審計(jì)意見、審計(jì)機(jī)構(gòu)聲譽(yù)與企業(yè)持續(xù)性融資約束分析
——來(lái)自中國(guó)A股市場(chǎng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

齊 楊,王浩宇

(山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250014)

一、引 言

隨著現(xiàn)代企業(yè)制度的建立，企業(yè)的所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)發(fā)生分離，企業(yè)所有者與職業(yè)經(jīng)理人之間的信息不對(duì)稱也隨之產(chǎn)生。信息不對(duì)稱理論認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的部分參與者擁有其他參與者沒有的信息，而這會(huì)產(chǎn)生諸如逆向選擇、道德風(fēng)險(xiǎn)等不公平的經(jīng)濟(jì)后果，使經(jīng)濟(jì)利益向具有信息優(yōu)勢(shì)的參與者傾斜。根據(jù)信息不對(duì)稱理論的解釋，委托人與代理人之間關(guān)于企業(yè)財(cái)務(wù)狀況的信息不對(duì)稱促使了外部審計(jì)的產(chǎn)生。獨(dú)立的注冊(cè)會(huì)計(jì)師接受委托，在較高的公允性水平下，對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)狀況等做出真實(shí)、完整、公正、可靠的鑒證，降低了委托人與代理人之間的信息不對(duì)稱，在緩解企業(yè)控制者與投資者之間的代理沖突方面起到監(jiān)督和約束的作用(Choi，et al，2007)。[1]外部審計(jì)發(fā)揮作用的載體是審計(jì)意見。從投資者的角度來(lái)說(shuō)，審計(jì)意見的功能主要體現(xiàn)在對(duì)財(cái)務(wù)信息的鑒證和對(duì)投資風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)警兩個(gè)方面(王少飛等，2009)。[2]根據(jù)《上市公司證券發(fā)行管理辦法》(2006)的規(guī)定，如果上市公司最近三年及最近一期的財(cái)務(wù)報(bào)表被外部審計(jì)機(jī)構(gòu)出具保留意見、否定意見或無(wú)法表示意見的審計(jì)報(bào)告，上市公司就會(huì)失去公開增發(fā)、配股、發(fā)行可轉(zhuǎn)換債券的資格。由此可見，審計(jì)意見對(duì)企業(yè)的融資約束有著重要的影響，而且這種影響是具有持續(xù)性的。

目前，中國(guó)經(jīng)濟(jì)正處于轉(zhuǎn)型期，一方面，投資推動(dòng)型增長(zhǎng)的缺陷日益暴露，部分企業(yè)產(chǎn)能過(guò)剩，給經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)沉重的消化負(fù)擔(dān)，另一方面，自2008年經(jīng)濟(jì)危機(jī)以來(lái)，世界市場(chǎng)需求疲軟，我國(guó)人口紅利難以為繼，制造業(yè)出口優(yōu)勢(shì)面臨挑戰(zhàn)。經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型與資源的合理配置需要發(fā)揮市場(chǎng)的決定作用，審計(jì)制度的完善能有效降低代理成本，保障社會(huì)投融資機(jī)制的順暢與高效。而我國(guó)資本市場(chǎng)起步晚、監(jiān)管不到位，信息不對(duì)稱現(xiàn)象較為嚴(yán)重，距離成熟市場(chǎng)還存在相當(dāng)差距。基于這一背景，結(jié)合融資約束理論，本文從微觀層面考察審計(jì)意見對(duì)我國(guó)企業(yè)融資約束的動(dòng)態(tài)影響特征，并探究這種影響在不同聲譽(yù)等級(jí)的審計(jì)機(jī)構(gòu)間的區(qū)別。

本文安排如下：第二部分為文獻(xiàn)回顧；第三部分通過(guò)構(gòu)建審計(jì)意見對(duì)企業(yè)融資約束影響的理論模型，并得出相關(guān)假設(shè)；第四部分構(gòu)建實(shí)證模型，并在經(jīng)典文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上構(gòu)建融資約束指標(biāo)；第五部分介紹數(shù)據(jù)來(lái)源，利用經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)對(duì)模型進(jìn)行實(shí)證分析；第六部分為結(jié)論。

二、文獻(xiàn)回顧

會(huì)計(jì)信息能夠直接或間接地影響投資者的決策，而外部審計(jì)師對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)表出具標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留意見是對(duì)財(cái)務(wù)信息編制過(guò)程和財(cái)務(wù)信息可靠性的肯定，向市場(chǎng)傳遞的會(huì)計(jì)信息更可靠、更公允，能夠引導(dǎo)投資者作出正確的投資決策。Firth(1978) 通過(guò)對(duì)銀行貸款決策的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，對(duì)于獲得標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留審計(jì)意見的企業(yè)，銀行對(duì)其風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估更低、獲得貸款的可能性更大。[3]高雷等(2010)利用中國(guó)企業(yè)數(shù)據(jù)也得到同樣的結(jié)論。[4]另外，企業(yè)不僅因此更容易獲得銀行的續(xù)新貸款，而且獲得的授信額度較高(孫新憲、田利君，2010)。[5]Copley和Douthett( 2002)對(duì)其背后的機(jī)理進(jìn)行分析指出，審計(jì)意見是對(duì)企業(yè)資產(chǎn)質(zhì)量、盈利能力和償債能力較好的總結(jié)與反映，能夠增加投資者對(duì)財(cái)務(wù)信息的信任，減少融資過(guò)程中雙方的信息不對(duì)稱，所以能有效緩解企業(yè)面臨的融資約束。[6]而被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見的公司隱含著公司成長(zhǎng)性下降、償債能力下降、資產(chǎn)流失等問(wèn)題和風(fēng)險(xiǎn)，因此利益相關(guān)者會(huì)提高風(fēng)險(xiǎn)的評(píng)估水平，從而加劇融資約束(王少飛，2009)。朱凱等(2009)、魏志華等(2012)和劉艷宏(2014)則進(jìn)一步考察金融環(huán)境的作用，研究發(fā)現(xiàn)非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見會(huì)增大企業(yè)的融資約束，并且這種效應(yīng)在發(fā)達(dá)的金融環(huán)境中表現(xiàn)得更加顯著。[7][8][9]布婉虹、黎文靖(2015)考慮貨幣政策因素得出，相對(duì)于貨幣政策寬松階段，在貨幣政策緊縮階段，企業(yè)債務(wù)融資成本對(duì)審計(jì)意見的敏感程度更高。[10]

審計(jì)意見對(duì)企業(yè)融資約束具有顯著影響，而審計(jì)報(bào)告的質(zhì)量則依賴于審計(jì)師的專業(yè)能力，這種能力集中體現(xiàn)在審計(jì)機(jī)構(gòu)的聲譽(yù)上。高聲譽(yù)的審計(jì)機(jī)構(gòu)造假代價(jià)較大，所以會(huì)理智地保持自己審計(jì)工作的高質(zhì)量，于是高聲譽(yù)漸漸成了高質(zhì)量的象征。 Fan(2005)認(rèn)為，高聲譽(yù)審計(jì)機(jī)構(gòu)可以有效緩解小股東與控股股東之間的代理問(wèn)題，進(jìn)而降低股票的折價(jià)水平。[11]呂偉(2007)發(fā)現(xiàn)，好的審計(jì)師可以降低代理成本，因此企業(yè)傾向于聘請(qǐng)高聲譽(yù)審計(jì)師來(lái)降低投資者與管理者之間的信息不對(duì)稱程度，從而緩解融資約束。[12]還有研究顯示，審計(jì)機(jī)構(gòu)聲譽(yù)顯著降低了股票抑價(jià)率，還能降低公司在債務(wù)市場(chǎng)的融資成本，這表明審計(jì)師聲譽(yù)從各渠道影響了上市公司融資(王兵等，2009；王善平等，2014；羅珊梅等，2015)。[13][14][15]

這些研究加深了人們對(duì)審計(jì)意見、審計(jì)機(jī)構(gòu)聲譽(yù)與融資約束關(guān)系的理解，但它們很少集中考察這兩種因素的綜合效應(yīng)。另外，大部分研究局限于靜態(tài)分析，而審計(jì)意見的影響是一種長(zhǎng)期的動(dòng)態(tài)過(guò)程。融資約束在審計(jì)意見影響下具有的時(shí)間特征，以及這種特征如何受到審計(jì)機(jī)構(gòu)聲譽(yù)的影響，這是本文要研究的問(wèn)題。

三、理論框架與研究假設(shè)

(一)理論背景

一般地，企業(yè)投資時(shí)的資金來(lái)源既可以來(lái)自公司內(nèi)部也可以來(lái)自公司外部。經(jīng)典融資結(jié)構(gòu)理論認(rèn)為兩者的成本是無(wú)差異的，企業(yè)投融資成本只與投資項(xiàng)目的凈現(xiàn)值有關(guān)。而實(shí)際上，由于非對(duì)稱信息所產(chǎn)生的市場(chǎng)不完全以及代理問(wèn)題等諸多原因，企業(yè)的投融資行為還要受到資金供給上的約束。Leary(2009) 以及Lemmon和Roberts(2010)等學(xué)者以美國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)發(fā)現(xiàn)，來(lái)自資金供給面的沖擊是影響企業(yè)投融資行為的重要因素。[16][17]而中國(guó)由于資本市場(chǎng)并不完善，企業(yè)外部融資仍以銀行貸款為主。相比之下，影響中國(guó)企業(yè)投融資的因素更為復(fù)雜，外部融資約束成本更高。

企業(yè)外部融資約束水平高，導(dǎo)致的結(jié)果是企業(yè)融資更加依賴于成本相對(duì)較低的內(nèi)部現(xiàn)金流。Fazzari等(1988)研究指出，理論上講，企業(yè)融資約束程度與企業(yè)投資對(duì)內(nèi)部現(xiàn)金流的敏感性呈正相關(guān)關(guān)系。[18]Laeven(2003)由此構(gòu)建的歐拉方程投資模型，直觀地展現(xiàn)了這種關(guān)系，[19]方程形式簡(jiǎn)化如下：

(1)

其中I代表投資支出，K代表資本額度，Y代表凈產(chǎn)出，CF代表企業(yè)現(xiàn)金流，ε代表誤差項(xiàng)，i表示企業(yè)，t表示時(shí)間。此方程展現(xiàn)了企業(yè)當(dāng)期投資的影響因素，其中對(duì)參數(shù)δ4的考察可以判斷企業(yè)是否存在融資約束，如果δ4>0，表明企業(yè)現(xiàn)金流的增加會(huì)引起投資額度的增加，這就意味著企業(yè)存在著外部融資約束的問(wèn)題。

(二)模型分析

基于企業(yè)投資內(nèi)部現(xiàn)金流敏感性理論模型，我們可以探究審計(jì)意見對(duì)企業(yè)融資約束的影響及審計(jì)機(jī)構(gòu)聲譽(yù)對(duì)企業(yè)融資成本的差異。

不同聲譽(yù)的審計(jì)機(jī)構(gòu)發(fā)布的標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留意見會(huì)讓企業(yè)面臨不同狀況的融資約束。與低聲譽(yù)審計(jì)機(jī)構(gòu)相比，高聲譽(yù)審計(jì)機(jī)構(gòu)發(fā)布的標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留意見更能反映企業(yè)良好的運(yùn)營(yíng)質(zhì)量，從而降低其面臨的融資約束。因此，企業(yè)外部融資(EF=I-CF)成本函數(shù)可以表示為:

Cex(EF)=Cex(I-CF,OP,RE)，并且

其中OP代表審計(jì)意見類型，其值越大則審計(jì)意見類型越好，RE代表審計(jì)機(jī)構(gòu)聲譽(yù)，其值越大代表審計(jì)機(jī)構(gòu)聲譽(yù)越佳。上式表明：(1)企業(yè)外部融資邊際成本遞增。(2)標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留意見有利于降低企業(yè)外部融資成本，同時(shí)降低其成本邊際遞增速率。(3)高聲譽(yù)審計(jì)機(jī)構(gòu)有利于降低企業(yè)外部融資成本，同時(shí)降低其成本邊際遞增速率。

根據(jù)謝軍等(2013)的研究分析及經(jīng)典的公司金融理論，企業(yè)投資時(shí)會(huì)考慮相關(guān)項(xiàng)目的凈現(xiàn)值，企業(yè)投資的凈現(xiàn)值(NPV)為投資回報(bào)與資本成本之差，[20]即：

(2)

所以企業(yè)在達(dá)到最優(yōu)投資規(guī)模時(shí)需滿足如下一階條件：

(3)

由隱函數(shù)定理可知：

(4)

式(4)體現(xiàn)出充足的內(nèi)部現(xiàn)金流對(duì)企業(yè)投資的推動(dòng)作用，反映了企業(yè)投資內(nèi)部現(xiàn)金流的敏感性。

(5)

式(5)表明，好的審計(jì)意見能夠降低企業(yè)外部融資成本，從而對(duì)企業(yè)投資產(chǎn)生促進(jìn)作用。同理，

(6)

式(6)表明，委托聲譽(yù)高的審計(jì)機(jī)構(gòu)能夠降低企業(yè)外部融資成本，從而對(duì)企業(yè)投資產(chǎn)生促進(jìn)作用。

(7)

式(7)表明，好的審計(jì)意見能夠降低企業(yè)對(duì)內(nèi)部現(xiàn)金流的敏感程度，緩解企業(yè)融資約束，促進(jìn)企業(yè)投資。

(8)

式(8)表明，聲譽(yù)高的審計(jì)機(jī)構(gòu)發(fā)布的標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留審計(jì)意見讓企業(yè)面臨著更低的融資約束，于是對(duì)內(nèi)部現(xiàn)金流表現(xiàn)出比較低的敏感程度。

(三)延伸與假設(shè)

以上分析符合對(duì)融資理論的直觀認(rèn)知，但有兩點(diǎn)需要注意。

一方面，學(xué)者逐漸意識(shí)到，企業(yè)的融資約束并非是導(dǎo)致投資——現(xiàn)金流敏感性的唯一原因，未來(lái)的投資機(jī)會(huì)、測(cè)量偏誤、現(xiàn)金流與投資相關(guān)而引發(fā)的內(nèi)生性問(wèn)題皆可能影響投資對(duì)現(xiàn)金流的敏感性。由此Almedia等(2004)提出了新的觀點(diǎn)，融資約束會(huì)影響到現(xiàn)金持有量，面臨融資約束的公司傾向于從現(xiàn)金流中更多地提取現(xiàn)金來(lái)增加其現(xiàn)金持有量和流動(dòng)性，其現(xiàn)金——現(xiàn)金流量敏感性應(yīng)當(dāng)顯著為正。[21]這一點(diǎn)得到了國(guó)內(nèi)外諸多學(xué)者的印證(Khurana等，2006；Charles等，2010；連玉君等，2008)。[22][23][24]由此我們可以推斷，將上節(jié)的投資額替換為現(xiàn)金持有量，上述結(jié)論依然成立。

另一方面，上節(jié)的分析只是限于靜態(tài)分析的層次。經(jīng)驗(yàn)表明，企業(yè)融資約束體現(xiàn)出一定的動(dòng)態(tài)特征，即存在融資約束持續(xù)性。這種持續(xù)性的原因主要有兩方面：一方面，企業(yè)參考前期的融資決策可以降低決策成本；另一方面，銀行等資金供給者會(huì)參考企業(yè)過(guò)去的融資情況來(lái)做出是否提供資金的抉擇。同時(shí)，這種動(dòng)態(tài)特征必然要受到審計(jì)意見等諸多因素的影響。以上述靜態(tài)分析的結(jié)論為基礎(chǔ)，本文將就審計(jì)意見等因素對(duì)企業(yè)融資約束的動(dòng)態(tài)影響特征進(jìn)行研究和總結(jié)。

我們假定融資約束程度(用FC表示)在當(dāng)期與前期存在相關(guān)性，即

FCt=g(FCt-1,OP,RE)

則根據(jù)上述分析與現(xiàn)實(shí)經(jīng)驗(yàn)，我們做出如下推論：

現(xiàn)把以上諸式總結(jié)為下列假設(shè)：

假設(shè)一：企業(yè)融資約束存在持續(xù)性。

假設(shè)二：審計(jì)機(jī)構(gòu)發(fā)布的標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留意見會(huì)降低企業(yè)融資約束持續(xù)性。

假設(shè)三：不同聲譽(yù)審計(jì)機(jī)構(gòu)會(huì)使企業(yè)面臨著不同的融資約束持續(xù)性。

假設(shè)四：不同聲譽(yù)審計(jì)機(jī)構(gòu)審計(jì)意見對(duì)融資約束的影響不同，對(duì)其持續(xù)性的影響程度也不相同。

四、實(shí)證模型、指標(biāo)構(gòu)建與數(shù)據(jù)處理

(一)實(shí)證模型構(gòu)建

參考陽(yáng)佳余(2012)等學(xué)者的方法，本文利用離散選擇模型來(lái)分析審計(jì)意見等因素對(duì)企業(yè)融資約束持續(xù)性的影響。[25]離散選擇模型種類較多，主要是根據(jù)不可觀測(cè)的誤差項(xiàng)的分布類型來(lái)分類的。考慮到其中的Probit模型是多元正態(tài)分布，允許在不同選項(xiàng)之間存在相關(guān)性和異方性(張群等，2005)，[26]從而降低對(duì)數(shù)據(jù)屬性的要求，所以我們選取Probit模型作為本文的實(shí)證模型，并將融資約束動(dòng)態(tài)隨機(jī)效應(yīng)Probit模型的潛在方程定義為：

(9)

式(9)中的各變量定義如下：

(10)

這時(shí)有兩個(gè)問(wèn)題需要注意，問(wèn)題一是考慮到固定效應(yīng)模型很難通過(guò)差分等方法消除非線性方程中存在的不可觀測(cè)異質(zhì)性，因此本文在估計(jì)方程(10)時(shí)，使用隨機(jī)效應(yīng)設(shè)定。問(wèn)題二是動(dòng)態(tài)模型的初始值問(wèn)題，即因變量初始值FCi,0與不可觀測(cè)異質(zhì)性αi之間的關(guān)系：除非FCi,0本身就是融資約束動(dòng)態(tài)過(guò)程的初始值，否則必然與αi存在某種程度的相關(guān)關(guān)系，這會(huì)導(dǎo)致估計(jì)值不一致。

解決初始值問(wèn)題的主流方法有兩種，第一種是由Heckman (1981)提出的，通過(guò)設(shè)定一個(gè)關(guān)于潛在變量初始值的線性近似簡(jiǎn)約方程得到：[27]

(11)

其中zi,0是引入的一組外生工具變量，αi與ui,0無(wú)關(guān)。通過(guò)將此方程帶入到式(9)、(10)中可得到企業(yè)的聯(lián)合概率函數(shù)。

但此種方法對(duì)于工具變量的選擇帶有一定的任意性，并且由于誤差項(xiàng)實(shí)際上是不可觀測(cè)的，要尋找嚴(yán)格意義上與誤差項(xiàng)無(wú)關(guān)而與所替代的隨機(jī)解釋變量高度相關(guān)的變量事實(shí)上是困難的，所以我們考慮解決初始值問(wèn)題的第二種方法，即Wooldridge(2005)提出的條件極大似然法，該方法將個(gè)體不隨時(shí)間改變的異質(zhì)性設(shè)定為因變量初始值和其他一些外生變量的函數(shù)：[28]

(12)

(13)

樣本的總似然函數(shù)表示為：

(14)

(二)融資約束指標(biāo)的構(gòu)建

早期學(xué)者用單一代理變量的方法構(gòu)建融資約束指標(biāo)，如Fazzari等(1988)以股利支付作為企業(yè)融資約束程度的代理指標(biāo)，認(rèn)為分紅越少則企業(yè)承受越嚴(yán)重的融資約束。這種方法存在很大缺陷，一方面，單一指標(biāo)的選擇具有任意性，另一方面由于各國(guó)金融環(huán)境和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不同，以及社會(huì)文化與企業(yè)行為習(xí)慣的差異，諸如股利支付的指標(biāo)并不具有廣泛的普適性。

于是Kaplan和Zingales(1997)提出構(gòu)造融資約束指數(shù)的思想，其方法是根據(jù)樣本企業(yè)的具體財(cái)務(wù)特征，定性的劃分為不同層次的融資約束程度，然后刻畫出融資約束程度與企業(yè)特征變量的數(shù)量關(guān)系，從而構(gòu)造融資約束指數(shù)。[29]具有代表性的測(cè)度指數(shù)有KZ 指數(shù)(Lamont et al．2001) 、WW 指數(shù)( Whited和Wu，2006) 等。[30][31]這種方法在國(guó)內(nèi)得到廣泛應(yīng)用，如鞠曉生等(2013)據(jù)此探究融資約束與企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)性的關(guān)系，[32]冀相豹(2016)利用9種企業(yè)特征指標(biāo)構(gòu)建融資約束加權(quán)指標(biāo)，探究企業(yè)融資約束對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的影響。[33]

但是有兩點(diǎn)問(wèn)題需要注意，一方面，企業(yè)特征變量只考慮了融資需求側(cè)的屬性，事實(shí)上，由于地域差異等因素，不同企業(yè)面臨的資金供給環(huán)境也是不同的，而這種差異也會(huì)體現(xiàn)在融資約束程度的不同上，另一方面，本文在就審計(jì)意見對(duì)融資約束持續(xù)性影響的探究中，將會(huì)在自變量中引入公司特征變量作為控制變量，所以不便再由此構(gòu)造融資約束指標(biāo)?？紤]到這些因素，本文將依據(jù)前文提到的現(xiàn)金流敏感度作為融資約束程度的代理指標(biāo)，首先將式(1)進(jìn)一步簡(jiǎn)化和改造為現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度模型：

(15)

(16)

將融資約束二值指標(biāo)用FC表示，那么

(17)

由此，我們得到企業(yè)融資約束二值指標(biāo)。

五、實(shí)證檢驗(yàn)與分析

(一)數(shù)據(jù)選擇與處理

基于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，我們整理了2012～2015年4年間的A股非金融類上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)。樣本選取過(guò)程中，我們剔除了以下公司樣本：(1)*ST、ST或PT類公司；(2)數(shù)據(jù)缺失或異常的公司。最終得到1781家公司組成的平衡面板數(shù)據(jù)。其中審計(jì)意見類型(OP)被處理為0-1變量，如果上市公司最近一期財(cái)務(wù)報(bào)表被外部審計(jì)機(jī)構(gòu)出具標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留意見的審計(jì)報(bào)告，則取0，若出具保留意見、否定意見或無(wú)法表示意見等則取1。除了融資約束指標(biāo)的相關(guān)數(shù)據(jù)外，我們還引入了代表企業(yè)投資特征的托賓Q值(Tobin’s Q)、代表企業(yè)成長(zhǎng)特征的資產(chǎn)增長(zhǎng)率(AGR)和代表企業(yè)規(guī)模特征的資產(chǎn)總額(Size)這3項(xiàng)企業(yè)特征變量作為控制變量，并利用虛擬變量對(duì)年度特征和行業(yè)特征進(jìn)行了控制。相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。為避免異常值對(duì)分析的影響，參照 Flannery 和Rangan(2006) 的做法，我們對(duì)水平值數(shù)據(jù)進(jìn)行了對(duì)數(shù)處理并對(duì)企業(yè)數(shù)據(jù)在1%和99%分位上進(jìn)行了winsorize縮尾處理。[34]

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

(二)審計(jì)意見對(duì)企業(yè)融資約束持續(xù)性的影響

為了更有針對(duì)性地驗(yàn)證前文的假設(shè)，我們把審計(jì)意見變量作為融資約束滯后項(xiàng)的交互項(xiàng)引入回歸方程，利用前文提到的動(dòng)態(tài)隨機(jī)Probit模型對(duì)如下方程進(jìn)行回歸：

(18)

表2 審計(jì)意見對(duì)企業(yè)融資約束持續(xù)性的動(dòng)態(tài)Probit估計(jì)結(jié)果

注：***表示在1%的水平上顯著；**表示在5%的水平上顯著；*表示在 10%的水平上顯著，后表同.

從估計(jì)結(jié)果可以看出：第一，企業(yè)融資約束存在一定的持續(xù)性，這一點(diǎn)表現(xiàn)在融資約束滯后值變量的系數(shù)上，從而驗(yàn)證了假設(shè)一。第二，審計(jì)意見與融資約束滯后值交互項(xiàng)的系數(shù)為0.411，這表明標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留意見的審計(jì)報(bào)告可以部分地緩解企業(yè)融資約束持續(xù)性，在現(xiàn)實(shí)中，這意味著好的審計(jì)意見可以促進(jìn)企業(yè)跨過(guò)融資約束門檻，使企業(yè)獲得更多的成長(zhǎng)機(jī)會(huì)，而不好的審計(jì)意見不僅會(huì)增加企業(yè)融資約束，并會(huì)對(duì)企業(yè)未來(lái)的融資造成不利影響，這驗(yàn)證了假設(shè)二。第三，體現(xiàn)投資機(jī)會(huì)的托賓Q值是影響企業(yè)融資約束程度的重要企業(yè)指標(biāo)，同時(shí)，大企業(yè)所面臨的融資約束要小于小企業(yè)。而代表企業(yè)投資能力成長(zhǎng)的總資產(chǎn)增長(zhǎng)率的影響并不明顯，這可能是因?yàn)樵谥皹?gòu)造融資約束指標(biāo)的時(shí)候，已經(jīng)對(duì)企業(yè)的投資能力成長(zhǎng)進(jìn)行了控制。

值得注意的是，用資產(chǎn)總量表示的企業(yè)規(guī)模對(duì)融資約束具有顯著的緩解作用，其原因并不僅僅是企業(yè)規(guī)模與融資中所依據(jù)的可抵押資產(chǎn)數(shù)量正相關(guān)?？紤]到在前面融資約束指標(biāo)的構(gòu)造過(guò)程中，現(xiàn)金持有增量與現(xiàn)金流等變量都通過(guò)除以資本總額成為標(biāo)準(zhǔn)化變量，這種標(biāo)準(zhǔn)化過(guò)程已然弱化了企業(yè)規(guī)模的融資優(yōu)勢(shì)。所以表2所體現(xiàn)的企業(yè)規(guī)模融資優(yōu)勢(shì)不僅在于可抵押資產(chǎn)數(shù)量本身的增多，更包括企業(yè)信用、風(fēng)險(xiǎn)控制、財(cái)務(wù)管理水平等諸多因素上，因此企業(yè)規(guī)模對(duì)融資約束的影響并不必然是直接的，還會(huì)通過(guò)各種其他變量作為傳導(dǎo)路徑表現(xiàn)出來(lái)。

(三)不同聲譽(yù)審計(jì)機(jī)構(gòu)的審計(jì)意見對(duì)企業(yè)融資約束持續(xù)性的影響

審計(jì)機(jī)構(gòu)聲譽(yù)的衡量標(biāo)準(zhǔn)有很多，如事務(wù)所年收入、分所數(shù)量、注冊(cè)會(huì)計(jì)師人數(shù)、年齡及學(xué)歷結(jié)構(gòu)等都可作為評(píng)價(jià)依據(jù)。這里參考中國(guó)注冊(cè)會(huì)計(jì)師協(xié)會(huì)2008到2014年發(fā)布的《會(huì)計(jì)師事務(wù)所綜合評(píng)價(jià)前百家信息》中的綜合排名，把前十家會(huì)計(jì)師事務(wù)所即普華永道中天、德勤華永、瑞華、立信、安永華明、畢馬威華振、天健、大華、信永中和、大信(簡(jiǎn)稱“十大”)作為高聲譽(yù)審計(jì)機(jī)構(gòu)的代表。為了驗(yàn)證不同聲譽(yù)審計(jì)機(jī)構(gòu)下審計(jì)意見對(duì)企業(yè)融資約束持續(xù)性的影響，本文依據(jù)企業(yè)委托審計(jì)機(jī)構(gòu)是否在“十大”之列，將樣本數(shù)據(jù)分為“十大”與“非十大”兩組不平衡面板數(shù)據(jù)，并分別對(duì)式(20)進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果如表3所示。

根據(jù)估計(jì)結(jié)果：第一，比較融資約束滯后值系數(shù)的區(qū)別可以看出，擁有高聲譽(yù)的審計(jì)機(jī)構(gòu)可以降低企業(yè)近一半的融資約束持續(xù)可能性(0.048/0.098)，這意味著，高聲譽(yù)審計(jì)機(jī)構(gòu)發(fā)布的審計(jì)意見具有較高的參考性和客觀性，可以降低投資者在投資過(guò)程中對(duì)企業(yè)過(guò)去財(cái)務(wù)狀況信息的依賴程度，讓企業(yè)的融資行為不受過(guò)去融資困境的桎梏，這就驗(yàn)證了假設(shè)三。第二，比較審計(jì)意見與融資約束滯后值交互項(xiàng)的系數(shù)可以看出，兩組系數(shù)相差0.076，這意味著，不論發(fā)布的審計(jì)意見是何種類型，高聲譽(yù)審計(jì)機(jī)構(gòu)的審計(jì)意見都對(duì)企業(yè)未來(lái)的融資約束具有較大的沖擊力和顯著的影響程度，換言之，高聲譽(yù)審計(jì)機(jī)構(gòu)做出的好的審計(jì)意見有助于快速降低企業(yè)融資約束，而其做出的壞的審計(jì)意見則加劇企業(yè)的融資困境，這證明了假設(shè)四。第三，“非十大”組企業(yè)融資約束受企業(yè)規(guī)模影響較大，而“十大”組企業(yè)融資約束受企業(yè)成長(zhǎng)能力約束程度較大，究其原因，一方面，由于“非十大”審計(jì)機(jī)構(gòu)出具的審計(jì)報(bào)告可參考性相對(duì)較低，投資者與代理者間的信息不對(duì)稱較大，這使得投資者更多注意企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)控制能力，于是投資者更多青睞于風(fēng)險(xiǎn)較低的大企業(yè)；另一方面，由于“十大”審計(jì)機(jī)構(gòu)出具的審計(jì)報(bào)告質(zhì)量較高，降低了投資者與代理者之間信息不對(duì)稱的程度，于是投資者在風(fēng)險(xiǎn)可控的基礎(chǔ)上可以更多地關(guān)注企業(yè)的成長(zhǎng)性，把資金投向成長(zhǎng)性較高的企業(yè)。

表3 不同聲譽(yù)審計(jì)機(jī)構(gòu)的審計(jì)意見對(duì)企業(yè)融資約束持續(xù)性的影響

聯(lián)系到現(xiàn)實(shí)，隨著我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷改善，新生的中小企業(yè)往往更有活力，更能把握市場(chǎng)中的投資機(jī)會(huì)，因此在良好的融資環(huán)境下，中小企業(yè)會(huì)被激發(fā)出更大的潛力。中小企業(yè)融資明顯受到企業(yè)規(guī)模的限制，而不受高成長(zhǎng)的促進(jìn)作用，這說(shuō)明在銀行等投資機(jī)構(gòu)眼中，更關(guān)注的是中小企業(yè)的高風(fēng)險(xiǎn)，而不是中小企業(yè)的高增長(zhǎng)機(jī)會(huì)。從投資者的角度，銀行是追求利潤(rùn)最大化的經(jīng)濟(jì)體，這一困境說(shuō)明我國(guó)銀行風(fēng)險(xiǎn)控制能力有待提高；從市場(chǎng)融資環(huán)境的角度，只有外部審計(jì)制度的完善和審計(jì)機(jī)構(gòu)工作質(zhì)量的提高，才能縮小投資者與企業(yè)的信息不對(duì)稱，降低投資者的風(fēng)險(xiǎn)控制成本，使資金更多地流向具有高成長(zhǎng)性的企業(yè)，使資源配置更加有效，從而促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型發(fā)展。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還利用logit模型對(duì)式(18)進(jìn)行回歸，并在5%和95%分位上對(duì)企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行了winsorize縮尾處理?；貧w結(jié)果如表4所示，驗(yàn)證了上文的分析結(jié)論。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

六、結(jié)論與政策建議

本文基于2012～2015年中國(guó)A股非金融類上市公司的面板數(shù)據(jù)，在現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度理論基礎(chǔ)上，通過(guò)構(gòu)建融資約束二值指標(biāo)，利用Wooldrige(2005)提出的動(dòng)態(tài)隨機(jī)效應(yīng) Probit估計(jì)模型，來(lái)檢驗(yàn)審計(jì)意見對(duì)中國(guó)企業(yè)融資約束及其持續(xù)性的緩解作用，探究在不同聲譽(yù)審計(jì)機(jī)構(gòu)下這種作用的影響差異，從而為企業(yè)融資約束的動(dòng)態(tài)特征提供宏觀和微觀兩方面的描述。研究結(jié)果表明，標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留意見的審計(jì)報(bào)告能降低企業(yè)融資約束的持續(xù)性，高聲譽(yù)審計(jì)機(jī)構(gòu)出具的審計(jì)意見對(duì)企業(yè)融資約束水平和持續(xù)性影響更大，其出具的標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留意見對(duì)企業(yè)融資約束的緩解作用相對(duì)更明顯，這說(shuō)明完善的審計(jì)制度與高質(zhì)量的審計(jì)工作，可以更大程度降低資本市場(chǎng)的信息不對(duì)稱，對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)有著更高的邊際效應(yīng)，有利于提高市場(chǎng)化水平，促進(jìn)企業(yè)間公平競(jìng)爭(zhēng)，縮小不同規(guī)模企業(yè)在市場(chǎng)環(huán)境中的不平等差距，從而推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展與騰飛。

最后，根據(jù)本文得出的結(jié)論，我們給出如下政策建議：應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步完善企業(yè)審計(jì)制度，將外部審計(jì)與內(nèi)部審計(jì)相結(jié)合，不斷提高公司的實(shí)力和財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量，促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量成長(zhǎng)；提高銀行等機(jī)構(gòu)投資者的風(fēng)險(xiǎn)管理水平，更大程度地利用企業(yè)與外部審計(jì)機(jī)構(gòu)披露的信息，從而能夠有效地識(shí)別優(yōu)質(zhì)企業(yè)；會(huì)計(jì)師事務(wù)所只有不斷增加聲譽(yù)投資，提高審計(jì)獨(dú)立性和審計(jì)質(zhì)量等，才能得到資本市場(chǎng)投資者的認(rèn)可；監(jiān)管部門要注重審計(jì)質(zhì)量和對(duì)會(huì)計(jì)師事務(wù)所聲譽(yù)的監(jiān)管，進(jìn)一步發(fā)揮審計(jì)機(jī)構(gòu)聲譽(yù)在市場(chǎng)上的作用，提高資本市場(chǎng)運(yùn)作效率。

[1]Choi J H, Wong T J. Auditors' governance functions and legal environments：an international investigation Contemporary[J].Accounting Research. 2007，24(1)：13-46.

[2]王少飛，孫 錚，張 旭. 審計(jì)意見，制度環(huán)境與融資約束——來(lái)自我國(guó)上市公司的實(shí)證分析[J]. 審計(jì)研究， 2009，(2)：63-72.

[3]Firth Michael. Qualified Audit Report: The Impact on Investment Decisions[J]. Accounting Review. 1978，53(3)：642-650.

[4]高 雷，戴 勇，張 杰. 審計(jì)實(shí)務(wù)影響銀行貸款政策嗎？——基于上市公司面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究[J].金融研究，2010，(5)：191-206.

[5]孫新憲，田利軍. 審計(jì)意見與銀行貸款續(xù)新決策關(guān)系研究[J]. 審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2010，(2)：48-53.

[6]Copley，P. A.，and E. B. Douthett. The Associations between Auditor Choice，Ownership Retained，and Earnings Disclosure by Firms Making Initial Public Offerings[J]. Contemporary Accounting Research，2002，19(1)：49-76.

[7]朱 凱，陳信元. 金融發(fā)展，審計(jì)意見與上市公司融資約束[J]. 金融研究， 2009，(7)：66-80.

[8]魏志華，王貞潔，吳育輝，李常青. 金融生態(tài)環(huán)境，審計(jì)意見與債務(wù)融資成本[J]. 審計(jì)研究， 2012，(3)：98-105.

[9]劉艷宏. 金融環(huán)境，審計(jì)意見與民營(yíng)上市公司債務(wù)融資成本[J]. 財(cái)會(huì)通訊，2014，(1)：28-31.

[10]布婉虹，黎文靖. 貨幣政策，審計(jì)意見與債務(wù)融資成本[J]. 中國(guó)注冊(cè)會(huì)計(jì)師，2015，(9)：56-63.

[11]Fan J，Wong T. Do External Auditors Perform a Corporate Governance Role in Emerging Market? Evidence from East Asia[J]. Journal of Accounting Research，2005，43(1)：35-72.

[12]張 純，呂 偉. 機(jī)構(gòu)投資者，終極產(chǎn)權(quán)與融資約束[J]. 管理世界，2007，(11)：119-126.

[13]王 兵，辛清泉，楊德明. 審計(jì)師聲譽(yù)影響股票定價(jià)嗎？——來(lái)自IPO定價(jià)市場(chǎng)化的證據(jù)[J]. 會(huì)計(jì)研究，2009，(11)：73-81.

[14]王善平，任棟瑩. 審計(jì)師聲譽(yù)影響企業(yè)的銀行借款融資能力嗎[J]. 會(huì)計(jì)之友，2014，3(32)：102-108.

[15]羅珊梅，李明輝. 社會(huì)責(zé)任信息披露，審計(jì)師選擇與融資約束[J]. 山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2015，(2)：105-115.

[16]Leary，M. T. Bank Loan Supply，Lender Choice，and Corporate Capital Structure[D]. The Journal of Finance，2009,64(3)：1143-1185.

[17]Lemmon，M，Roberts，M. R. The Response of Corporate Financing and Investment to Changes in the Supply of Credit[J]. Journal of Financial and Quantitative Analysis，2010，45(3)：55-87.

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

[19]Laeven L. Does financial liberalization reduce financing constraints[J]. Financial Management，2003，32(1)：5-34.

[20]謝 軍，黃志忠，何翠茹. 宏觀貨幣政策和企業(yè)金融生態(tài)環(huán)境優(yōu)化——基于企業(yè)融資約束的實(shí)證分析[J]. 經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2013,(4)：116-123.

[21]Almeida H，Campello M，Weisbach M. The Cash Flow Sensitivity of Cash[J]. The Journal of Finance，2004， 59(4)：1777-1804.

[22]Khurana L，Martin X,Pereira R. Financial Development and the Cash Flow Sensitivity of Cash[J]. Journal of financial and Quantitative Analysis，2006，(41)：787-807.

[23]Charles，J.H. and Joshua，R.P. New Evidence on measuring Financial Constraints：Moving beyond the KZ Index[J]. Review of Financial Studies，2010，(23)：1909-1940.

[24]連玉君，蘇 治，丁志國(guó). 現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性能檢驗(yàn)融資約束嗎[J]. 統(tǒng)計(jì)研究，2008，(10)：92-99.

[25]陽(yáng)佳余. 融資約束與企業(yè)出口行為：基于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2012，4(11)：1503-1524.

[26]張 群，曹 麗，李純青. 離散選擇模型的比較及其在零售業(yè)的應(yīng)用[J]. 西安工業(yè)學(xué)院學(xué)報(bào)，2005，(6)：293-298.

[27]Heckman J. The incidental parameters problem and the problem of initial conditions in estimating a discrete time-discrete data[M]. Stochastic process，1981.

[28]Wooldridge J. Simple Solutions to the Initial Conditions Problem in Dynamic Nonlinear Panel Data Models with Unobserved Heterogeneity[J]. Journal of Applied Econometrics，2005，(20)：39-54.

[29]Kaplan，S.，and L. Zingales. Do Investment-Cash Flow Sensitivities Provide Useful Measures of Financing Constraints[J]. Quarterly Journal of Economics，1997,(112):169-215.

[30]Lamont O，C Polk，J Saa-Requejo. Financial Constraints and Stock Returns[J]. Review of Financial Studies，2001,14(2)：529-554.

[31]Whited T，G Wu. Financial Constraints Risk[J]. Review of Financial Studies，2006,19(2)：532-559.

[32]鞠曉生，盧 荻，虞義華. 融資約束，營(yíng)運(yùn)資本管理與企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)性[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2013,(1)：4-16.

[33]冀相豹. 企業(yè)融資約束是否影響中國(guó)對(duì)外直接投資[J].中國(guó)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2016,(2)：3-15.

[34]Flannery M J，Rangan K P. Partial Adjustment toward Target Capital Structures[J]. Journal of Financial Economics，2006,(79)：469-506.