孙建强 哈文静

【摘要】基于2008 ～ 2018年沪深A股上市公司的数据， 实证检验合并商誉对商业信用供给和商业信用融资的影响， 研究发现： 企业的合并商誉越多， 其商业信用供给和商业信用融资越少， 且合并商誉对商业信用融资的负向作用具有持续性。 考虑产权性质的影响后发现： 国有企业的合并商誉越多， 商业信用供给越多， 商业信用融资越少， 合并商誉与商业信用融資的负相关关系比民营企业更为显著; 民营企业的合并商誉越多， 商业信用供给越少， 商业信用融资也越少， 与总体样本回归结果一致。 进一步讨论合并商誉与净商业信用的关系后发现， 合并商誉越多， 净商业信用越少， 商业信用融资和商业信用供给同时减少且趋于接近， 企业使用商业信用的规模缩小。 总体而言， 在商誉的影响下， 商业信用的替代性融资作用不能有效发挥。

【关键词】合并商誉;商业信用供给;商业信用融资;产权性质

【中图分类号】 F275.1     【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2021）16-0076-9

一、引言

2006年版《企业会计准则》将商誉定义为合并方支付的对价与被合并方可辨认净资产公允价值的差额， 将企业合并产生的商誉作为一项资产列示于资产负债表中。 近年来， 随着资本市场并购浪潮的兴起， 我国A股市场合并商誉总额以及由此引发的商誉减值总额均出现跨越式增长。 Wind数据库的数据显示， 2008年A股市场有84家公司披露商誉减值， 商誉账面价值总额为551.17亿元， 商誉减值总额约为23.16亿元; 2018年A股市场有884家公司披露商誉减值， 商誉账面价值总额为12263.92亿元， 商誉减值总额为1664.13亿元。 上市公司进行并购重组的出发点是获取优质资源， 实现协同效应， 提高整体效率并降低单位成本， 以此增强公司的核心竞争力。 然而， 伴随着企业并购的盈余管理和机会主义行为， 应有的并购协同效应往往难以得到发挥。

商业信用作为一种非正式的融资途径， 在企业供应链关系维护中也发挥着重要作用。 现有对于商业信用的研究多是从融资性动机和经营性动机角度进行， 而企业合并作为一项涉及多方利益相关者的企业战略层面的重大决策， 为研究商业信用提供了一个新的角度。 王秀丽[1] 的研究表明， 只有核心商誉才能发挥协同效应。 现行会计准则计量方式下的商誉不仅仅体现为核心商誉， 而是商誉整体， 其对企业产生的正面影响比较有限， 甚至更多地体现为负面影响。 从企业外部融资的角度来看， 商誉会导致企业产生融资约束[2-4] ; 从企业利益相关方认同的角度来看， 超额商誉会引发利益相关方（供应商、客户、银行等）对企业的负面评价[5] 。 合并后的企业面临着融资约束， 其在面对负面评价时， 商业信用供给和商业信用融资会呈现怎样的状况以及商业信用的替代性融资作用是否得到发挥是本文研究的主题。

本文以2008 ～ 2018年沪深A股上市公司中商誉账面价值不为零的公司为样本， 研究了合并商誉对供应链上商业信用使用规模的影响， 以及这种影响关系在不同产权性质企业中的差异， 为企业采取积极措施维护好与供应商、客户之间的关系提供了启示。 本文可能的贡献在于： 首次在合并商誉与商业信用之间建立联系， 分别从商业信用供给和商业信用融资两个角度讨论合并商誉对其的影响; 丰富了合并商誉经济后果的相关研究文献， 同时为研究商业信用提供了一个新的视角。

二、文献综述

（一）合并商誉

葛家澍和杜兴强[6] 将商誉定义为可以为企业带来超额盈利的一切有利的要素和情形。 然而， 在现行会计准则计量方式下， 商誉是一个倒挤的“差额”， 其中相当一部分根本不能为企业带来超额盈利能力[7] ; 商誉初始确认中的同伴效应也导致了商誉的高估[8] 。 目前， 关于商誉超额盈利能力也即并购协同效应是否得以发挥的研究， 多是从考察合并商誉与企业绩效关系的角度进行的[9-12] ， 不同的研究所得出的商誉对企业绩效的具体影响的结论也不一致。 朱荣和温伟荣[13] 研究发现， 高业绩承诺成为并购重组中推高估值、炒作股价的工具。 还有学者发现， 高溢价并购形成的巨额商誉会引发股价崩盘风险[14] 和商誉减值风险[15] 。 商誉已成为企业承担较高水平风险的信号[16] ， 而且有高管变更的公司， 其商誉减值程度往往更大[17] 。 还有学者发现， 商誉减值的盈余管理动机加大了商誉存在的风险[18] ， 影响着债权人对企业债务期限结构[3] 以及债务融资成本[4] 的权衡。

（二）商业信用

商业信用是企业在商品交易中自发形成的借贷关系。 根据商业信用在供应链上方向的不同， 将其分为商业信用供给和商业信用融资。

现有关于商业信用供给的研究多是基于经营性动机理论。 学者们研究发现， 客户和供应商的议价能力[19] 、产品独特性[20] 、产品市场竞争优势[21] 、多元化经营以及获得的银行信贷[22] 、行业竞争程度[23] 、供应商集中度[24] 及其财务状况[25] 等都会影响企业提供的商业信用; 而且商业信用供给存在最优值， 客户关系型交易与商业信用供给的倒U型关系[26] 、商业信用供给与公司业绩[27] 的倒U型关系验证了这一结论。

现有关于商业信用融资的研究多是基于替代性融资理论。 学者们研究发现， 供应商关系与社会信任[28] 、财务重述[29] 、财务战略[30] 、公司战略[31] 、社会资本[32] 等都会影响企业获取的商业信用。 对于商业信用的替代性融资作用是否得以发挥， 曹云祥和宫旭红[33] 、王贞洁和王竹泉[34] 、赵胜民和张博超[35] 的研究均表明， 商业信用对银行信贷有一定的替代作用。

三、理论分析与研究假设

（一）合并商誉与商业信用供给

在现行会计准则下， 外购商誉已成为容纳各种原因导致的“计价差额”的“容器”， 这其中相当一部分根本不能为企业带来超额盈利能力[7] 。 合并报表中的商誉在初始确认时就存在着一定程度的高估， 而仅有能够产生协同效应的核心商誉能够对企业绩效产生积极影响[1] ， 并且股份支付方式的使用会导致商誉价值虚高[36] 。 郑海英等[9] 的研究表明， 当期确认的合并商誉提升了短期业绩， 但降低了长期业绩。 而当期确认的合并商誉对短期绩效的积极影响很大程度上是通过正向盈余管理实现的， 企业真实绩效并未得到实质性改善， 合并商誉账面价值通过影响融资约束而对企业绩效产生了消极作用[12] 。 杜春明等[3] 研究发现， 商誉信息通过影响债权人信贷决策进而影响企业债务期限结构， 商誉减值信息对企业债务期限结构产生了显著负向影响， 发挥了其在企业资源配置中的作用; 徐经长等[4] 发现， 商誉减值金额对企业债务融资成本产生了显著正向影响; 黄蔚和汤湘希[2] 发现， 合并商誉与企业的融资约束具有显著的正相关关系。

以上研究表明： 商誉自产生之时就存在被高估的问题， 其代表的超额盈利能力并不能总是得到有效发挥， 对于企业经营业绩也存在“虚假改善”作用; 融资约束在合并商誉账面价值对企业绩效的负面影响中具有部分中介效应; 加之商誉信息为债务期限结构以及债务融资成本带来的消极影响， 有合并商誉的企业会面临一定程度的融资约束。 在企业通过银行等金融机构进行融资的渠道受限时， 企业有动机通过减少对下游客户的商业信用供给来维持自身流动性需求。 据此， 提出本文的第一个假设：

H1： 在其他条件一定时， 合并商誉与商业信用供给负相关。

（二）合并商誉与商业信用融资

商业信用配给是上下游企业博弈的结果， 下游企业能够获得多少商业信用， 取决于上游企业愿意提供多少商业信用。 在当今资本市场高商誉并购、巨额商誉减值事件频发的环境下， 超额商誉已成为企业经营的负担。 超额商誉未能给企业带来应有的并购协同效应， 反而对企业的成长性产生了一定的负面影响， 同时耗费了企业宝贵的资源， 还会引发利益相关方对企业经营的负面评价[5] 。 周泽将等[16] 认为， 合并商誉已成为企业承担较高水平风险的重要信号， 公司拥有的商誉资产越多， 其承担的风险水平相应越高。 朱荣和温伟荣[13] 研究发现， 高业绩承诺助长了高估值， 导致高商誉确认， 从而增加了巨额商誉减值的风险， 并购之后的巨额商誉减值和业绩下滑成为当期财务业绩虚高的代价。

考虑到宏观环境的影响， 在经济下行周期中， 商业信用融资约束会随着银行信贷的收缩而收紧， 商业信用对银行信贷的替代效应顺周期下降， 市场整体流动性风险上升[37] 。 此外， 当经济政策不确定性较高时， 企业获取商业信用的难度较大， 获得的商业信用规模总体上有缩小的趋势[38] 。 通过上述分析可知， 宏观环境变化会影响商业信用融资规模， 超额商誉削弱了企业产品的市场竞争能力， 成为高风险水平的信号， 还会引发利益相关方对企业的负面评价， 上游供应商因此而减少商业信用的供给。 据此， 提出本文的第二个假设：

H2： 在其他条件一定时， 合并商誉与商业信用融资负相关。

（三）不同产权性质下合并商誉对商业信用供给与融资的影响

在我国特殊的市场制度环境下， 产权性质影响着企业的经营决策行为。 国有企业相比民营企业有着更为严苛的考核标准， 同时也承担着更多的社会责任， 就此而言， 在同民营企业的竞争中其可能处于劣势地位。 企业社会责任的信任观点认为， 企业社会责任和贸易信贷提供正相关， 企业社会责任作为一种信任增强手段， 可以补充贸易信贷的不完全合同性质[39] 。 国有企业长期以来受到政策扶持， 相较于民营企业， 其融资途径更广， 加之我国国有企业和商业银行之间“国有同源性”的存在， 在同样的市场环境中， 相比民营企业， 国有企业面临的融资约束较小， 融资成本较低且更容易获得外部融资， 因而国有企业的商业信用所发挥的替代性融资作用也较小[40] 。

根据商业信用的经营性动机理论， 商业信用可以作为保证产品质量的隐性担保， 以及吸引客户和刺激交易的营销工具和竞争手段; 宽松的商業信用政策可以促进销售并改善企业与客户之间的关系[19，41] 。 同时， 商业信用不仅有助于客户进行库存融资、降低信息不对称性和交易成本， 而且能够为卖方提供一种更灵活的定价方法， 以及作为一种融资工具。 具有借贷能力的供应商通过将收益转移给客户， 改善资金管理， 使商业信用成为重要的战略和竞争工具[42，43] 。 黄蔚和汤湘希[2] 、杜春明等[3] 、徐经长等[4] 的研究均发现， 在合并商誉的影响下， 相比民营企业， 国有企业面临的融资约束较小。 所以， 国有企业更有意愿并且有能力向客户提供更多的商业信用， 以巩固和维持自己的市场地位和市场份额; 同时， 更少地占用供应商资金， 通过减少商业信用融资， 维护其在供应链中的地位， 与供应商建立良好的合作关系， 树立负责任公司的良好形象。 据此， 提出本文的第三、第四个假设：

H3： 在国有企业中， 合并商誉与商业信用供给正相关; 在民营企业中， 合并商誉与商业信用供给负相关。

H4： 与民营企业相比， 合并商誉与商业信用融资的负相关关系在国有企业中更为显著。

四、研究设计

（一）样本选取与数据来源

2006年版《企业会计准则》将商誉单独作为一项资产列示于财务报表中， 考虑到会计政策变更年度的商誉信息噪音较大， 本文选取2008 ～ 2018年沪深A股上市公司中商誉账面价值不为零的公司为研究样本。 本文的数据筛选过程如下： 首先， 剔除ST、?ST类公司; 其次， 剔除金融类公司; 最后， 剔除数据缺失的观测值。 为消除极端值对研究结论的影响， 本文对所有连续变量在1%和99%分位上进行了缩尾处理。 本文的实证研究所涉及的相关数据均来自CSMAR数据库。

（二）变量设置

1.商业信用（TC）。 本文借鉴陈胜蓝和刘晓玲[44] 、Mateut[45] 的做法， 用应收账款、应收票据以及预付账款的总和除以期末总资产来表示商业信用供给（TCs）; 借鉴陆正飞和杨德明[46] 、刘欢等[47] 的做法， 采用应付账款、应付票据以及预收账款的总和除以期末总资产表示商业信用融资（TCd）; 用商业信用融资（TCd）减去商业信用供给（TCs）表示净商业信用（NTC）。

2. 合并商誉（GW）。 本文借鉴黄蔚和汤湘希[2] 的做法， 采用年末资产负债表的商誉净额除以年末总资产即标准化后的商誉进行度量。

3. 控制变量。 参照王竹泉和孙兰兰[27] 、魏志华和朱彩云[5] 、黄蔚和汤湘希[2] 的研究， 本文控制了企业规模（Size）、资产收益率（ROA）、资产负债率（LEV）、股权集中度（Large1）、标准化无形资产（Intass）、市场份额（Mshare）、行业竞争程度（Competation）、产权性质（State）等变量。 此外， 本文还引入了行业、年度虚拟变量以控制行业和年度。

本文实证检验中所涉及的主要变量及其含义如表1所示。

（三）模型设计

本文分别从商业信用供给和需求的角度研究合并商誉对商业信用的影响， 均适用如下模型：

TC=β0+β1GW+β2Size+β3ROA+β4LEV+

β5Large1+β6Intass+β7Mshare+β8Competation+

β9State+β10Industry+β11Year

五、实证分析

（一）描述性统计

表2列示了关键变量的描述性统计结果。 商业信用供给（TCs）的均值和中位数分别为0.184和0.166， 均大于商业信用融资（TCd）的均值（0.173）和中位数（0.143）， 呈现出净商业信用（NTC）总体趋向于负值的状况。 解释变量商誉（GW）的均值为0.049， 中位数为0.008， 数据整体呈现右偏态势。 企业规模（Size）的均值（22.21）和中位数（22.04）较为接近， 最小值为19.24， 最大值为25.97。 样本企业资产收益率（ROA）的均值为4.3%， 资产负债率（LEV）的均值为42.7%， 市场份额（Mshare）的均值为8%， 第一大股东持股比例（Large1）的均值为34.6%， 无形资产与总资产比值（Intass）的均值为4.8%。 此外， 样本中有35.8%的企业所属行业的行业竞争程度较高， 国有企业占比为35.6%。

（二）相关性检验

表3列示了关键变量的Pearson相关系数和Spearman相关系数。 由表3可以看出， 各个变量之间的相关系数均较小， 解释变量和控制变量与被解释变量的相关性基本都在5%的水平上显著。 此外， 解释变量与控制变量的VIF最大值为2.49， 小于10， 所以各变量之间不存在严重的多重共线性。 解释变量商誉（GW）与被解释变量商业信用融资（TCd）的Pearson相关系数和Spearman相关系数均为负， 且在5%的水平上显著， 本文提出的H2得到初步验证。

（三）多元回归分析

1. 合并商誉对商业信用供给的影响。 表4列示了合并商誉与商业信用供给的回归结果， 其中第（1） ～ （3）列分别为将商业信用供给当期数据（TCs）、滞后一期数据（F.TCs）以及滞后两期数据（F2.TCs）代入模型的回归结果。 在使用当期数据回归时， 合并商誉（GW）的系数为-0.044， 且在1%的水平上显著， 说明合并商誉越多， 企业对外提供的商业信用越少。 这一结果表明， 随着合并商誉的增加， 企业倾向于减少商业信用供给， 以缓解自身面临的融资约束， 储备更多资金来维持自身的流动性需求。 由此， 本文提出的H1得到验证。

此外， 上述关系在被解释变量滞后一期、滞后两期时均不显著， 说明合并商誉对企业商业信用供给的影响不具有持续性。

2. 合并商誉对商业信用融资的影响。 表5列示了合并商誉与商业信用融资的回归结果， 其中第（1） ～ （3）列分别为将商业信用融资当期数据（TCd）、滞后一期数据（F.TCd）以及滞后两期数据（F2.TCd）代入模型的回归结果。 合并商誉（GW）与各期被解释变量的回归系数分别为-0.125、-0.108、

-0.115， 且均在1%的水平上显著， 说明合并商誉越多， 企业获得的商业信用融资越少。 这一结果表明， 随着合并商誉的增加， 上游供应商倾向于减少商业信用供给， 企业可以获得的商业信用融资会相应减少， 并且这种关系具有持续性。 由此， 本文提出的H2得到验证。

与H1的验证过程相比， 合并商誉对商业信用供给的影响不具有持续性， 而对商业信用融资的影响具有持续性， 说明企业对于商业信用的使用也受到一定约束， 在商业信用融资持续减少的情况下， 商业信用供给并不会保持同方向变动， 企业对商业信用的占用（净商业信用）呈现出减少的趋势。

3. 产权性质的影响。 表6列示了不同产权性质下合并商誉与商业信用供给和融资的回归结果。 表6第（1）列显示， 合并商誉（GW）的系数为0.135， 且在1%的水平上显著， 说明在国有企業中， 合并商誉与商业信用供给显著正相关。 国有企业中合并商誉越多， 其向下游企业提供的商业信用越多。 第（2）列显示， 合并商誉（GW）的系数为-0.066， 且在1%的水平上显著， 说明在民营企业中， 合并商誉越多， 企业的商业信用供给越少。 第（1）列与第（2）列的组间差异在1%的水平上显著。 这说明， 产权性质这一变量对合并商誉与商业信用供给之间关系的影响具有显著性。 在企业总体融资需求稳定的情况下， 相比于民营企业， 国有企业受到的融资约束较小， 且出于巩固市场地位和刺激产品需求的目的， 其有能力对外提供更多商业信用; 而民营企业在面临严峻融资约束的情况下， 会减少商业信用供给以保证自身的流动性需求。 由此， 本文提出的H3得到验证。

表6第（3）列显示合并商誉（GW）的系数为-0.230， 第（4）列显示合并商誉（GW）的系数为-0.102， 两者均在1%的水平上显著， 而且产权性质分组的组间差异也在1%的水平上显著。 这说明产权性质这一变量对合并商誉与商业信用融资之间关系的影响具有显著性。 从回归系数来看， 国有企业合并商誉的系数大于民营企业合并商誉的系数， 表明在国有企业中， 合并商誉与商业信用融资的负相关关系更为显著， 若商誉增加， 则国有企业获取的商业信用融资减少， 占用上游企业的资金减少。 由此， 本文提出的H4得到验证。

（四）进一步讨论

净商业信用可用于衡量企业使用商业信用的净融资水平。 本文的净商业信用（NTC）采用上文的商业信用融资（TCd）减去商业信用供给（TCs）所得的差额进行计量。 表4和表5列示的结果分别验证了本文所提出的H1和H2， 即合并商誉与商业信用供给和商业信用融资均显著负相关。 在合并商誉的影响下， 商业信用供给和商业信用融资的变化将会导致净商业信用如何变化是值得进一步讨论的问题。 于是， 本文将净商业信用（NTC）作为被解释变量， 仍使用上文中选择的样本与模型进行回归分析， 结果如表7 所示。

根据表7列示的回归结果， 第（1）列中合并商誉（GW）的系数为-0.080， 且在1%的水平上显著， 说明合并商誉越大， 净商业信用越小， 企业使用商业信用的净融资规模越小。 这表明在合并商誉的影响下， 企业的商业信用供给和商业信用融资都会减少， 但相比商业信用供给， 商业信用融资减少的幅度更大。 这也与上文关于合并商誉对商业信用的影响是否具有持续性的检验结果一致。

由于净商业信用（NTC）取值有正有负， 可能出现相互抵消的现象， 所以本文进一步将总样本分为净商业信用为正和净商业信用为负两组分别进行回归。 当NTC>0时， 表示为净商业信用融资（NTCd）; 当NTC<0时， 取其绝对值表示为净商业信用供给（NTCs）。 表7第（2）列显示， 当净商业信用为正值时， 合并商誉（GW）的系数为-0.151， 且在1%的水平上显著， 表明合并商誉越大， 净商业信用融资越小， 这与第（1）列的结论一致; 第（3）列显示， 当净商业信用为负值时， 合并商誉（GW）的系数为-0.025， 且在5%的水平上显著， 表明合并商誉越大， 净商业信用供给越小。 以上分组回归结果表明， 合并商誉越大， 商业信用供给（TCs）与商业信用融资（TCd）越接近， 两者之间的差额越小， 此时企业使用商业信用的整体规模减小， 商业信用在供应链中可以发挥的作用降低。 总体而言， 在合并商誉的影响下， 商业信用的替代性融资作用不能得到有效发挥。

（五）稳健性检验

1. 替换被解释变量。 借鉴马亚明和张洁琼[37] 的做法， 用应收账款与应收票据合计数除以总资产表示商业信用供给（TCs2）， 用应付账款与应付票据合计数除以总资产表示商业信用融资（TCd2）， 回归结果如表8第（1）、（2）列所示， 可見回归结果依然保持稳健。

2. 增加关键变量。 成长性是影响和衡量企业特征的关键变量之一， 借鉴徐经长等[4] 、方红星和楚有为[31] 等的做法， 使用营业收入增长率作为衡量企业成长性（Growth）的替代指标。 将企业成长性（Growth）这一变量引入回归模型中再次进行回归， 结果如表8第（3）、（4）列所示。 企业成长性变量本身在模型中具有显著性， 可作为影响被解释变量的指标， 且解释变量（GW）的符号和显著性与前文一致， 结果保持稳健。

3. 内生性问题的处理。 由于本文选择商誉不为零的企业为样本进行回归， 有的商誉数据可能对本文研究的问题产生系统性偏差， 因而存在样本自选择问题。 为此， 本文基于倾向性得分匹配方法（PSM）对合并商誉与企业商业信用之间的关系进行稳健性检验。 将商誉大于零的样本归为“处理组”， 共9503个样本， 然后选择企业规模（Size）、资产收益率（ROA）、资产负债率（LEV）、第一大股东持股比例（Large1）、标准化无形资产（Intass）和市场份额（Mshare）计算倾向评分（PS）， 分别使用最近邻匹配和核匹配构建处理组和控制组。 倾向性得分匹配结果如表9所示， 匹配后的平均处理效应显著， 表明控制合并商誉的样本自选择问题后， 合并商誉对企业商业信用供给和商业信用融资依然具有显著的影响， H1和H2进一步得到验证， 说明本文的研究结论是稳健的。

六、研究结论与启示

（一）研究结论

本文分别从商业信用供给和融资角度讨论合并商誉对商业信用的影响， 合并商誉与商业信用供给和商业信用融资均表现为负相关关系， 且合并商誉与商业信用融资的负相关关系具有持续性， 即合并商誉增加， 当期企业供给的商业信用会减少， 企业获取的商业信用会持续减少。 将样本进行分组后， 考察不同产权性质对上述关系的影响， 发现： 在国有企业中， 合并商誉与商业信用供给正相关， 与商业信用融资负相关; 在民营企业中， 合并商誉与商业信用供给负相关， 与商业信用融资也负相关; 而且相比民营企业， 合并商誉与商业信用融资的负相关关系在国有企业中更为显著。 进一步检验合并商誉与净商业信用的关系， 发现合并商誉与净商业信用显著负相关。 区分净商业信用正负号后， 发现合并商誉与净商业信用融资、净商业信用供给均呈负相关关系， 即合并商誉越大， 净商业信用融资和净商业信用供给越小， 商业信用融资与商业信用供给同时减小且趋于接近， 总体呈现出企业使用商业信用的规模减小的状况。 总体而言， 在合并商誉的影响下， 商业信用的替代性融资作用不能得到有效发挥。 本文使用替换被解释变量、增加关键变量以及倾向性得分匹配方法（PSM）对上述结论进行了检验， 检验结果表明研究结论依然稳健。

（二）启示

本文的理论贡献在于： 研究了合并商誉对企业商业信用的影响， 分别从商业信用供给和商业信用融资两个角度进行讨论， 而现有文献对于商业信用的探讨多是仅考虑其中一个角度; 同时， 在合并商誉与商业信用之间建立联系， 丰富了商誉经济后果的相关研究文献， 也为研究商业信用提供了一个新的视角。 根据本文的研究结论， 企业应适当实施并购战略并合理控制商誉的规模， 企业合并绝不仅仅体现为一项商誉资产， 也不只会影响企业自身的经营决策， 还会影响利益相关方对企业的评价， 而供应商和客户就是重要的利益相关方。 本研究发现， 合并商誉增加， 则企业使用商业信用的规模减小， 商业信用供给、商业信用融资、净商业信用都会减少， 从而导致企业在供应链中的地位及其与客户、供应商之间的关系都会发生一定的变化。 企业应谨慎实施并购战略， 并且要维护好与供应商、客户等利益相关方之間的关系， 从而保证自身的可持续发展。

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