政府引導(dǎo)基金促進(jìn)企業(yè)“融資造血”

胡 勇

（澳門大學(xué) 法學(xué)院，澳門特別行政區(qū) 999078）

一、引言

企業(yè)調(diào)結(jié)構(gòu)、促升級是順應(yīng)市場競爭發(fā)展的關(guān)鍵路徑，這一過程離不開穩(wěn)定、可持續(xù)的資金支持[1]，因此資金被譽(yù)為企業(yè)的血液。企業(yè)“融資造血”，即企業(yè)依靠外部融資完成在一個生產(chǎn)經(jīng)營周期創(chuàng)造資金的能力[2]。但長期以來，銀行信貸政策收緊，貸款利率逐年攀升引致企業(yè)負(fù)債率居高不下，債務(wù)違約率屢破新高[3]。受此影響，“融資造血”能力不足一直是困擾企業(yè)調(diào)結(jié)構(gòu)、促升級的痛點。企業(yè)在高速發(fā)展進(jìn)程中，亟需標(biāo)本兼治的“融資造血”方案。因此，探究如何提高企業(yè)“融資造血”能力一直是國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域研究的重點。

現(xiàn)階段，多數(shù)企業(yè)雖然能夠吸收市場剩余勞動力、加速推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但囿于資金不足并未形成較強(qiáng)的市場競爭力，容易出現(xiàn)“夭折”現(xiàn)象[4]。而政府的財政金融工具作為一種補(bǔ)充機(jī)制，可以起到促進(jìn)企業(yè)“融資造血”的作用。從企業(yè)正外部效應(yīng)來看，政府提供的財政金融工具能夠促進(jìn)企業(yè)“融資造血”。李揚、楊思群(2001)研究指出，企業(yè)具備公共物品屬性，可借助政府財政金融工具獲得融資，由此實現(xiàn)自身“融資造血”[5]。從市場干預(yù)角度來看，由于信息不對稱和市場競爭不完全，企業(yè)在進(jìn)行“融資造血”時可能面臨市場失靈困境，這就需要政府及時進(jìn)行干預(yù)。李泓樸(2018)研究發(fā)現(xiàn)，作為政府進(jìn)行市場調(diào)節(jié)的一類公共金融資源，財政金融工具的落實有助于矯正市場失靈，為促進(jìn)企業(yè)“融資造血”打造良好的市場融資環(huán)境[6]。財政金融工具作為政府有效的財政治理措施，能夠推進(jìn)企業(yè)“融資造血”。那么，政府引導(dǎo)基金作為財政金融工具之一，可否在促進(jìn)“融資造血”方面同樣發(fā)揮積極作用？

鑒于此，文章以2010—2020 年中國滬深A(yù) 股上市企業(yè)為研究對象，探索政府引導(dǎo)基金與企業(yè)“融資造血”之間的關(guān)系，并考察不同類型審計意見及不同市場化水平環(huán)境下，二者關(guān)系會發(fā)生何種變動。此次研究的邊際貢獻(xiàn)可能在于：一是從政府引導(dǎo)基金維度出發(fā)，探索國家經(jīng)濟(jì)干預(yù)方式對企業(yè)微觀“融資造血”的具體影響，可為企業(yè)在國家經(jīng)濟(jì)干預(yù)手段下制定靈活的融資方案提供全新視角；二是加入市場化水平作為調(diào)節(jié)變量，檢視政府引導(dǎo)基金與企業(yè)“融資造血”之間的關(guān)系，為政府引導(dǎo)基金發(fā)揮本身效用，提升資源配置效率提供新思路；三是加入審計意見作為調(diào)節(jié)變量，分析政府引導(dǎo)基金與企業(yè)“融資造血”之間的關(guān)系，由此得出標(biāo)準(zhǔn)無保留意見及非標(biāo)準(zhǔn)無保留意見異質(zhì)性結(jié)果，為完善政府引導(dǎo)基金的審計政策提供有益啟示。

二、文獻(xiàn)綜述

1.“融資造血”的影響機(jī)理

已有研究從宏觀與微觀兩方面展開論述“融資造血”的影響機(jī)理。宏觀方面，張文君基于宏觀政策與經(jīng)濟(jì)周期性變化，實證觀測了交通運輸企業(yè)融資成本變化情況，發(fā)現(xiàn)宏觀調(diào)控政策對緩解交通運輸企業(yè)融資約束作用有限，難以促進(jìn)企業(yè)“融資造血”[7]。微觀層面，袁溪、賴?yán)^紅從企業(yè)組織特征、財務(wù)結(jié)構(gòu)兩方面對企業(yè)“融資造血”影響因素進(jìn)行討論，認(rèn)為企業(yè)組織機(jī)構(gòu)和財務(wù)結(jié)構(gòu)均比較完善時可增加外界投資信心，實現(xiàn)自我“融資造血”[8]。黃河研究指出，要想實現(xiàn)地區(qū)及企業(yè)集團(tuán)化的創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新，就要構(gòu)建企業(yè)內(nèi)部良好運行機(jī)制吸引外部投資以完成“融資造血”，為推進(jìn)新一輪發(fā)展提供強(qiáng)大的資本支持[9]。宋杕、李霽友研究指出，企業(yè)集團(tuán)化運營對民營企業(yè)“融資造血”帶動效應(yīng)較為顯著[10]。

2.政府引導(dǎo)基金的經(jīng)濟(jì)效果

政府引導(dǎo)基金對企業(yè)產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效果一直受到學(xué)術(shù)界關(guān)注。就理論視域而言，闞景陽研究指出，政府引導(dǎo)基金可通過用少量財政支出撬動更廣泛的社會資本，緩解地方企業(yè)融資壓力[11]。師俊國分析發(fā)現(xiàn)，政府引導(dǎo)基金作為以行政引導(dǎo)與市場化運作相結(jié)合方式進(jìn)行資本干預(yù)的一種手段，其充分應(yīng)用能夠提升財政資金使用效率，使社會資本投向國家重點領(lǐng)域及科創(chuàng)薄弱環(huán)節(jié)，促進(jìn)宏觀經(jīng)濟(jì)長期健康發(fā)展[12]。就實證視域而言，馮冰等基于“激勵、認(rèn)證、良性循環(huán)”理論，實證闡述了政府引導(dǎo)基金投資影響創(chuàng)業(yè)企業(yè)后續(xù)融資的具體機(jī)理，發(fā)現(xiàn)在為私人資本提供收益類補(bǔ)償時，政府引導(dǎo)基金投資可以促進(jìn)創(chuàng)業(yè)企業(yè)后續(xù)融資；在為私人資本提供虧損補(bǔ)償加上收益類補(bǔ)償，或采用市場化運作模式時，政府引導(dǎo)基金投資難以促進(jìn)創(chuàng)業(yè)企業(yè)后續(xù)融資[13]。李思赟運用Tobit 模型討論了政府引導(dǎo)基金對風(fēng)險投資市場杠桿效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)政府引導(dǎo)基金參與創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資過程中會發(fā)揮良好的財政杠桿效應(yīng)[14]。成程等利用空間杜賓模型驗證了282 個城市2006—2018 年政府引導(dǎo)基金對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長、風(fēng)險投資活動及創(chuàng)新產(chǎn)出影響，認(rèn)為政府引導(dǎo)基金可以顯著促進(jìn)本地經(jīng)濟(jì)增長、降低投資風(fēng)險并推動創(chuàng)新活動發(fā)展[15]。

綜上所述，已有研究關(guān)于企業(yè)“融資造血”影響機(jī)理及政府引導(dǎo)基金的經(jīng)濟(jì)效果研究頗豐，但有關(guān)政府引導(dǎo)基金對企業(yè)“融資造血”的影響研究并未形成一致性意見。對此，文章在現(xiàn)有文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，補(bǔ)充企業(yè)“融資造血”影響機(jī)理，探討并豐富政府引導(dǎo)基金對企業(yè)“融資造血”的影響。

三、理論分析與研究假設(shè)

政府引導(dǎo)基金作為國家發(fā)揮財政杠桿效應(yīng)的關(guān)鍵手段，會改變受其支持企業(yè)融資約束能力，繼而影響企業(yè)“融資造血”，這種影響通過信息不對稱與信貸資本成本兩種途徑實現(xiàn)。一方面，基于“信息不對稱”維度，政府引導(dǎo)基金可憑借“信號傳遞”效應(yīng)，獲取更多潛在市場投資者關(guān)注，以此降低企業(yè)信息搜集成本，緩解企業(yè)融資困境并促進(jìn)“融資造血”。郭玥研究指出，受市場信息不對稱影響，外部投資者在篩選市場優(yōu)質(zhì)項目過程中，不僅需要支出大量高昂成本，而且無法精準(zhǔn)評估被投資企業(yè)的發(fā)展前景[16]。而政府引導(dǎo)基金本身具備良好的認(rèn)證與聲譽(yù)特征，可為具有長遠(yuǎn)發(fā)展企業(yè)的投融資項目擔(dān)保。在政策引導(dǎo)下，政府引導(dǎo)基金通過發(fā)揮“領(lǐng)頭羊”作用，降低外界投資者對融資企業(yè)的信息不對稱性，提高投資者對融資企業(yè)的關(guān)注度與投資信心，持續(xù)為企業(yè)“融資造血”。

另一方面，基于“信貸資本成本”維度，政府引導(dǎo)基金作為政策性基金能夠以不同的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償或激勵方式，降低企業(yè)融資信貸成本，提高企業(yè)融資規(guī)模及其運作效率。這在為企業(yè)提供無形擔(dān)保同時，有利于提升銀行對企業(yè)還款履約能力的信任度，縮減企業(yè)獲得銀行貸款的成本。馮冰等指出，作為一種具備適度利益讓渡或收益補(bǔ)償性質(zhì)的金融工具，政府引導(dǎo)基金落地應(yīng)用可以分散企業(yè)投資風(fēng)險，提高企業(yè)融資效率。并且，其通過間接投資方式，可以幫助企業(yè)降低信貸成本，改善外部融資環(huán)境，提高其借貸能力，促進(jìn)企業(yè)穩(wěn)健發(fā)展[13]。

綜合來看，政府引導(dǎo)基金的投資支持有助于調(diào)整金融資源配置，增加信貸資金供給，緩解企業(yè)融資困境，發(fā)揮“融資造血”功能。

據(jù)此，提出第一個研究假設(shè)：

假設(shè)H1：政府引導(dǎo)基金促進(jìn)了企業(yè)“融資造血”。

在中國市場經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，因企業(yè)經(jīng)營資質(zhì)、運營水平各異，不同審計意見會影響財務(wù)使用者判斷的精準(zhǔn)度，由此傳導(dǎo)至企業(yè)融資約束情境中。具體來說，審計報告一般分為標(biāo)準(zhǔn)無保留審計意見和非標(biāo)準(zhǔn)無保留審計意見（包括保留意見、無法表示意見或否定意見） 兩種，不同類型審計意見包含的信息含量存在較大差異性。對于前者，會計師認(rèn)為企業(yè)財務(wù)報表質(zhì)量合格；對于后者，會計師則會認(rèn)為企業(yè)財務(wù)報表質(zhì)量不合格。通過審計意見，財務(wù)報告使用者能夠初步了解企業(yè)融資資質(zhì)信息，形成一定的判斷并作出決策。另外，負(fù)責(zé)審核政府引導(dǎo)基金走向的會計師會憑借審計意見對企業(yè)融資水平、資質(zhì)進(jìn)行判斷，進(jìn)而作出是否支持、支持力度如何等決策，由此便會影響到企業(yè)融資約束情況乃至“融資造血”能力。一方面，當(dāng)企業(yè)被出具標(biāo)準(zhǔn)無保留意見時，政府引導(dǎo)基金發(fā)放者會認(rèn)為被支持企業(yè)財務(wù)信息真實有效，這能降低對公司信息的不對稱程度，進(jìn)而提高投資信心。在此情形下，國家會投入或加大政府引導(dǎo)基金對出具標(biāo)準(zhǔn)無保留意見企業(yè)的支持力度，此決策能夠緩解企業(yè)融資約束，促進(jìn)其“融資造血”。另一方面，當(dāng)企業(yè)被出具非標(biāo)準(zhǔn)無保留意見時，政府引導(dǎo)基金發(fā)放者則會認(rèn)為，該企業(yè)財務(wù)質(zhì)量存在一定問題，可能存在不具備還款能力的情況，因而會作出停止支持或降低支持力度的決定，這一決策會擴(kuò)大企業(yè)融資約束力度，不利于其進(jìn)行“融資造血”。

由此，提出第二個研究假設(shè)：

假設(shè)H2：與被出具非標(biāo)準(zhǔn)無保留審計報告的企業(yè)相比，政府引導(dǎo)基金促進(jìn)企業(yè)“融資造血”作用在被出具標(biāo)準(zhǔn)無保留意見的企業(yè)更顯著。

政府引導(dǎo)基金與企業(yè)“融資造血”之間的關(guān)系還會受外部市場化水平影響。理論上，市場化水平與企業(yè)“融資造血”能力密切關(guān)聯(lián)。市場化水平越高的地區(qū)，企業(yè)可進(jìn)行的融資渠道更廣闊，意味著企業(yè)融資約束程度越低，“融資造血”能力越高，即市場化水平與“融資造血”的關(guān)系為正相關(guān)。反之，市場化水平較低的地區(qū)，市場經(jīng)濟(jì)制度不夠完善，加之政府對企業(yè)經(jīng)濟(jì)保護(hù)制度有待健全，企業(yè)融資渠道數(shù)量較少且獲取融資難度相對較高[17]，其“融資造血”能力低于較高水平市場化地區(qū)的企業(yè)。綜合來看，在高市場化水平地區(qū)，政府引導(dǎo)基金促進(jìn)企業(yè)“融資造血”能力的影響更為顯著。因此，當(dāng)受到政府引導(dǎo)基金支持，市場化水平高的地區(qū)的企業(yè)“融資造血”正向變動的能力強(qiáng)于市場化水平低的地區(qū)的企業(yè)。

據(jù)此，提出第三個假設(shè)：

假設(shè)H3：與市場化水平低的地區(qū)相比，政府引導(dǎo)基金對企業(yè)“融資造血”的影響效果在市場化水平高的地區(qū)更顯著。

四、研究設(shè)計

1.數(shù)據(jù)來源及樣本篩選

文章選取2010—2020 年中國滬深A(yù) 股上市企業(yè)數(shù)據(jù)作為研究樣本，同時對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：首先，剔除存在被ST、*ST 等報告財務(wù)狀況異常樣本；其次，剔除無法通過插值法、平均值法彌補(bǔ)數(shù)據(jù)空缺的樣本公司；最后，為消除極端異常值對研究結(jié)論產(chǎn)生較大誤差的影響，采用STATA16.0 對連續(xù)變量進(jìn)行1%、99%的Winsorize 縮尾處理，最終篩選出1296 個樣本數(shù)據(jù)。文中涉及政府引導(dǎo)基金的數(shù)據(jù)來自清科私募通，其他數(shù)據(jù)來自wind 數(shù)據(jù)庫。

2.變量定義

（1） 被解釋變量

現(xiàn)階段，“融資造血”的具體衡量指標(biāo)并未形成，但通過梳理相關(guān)文獻(xiàn)可知，減小企業(yè)融資約束能夠促進(jìn)其“融資造血”能力?？梢哉f，企業(yè)融資約束是“融資造血”最直接的原因體現(xiàn)，二者為負(fù)相關(guān)關(guān)系。故而，文章以融資約束指標(biāo)(KZ)作為被解釋變量，間接表征“融資造血”的指標(biāo)，即融資約束水平越高，“融資造血”能力越低，反之亦然。從已有研究來看，衡量企業(yè)融資約束的方法有KZ 指數(shù)、WW 指數(shù)、SA 指數(shù)等方法。其中，KZ 指數(shù)的理論方法更為完善，為學(xué)術(shù)界廣泛應(yīng)用。因此，文章參照鞠曉生等(2013)[18]的經(jīng)驗做法，構(gòu)建KZ 指數(shù)來衡量融資約束。通常而言，KZ 指數(shù)關(guān)鍵財務(wù)指標(biāo)選取現(xiàn)金持有量、現(xiàn)金股利、托賓Q 值、經(jīng)營性現(xiàn)金流凈額四個指標(biāo)。具體步驟如下：一是對上述四個指標(biāo)的中位數(shù)進(jìn)行分組，低于中位數(shù)的賦值為1，否則為0，由此得到四個虛擬變量；二是測算KZ 指數(shù)，具體算法為以上四個虛擬變量之和；三是進(jìn)行排序邏輯回歸，以KZ 指數(shù)為因變量，上述四個指標(biāo)為自變量，得到各變量估計系數(shù)；四是以各變量估計系數(shù)計算每一個上市企業(yè)的KZ 指數(shù)。為便于穩(wěn)健性檢驗，選取指數(shù)絕對值的自然對數(shù)作為企業(yè)融資約束的替代變量。

（2） 解釋變量

目前，中國政府引導(dǎo)基金已形成一定規(guī)模，可為企業(yè)提供足量、有效的融資支持。因此，解釋變量以政府引導(dǎo)基金支持(PT)來指代。若企業(yè)獲得政府引導(dǎo)基金支持，賦值為1，反之為0。

（3） 調(diào)節(jié)變量

為研究在不同審計意見、市場化水平環(huán)境下，政府引導(dǎo)基金對企業(yè)“融資造血”影響的變化情形，故將審計報告意見(BG)、市場化水平(SH)設(shè)置為調(diào)節(jié)變量。其中，審計報告意見(BG)分為非標(biāo)準(zhǔn)無保留意見(BG1)（包含保留意見、無法表示意見、否定意見三類） 和標(biāo)準(zhǔn)無保留意見(BG2)。若變量賦值為0表示非標(biāo)準(zhǔn)無保留意見，1 為標(biāo)準(zhǔn)無保留意見。市場化水平(SH)一般以市場化指數(shù)衡量，2011—2019 年市場化指數(shù)值從王小魯?shù)?2020)[19]編制《中國分省份市場化指數(shù)報告（2021）》中獲取數(shù)值，而2020 年的指數(shù)值則參考馬連福等(2016)[20]的經(jīng)驗做法，以2019 年市場指數(shù)值與歷年市場指數(shù)值平均增加量之和獲得。按照中位數(shù)，將低于這一數(shù)值的數(shù)據(jù)組評判為市場化水平低的組別，反之為市場化水平高的組別。

（4） 控制變量

在研究政府引導(dǎo)基金對企業(yè)融資約束的影響中，企業(yè)融資約束不僅受政府引導(dǎo)基金規(guī)模的影響，而且受企業(yè)自身情況、機(jī)會成本、項目收益、資金負(fù)債、股權(quán)等多方面的影響。對此，文章借鑒王雪等(2021)[21]的研究，篩選出資金機(jī)會成本(ZJ)、項目潛在收益(XM)、企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率(FZ)、經(jīng)營現(xiàn)金流(JX)、股權(quán)集中度(GJ)、四大審計(SD)六個控制變量，同時對年份固定效應(yīng)(year)和行業(yè)固定效應(yīng)(industry)進(jìn)行控制。文中涉及的具體變量名稱及定義詳見表1。

表1 變量名稱及定義

3.回歸模型構(gòu)建

為檢視政府引導(dǎo)基金可否緩解企業(yè)融資約束的情況，推動企業(yè)“融資造血”，故設(shè)置如下回歸模型：

式中，PT 前的系數(shù)β1顯著為負(fù)，意味著政府引導(dǎo)基金能夠緩解企業(yè)融資約束，促進(jìn)其“融資造血”，假設(shè)H1 即可得證。

為驗證假設(shè)H2、H3，對模型(1)進(jìn)行分組回歸，若β1系數(shù)在標(biāo)準(zhǔn)無保留意見組及市場化水平高組顯著為正，那么假設(shè)H2 和假設(shè)H3 均可得證。

五、實證分析結(jié)果

1.變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

各變量描述性統(tǒng)計值結(jié)果見表2，企業(yè)融資約束的最大值、最小值、平均值分別為0.306、0.022、0.133，標(biāo)準(zhǔn)差為0.125，說明中國現(xiàn)階段存在較為廣泛的企業(yè)融資約束現(xiàn)象，且企業(yè)間融資約束程度差異較大。政府引導(dǎo)基金支持的平均值為0.363，表明有36.3%的企業(yè)得到政府引導(dǎo)基金的支持。其余控制變量設(shè)置在合理范圍區(qū)間。

表2 各變量描述性統(tǒng)計

2.多元回歸結(jié)果

（1） 政府引導(dǎo)基金支持與企業(yè)融資約束

將研究樣本代入模型(1)得到表3 回歸數(shù)據(jù)。研究顯示，調(diào)整R2的值為0.0134，F(xiàn) 值為158.223，且在1%的水平上顯著，意味著模型(1)擬合度較高，解釋性較好。政府引導(dǎo)基金支持的系數(shù)為-0.182，并在1%的水平上顯著，說明受到政府引導(dǎo)基金支持的企業(yè)融資約束困境得到緩解，能夠促進(jìn)企業(yè)融資造血，與文章假設(shè)H1 吻合。其余控制變量值均在合理范圍區(qū)間。

表3 回歸結(jié)果

（2） 政府引導(dǎo)基金、審計意見與企業(yè)融資約束

根據(jù)前文假設(shè)，政府引導(dǎo)基金與企業(yè)融資約束關(guān)系受不同審計意見的影響，故而將總體樣本劃分為非標(biāo)準(zhǔn)無保留意見(BG=0)和標(biāo)準(zhǔn)無保留意見(BG=1)兩個子樣本并對模型(1)進(jìn)行回歸分析，得到表4 的回歸結(jié)果。

分析表4 數(shù)據(jù)可知，非標(biāo)準(zhǔn)無保留意見和標(biāo)準(zhǔn)無保留意見的調(diào)整R2值分別為0.264、0.367，F(xiàn) 值分別為130.157、99.253，且均在1%的水平上顯著。這意味著兩組模型擬合度極高，且模型解釋力較好。進(jìn)一步觀察發(fā)現(xiàn)，標(biāo)準(zhǔn)無保留意見組的PT系數(shù)為-0.254，且在10%的水平上顯著，而非標(biāo)準(zhǔn)無保留意見的PT 系數(shù)為負(fù)但不顯著，這說明在標(biāo)準(zhǔn)保留意見企業(yè)中，政府引導(dǎo)基金對企業(yè)融資約束的負(fù)向影響作用更明顯，假設(shè)H2得證。換言之，當(dāng)審計師出具標(biāo)準(zhǔn)無保留意見時，政府可從中獲悉企業(yè)內(nèi)部經(jīng)營風(fēng)險較低的信號，由此增強(qiáng)對該企業(yè)投資信心并增加引導(dǎo)基金支持，企業(yè)較易實現(xiàn)“融資造血”。另外，控制變量系數(shù)均與表3 結(jié)果一致。

表4 政府引導(dǎo)基金、審計意見與企業(yè)融資約束回歸結(jié)果

（3） 政府引導(dǎo)基金、市場化水平與企業(yè)融資約束

當(dāng)前，中國各地市場化發(fā)展水平并不均衡，資源稟賦條件各異，這會導(dǎo)致政府引導(dǎo)基金對企業(yè)“融資造血”的支持作用產(chǎn)生一定幅度的偏差。為探討政府引導(dǎo)基金支持與企業(yè)約束之間關(guān)系在不同市場化水平地區(qū)變化情況，文章將樣本數(shù)據(jù)分為市場化水平高組(SH=1)、市場化水平低組(SH=0)兩個子樣本，分別通過模型(1)進(jìn)行回歸檢驗，結(jié)果如表5 所示。

表5 政府引導(dǎo)基金、市場化水平與企業(yè)融資約束回歸結(jié)果

對表5 數(shù)據(jù)分析可以知悉，市場化水平高的地區(qū)組、市場化水平低的地區(qū)組調(diào)整R2值分別為0.431 和0.287，F(xiàn) 值分別為113.766、101.221，且均在1%的水平上顯著，因而兩組模型擬合度極高且具有較好的解釋力。同時，市場化水平高的地區(qū)組、市場化水平低的地區(qū)組的PT 系數(shù)分別為-0.028、-0.016，且二者均在5%水平上顯著，前者系數(shù)小于后者系數(shù)。一方面說明，高水平、低水平的市場化地區(qū)，政府引導(dǎo)基金支持都能夠緩解企業(yè)融資窘境，促進(jìn)企業(yè)“融資造血”；另一方面也可看出，高水平市場化地區(qū)的政府引導(dǎo)基金支持的作用顯著高于低水平市場化地區(qū)，因而假設(shè)H3 得證。這可能是因為市場化水平高的地區(qū)創(chuàng)投市場更加成熟、信息共享程度高，參與者對投資市場信息更敏感，由此能充分發(fā)揮政府引導(dǎo)基金支持的政策導(dǎo)向及財政資金杠桿效應(yīng)，促進(jìn)企業(yè)“融資造血”。另外，控制變量各自回歸系數(shù)與假設(shè)H1 和假設(shè)H2 中的回歸結(jié)果符號方向趨同。

3.穩(wěn)健性檢驗

為保證以上假設(shè)結(jié)論的穩(wěn)健，以變換被解釋變量融資約束的方式開展如下穩(wěn)健性檢驗。首先以SA 指數(shù)絕對值的自然對數(shù)替換融資約束的KZ 指數(shù)，其次對模型(1)進(jìn)行回歸分析，重新實證檢驗假設(shè)H1、H2 和H3，得到表6 的穩(wěn)健性回歸檢驗結(jié)果。

表6 穩(wěn)健性檢驗

表6 結(jié)果列示，在全樣本、非標(biāo)準(zhǔn)無保留意見組、標(biāo)準(zhǔn)無保留意見組、低水平市場化地區(qū)組、高水平市場化地區(qū)組中，系數(shù)均為負(fù)且在1%的水平上顯著。這一結(jié)果表明，以上三個假設(shè)結(jié)果符號方向并未發(fā)生變化，結(jié)果較為穩(wěn)健。

六、結(jié)論與建議

文章以2010—2020 年中國滬深A(yù) 股上市企業(yè)數(shù)據(jù)為研究樣本，考察政府引導(dǎo)基金是否促進(jìn)了企業(yè)“融資造血”，并檢驗審計意見、市場化水平對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。實證結(jié)果顯示，政府引導(dǎo)基金可通過緩解企業(yè)融資約束促進(jìn)其“融資造血”，且審計意見和市場化水平均對二者關(guān)系產(chǎn)生一定影響。具體表現(xiàn)為：其一，相比未受政府引導(dǎo)基金支持的企業(yè)而言，受政府引導(dǎo)基金支持的企業(yè)的“融資造血”能力更強(qiáng)；其二，相較被出具非標(biāo)準(zhǔn)無保留意見審計報告的企業(yè)而言，政府引導(dǎo)基金支持對被出具標(biāo)準(zhǔn)無保留意見審計報告企業(yè)的“融資造血”的作用更顯著；其三，與市場化水平較低的地區(qū)相比，政府引導(dǎo)基金對企業(yè)“融資造血”支持作用在市場化水平高的地區(qū)更顯著。

基于上述研究結(jié)論，綜合政府引導(dǎo)基金實施辦法的應(yīng)用情形，面向政府引導(dǎo)基金辦法的執(zhí)行者與監(jiān)督者、審計報告使用者提出如下建議：對于政府引導(dǎo)基金的執(zhí)行者與監(jiān)管者而言，要充分遵循市場規(guī)律，緩解市場中的信息不對稱情況，積極吸引社會資本參與，共同促進(jìn)企業(yè)“融資造血”。在國內(nèi)外嚴(yán)峻經(jīng)濟(jì)形勢下，要想破解企業(yè)融資難的困境，破除經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展屏障，就需要發(fā)揮政府引導(dǎo)基金的“融資造血”功能，為實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入新活力。對于審計報告使用者而言，審計師需要基于區(qū)分標(biāo)準(zhǔn)和非標(biāo)準(zhǔn)兩類審計意見，重點考察企業(yè)的持續(xù)經(jīng)營能力，并充分檢驗審計報告內(nèi)在信息量，從而規(guī)避可能存在的風(fēng)險并減少非必要經(jīng)濟(jì)損失。同時，審計師要以市場中間人的身份，推動企業(yè)與政府有序?qū)樱档托畔⒉粚ΨQ情況與信貸資本成本，促進(jìn)企業(yè)“融資造血”。