分类转移盈余管理影响企业商业信用吗？

姜英兵 李星辰 崔广慧

(东北财经大学会计学院，辽宁 大连 116025)

一、引言

降低企业融资成本是中央进行供给侧结构性改革的目标之一。商业信用是供应链企业之间一种重要的短期融资方式，相比银行贷款，具有易于获取、融资成本低的优势，是企业降低短期融资成本的重要途径。降低成本，增厚利润，通过偿还债务实现主动去杠杆是实现去杠杆的重要途径。已有研究发现，商业信用丰富了信贷市场的资金配置渠道(王彦超，2014)[33]，将商业信用纳入到企业的融资组合中，有助于优化企业融资工具，降低企业融资成本，在微观企业层面实现降成本和去杠杆的双重任务。

已有关于商业信用影响因素的研究主要分为企业外部层面和企业内部层面。研究发现，企业外部层面的影响因素主要有宏观经济环境(Pastor and Veronesi，2012；王贞洁和王竹泉，2013)[11][34]、货币政策(饶品贵和姜国华，2013；黄兴孪等，2016)[29][20]、行业竞争(张会丽和王开颜，2019)[38]、银行信贷(Fisman and Love，2003；石晓军和李杰，2009)[5][30]等，企业内部层面的影响因素主要包括高管个人特征(李辰颖和刘红霞，2013；罗劲博，2016)[22][28]、企业规模(Peterson and Rajan，1997；谭伟强，2006)[12][31]、成长性(陆正飞和杨德明，2011)[27]、企业市场地位(刘欢，2019)[26]、盈利能力(谭伟强，2006)[31]以及产权性质(杨德明和赵璨，2015)[36]等。但鲜有文献关注企业的分类转移对商业信用的影响。

企业进行盈余管理的方式主要有三种：应计盈余管理(Healy，1985)[6]、真实活动盈余管理(Roychowdhury，2006)[14]和分类转移(McVay，2006)[10]。已有研究主要关注应计和真实活动盈余管理，对分类转移的关注较少。相比前两种盈余管理模式，分类转移只是将经常性费用分类为非经常性损失或将非经常性收益划分为经常性收入，不改变公司的应计项目和正常经营活动，操纵成本更低；只是改变核心盈余占总盈余的比重，不改变公司的净利润，隐蔽性更高。已有关于分类转移的研究主要集中在分类转移的存在性(McVay，2006；程富和王福胜，2015)[10][15]和影响因素方面(Barua et al.，2010)[1]，对分类转移的经济后果，尤其是供应链层面客户和供应商对企业分类转移的反应关注较少。

企业在供应链中的商业信用主要分为两个方面：一方面企业作为融资方，获得上游供应商为企业提供的商业信用，另一方面企业作为被融资方，被下游客户索取商业信用。企业分类转移行为使核心盈余信息失真，是否会引起供应链上下游的企业对企业经营状况做出错误判断，进而降低供应链企业间的信贷资源配置效率？探究企业分类转移对供应链上下游企业之间商业信用政策的影响，对上下游企业正确制定商业信用政策，减少供应链企业间的信贷资源错配，提高配置效率有重要意义。为此，本文以2009―2018年A股上市公司为研究样本，探讨上述问题，并进一步探究对分类转移影响供应商和客户商业信用政策产生调节效应的因素。结果表明：(1)企业分类转移对客户和供应商的商业信用政策有显著影响；(2)产权性质不影响分类转移对供应商向企业提供商业信用的边际作用，但影响分类转移对客户占用企业商业信用的边际作用，在非国有企业中，分类转移对客户占用企业商业信用的边际影响更大；(3)“四大”提供的外部审计有助于供应商和客户看穿企业的分类转移行为，分类转移对供应商和客户商业信用的影响不再显著；(4)高质量内部控制有助于供应商看穿企业的分类转移行为，分类转移对供应商商业信用供给的影响不再显著，但内部控制质量不影响分类转移对客户商业信用占用的作用；(5)分析师跟踪能抑制分类转移对供应商商业信用供给的影响，但不影响分类转移对客户商业信用占用的作用。

本文可能的创新点和贡献主要体现在以下三个方面：第一，已有关于商业信用影响因素的研究鲜有关注企业分类转移对供应商和客户商业信用的影响，本文丰富了商业信用影响因素的研究；第二，已有研究商业信用的文献多将企业单一作为商业信用的提供方或是接受方，但在实践中，供应链中的企业通常既是商业信用的提供方也是商业信用的接受方，本文分别探究企业分类转移行为对供应链中供应商和客户商业信用政策的影响，完善了商业信用的传递链条，丰富了供应链关系的研究；第三，以往国内外文献主要探究分类转移盈余管理的存在性和影响因素，鲜有文献关注分类转移的经济后果，尤其是对商品市场中供应链层面的影响，本文丰富了分类转移盈余管理经济后果的研究。

二、理论分析与研究假设

商业信用是企业重要的短期融资途径，现有研究主要立足于替代性融资理论和买方市场理论，从需求和供给两个角度对商业信用的存在提出解释。实践中，企业在供应链中的商业信用主要分为两个方面：一方面是企业作为融资方，获得上游供应商为企业提供的商业信用；另一方面是企业作为被融资方，被下游客户索取商业信用。企业既是商业信用供给方，也是商业信用需求方。

替代性融资理论认为，企业与银行之间存在信息不对称和信贷歧视(杨兴全等，2014)[37]等现象，导致信贷配给不均衡，一些企业无法获得充足的银行信贷。由于企业与供应商之间往往存在长期的贸易关系，交易双方信息透明度相比企业与银行之间相对较高，在这种条件下，那些无法获得充足商业信贷的企业向供应商求助时，供应商会允许客户推迟付款(陆正飞和杨德明，2011)[27]，进而商业信用成为银行信贷的替代性融资渠道(Peterson and Rajan，1997)[12]。根据“有限理性人”假说，供应商作为被融资方，会关注应收账款能否及时足额收回，但是与企业之间的信息不对称让供应商很难直接监督应收款项的安全性。Cunat(2007)[4]发现，供应商担心风险，会要求客户企业支付保险溢价与违约溢价，从而提高了企业的商业信用成本，也在一定程度上提高了双方的交易成本。企业的盈利持续性越好，供应商提供的商业信用能够及时足额收回的保障程度就越高；相比净利润，核心盈余连续性更高，更能预测企业未来盈余(Bradshaw and Sloan，2002)[2]，所以供应商有动机关注企业的核心盈余。在实践中，供应商与企业的交易往往不止一笔，而且交易过程中经常采用分批付款的方式，产生多批次的应收款项；企业盈余持续性良好，对供应商来说，应收款项的安全性更高，形成坏账的风险更低，供应商会更愿意为其提供商业信用融资。

根据买方市场理论，供应商与企业建立交易关系伴随高昂的转换成本，稳定的交易关系在中国更多呈现产业整合效应(王雄元等，2015)[32]，有助于双方促进协同营销(Kalwani and Narayandas，1995)[7]、信息共享以及营运效率的提高(Kinney and Wempe，2002)[8]。核心盈余更高的企业，盈余持续性更高，经营更加稳定，有利于保持长期稳定的交易关系，因此供应商会更倾向于选择核心盈余高的企业进行交易和建立客户关系。出于交易动机，供应商通过向盈余持续性良好的企业提供商业信用，达到扩大销售和保持长期交易关系的目的。根据以上分析，供应商在向企业提供商业信用时，会关注企业的核心盈余情况。

随着会计准则的不断完善和外部监管的更加严格，公司进行应计盈余管理的空间越来越小，面临的监管处罚成本越来越高。真实活动盈余管理会导致经营活动偏离正常商业规范，供应商对企业的存货或固定资产等经营资产能够实施更有效的监控(Burkart and Ellingsen，2004)[3]，因此，企业实施真实活动盈余管理更容易引起供应商的注意。但是，分类转移既不改变企业正常的生产经营活动，也不操纵应计项目，只是通过将收入、费用、利得和损失在利润表内的不同项目之间进行垂直移动，相比前两种盈余管理方式，分类转移更具有隐蔽性。程富和王福胜(2015)[15]发现中国上市公司存在利用分类转移调整盈余结构虚增核心盈余的现象。供应商在向企业提供商业信用时会关注企业的核心盈余来判断企业的盈余持续性，如果供应商无法看穿企业的分类转移行为，将会高估企业的持续盈利能力，从而向企业提供更多的商业信用。基于以上分析，提出假设1a：

H1a：企业分类转移会促进供应商向企业提供商业信用。

买方市场理论认为，客户在交易过程中更具有谈判优势，并利用这一优势向企业索要更多的商业信用或延长商业信用(Piercy and Lane，2006)[13]，来挤压企业的利益空间，实现自身利益的最大化。王雄元等(2015)[32]在进一步考虑企业与客户关系稳定程度后发现，与企业具有稳定关系的客户对企业在商业信用上存在“体恤”效应。客户在与企业建立交易关系过程中也会付出成本，稳定的交易关系在中国更多呈现产业整合效应，客户在这段交易关系中的潜在收益大于成本，客户会“体恤”企业，当企业有困难时减少对企业商业信用的占用，而非一味向企业索要商业信用。

营业利润是判断企业经营状况的核心数据，因为企业与客户之间存在信息不对称，客户除了在交易过程中获得与企业经营状况有关的信息外，利用财务报表中的核心盈余也是客户判断企业经营状况的重要途径。张勇(2017)[39]研究发现，企业通过分类转移增加核心盈余或减少核心盈余波动，向供应链中的供应商、客户传递其核心盈利能力较强和持续性较高的信号，进而激励供应商、客户进行专用性投资。这表明客户关注企业的核心盈余状况，并且不能看穿企业的分类转移行为。当企业通过分类转移虚增核心盈余时，客户可能会对企业的经营和盈利情况进行乐观的估计，认为企业有足够的资金提供商业信用，进而会减弱对企业的“体恤”，增加对企业的商业信用占用。基于以上分析，提出假设1b：

H1b：企业分类转移会加大客户对企业的商业信用占用。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文选择2009―2018年沪深A股上市公司作为初始样本，并对初始样本进行如下处理：剔除ST和*ST的公司样本；剔除数据不全以及数据异常的公司样本；剔除金融保险类上市公司。为进一步减轻极端值对回归结果的影响，对所有连续变量采用上下各1%的缩尾处理。

本文研究所需的财务数据和公司治理数据来源于CSMAR数据库，公司上市时间数据来源于Wind数据库。

(二)主要变量定义

1.被解释变量：供应商和客户对企业的商业信用

企业与供应商之间的商业信用往来主要有应付账款、应付票据和预付账款。企业与客户之间的商业信用主要通过应收账款、应收票据和预收账款。供应商对企业的商业信用供给(Sup_Cr)=(应付账款+应付票据-预付账款)/营业成本(方红星和楚有为，2019)[18]。客户对企业的商业信用占用(Cus_Cr)=(应收账款+应收票据-预收账款)/营业收入(王贞洁和王竹泉，2013；王雄元等，2015)[34][32]。

2.解释变量：企业分类转移程度

借鉴McVay(2006)[10]以及程富和王福胜(2015)[15]，本文使用非预期的核心盈余水平(UE_CE)来衡量分类转移。根据模型(1)分行业-年度回归拟合预期核心盈余，残差即为非预期核心盈余水平。

其中，核心盈余(CE)=(营业收入-营业成本-期间费用)/上期期末总资产；ATO为总资产周转率；核心应计盈余(Acc)=(核心盈余-经营活动净现金流量)/上期期末总资产；Δ%Sale为营业收入增长率；当Δ%Sale为负时，Neg_Δ%Sale等于Δ%Sale，否则Neg_Δ%Sale等于0。

3.控制变量

借鉴已有研究(方红星和楚有为，2019；章铁生和李媛媛，2019)[18][41]，控制企业规模(Size)、现金持有量(Cash)、银行借款(Bank)、盈利能力(ROA)、资产负债率(Lev)、成长性(Growth)、股权集中度(Top1)、产权性质(SOE)、上市年龄(Age)等特征变量以及行业(Ind)和年度(Year)变量。表1列示了变量定义与说明。

表1 主要变量说明表

(三)模型设计

首先检验我国上市公司分类转移的存在性，借鉴程富和王福胜(2015)[15]的方法，构建模型(2)：

其中，NOE为经上期期末总资产标准化的营业外支出，NOI为经上期期末总资产标准化的营业外收入，Year和Ind分别为年度和行业虚拟变量。如果企业将本应计入经营费用的支出错误地列入营业外支出，会使核心盈余和营业外支出同时增加，本期未预期核心盈余将与营业外支出正相关。如果企业将本应计入营业外收入的利得错误地计入营业收入，会使营业外收入减少但核心盈余增加，本期未预期核心盈余与营业外收入负相关。如果模型(2)中NOE的系数显著为正，NOI的系数显著为负，表明我国上市公司存在分类转移现象。

为了检验分类转移对供应商和客户商业信用政策的影响，构建模型(3)：

其中，Sup_Cr为供应商向企业提供的商业信用，Cus_Cr表示客户对企业占用的商业信用，UE_CE表示企业分类转移程度，X代表控制变量，ε表示随机扰动项。对回归结果进行分析时，关注的是模型(3)中UE_CE的系数。当Sup_Cr作为被解释变量时，如果UE_CE的系数显著为正，表明供应商在向企业提供商业信用时无法看穿企业的分类转移行为，对企业的核心盈余进行了错误的判断；当Cus_Cr作为被解释变量时，如果UE_CE的系数显著为正，表明客户无法看穿企业的分类转移行为，在“体恤”企业的困难时，对企业的盈余持续性给出错误的判断。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

表2为主要变量的描述性统计结果。Sup_Cr的均值为0.224，大于中位数0.188，最小值为-0.297，最大值为1.471，标准差为0.275，表明大部分样本企业从供应商获得的商业信用融资尚未达到平均水平，且具有较强的个体异质性。Cus_Cr的均值为0.151，大于中位数0.146，最小值-0.946与最大值为1.060相差较大，标准差为0.320，表明客户对企业的商业信用占用具有较强的异质性。UE_CE的均值为0.002，大于中位数-0.001，最小值为-0.131，最大值为0.227，标准差为0.055，表明公司间的分类转移程度差异较大。

表2 主要变量描述性统计

表3 Person 相关系数矩阵

(二)相关性分析

表3列示了主要变量的Pearson相关系数。进一步在多元回归过程中计算主要变量的方差膨胀因子(VIF)，VIF最大值为2.84，说明主要变量之间不存在严重的多重共线性问题。

(三)多元回归分析

1.存在性检验

为验证企业是否存在分类转移行为，对模型(2)进行全样本回归。根据表4，NOE系数为0.396且在5%水平下显著，NOI的系数为-0.204且在1%水平下显著，表明企业会将经营费用错误分类至营业外支出，将营业外收入错误分类至营业收入达到虚增核心盈余的目的。

2.分类转移与供应商、客户商业信用的多元回归分析

表5列示了模型(3)的回归结果。表5第(1)列中UE_CE的系数为0.273且在1%水平下显著，表明企业分类转移程度会影响供应商对企业的商业信用供给：供应商无法看穿企业的分类转移操作，通过分类转移虚增的核心盈余误导了供应商对企业持续盈利能力的判断，企业分类转移程度越高，供应商认为企业的持续经营能力越强，进而对企业的商业信用供给越多。第(2)列中UE_CE的系数为0.307且在1%水平下显著，表明企业分类转移程度会影响客户对企业的商业信用占用：客户无法看穿企业的分类转移操作，企业通过分类转移虚增的核心盈余让客户对企业持续盈利能力的判断出现错误，客户对企业的“体恤”程度降低，增加对企业的商业信用占用。由此，假设1a和假设1b得到验证。

表4 分类转移存在性检验结果

表5 分类转移与商业信用

(四)稳健性检验

1.排除双向影响

为排除解释变量与被解释变量之间可能存在的反向因果关系，将模型(3)中的解释变量(UE_CE)滞后一期处理(LUE_CE)，重新进行回归。表6显示结果未发生实质性变化。

2.倾向得分匹配

研究结论还可能存在企业自身特征差异等导致的内生性问题，即可能存在某些公司特征差异本身影响供应商和客户对企业的上述商业信用政策。为此，本文进一步使用倾向得分匹配法(PSM)以克服上述影响。

表6 排除反向因果关系的干扰

第一阶段以Logit回归，分析影响企业分类转移的因素。有研究表明，向下转移费用的行为对上市公司核心盈余的贡献更大(程富和王福胜，2015)[15]。借鉴周嘉南和赵男(2019)[42]的划分方式，本文将在t期的未预期核心盈余(UE_CE)和营业外支出(NOE)均大于0的公司定义为分类转移公司；并设定虚拟变量SHIFT为因变量，若为分类转移公司，则SHIFT=1，否则SHIFT=0。借鉴已有文献(刘宝华等，2016)[24]，选择公司规模(Size)、资产负债率(Lev)、控股股东产权性质(SOE)、审计质量(Big4)、第一大股东持股比例(Top1)、两职合一(Dual)、董事会规模(Boardsize)、独立董事占比(Indedir)作为公司特征变量。为了更好地找到匹配对象，降低模型的估计偏差，设定四组Logit回归模型，借鉴Lian et al.(2011)[9]的研究方法，通过比较各组模型的R2和AUC值选定反映企业多维度特征的变量作为匹配依据。根据表7，第四组的模型更适合进行样本匹配。为确保倾向得分匹配过程中特征变量选取的合理性，进一步进行平衡性检验，由表8可知，匹配后实验组和控制组样本的特征均值均不显著，且p＞Chi2由0.000变为0.897，匹配结果通过平衡性检验，表明匹配变量和匹配方法选取具有合理性。

表7 Logit 回归结果

表8 倾向得分匹配法的估算结果和平衡性检验

为检验匹配效果，图1和图2列示了匹配前后实验组和控制组倾向得分值的概率密度函数。图1中实验组和控制组的倾向得分值的概率分布存在明显差异，图2中匹配后两组的概率分布变得非常接近，表明匹配后两组公司的财务特征和公司治理特征更为接近，匹配效果较好。

图1 样本匹配前

图2 样本匹配后

第二阶段使用第四组的Logit模型估计倾向得分，并进行1:1匹配得到控制组样本，匹配后，Sup_Cr和Cus_Cr的平均处理效应(ATT)均为0.015，且都在5%水平下显著(受篇幅所限未列示结果)，初步表明假设成立。

第三阶段使用第二阶段通过倾向得分匹配筛选出的样本再次代入模型(3)中回归，由表9第(1)列和第(2)列可知，UE_CE的系数分别为0.239和0.326，均在1%水平下显著，表明研究结论是稳健的。

3.变更核心盈余的度量方式

为排除回归结果可能存在的度量偏误问题，采用归属股东的扣除非经常损益的净利润作为核心盈余的度量方式，代入模型(1)中重新计算企业分类转移程度(UE_CE2)。虽然非经常性损益调整后的利润、主营业务利润和营业利润等均可作为核心盈余，但主营业务利润和营业利润均为税前利润，采用归属股东的扣除非经常损益的净利润作为核心盈余可以进一步剔除税收因素的影响。表10第(1)列和第(2)列分别列示UE_CE2作为解释变量的回归结果，回归结果均在1%水平下显著，结论依然成立。

表9 基于倾向得分匹配法的回归结果

表10 变更因变量度量方式后的回归结果

4.对被解释变量进行行业调整

为排除不同行业企业间商业信用政策的差异对研究结论可能产生的影响，将模型(3)的被解释变量进行行业均值调整。首先分别按照行业和年度计算变量Sup_Cr和Cus_Cr的均值，然后用Sup_Cr和Cus_Cr的原始值减去所对应的分行业/年度的均值，得出经行业均值调整后的供应商商业信用供给(Adj-Sup_Cr)和客户商业信用占用(Adj-Cus_Cr)，重新代入模型(3)进行回归。根据表11，UE_CE的系数符号和显著性未发生改变。

5.控制企业个体固定效应

为了排除不易随时间变动的企业个体因素干扰和遗漏变量问题，采用面板固定效应回归，以对企业个体层面的异质性进行控制。根据表12，结果未发生实质变化。

五、进一步研究

(一)考虑产权异质性的影响

相比同等条件的民营企业，国有企业在资金、经营许可等稀缺资源的获取上更具有竞争优势(黎来芳等，2013)[21]，在与供应商和客户的谈判过程中也往往处于强势地位，而且国有企业与政府的关系天然密切，经营持续性比民营企业更有保障。根据政治成本假说，国有企业要承担政府在政策调控过程中摊派的任务，还需要承担解决就业等社会责任，政府也会干预企业的经营、投资和融资决策，影响企业经营效率，导致会计业绩的度量评价作用减小(刘凤委等，2007)[25]。因此，不同产权性质下，会计核心盈余的持续性与经营持续性的关联程度存在一定差异，国有企业的盈余持续性与经营持续性之间的相关程度较民营企业更低。那么，不同产权性质下，分类转移对供应商和客户的商业信用是否会产生不同的影响？

表11 对被解释变量进行行业均值调整

表12 控制企业个体效应的回归结果

本文按照控股股东性质将样本分为非国有企业组和国有企业组进行分组回归，并借鉴连玉君和廖俊平(2017)[23]，对组间系数差异进行检验(SUEST)，结果见表13和表14。

表13显示，在国有企业组和非国有企业组，分类转移程度均与供应商对企业提供商业信用程度显著正相关，由SUEST检验，UE_CE组间系数差异性的p值为0.408，系数差异不显著，表明供应商在向企业提供商业信用时，无论是面对国企还是非国企，供应商都会关注企业的盈余持续性，产权性质不影响分类转移对供应商向提供企业商业信用的边际作用。但是，表14显示，非国有企业组中，UE_CE对Cus_Cr的回归系数为0.399且在1%水平下显著，国有企业组中，UE_CE对Cus_Cr的回归系数为0.174且在5%水平下显著，根据SUEST检验，UE_CE组间系数差异性的p值为0.035，系数差异显著，表明在非国有企业中，分类转移对客户占用企业商业信用的边际影响 更大。

表14 产权性质、分类转移与客户的商业信用占用

(二)基于外部审计质量的进一步分析

外部审计作为公司治理的一种外部监督机制，有利于减少企业与财务报表使用者之间的信息不对称。张勇(2013)[40]研究发现，供应商在向客户提供商业信用时会关注客户企业被出具的审计意见。分类转移自身的隐蔽性使得供应商和客户无法看穿企业的分类转移行为，那么高质量的外部审计能否帮助供应商和客户识别企业的分类转移行为，排除虚增的核心盈余对其商业信用政策的干扰？

事务所规模越大，市场声誉越高，审计造假带来的声誉损失和诉讼成本更高，因此大所更有动机恪守审计独立性(方红星等，2009)[17]，审计师的职业素质更高，更有能力提供高质量审计。由于事务所由企业选择，可能选择大规模事务所提供外部审计的企业更不可能采取分类转移行为。为了排除以上因素对回归结果的干扰，在仅保留在t期的未预期核心盈余(UE_CE)和营业外支出(NOE)均大于0的公司(即采用分类转移的公司)样本的基础上，按照企业是否聘请“四大”会计师事务所进行外部审计，本文将样本分为“四大”审计组和非“四大”审计组(设置虚拟变量Big4，当企业的外部审计事务所是“四大”时Big4=1，否则Big4=0)，进行分组回归。同时为了更好地排除内生性问题的影响，在回归过程中将解释变量(UE_CE)滞后一期处理(LUE_CE)。

表15 外部审计质量的影响

表15第(1)列和第(2)列显示，在非“四大”审计组，LUE_CE系数为0.127且在10%水平下显著，在“四大”审计组，LUE_CE系数为0.143但不显著，说明高质量的外部审计有助于供应商看穿企业的分类转移操作，虚增的核心盈余不会加大供应商对企业的商业信用供给。第(3)列和第(4)列显示，在非“四大”审计组，LUE_CE系数为0.261且在1%水平下显著，在“四大”审计组，LUE_CE系数为-0.274但不显著，说明高质量的外部审计同样有助于客户识别企业的分类转移行为，虚增的核心盈余不会导致客户加大对企业的信用占用。

(三)基于内部控制质量的进一步分析

除外部监督机制外，企业还受内部控制的约束。内部控制是企业内部约束机制，内部控制质量高的企业更不可能进行分类转移。高质量的内部控制有助于提高财务报告可靠性(戴文涛和王亚男，2019)[16]、抑制盈余管理(方红星和金玉娜，2011)[19]，能够降低外部利益相关者的信息不对称。高质量的内部控制能否像外部审计一样，帮助供应商和客户看穿企业的分类转移行为，纠正分类转移导致的商业信用错配？

为了排除该因素对回归结果的影响，在仅保留分类转移公司样本的基础上，按照各年度内部控制指数(IC)由低到高将样本分为低内部控制质量组(IC_L)、高内部控制质量组(IC_H)，进行分组回归。同时为了更好地排除内生性问题的影响，在回归过程中将解释变量(UE_CE)滞后一期处理(LUE_CE)。内部控制指数数据来源于深圳迪博数据库，该值越大，表示内部控制质量越高。

根据表16第(1)、(2)列显示，在低内部控制质量组，LUE_CE系数在5%水平下显著，在高内部控制质量组，LUE_CE系数不再显著，表明高质量的内部控制有助于供应商看穿企业的分类转移操作，虚增的核心盈余不会显著加大供应商对企业的商业信用供给。第(3)、(4)列显示，LUE_CE的回归系数在低、高内部控制质量组均显著，表明内部控制无助于客户看穿企业的分类转移行为。

表16 内部控制质量的影响

分析其原因，企业占用供应商的商业信用，对供应商来说，如果企业持续盈利能力差，供应商可能会面临应收款项无法及时收回甚至应收款项部分或全部形成坏账的风险以及变更客户企业的转换成本。客户是企业商业信用的占用方，如果企业持续盈利能力差，对客户应付款项的影响较小，客户无法准确识别企业核心盈余面临的风险主要是变更供应商企业的转换成本。内部控制是公司的内部约束机制，外部利益相关者需要付出较高成本对企业的内部控制信息进行甄别，因为相比供应商，客户面临的风险更小，客户付出成本获取企业内部控制信息(比如内部控制自我评估报告等)的动机会比供应商弱，所以高质量内部控制只对供应商看穿分类转移行为作用显著，对客户作用不显著。

(四)基于分析师跟踪数量的进一步分析

分析师利用自身的专业优势和产业调研等，可以为财务报告使用者提供更多的增量信息(徐欣和唐清泉，2010)[35]。分析师跟踪的密集程度越高越有助于提升上市公司的信息透明度(周泽将和杜兴强，2012)[43]。因此，本文选择分析师跟踪数量作为调节变量，在模型(3)中加入分析师跟踪数量变量(Analyst)以及分类转移与分析师跟踪数量的交乘项(UE_CE×Analyst)进行全样本回归，探索分析师追踪能否发现企业的分类转移操作并将这一信息向供应链上下游企业传递，从而抑制分类转移引起的商业信用错配。

表17 分析师跟踪数量的影响

根据表17第(1)列，交乘项UE_CE×Analyst的系数为-0.01且在10%水平下显著，表明分析师跟踪能够抑制分类转移对供应商的商业信用供给的影响，缓解分类转移导致的商业信用错配；第(2)列，交乘项UE_CE×Analyst的系数为-0.006但不显著，UE_CE的系数依然在1%水平下显著，表明分析师跟踪不影响分类转移导致客户加大对企业的商业信用占用。

分析其原因，分析师跟踪的数量越多，不同分析师可以从不同角度为供应商和客户提供增量信息，这也意味着供应商和客户面对的分析师报告数量越多，阅读和综合分析判断分析师报告中信息所需付出的成本越大。由于客户对企业核心盈余判断错误面临的风险比供应商小，客户付出成本对分析师报告进行分析的动机较弱，所以分析师跟踪对客户看穿企业分类转移行为的作用不显著。

六、结论与启示

本文利用2009―2018年A股上市公司数据，研究分类转移盈余管理对供应商、客户对企业的商业信用政策的影响。研究发现：企业的分类转移程度越高，供应商对企业的商业信用供给越多，客户对企业的商业信用占用越多，造成商业信用在供应链上下游企业之间的错配。进一步分析表明：在非国有企业中，分类转移对客户占用企业商业信用的边际影响更大，但产权性质的异质性不影响分类转移对供应商的商业信用供给的边际作用；分类转移对供应商和客户商业信用的影响在“四大”提供外部审计的企业不再显著，高质量的审计可在一定程度上抑制商业信用资源的错配；高质量的内部控制有助于供应商看穿企业的分类转移行为；更多的分析师跟踪能够抑制分类转移对供应商的商业信用供给错配的影响。

本文得出如下启示：第一，供应商在向企业提供商业信用时，要注重借助审计师、分析师等外部监督机制和企业内部控制帮助其识别企业分类转移操作，避免受企业分类转移操作误导而制定错误的商业信用政策。第二，客户需要准确地“体恤”企业。客户通过对企业持续盈利能力的评估来判断是否需要对企业进行“体恤”。在这一评估过程中，客户需要更好地利用外部审计机制来帮助其更准确地判断企业持续盈利能力，从而更有效地发挥“体恤”效应。最后，分类转移盈余管理需要引起监管者的重视。分类转移造成核心盈余信息失真会导致供应链层面的财务信息使用者做出错误判断，进而导致商业信用资源的错误配置。监管者在制定信息披露政策时，需要充分考虑企业分类转移行为可能带来的负面影响，重视盈余结构划分的准确性。