助于中小企業與大客戶共享生產和市場信息，較快地感知外部經濟環境變化，及時調整投資和生產策略，進而減弱外部風險的負面沖擊、降低企業資產價值波動率。資產價值波動率降低意味著企業資產價值更加穩定，這將有助于降低企業的違約風險（王雄元和高開娟，2017）。從這個角度看，較高的客戶依賴程度有利于提升企業信用質量。

然而，隨著對大客戶依賴程度的加深，大客戶往往會在合作關系中施加各種苛刻條件，索要更多的商業信用，延長應付款期限，從而給中小企業帶來資金周轉、財務和信用問題（Murfin&Njoroge，2015）。同時，大客戶還有可能要求中小供貨企業進行有針對性的投資，比如對研發的投資、對單一性用途資產的投資，還可能包括對生產過程進行客戶定制化投資。高度專門化的投資對資金的占用具有金額大、時間長的特點。如果核心企業終止客戶關系，供貨中小企業將面臨較高的資產重置成本，償債能力大幅削弱。當生產的產品較難出售給其他客戶時，中小企業將面臨較大的資金回收問題，違約風險大幅增加、信用質量惡化。此外，大客戶一旦出現財務狀況惡化甚至破產風險，也極易通過資金鏈傳染給中小企業，使中小企業遭受巨大損失，信用質量下降。在綜合考慮客戶依賴對中小企業信用質量正、反兩方面影響的基礎上，提出以下假設：

假設H4a：客戶依賴程度增加會提升中小企業信用質量。

假設H4b：客戶依賴程度增加會降低中小企業信用質量。

2.企業信用質量的中介效應

上述分析表明客戶依賴對企業信用質量存在正、反兩方面影響。而企業信用質量又是企業償債能力的綜合體現，較低的信用質量對企業外部融資水平和融資結構具有顯著的負面影響。由此可以推測，若客戶依賴程度上升造成企業償債能力減弱、信用質量惡化，極有可能使企業遭遇外部融資約束，更難獲得長期資金，信貸期限結構有變短的趨勢。如果客戶依賴程度增長使得企業償債能力增強、信用質量改善，那么企業融資將可能變得容易，獲得的長期資金規模可能增加，信貸期限結構有變長的趨勢。因此，針對企業信用質量的中介效應，提出以下假設：

假設H5a：當客戶依賴增加能使企業信用質量提升時，中小企業不會受到信貸約束。

假設H5b：當客戶依賴增加導致企業信用質量降低時，中小企業會受到信貸約束。

三、變量選取與研究設計

（一）變量選取與測度

1.客戶依賴度

客戶越集中意味著企業對客戶依賴程度越大，利用HHI指數（Herfindahl Index）測度企業對客戶的依賴度。HHI原本是用于測量產業集中度的綜合指數，但其構造方式同樣可用于測度企業對客戶的集中和依賴程度（Irvine&Park，2016），其表達式如下：

其中，Ji代表第i個企業的主要客戶個數，Salesijt表示t期第i個企業向第j個客戶的銷售額，Salesit表示t期第i個企業的總銷售額。HHI越大表明企業對少數大客戶越依賴。

2.企業信用質量

本文采用或有權益分析法（CCA）測度企業信用質量（黃苒等，2018）。假定企業資本結構主要由負債（K）和權益（S）組成，則負債和權益的市場價值構成企業總資產市場價值（A）。在信用風險結構模型框架下，假設總資產價值A符合隨機微分方程：

其中，μA為資產價值的期望收益率，σA為資產價值的波動率，Bt為標準布朗運動。根據或有權益分析法（CCA），可將企業權益視為以企業資產為標的物的歐式看漲期權。由此可以得到企業權益價值（S）和總資產價值（A）之間的非線性函數關系如下：

（二）模型構建

根據中介效應檢驗法（溫忠麟和葉寶娟，2014a），構建總效應檢驗模型、間接效應檢驗模型和直接效應檢驗模型，分別對假設1—假設4及中介效應假設5進行檢驗。

1.總效應檢驗模型

針對假設1—假設3，分別以企業的短期信貸水平（SL）、長期信貸水平（LL）以及信貸期限結構（MS）作為被解釋變量，客戶依賴度（HHI）作為解釋變量，構建總效應檢驗模型：

其中，i表示企業，t表示數據所在年份。β2反映了客戶依賴度對企業信貸水平或信貸期限結構的影響。該系數為正則表明客戶依賴度對企業信貸融資具有積極影響，反之則表明有負面效應。

為了控制其他因素的影響，參考相關文獻（Campello&Gao，2017；江偉等，2017），還引入企業的主要特征變量作為控制變量，包括：企業規模（Size）、上市年限（ListY）、盈利能力（ROA）、資產負債率（Debt）、固定資產比率（FA）、資金回收能力（CR）。各變量的定義參見表1。

表1 研究變量的符號和定義

2.間接效應檢驗模型和中介效應檢驗模型

針對假設4，將企業違約距離（DD）對客戶依賴度（HHI）進行回歸分析，構建間接效應檢驗模型：

針對假設5，將企業短期信貸（SL）、長期信貸（LL）以及信貸期限結構（MS）分別對客戶依賴度（HHI）和企業違約距離（DD）進行聯合回歸分析，構建中介效應檢驗模型：

四、實證結果與分析

（一）數據選取

由于中小制造企業對大客戶依賴特征尤為顯著，本文選取了A股中小板上市且只發行A股的中小制造企業作為樣本。自2013年1月1日開始，上市企業年報強制披露前5名客戶銷售額占年度銷售總額比例，鼓勵披露前5名客戶名稱和銷售額。同時，受疫情影響，2019年年報發布時間較晚且較多企業出現了信息披露不全。為了保證取樣的穩健性和連續性，選取2012—2018年作為取樣區間。此外，所選樣本還需符合以下條件：一是為了保證數據的完整性和可比性，僅選取2011年及以前上市的企業；二是若企業曾被ST，只選擇上市后僅在2012—2018年間被ST過1次的企業，且在ST前有至少有1年的日數據；三是剔除上市后主營業務曾發生重大變化的企業，剔除在研究區間內超過3次對前五名客戶總銷售額低于20%的企業。符合篩選條件的企業樣本227家，共1589組數據。以上數據來源于Wind數據庫、巨潮數據庫。相關變量的描述性統計如表2所示。

表2 相關變量的描述性統計分析

（二）基本回歸分析與假設檢驗

1.回歸結果和中介效應檢驗

表3的（1）—（3）列為基于模型（6）的回歸分析結果，可以看出，HHI與SL、LL和MS均正相關。隨著客戶依賴度的增加，企業短期信貸和長期信貸絕對水平都有所增加，而信貸期限結構的增長則表明企業融資質量得到了改善。該回歸結果與假設H1a、假設H2a和假設H3a一致。但從顯著性水平看，HHI對SL的影響不顯著，而對LL和MS的影響顯著。

由于HHI僅對LL和MS有顯著的總效應，以下僅對LL和MS進行中介效應檢驗，結果如表3的（4）—（6）列所示。HHI與DD顯著正相關。這表明客戶依賴度增加時，企業信用質量顯著改善，這一結果支持了假設H4a。同時，從表3的（5）、（6）列可以看出，DD與LL和MS顯著正相關，表明企業信用質量上升時，其長期信貸水平會增加，而信貸期限結構也有變長的趨勢。由于表3的（4）列中HHI的參數和（5）、（6）列中DD的參數均顯著，因此HHI間接效應顯著。表3的（5）列中HHI的參數仍顯著，表明企業信用質量僅存在部分中介效應，第（6）列中HHI的參數不顯著，表明企業信用質量存在完全中介效應。進一步地，由于HHI的參數和DD的參數均為正，表明中介效應假設H5a成立。

表3 客戶依賴度對企業信貸融資的影響及信用質量的中介效應檢驗

2.穩健性檢驗

為保證結果穩健性，本文重新利用第一大客戶銷售比例的平方（FMC）再次測度企業客戶依賴度，重新估計模型并進行總效應、間接效應和中介效應檢驗，結果依然支持前述結論。此外，本文還進行了如下穩健性檢驗：一是利用前五大客戶銷售比例直接求和測度企業客戶依賴度；二是僅選取銷售比例超過10%的大客戶銷售比例測度企業客戶依賴度。回歸結果顯示前述結論仍然成立。

五、被調節的中介效應分析

為明確企業信用質量的中介路徑是否會受到子行業差異、商業信用授予水平、企業性質等重要因素的影響，進一步檢驗這些變量對該中介路徑的調節作用，并就其實證意義進行分析和討論。根據溫忠麟和葉寶娟（2014b）的有調節的中介效應檢驗法，本文依次檢驗了總效應（客戶依賴→信貸融資）是否被調節、中介效應前半段路徑（客戶依賴→企業信用質量）是否被調節和中介效應后半段路徑（企業信用質量→信貸融資）是否被調節。分段檢驗中只要有一段路徑受到調節變量的影響，就認為中介路徑受到調節，即存在被調節的中介效應（溫忠麟和葉寶娟，2014b）。由于客戶依賴對企業短期融資的影響不顯著，以下僅對長期信貸融資和信貸期限結構進行有調節的中介效應檢驗。

（一）子行業差異對中介路徑的調節

雖然本文樣本都是中小制造企業，但根據中國證監會子行業分類法，這些樣本企業涉及7個子行業。不同子行業的制造品特性、客戶特征和資本密集程度有較大差異，因此客戶依賴的影響也可能相同。根據制造品特性將樣本劃分為工業品制造行業組（IPM）和消費品制造行業組（CPM）。其中，IPM組包括化工制造、通用設備及材料制造、專用設備制造、電氣機械及器材制造類企業，而CPM組包括醫藥制造、紡織等輕工制造和汽車制造企業。用虛擬變量Ds表示子行業差異，若企業屬于IPM組則Ds=0，若企業屬于CPM組則Ds=1。

子行業差異調節效應檢驗結果見表4。第（1）和（2）列顯示，客戶依賴對長期信貸融資和信貸期限結構的總效應都受到了子行業差異的調節。對于IPM組企業而言，HHI增加導致LL和MS下降，該影響在10%水平上顯著，表明客戶依賴增加對IPM組企業信貸融資存在負面影響。但對于CPM組企業而言，HHI增加時，LL和MS均出現顯著上升。因此，客戶依賴增加對CPM組企業信貸融資有改善作用。

表4 子行業差異對中介路徑的調節

第（3）列顯示，企業信用質量中介效應的前半路徑受到子行業差異調節。HHI與IPM組企業的DD顯著負相關，而與CPM組企業的DD顯著正相關，表明客戶依賴增加使IPM組企業信用質量惡化，卻使CPM組企業信用質量上升。第（4）和（5）列顯示，企業信用質量中介效應的后半路徑也受到子行業差異的調節。DD對兩組企業LL和MS的影響均顯著為正，但對IPM組企業的影響更大。由于變量Ds×HHI的參數仍然顯著，因此企業信用質量只有部分中介效應，HHI對CPM組企業信貸融資可能還存在其他影響路徑。

綜上可知，企業信用質量中介效應的前半和后半路徑均受到調節，進而使得客戶依賴程度對兩組企業的影響出現了差異。一方面，客戶依賴程度的上升導致IPM組的平均信用惡化，可能使該組企業信貸融資受到阻礙。該中介路徑與假設H5b一致。另一方面，客戶依賴程度的上升提高了CPM組平均信用質量，進而可能使該組企業信貸融資及融資結構得以改善。該中介路徑與假設H5a一致。

產生上述差異的原因可能是，民用消費類產品處于產業鏈的下游，企業專用性投資較少、產品專用性低，大多數固定資產和設備具有多功能、多用途的特點（田志龍和劉昌華，2015）。因此，較高的客戶依賴度并不會導致企業因難以尋找交易對手和無法轉換生產，而面臨較高的資產重置成本。但化工制造、專用設備制造等工業類產品通常要求較多的專用性投資（田志龍和劉昌華，2015），固定資產投資和技術研發投資比例較高且功能單一，產品專用性較高。如果客戶出現財務困境或終止合作，客戶依賴度較高的中小企業轉換交易對手的成本高，資金回收及再投資風險大，信用質量下降較快，進而對企業信貸融資產生阻礙作用。

（二）商業信用授予水平對中介路徑的調節

當其他條件大體相同時，提供商業信用越多的企業往往更能獲得客戶的青睞。為檢驗商業信用授予水平的調節效應，本文利用“公司應收賬款平均額/主營業務收入”的年均值來衡量企業商業信用授予水平，并對全部樣本企業的商業信用授予水平進行排序。把大于等于中值的企業歸為高商業信用授予組（HTC），把小于中值的企業歸為低商業信用授予組（LTC），并用虛擬變量Dc測度商業信用授予水平差異。若企業屬于HTC組則Dc=0，若企業屬于LTC組則Dc=1。

表5第（1）、（2）列顯示，客戶依賴的總效應受到商業信用授予水平的調節。HHI對LTC組企業的信貸融資改善作用明顯高于HTC組企業，前者約為后者的8倍。第（3）列顯示，企業信用質量中介效應的前半路徑受到調節。HHI與兩組企業的DD均顯著正相關，但對LTC組DD的影響約為HTC組的3倍。第（4）、（5）列顯示，企業信用質量中介效應的后半路徑也受到了調節。DD對兩組企業LL和MS的影響均為正，但對兩組企業長期信貸影響差異較小，對信貸結構影響的差異更大一些。

表5 商業信用授予水平對中介路徑的調節

假設H5a的中介路徑在HTC組和LTC組企業仍成立。但是，當商業信用授予水平較低時，較高的客戶依賴能更顯著地改善中小企業信用質量，促進信貸融資。這是因為客戶商業信用占款量較小，所以企業的資金回收風險不大。即使客戶遭遇經營問題或出現財務危機，企業信用質量出現惡化的可能性也較小，但第（4）和（5）列中兩組企業的HHI的參數都仍然顯著。這表明按商業信用授予水平分組后，企業信用質量的中介效應有所減弱，可能還存在其他的中介路徑。

（三）企業性質對中介路徑的調節

相較于民營企業（PRI），國有企業往往擁有政府背景和更多的稀缺資源，能快速及時地獲取外部信息，敏銳地捕捉政策信號。因此，在與客戶的交往中，國有企業議價力較強，客戶依賴帶來的負面影響可能更小。以下進一步對企業性質的調節效應進行檢驗，用虛擬變量Do表示企業所有權性質，若為國有企業（SOE）則Do=0，若為民營企業（PRI）則Do=1。

表6第（1）和（2）列顯示，客戶依賴對企業信貸融資總效應顯著（HHI參數顯著），但沒有受到企業性質調節（Do×HHI參數不顯著）。第（3）列顯示客戶依賴對企業信用質量影響的組間差異較大，但在統計上不顯著，即企業信用質量中介效應的前半路徑沒有受到調節。進一步地，第（4）和（5）列中Do×DD參數顯著，表明企業信用質量中介效應的后半路徑受到了調節。由上述檢驗結果可知，客戶依賴可以顯著提升兩組企業的信用質量，而信用質量的改善能明顯促進中小企業獲取信貸融資，但對國有企業的促進作用更大。

表6 企業性質對中介路徑的調節

六、結論與啟示

本文對“客戶依賴通過影響企業信用質量進而影響中小企業信貸融資”的中介路徑進行了理論分析和實證檢驗，就子行業、商業信用授予及企業性質差異對該路徑的調節作用進行了深入探討。研究結果表明：一是整體而言，客戶依賴增加對短期信貸融資存在正向影響但并不顯著，而對長期信貸和信貸期限結構均具有顯著的改善作用。同時，中介效應檢驗結果支持“客戶依賴通過提升企業信用質量，進而促進企業長期信貸和融資結構”的中介路徑。二是在子行業調節作用下，客戶依賴的中介路徑差異較大。對工業品制造企業，中介路徑表現為“客戶依賴上升→企業信用質量下降→信貸融資約束”的負向影響路徑；對消費品制造企業，中介路徑表現為“客戶依賴上升→企業信用質量上升→信貸融資改善”的正向影響路徑。三是商業信用授予水平及企業性質對中介路徑均產生了正向調節。相較于高商業信用授予水平以及民營中小企業，客戶依賴對低商業信用授予水平及國有中小企業信用質量提升幅度更大，因此對這兩類企業信貸融資的促進作用可能更顯著。

本文的研究有助于解釋客戶依賴對中小企業信貸融資產生阻礙或促進作用的內在原因，相關研究結論對不同類型中小企業正確看待和管理大客戶關系，重視大客戶依賴對企業信用質量的影響，優化其外源融資具有重要的啟示意義和實證意義。