市場化進(jìn)程、會計(jì)信息質(zhì)量與融資約束的相關(guān)性分析
——基于最終控制人的視角

郭桂花，池玉蓮，宋 晴

(1. 新疆石河子大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆 石河子 832000；2. 中國工商銀行 新疆分行，新疆 烏魯木齊 830046)

一、 引言

資金是企業(yè)發(fā)展的血脈，圍繞企業(yè)生存、發(fā)展、獲利的諸多問題均與企業(yè)資金密切相關(guān)，只有足夠充裕的資金，才能保證企業(yè)的正常運(yùn)行。為了保證企業(yè)的生存和發(fā)展，向外部借貸幾乎是每個(gè)企業(yè)的必經(jīng)之路。新形勢下企業(yè)能選擇的融資渠道很多，但在融資過程中，企業(yè)最關(guān)注的不是錢從何來，而是為獲得資金所付出的代價(jià)，即融資的成本。對融資成本的考慮可能會導(dǎo)致企業(yè)出現(xiàn)融資困難，當(dāng)企業(yè)內(nèi)部融資不足，而外部融資又受到阻礙因而不得不放棄一些有價(jià)值的投資項(xiàng)目時(shí)，企業(yè)就面臨一定程度的融資約束，融資約束程度足夠大時(shí)會導(dǎo)致一系列的后果，最嚴(yán)重的就是企業(yè)破產(chǎn)。因此，影響企業(yè)出現(xiàn)融資約束的因素有哪些？如何讓企業(yè)避免發(fā)生融資約束的狀況？有關(guān)融資約束的研究越來越受到理論界和實(shí)務(wù)界的高度關(guān)注。

在完美的資本市場條件下，公司的各種融資方式可以完全替代。然而，完美的資本市場是不存在的，資本市場的信息不對稱以及代理問題導(dǎo)致一些公司面臨融資約束。第一，從企業(yè)融資約束本身來看。轉(zhuǎn)軌時(shí)期上市公司的融資渠道和融資方式呈現(xiàn)出多樣性和特殊性，但融資效率是否真的能得到提高？影響公司融資約束的因素有哪些？站在政府、上市公司以及投資者的角度，他們分別應(yīng)該如何切實(shí)解決融資約束問題？如何有效規(guī)避投資風(fēng)險(xiǎn)？這一系列問題都有待研究。第二，從我國特殊經(jīng)濟(jì)背景來看。盡管從2006年股份制改革開始以后，大量國有企業(yè)進(jìn)行了股份制改造，但改革效果并不理想。另外政府干預(yù)在企業(yè)融資方面有一定的積極作用，但其弊端與缺陷也同樣受到關(guān)注。第三，從日常經(jīng)濟(jì)活動可以看出，由于管理權(quán)和經(jīng)營權(quán)的分離，股東對企業(yè)日常經(jīng)營缺乏時(shí)間、精力以及相關(guān)專業(yè)知識去管理和監(jiān)督，企業(yè)管理者自利行為的存在會使其與企業(yè)股東的利益目標(biāo)相分離，最終出現(xiàn)逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)，導(dǎo)致企業(yè)價(jià)值下降。

二、 制度背景與研究假設(shè)

在信貸市場里，資源配置達(dá)到最佳狀態(tài)的前提是完全對稱的市場信息、自由流動的市場生產(chǎn)要素和完全競爭的市場狀態(tài)。如果信息是對稱的，那么市場的調(diào)節(jié)杠桿——利率將是決定市場的重要因素，它將自發(fā)地調(diào)節(jié)資金的供給和需求，使市場始終處于均衡狀態(tài)。但現(xiàn)實(shí)中普遍存在不完全競爭以及信息不對稱，這種信息不對稱以及可能存在的契約雙方的機(jī)會主義行為，使得投資者無法獲得真實(shí)可靠的財(cái)務(wù)信息以對企業(yè)的經(jīng)營狀況和財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行準(zhǔn)確的評估[2]。信息不對稱直接影響資源的優(yōu)化配置，從而增加了投資者投資的風(fēng)險(xiǎn)，理性的投資者必然要求更高的回報(bào)率用以補(bǔ)償承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)；同時(shí)，信息不對稱會加劇投資者與知情交易者之間進(jìn)行“不公平”交易的風(fēng)險(xiǎn)，最終導(dǎo)致外部融資成本升高，企業(yè)融資受到制約[3]。

有資料表明，商業(yè)銀行積聚了大量的儲蓄資金難以釋放，眾多投資者擁有大量閑散資金等待投資，而很多企業(yè)在日常經(jīng)營投資活動中缺乏資金支持。投資者和企業(yè)之間，信息不對稱帶來的負(fù)面作用很大。減少信息不對稱是能有效解決這一矛盾的措施之一。20世紀(jì)90年代以來，人們開始關(guān)注公司會計(jì)信息質(zhì)量不同所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果，Botosan最早提供了公司透明度與資本成本之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系的直接證據(jù)[4]。Barry和Brown的研究發(fā)現(xiàn)，公司會計(jì)信息披露水平的提高有助于降低投資者的預(yù)測風(fēng)險(xiǎn)[5]。張純和呂偉的研究表明，信息披露水平能顯著降低企業(yè)的融資約束[6]。由此可見，提高會計(jì)信息的質(zhì)量，可以減少企業(yè)與資金持有者之間的信息不對稱，提高公司資源的配置效率。由于我國特殊的制度背景，近年來越來越多的研究考慮了預(yù)算軟約束所帶來的影響。在我國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體制下，非國有經(jīng)濟(jì)在市場競爭中逐漸發(fā)展壯大，公司可以自主經(jīng)營、自負(fù)盈虧。但由于國有企業(yè)的預(yù)算軟約束問題內(nèi)生于政策性負(fù)擔(dān)，GDP仍是地方政府政績考核的首要指標(biāo)，在這種情況下，地方政府一般放棄直接從國有銀行體系爭奪資源，而轉(zhuǎn)為通過協(xié)助、縱容或默許轄區(qū)內(nèi)企業(yè)“逃、廢、債”等間接手段來爭奪國有商業(yè)銀行的資源。朱紅軍、何賢杰、陳信元的研究表明，預(yù)算軟約束的存在扭曲了國有企業(yè)面臨的真實(shí)融資約束[7]。

因此，本文提出假設(shè)1：會計(jì)信息質(zhì)量的提高可以有效緩解公司的融資約束，而且終極控制人的不同會對兩者之間的關(guān)系產(chǎn)生影響。

發(fā)達(dá)國家的歷史經(jīng)驗(yàn)證明，建立一個(gè)以市場為主體的經(jīng)濟(jì)體制是企業(yè)走向現(xiàn)代化的必經(jīng)之路。市場化進(jìn)程的高低，與市場對資源的分配效率、市場導(dǎo)向下產(chǎn)品市場、要素市場的發(fā)展以及市場中介組織發(fā)育、法律制度環(huán)境密切相關(guān)。國家或地區(qū)在加快市場化進(jìn)程建設(shè)的過程中，與之配套的金融、法律體系以及制度環(huán)境均會得到很大的提升。這無疑給企業(yè)融資提供了更多的機(jī)會，更多的融資渠道和更有效的資金配置效率。鄭國堅(jiān)等的研究發(fā)現(xiàn)，我國上市公司的內(nèi)部市場運(yùn)作與其所處地區(qū)的市場化程度顯著正相關(guān)，企業(yè)的融資偏好會因市場的發(fā)達(dá)程度而有所差異。發(fā)達(dá)的市場對企業(yè)以較低的成本取得投資所需資金至關(guān)重要。在市場化進(jìn)程較低時(shí)，企業(yè)面臨的融資約束可能會更強(qiáng)[8]。楊興全和張照南以我國上市公司2000—2006年的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)為樣本，從我國各地區(qū)市場化進(jìn)程和公司終極控制人制度背景出發(fā)進(jìn)行研究，結(jié)果表明公司所在地區(qū)市場化進(jìn)程越低，公司的投資—現(xiàn)金流敏感性越顯著，越可能存在融資約束[9]。21世紀(jì)之前我國國有經(jīng)濟(jì)處于長期壟斷和控制的地位，國有企業(yè)的政治關(guān)聯(lián)與預(yù)算軟約束問題受到了眾多學(xué)者的關(guān)注和研究。普遍的研究認(rèn)為，相比于非國有企業(yè)，國有企業(yè)更容易獲得資金支持，銀行借款門檻相對而言較低，另外也較易以相對低的利息取得貸款。21世紀(jì)以來各大民營企業(yè)和外商投資企業(yè)的崛起，加快了我國非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展步伐。近年來，非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展占工業(yè)銷售收入比重越來越高，這說明個(gè)體、私營和外商投資經(jīng)濟(jì)的市場化程度越來越高。市場越活躍，社會輿論和監(jiān)管體系就越健全。

因此，本文提出假設(shè)2：市場化進(jìn)程可以緩解企業(yè)面臨的融資約束，最終控制人性質(zhì)不同會影響兩者的相關(guān)性。

對于融資約束的影響因素研究，國內(nèi)外不同學(xué)者采用不同的衡量指標(biāo)和模型，得出了不同的結(jié)論。比較典型的有融資約束與股票收益的相關(guān)關(guān)系研究[10]，以及融資約束與現(xiàn)金持有、公司價(jià)值之間的關(guān)系研究[11]，融資約束與公司過度投資的關(guān)系研究等[12]。關(guān)于市場化進(jìn)程、會計(jì)信息質(zhì)量與融資約束的文獻(xiàn)相對較少，已有的研究表明：信息披露水平越高的公司在證券市場上的買賣價(jià)差越小，即資本成本中的信息不對稱部分更小，公司高質(zhì)量會計(jì)信息披露的持續(xù)、穩(wěn)定有助于提高公司股票的流動性與信用水平，降低信息不對稱的程度，從而有助于降低投資者的預(yù)測風(fēng)險(xiǎn)。換言之，公司的信息披露水平越高，投資者能有效利用的會計(jì)信息就越多，在選擇投資項(xiàng)目時(shí)也更為理性，投資者權(quán)益能得到更好的保護(hù)。當(dāng)公司有了凈現(xiàn)值為正的項(xiàng)目需要籌錢投資時(shí)，投資者在法律保護(hù)機(jī)制有保證的情況下，會根據(jù)公司提供的穩(wěn)定、持續(xù)的高質(zhì)量會計(jì)信息選擇投資，從而更利于解決公司的融資約束問題。

截至目前，我國的市場化改革已經(jīng)取得了舉世公認(rèn)的成果，但是這個(gè)進(jìn)程還很不平衡，由于資源稟賦、地理位置以及國家政策的不同，各地區(qū)的市場化程度存在較大的差異[13]。在某些省份，特別是沿海省份，市場化已經(jīng)取得了決定性進(jìn)展，而在另外一些省份，經(jīng)濟(jì)中非市場因素還占有非常重要的地位。市場化程度不同的地區(qū)，政府干預(yù)行為將產(chǎn)生很大差異。在市場化程度較高的地區(qū)，由于率先實(shí)行了政企分開等市場化政策，政府參與企業(yè)經(jīng)營和銀行借貸的程度要低于市場化程度較低的地區(qū)；相反，在市場化程度低的地區(qū)，政府則更可能出于政績等政治目的，直接為企業(yè)追加投資，或?qū)ζ髽I(yè)貸款行為進(jìn)行干預(yù)，充當(dāng)擔(dān)保人幫助有融資需求的國有企業(yè)獲得貸款[14]。政府的這一行為降低了融資契約的履行成本，而根據(jù)有效市場理論，當(dāng)市場是有效的時(shí)候，資源都由市場這只無形的手進(jìn)行調(diào)配，而較少受其他因素的影響。政府的這一行為最終減少了會計(jì)信息質(zhì)量對融資約束的影響。

綜上所述，本文提出假設(shè)3：會計(jì)信息質(zhì)量與融資約束的負(fù)相關(guān)關(guān)系隨市場化進(jìn)程的增加而減弱。

三、 研究設(shè)計(jì)

(一) 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本研究的數(shù)據(jù)主要以CSMAR數(shù)據(jù)庫中2001—2011年的滬深A(yù)股上市公司為初始樣本，共計(jì)16090個(gè)。其中公司財(cái)務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，市場化指數(shù)的采用建立在樊綱、王小魯編制的各地區(qū)市場化進(jìn)程及其子數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上[15]。考慮到文章的研究目標(biāo)，我們進(jìn)行了以下篩選：首先，剔除被ST和PT的上市公司數(shù)據(jù)；其次，剔除金融類上市公司樣本；再者，剔除數(shù)據(jù)缺省公司；最后，為消除極端值的影響，本文對連續(xù)變量進(jìn)行了1%和99%分位數(shù)的winsorize處理。本文最終得到10798個(gè)樣本觀測值(見表1)。文章的實(shí)證分析采用Excel和Stata10.0完成。

表1 樣本的分布表

(二) 變量定義與模型設(shè)計(jì)

1. 變量定義

(1) 會計(jì)信息質(zhì)量

關(guān)于會計(jì)信息質(zhì)量的衡量有幾種代表性的方法。第一，自建指標(biāo)，如Singhvi和Desai的文章根據(jù)會計(jì)信息質(zhì)量所包含因素的重要程度按差異賦予不同權(quán)重，崔學(xué)剛以公司的自愿性信息披露水平作為其會計(jì)信息的代理變量[16-18]。第二，采用相關(guān)部門的評價(jià)指標(biāo)，具有典型代表性的有普華永道“不透明指數(shù)”，S&P的透明度和披露評價(jià)體系，美國投資管理和研究協(xié)會的披露指數(shù)，還有我國深交所信息披露等級考評。第三，個(gè)別代理指標(biāo)，如Bhattacharya等采用損失規(guī)避度、盈余平滑度和盈余激進(jìn)度三個(gè)指標(biāo)來衡量公司的盈余質(zhì)量是否透明[19]。國內(nèi)也大量采用Bhattacharya等的做法，如周中勝、陳漢文認(rèn)為要衡量上市公司信息披露質(zhì)量，尤其是盈余質(zhì)量，用盈余激進(jìn)度不失為一個(gè)比較好的選擇[20]。還有王克敏等、徐向藝和方政的研究也采用此方法[21-22]。本文借鑒個(gè)別代理指標(biāo)的方法，以修正的Jones模型計(jì)算可操縱性應(yīng)計(jì)項(xiàng)(ACCjt)的絕對值來衡量會計(jì)信息質(zhì)量，也可稱為應(yīng)計(jì)質(zhì)量。本文首先將公式(1)分年度、分行業(yè)進(jìn)行回歸，然后將所得的回歸系數(shù)代入公式(2)，計(jì)算可操縱性應(yīng)計(jì)項(xiàng)的絕對值，該值越大，會計(jì)信息質(zhì)量越低。

TAjt/Assetjt-1=a1×1/Assetjt-1+a2×ΔREVjt/Assetjt-1+a3×PPEjt/Assetjt-1+εjt

公式(1)

DisAccjt=TAjt/Assetjt-1-[a1×1/Assetjt-1+a2×(ΔREVjt-ΔRECjt)/Assetjt-1+a3×PPEjt/Assetjt-1)

公式(2)

其中，TA為總應(yīng)計(jì)項(xiàng)，等于營業(yè)利潤減去經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量；Asset為資產(chǎn)總額；ΔREV為銷售收入變動額；ΔREC為應(yīng)收賬款變動額；PPE為固定資產(chǎn)原值。

(2) 市場化進(jìn)程

關(guān)于市場化進(jìn)程的衡量，國內(nèi)學(xué)者通常采用樊綱和王小魯編制的市場化總指數(shù)來衡量[15]。市場化指數(shù)高的地區(qū)，其市場化進(jìn)度越快，地區(qū)投資者保護(hù)也越強(qiáng)。在本文中，即IP值越高，市場化進(jìn)程越強(qiáng)。另外，鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文關(guān)于市場化進(jìn)程的數(shù)據(jù)從2009年開始采用移動加權(quán)平均法估算獲得，總共估算2009年、2010年、2011年三年的數(shù)據(jù)。

(3) 融資約束

衡量融資約束的指標(biāo)很多，例如Fazzari、Hubbard和Petersen，Tease利用股利支付率來衡量融資約束[23-24]。還有一些學(xué)者用綜合財(cái)務(wù)狀況來衡量融資約束，除此之外，現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性、投資—現(xiàn)金流敏感性均常被用來作為融資約束的代理指標(biāo)。文章借鑒Dmitry Livdan等的做法，選擇KZ指數(shù)作為融資約束的代理變量[25]。其中，KZ指數(shù)越大，表明公司面臨的融資約束越大。其計(jì)算過程見公式(3)。

KZjt=-1.00CFjt+3.14TLTDjt-39.37TDIVjt-1.32CASHjt+0.28Qjt

公式(3)

其中，CFjt表示j公司i年度經(jīng)營活動產(chǎn)生的凈現(xiàn)金流與總資產(chǎn)的比值；TLTDjt表示j公司i年度的總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值；TDIVjt表示j公司i年度股利支付與總資產(chǎn)的比值；CASHjt表示j公司i年度流動資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值；Qjt表示公司的價(jià)值，Qit=(公司負(fù)債+非流通股賬面價(jià)值+流通股市場價(jià)值)/總資產(chǎn)。

表2 控制變量的定義

(4) 控制變量

考慮到其他因素會對研究結(jié)果產(chǎn)生影響，本文選取了以下幾個(gè)控制變量：公司規(guī)模、盈利能力、資本結(jié)構(gòu)、現(xiàn)金流動能力、最終控制人性質(zhì)。具體定義見表2。

2. 模型的建立

本文研究的主要目的是分析不同市場化進(jìn)程條件下我國上市公司融資約束與會計(jì)信息質(zhì)量的關(guān)系，因而建立以下模型。

會計(jì)信息質(zhì)量與公司融資約束的回歸模型：

KZ=a1+a2ACC+a3SIZE+a4ROE+a5LEV+a6CFC+ε

模型(1)

市場化進(jìn)程與公司融資約束的回歸模型：

KZ=a1+a2IP+a3SIZE+a4ROE+a5LEV+a6CFC+ε

模型(2)

市場化進(jìn)程、會計(jì)信息質(zhì)量與公司融資約束初步檢驗(yàn)的回歸模型：

KZ=a1+a2IP+a3ACC+a4SIZE+a5ROE+a6LEV+a7CFC+ε

模型(3)

市場化進(jìn)程、會計(jì)信息質(zhì)量與公司融資約束加入交叉變量的回歸模型：

KZ=a1+a2ACC+a3IP+a4ACC×IP+a5SIZE+a6ROE+a7LEV+a8CFC+ε

模型(4)

其中，a1是常數(shù)項(xiàng)，a2……a8是回歸系數(shù)，ε是殘差性。

四、 實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

表3 主要變量描述統(tǒng)計(jì)表

(一) 描述性統(tǒng)計(jì)

從表3可以看出，在最終10798個(gè)研究樣本中，總體樣本的融資約束(KZ)均值為0.9614，最大值是3.1679，最小值是-1.6089，這表明研究樣本中不同公司面臨的融資約束差異非常大。應(yīng)計(jì)質(zhì)量(ACC)的變化幅度也很大，最小值是0.0007，而最大值達(dá)到了0.5005。在控制變量中，從公司規(guī)模(SIZE)可以看出，樣本公司中既有規(guī)模較大的公司，也有規(guī)模較小的公司。資產(chǎn)負(fù)債率的均值是59%，這表明我國上市公司的負(fù)債水平比較適中。數(shù)據(jù)表明上市公司偏好債權(quán)融資，但水平不高，大多未能有效地利用財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)實(shí)現(xiàn)公司價(jià)值最大化。從成長性、現(xiàn)金水平來看，樣本公司相差較大，這說明我國上市公司仍處于成長上升期。

(二) 回歸檢驗(yàn)

表4 市場化進(jìn)程、會計(jì)信息質(zhì)量與融資約束的初步分析回歸結(jié)果

注：***，**，*分別表示顯著性水平1%，5%和10%；()內(nèi)是T值。

1. 市場化進(jìn)程、會計(jì)信息質(zhì)量與融資約束的初步檢驗(yàn)

表4反映了會計(jì)信息質(zhì)量和市場化進(jìn)程對融資約束以及會計(jì)信息質(zhì)量和市場化進(jìn)程的交叉變量對融資約束的影響，回歸模型加入了公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、凈資產(chǎn)收益率以及現(xiàn)金流動能力等變量。

從模型(1)可以看出，應(yīng)計(jì)質(zhì)量ACC與KZ指數(shù)的回歸系數(shù)為1.0514(t值為11.74)且在1%的水平顯著，說明會計(jì)信息質(zhì)量與融資約束呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，提高會計(jì)信息質(zhì)量可以改善公司融資約束狀況，這一結(jié)果與變量的相關(guān)性分析結(jié)果一致。該發(fā)現(xiàn)表明會計(jì)信息質(zhì)量的提高一方面能直接改善上市公司的資源配置效率，另一方面能降低信息不對稱，從而降低企業(yè)的融資成本。即會計(jì)信息質(zhì)量在公司資本運(yùn)作中具有治理價(jià)值。

模型(2)研究了市場化進(jìn)程指數(shù)IP與KZ指數(shù)之間的關(guān)系，回歸系數(shù)為-0.0263(t值為-7.21)，也在1%的水平顯著，這說明市場化進(jìn)程與企業(yè)融資約束顯著負(fù)相關(guān)，市場化進(jìn)程的推進(jìn)有利于金融業(yè)的發(fā)展以及信貸資金的有效分配，為企業(yè)提供了更低成本的資金來源、更廣泛的融資渠道，減輕了企業(yè)的融資壓力，降低了市場交易成本，從而緩解了企業(yè)的融資約束狀況。市場化進(jìn)程有助于降低企業(yè)融資約束的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)證明了中國自改革開放以來一直堅(jiān)持加快市場化進(jìn)程建設(shè)的策略是正確的。

模型(3)確認(rèn)了會計(jì)信息質(zhì)量與融資約束、市場化進(jìn)程與融資約束之間的關(guān)系，初步驗(yàn)證了會計(jì)信息質(zhì)量的提高有助于緩解公司的融資約束；市場化進(jìn)程越高，公司融資約束越低。模型(4)在模型(3)的基礎(chǔ)上增加了ACC與IP的交叉變量，交叉變量與KZ指數(shù)在1%的水平上負(fù)相關(guān)，檢驗(yàn)結(jié)果證明IP指數(shù)降低了應(yīng)計(jì)質(zhì)量ACC對融資約束指數(shù)KZ的正向影響，即市場化進(jìn)程程度對于會計(jì)信息質(zhì)量與融資約束之間的正相關(guān)關(guān)系具有抑制作用，這說明會計(jì)信息質(zhì)量與市場化進(jìn)程對緩解企業(yè)融資約束具有替代效應(yīng)。在市場化程度低的地區(qū)，上市公司更趨向于提供高質(zhì)量的會計(jì)信息，以補(bǔ)償市場化程度低帶來的負(fù)面影響。這一結(jié)論與陳勝藍(lán)、魏明海的研究結(jié)論一致[26]。假設(shè)3得到了驗(yàn)證。

2. 最終控制人性質(zhì)對市場化進(jìn)程、會計(jì)信息質(zhì)量與融資約束影響的檢驗(yàn)

下面按最終控制人性質(zhì)進(jìn)行分組回歸，從最終控制人的角度考察市場化進(jìn)程、會計(jì)信息質(zhì)量與融資約束之間的關(guān)系。從表5可知，分組后的樣本中，國有控股企業(yè)會計(jì)信息質(zhì)量的提高能有效地緩解融資約束，然而這一現(xiàn)象在非國有控制的企業(yè)里并不顯著。研究結(jié)論驗(yàn)證了假設(shè)1，即最終控制人性質(zhì)影響會計(jì)信息質(zhì)量與融資約束之間的相關(guān)關(guān)系。

表5 按最終控制人性質(zhì)分組的進(jìn)一步回歸結(jié)果

注：***，**，*分別表示顯著性水平1%，5%和10%；()內(nèi)是T值。

對于市場化進(jìn)程而言，不管是國有控股還是非國有控股公司，市場化指數(shù)IP均與KZ指數(shù)呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，但國有控股公司中二者的相關(guān)系數(shù)總大于非國有控股中二者的相關(guān)系數(shù)，證明在國有控股公司中，市場化進(jìn)程對企業(yè)融資約束的影響更為顯著。這可能是因?yàn)橄啾扔诜菄泄?，國有公司除了自身?jīng)營目標(biāo)外，還需負(fù)擔(dān)一些政策性任務(wù)，其在市場競爭中不能對資源進(jìn)行有效配置，競爭能力不能很好發(fā)揮，而更依賴于外部治理環(huán)境的變化。即最終控制人性質(zhì)對市場化進(jìn)程與融資約束的關(guān)系有影響。假設(shè)2得到驗(yàn)證。

模型(4)中ACC×IP交叉變量的系數(shù)在國有控股公司中顯著為負(fù)，再次驗(yàn)證了市場化進(jìn)程與會計(jì)信息質(zhì)量對企業(yè)融資約束影響的替代作用。而在非國有控股公司中，這一系數(shù)并不顯著，主要原因是非國有控股公司處于激烈的競爭環(huán)境中，它們必須謀求生存、發(fā)展，因此不管外部金融、法制等環(huán)境如何變化，其依然會提供質(zhì)量足夠高的會計(jì)信息，以保證和增強(qiáng)其在市場環(huán)境中的競爭力。

3. 市場化程度對會計(jì)信息質(zhì)量、融資約束影響的檢驗(yàn)

由表6可以發(fā)現(xiàn)，在市場化程度高的地區(qū)，會計(jì)信息質(zhì)量與融資約束的關(guān)系均不顯著，而在市場化程度較低的地區(qū)，二者關(guān)系依然呈現(xiàn)顯著正相關(guān)。文章又一次驗(yàn)證了假設(shè)3，即會計(jì)信息質(zhì)量與融資約束的負(fù)相關(guān)關(guān)系隨市場化進(jìn)程的增加而減弱。這表明在市場化程度較高的地區(qū)，市場化程度對企業(yè)的融資約束會產(chǎn)生較大的影響，此時(shí)會計(jì)信息質(zhì)量的作用則相對變小。而在市場化程度低的地區(qū)會計(jì)信息質(zhì)量替代了市場化程度對融資約束的影響。這一結(jié)論與有效市場理論相符，即當(dāng)市場是有效的時(shí)候，資源都由市場這只無形的手進(jìn)行調(diào)配，而不受其他因素的影響。

表6 按市場化程度分組的進(jìn)一步回歸結(jié)果

注：***，**，*分別表示顯著性水平1%，5%和10%；()內(nèi)是T值。

(三) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

用KZ指數(shù)作為融資約束的代理變量進(jìn)行研究雖然得到了多數(shù)學(xué)者的支持，但仍有不少學(xué)者質(zhì)疑其合理性，他們認(rèn)為現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度更能有效衡量企業(yè)的融資約束水平。為檢驗(yàn)上述結(jié)論的穩(wěn)健性，避免KZ模型可能產(chǎn)生的研究偏差，本文運(yùn)用Almeida提出的關(guān)于融資約束的擴(kuò)展模型，以現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度作為融資約束的代理變量重新進(jìn)行分析[27]。Almeida提出的關(guān)于融資約束的擴(kuò)展模型如下。

ΔCashholdingjt/Assetjt-1=a1+a2×CFjt/Assetjt-1+a3×(CFjt/Assetjt-1)×VARjt+a4×VARjt+a5×sizejt+a6×Tobin’sQjt+a7×ΔSTDjt/Assetjt-1+a8×ΔNWCjt/Assetjt-1+a9×Expjt+∑year_dummy+∑ind_dummy+εjt

模型(5)

模型(5)中，被解釋變量代表公司當(dāng)年的現(xiàn)金、銀行存款、有價(jià)證券增加額除以上一年度的總資產(chǎn)。CF代表公司經(jīng)營性現(xiàn)金流量，回歸模型中的a2就是現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感指數(shù)，在模型中代表著公司面臨的融資約束，公司融資約束越大，其現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度越大，也就是a2的值越大。

VAR表示文章的研究變量，在本文的研究過程中，文章分別以會計(jì)信息質(zhì)量的衡量指標(biāo)——應(yīng)計(jì)質(zhì)量(ACC)和市場化進(jìn)程的衡量指標(biāo)——市場化指數(shù)(IP)來替代模型中的VAR進(jìn)行研究。研究過程主要關(guān)注不同的VAR與CFjt/Assetjt-1的交叉乘積變量，如果這一交叉變量的系數(shù)顯著為負(fù)，則表明該研究變量顯著降低了企業(yè)的融資約束水平。

由表7可知，(1)、(2)、(3)的CF/Asset系數(shù)顯著為正，表明樣本公司面臨融資約束的限制。(1)和(2)中，研究變量ACC、IP與CF/Asset交乘的系數(shù)均顯示在1%的水平為負(fù)，說明會計(jì)信息質(zhì)量的提高，減少了企業(yè)的信息不對稱程度，降低了企業(yè)對內(nèi)部資金的依賴，最終表現(xiàn)為現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性的降低，也即企業(yè)融資約束的降低；市場化進(jìn)程的增強(qiáng)增加了企業(yè)外部資金的來源，也降低了企業(yè)的融資約束水平。(3)中CF/Asset×ACC×IP的系數(shù)顯著為負(fù)，說明市場化指數(shù)IP抑制了會計(jì)信息質(zhì)量對融資約束的影響。這些敏感性分析的回歸結(jié)果與前文一致。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果

注：***，**，*分別表示顯著性水平1%，5%和10%；()內(nèi)是T值。

五、 結(jié)論與政策建議

(一) 文章結(jié)論

融資約束問題的解決對于公司的健康持續(xù)發(fā)展有著重要的作用。本文以相關(guān)理論作支撐，利用我國上市公司2001—2011年的數(shù)據(jù)建立相關(guān)模型，并在模型中加入了我國國有企業(yè)改革這一特殊經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，從公司內(nèi)部質(zhì)量環(huán)境中的會計(jì)信息質(zhì)量角度以及公司所處外部環(huán)境中的市場化進(jìn)程程度兩方面來研究企業(yè)融資約束的原因，得出如下研究結(jié)論。

第一，公司的融資約束問題可以通過提高會計(jì)信息質(zhì)量得以改善，也就是說在其他影響因素不變的情況下，會計(jì)信息質(zhì)量與公司融資約束水平負(fù)相關(guān)。這說明提高會計(jì)信息質(zhì)量可以降低契約雙方的信息不對稱程度，從而緩解公司的融資約束程度。

第二，在國有控股的上市公司中，會計(jì)信息質(zhì)量的提高可以緩解公司面臨的融資約束狀況。然而在非國有控股的公司里，會計(jì)信息質(zhì)量所能起到的作用并不顯著。

第三，市場化進(jìn)程有助于緩解企業(yè)的融資約束狀況，在國有控股公司中，這種作用更加顯著。

第四，市場化程度對于會計(jì)信息質(zhì)量與企業(yè)融資約束之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系具有抑制作用，說明會計(jì)信息質(zhì)量與市場化進(jìn)程對緩解企業(yè)融資約束具有替代的作用，這種替代作用不管在國有控股、非國有控股，還是在市場化程度較高和較低的地區(qū)，都表現(xiàn)顯著。

(二) 政策建議

鑒于我國上市公司融資約束現(xiàn)象普遍存在，會計(jì)信息質(zhì)量的高低與企業(yè)融資約束狀況密切相關(guān)。因此，要緩解企業(yè)融資約束狀況，可以從企業(yè)內(nèi)部治理因素中的會計(jì)信息質(zhì)量入手。具體而言，企業(yè)應(yīng)該完善其財(cái)務(wù)報(bào)告和信息披露系統(tǒng)，加強(qiáng)信息披露的強(qiáng)度和執(zhí)行力，從而消除外部投資者與企業(yè)之間的信息壁壘，向市場和資金持有者傳遞企業(yè)誠信經(jīng)營的信息，增強(qiáng)投資者信心。

政府應(yīng)進(jìn)一步加大市場化建設(shè)，引導(dǎo)資源的有效配置。市場化是經(jīng)濟(jì)效益、創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)增長的根本條件。沒有充分的金融發(fā)展、良好的法律制度水平以及有效的資本要素市場，市場經(jīng)濟(jì)就不可能真正持續(xù)、有效、健康、深入發(fā)展。在我國市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的特殊時(shí)期，政府部門的職能能否正常發(fā)揮顯得尤為重要，政府要做好宏觀調(diào)控的工作，可以主要從兩個(gè)方面進(jìn)行：一方面，政府可以利用多種方法來刺激和加快金融發(fā)展，提高信貸資金配置效率，發(fā)展銀行業(yè)，鼓勵、引導(dǎo)、規(guī)范民間借貸，使民間借貸在資本運(yùn)作中發(fā)揮更大的功效；另一方面，改善法律制度環(huán)境，進(jìn)一步加快相關(guān)制度建設(shè)。良好的法制環(huán)境是資本市場能持續(xù)健康發(fā)展的前提，也是投資者利益得到保障的基礎(chǔ)，政府應(yīng)在進(jìn)一步完善投資者保護(hù)相關(guān)法律的基礎(chǔ)上，保障法律的有效執(zhí)行。

參考文獻(xiàn)：

[1]Kaplan S N,Luigi Zingales.Do investment cash flow sensitivities provide useful measures of financing constraints [J].Qnarterly Journal of Economics,1997,112(1):169-215.

[2]張程睿.上市公司信息透明度:理論與實(shí)證研究[M].北京:經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社,2008:94-95.

[3]Bushman R M,Smith A. Transparency,financial accounting information and corporate governance[J].Economic Policy Review,2003(4):65-87.

[4]Botosan C A.Disclosure level and the cost of equity capital[J].The Accounting Review,1997，72(3):323-348.

[5]Barry C, Brown S. Differential information and security market equilibrium[J].Journal of Financial and Quantitative Analysis,1985，20(4)：407-422.

[6]張純,呂偉.信息披露、市場關(guān)注與融資約束[J].會計(jì)研究,2007(11):32-38.

[7]朱紅軍,何賢杰,陳信元.金融發(fā)展、預(yù)算軟約束與企業(yè)投資[J].會計(jì)研究，2006(10)：64-72.

[8]鄭國堅(jiān),魏明海.公共治理、公司治理與大股東的內(nèi)部市場——基于我國上市公司的實(shí)證研究[J].中大管理研究,2007(2):1-21.

[9]楊興全,張照南.融資約束、持有現(xiàn)金與公司投資[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理,2009(3):77-82.

[10]Dmitry Livdan,Horacio Sapriza,Lu Zhang. Financially constrained stock returns[J].Journal of Finance,2009(4):1827-1862.

[11]萬小勇,顧乃康.現(xiàn)金持有、融資約束與企業(yè)價(jià)值——基于門檻回歸模型的實(shí)證檢驗(yàn)[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理,2011(2):71-78.

[12]王彥超.融資約束、現(xiàn)金持有與過度投資[J].金融研究,2009(7):121-133.

[13]孫錚,劉鳳偉,李增泉.市場化程度、政府干預(yù)與企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)——來自我國上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)研究,2005(5):52-59.

[14]Dinc L S. Politicians and banks: political influences on government-owned banks in emerging markets[J].Journal of Financial Economics,2005，77:453-479.

[15]樊綱,王小魯.中國市場化指數(shù)各地區(qū)市場化相對進(jìn)程2009年報(bào)告[M].北京:經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2011.

[16]Singhvi S, Desai H B. An empirical analysis of the quality of corporate financial disclosure[J].Accounting Review,16:621-632.

[17]崔學(xué)剛.公司治理機(jī)制對公司透明度的影響——來自中國上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)[J].會計(jì)研究,2004(8):72-80.

[18]崔學(xué)剛.要約收購實(shí)踐與制度創(chuàng)新——南鋼股份要約收購案的啟示[J].財(cái)會月刊,2003(17):17-18.

[19]Bhattacharya U, Daouk H,Welker M. The world price of earnings opacity[J].The Accounting Review,2003,78(3)：641-678.

[20]周中勝,陳漢文.會計(jì)信息透明度與資源配置效率[J].會計(jì)研究,2008(12):56-63.

[21]王克敏,姬美光,李薇.公司信息透明度與大股東資金占用研究[J].南開管理評論,2009(4):83-91.

[22]徐向藝,方政.股權(quán)性質(zhì)、信息透明度與股權(quán)融資成本——基于中國上市公司的實(shí)證研究[J].東岳論叢，2010(5):32-36.

[23]Fazzari S R, Hubbard G, Petersen B. Financing constraints and corporate investment[J]. Brookings Papers on Economic Activity，1988，19(1)：141-195.

[24]Tease M M. Balance sheet restructing an investment [J]. Australian Economic Review，1994，105：83.

[25]Dmitry Livdan,Horacio Sapriza,Lu Zhang. Financially constrained stock returns[J].Journal of Finance,2009(4):1827-1862.

[26]陳勝藍(lán),魏明海.投資者保護(hù)與財(cái)務(wù)會計(jì)信息質(zhì)量[J].會計(jì)研究,2006(10):28-35.

[27]Almeida H,Campellom M,Weisbach M. The cash flow sensitivity of cash[J].Journal of Finance，2004(5):1777-1880.

[責(zé)任編輯：高 婷]