企業(yè)財(cái)務(wù)重述、供應(yīng)鏈關(guān)系與商業(yè)信用融資

修宗峰 劉 然

(中南大學(xué) 商學(xué)院,湖南 長(zhǎng)沙 410083)

0 引言

企業(yè)財(cái)務(wù)重述現(xiàn)象自20 世紀(jì)90 年代以來日趨頻繁。1997 至2006 年美國(guó)上市公司發(fā)生財(cái)務(wù)重述的數(shù)量增加了18 倍[1],在我國(guó)2004 至2009 年平均每年大約有20%的上市公司發(fā)布名目繁多的各類補(bǔ)充更正公告[2]。這種頻繁使用重述對(duì)年度財(cái)務(wù)報(bào)告進(jìn)行更正的行為反映了企業(yè)會(huì)計(jì)信息披露的不規(guī)范,以及部分企業(yè)“不懷好意”利用補(bǔ)充更正公告粉飾財(cái)務(wù)信息。企業(yè)年報(bào)重述行為干擾了投資者對(duì)信息的全面獲取,會(huì)打擊投資者信心,降低證券市場(chǎng)中資本配置的效率和合理性,損害資本市場(chǎng)信息透明度,從而造成嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)后果[3]。財(cái)務(wù)重述是企業(yè)修正前期會(huì)計(jì)差錯(cuò)的過程[4],一直被視為上市公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的“晴雨表”。目前國(guó)內(nèi)外關(guān)于財(cái)務(wù)重述相關(guān)研究主要集中于影響因素與經(jīng)濟(jì)后果兩個(gè)方面,如高管團(tuán)隊(duì)規(guī)模和性別[5]、外部董事的比例[6]、審計(jì)質(zhì)量[7]以及公司財(cái)務(wù)特征[8]均會(huì)對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)重述行為產(chǎn)生影響。此外,財(cái)務(wù)重述帶來的經(jīng)濟(jì)后果也是多方面的,如年報(bào)更正公告、因會(huì)計(jì)、收入確認(rèn)等問題導(dǎo)致的重述會(huì)帶來負(fù)面的市場(chǎng)反應(yīng)[9]。企業(yè)涉嫌欺詐引發(fā)的財(cái)務(wù)重述將會(huì)導(dǎo)致更嚴(yán)重的負(fù)面市場(chǎng)效應(yīng),涉嫌欺詐的公司在重述公告前后三天的累計(jì)超常收益高達(dá)-21.80%[10],這將對(duì)企業(yè)控制市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)資源配置帶來直接的消極影響[11]。同時(shí),對(duì)財(cái)務(wù)重述負(fù)有直接責(zé)任的管理者會(huì)面臨更大的法律訴訟風(fēng)險(xiǎn)[12],即便因間接追責(zé)而被公司辭退的高管,也有近92%的被辭退管理人員前途黯淡,無(wú)法重新找到工作[13]。盡管財(cái)務(wù)重述是公司對(duì)以往年度中錯(cuò)誤會(huì)計(jì)處理的修正行為,但重述公告以后一個(gè)月的時(shí)間內(nèi),公司的股權(quán)資本成本平均增加20%[14],企業(yè)財(cái)務(wù)重述后首次辦理貸款的銀行將會(huì)對(duì)企業(yè)要求更高的利差、更短的期限以及更多的安全性要求和契約限制條件[15],企業(yè)重述行為將直接關(guān)系到美國(guó)市政貸款的投入決策[16]。

盡管目前對(duì)財(cái)務(wù)重述的融資經(jīng)濟(jì)后果的研究趨于成熟,但這些研究大多關(guān)注財(cái)務(wù)重述對(duì)正式融資渠道的影響。重述公告后企業(yè)債務(wù)融資成本明顯增加,且二級(jí)貸款市場(chǎng)將先于股票市場(chǎng),更早一步對(duì)重述信息做出反應(yīng)[17],企業(yè)財(cái)務(wù)重述行為也會(huì)直接影響貸款機(jī)構(gòu)的債務(wù)定價(jià)[18]。但是,企業(yè)財(cái)務(wù)重述行為對(duì)商業(yè)信用融資這一非正式融資渠道的影響機(jī)理研究還不夠深入和具體,僅有錢愛民和朱大鵬[19]考察了財(cái)務(wù)重述是否會(huì)影響上游企業(yè)(供應(yīng)商)向企業(yè)提供商業(yè)信用,但忽略了不同類型財(cái)務(wù)重述的潛在影響以及供應(yīng)鏈中下游企業(yè)(客戶)的商業(yè)信用融資供給。此外,我國(guó)企業(yè)尤其是民營(yíng)企業(yè)的融資約束已經(jīng)成為制約其發(fā)展的重要制度性障礙,而商業(yè)信用作為低成本的融資渠道,能夠有效緩解企業(yè)融資約束,并降低資本市場(chǎng)的信息不對(duì)稱[20]。交易雙方簽訂及履行合約的依據(jù)是高質(zhì)量的財(cái)務(wù)報(bào)告,因?yàn)槭袌?chǎng)中的購(gòu)銷關(guān)系具有重復(fù)博弈的性質(zhì),這使得利用信息獲取信任成為合約雙方謀求長(zhǎng)期利益最大化的有效手段[21],上游企業(yè)(供應(yīng)商)和下游企業(yè)(客戶)作為企業(yè)商業(yè)信用的主要融資來源,是企業(yè)的核心合作伙伴和重要利益相關(guān)者,他們必然會(huì)密切關(guān)注企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量以及會(huì)計(jì)信息披露行為。基于上述分析,本研究著重回答如下問題:(1)企業(yè)財(cái)務(wù)重述行為是否會(huì)對(duì)其商業(yè)信用融資變化(方向和大小)產(chǎn)生影響?(2)這種影響是否會(huì)因企業(yè)處于不同的供應(yīng)鏈關(guān)系(供應(yīng)商或客戶)中而有所不同? (3)企業(yè)內(nèi)外部治理機(jī)制如外部審計(jì)、內(nèi)部控制等如何對(duì)上述關(guān)系產(chǎn)生作用?影響財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資之間關(guān)系的渠道機(jī)制是什么?

本文以我國(guó)證券市場(chǎng)2005 至2017 年A 股上市公司為研究樣本,實(shí)證檢驗(yàn)了企業(yè)財(cái)務(wù)重述行為及其類型對(duì)其商業(yè)信用融資變化(方向和大小)的影響,并從供應(yīng)鏈關(guān)系角度區(qū)分了企業(yè)商業(yè)信用融資的類型,進(jìn)一步考察了外部審計(jì)、內(nèi)部控制等公司治理機(jī)制對(duì)上述關(guān)系的潛在影響,最后識(shí)別了財(cái)務(wù)重述對(duì)商業(yè)信用融資影響的潛在渠道機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)財(cái)務(wù)重述導(dǎo)致商業(yè)信用融資額下降的可能性更大,對(duì)商業(yè)信用變化額產(chǎn)生一定的負(fù)面影響,并且上述關(guān)系在舞弊類財(cái)務(wù)重述企業(yè)中更加明顯;相比于供應(yīng)鏈中的下游企業(yè),上游企業(yè)對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)重述帶來的商業(yè)信用融資負(fù)面影響更加明顯;相比于審計(jì)師類型信號(hào),企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量信號(hào)更能夠緩解財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資變化之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系,且這一調(diào)節(jié)效應(yīng)對(duì)上游企業(yè)的信用政策更加明顯;企業(yè)財(cái)務(wù)重述對(duì)商業(yè)信用融資的潛在影響渠道包括企業(yè)市場(chǎng)地位與供應(yīng)商采購(gòu)額等方面。本研究的潛在創(chuàng)新之處主要體現(xiàn)在三個(gè)方面。(1)目前關(guān)于財(cái)務(wù)重述經(jīng)濟(jì)后果的研究,大多聚集在市場(chǎng)反應(yīng)與資本成本兩個(gè)方面,研究結(jié)論也較為統(tǒng)一,即財(cái)務(wù)重述一般會(huì)引起公司負(fù)面市場(chǎng)反應(yīng)[1]和資本成本上升[14],但當(dāng)前研究基本忽視了企業(yè)財(cái)務(wù)重述行為對(duì)商業(yè)信用融資這一非正式融資渠道的潛在影響。本研究將企業(yè)財(cái)務(wù)重述類型和供應(yīng)鏈關(guān)系置于一個(gè)完整的分析框架之中,使得我們對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)重述與非正式融資渠道之間理論關(guān)系的理解和認(rèn)識(shí)更為全面和具體。(2)在行業(yè)供應(yīng)鏈層面上,供應(yīng)鏈中的企業(yè)若發(fā)生財(cái)務(wù)重述行為,這一財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量的信號(hào)機(jī)制如何對(duì)重述企業(yè)與上游供應(yīng)商企業(yè)、重述企業(yè)和下游客戶企業(yè)之間的商業(yè)信用融資信任關(guān)系產(chǎn)生影響?以及上述關(guān)系是否在不同財(cái)務(wù)重述類型間存在差異、影響渠道是什么?對(duì)這些問題的回答能夠拓展關(guān)于企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量與企業(yè)融資決策行為之間的關(guān)系研究。(3)本文從企業(yè)供應(yīng)鏈關(guān)系的角度出發(fā),進(jìn)一步檢驗(yàn)了財(cái)務(wù)報(bào)告信號(hào)機(jī)制與公司治理機(jī)制信號(hào)之間的關(guān)聯(lián)響應(yīng)對(duì)企業(yè)商業(yè)融資決策行為的影響,有助于從企業(yè)財(cái)務(wù)重述視角增進(jìn)信息披露機(jī)制與公司治理機(jī)制互動(dòng)關(guān)系的文獻(xiàn)積累。

第二部分為理論分析與研究假設(shè),第三部分為研究設(shè)計(jì),第四部分為實(shí)證結(jié)果分析,第五部分為進(jìn)一步分析與討論,包括渠道檢驗(yàn)、內(nèi)生性討論與穩(wěn)健性分析,最后部分為研究結(jié)論與啟示。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 企業(yè)財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資

企業(yè)年度財(cái)務(wù)報(bào)告的如實(shí)披露對(duì)投資者了解企業(yè)財(cái)務(wù)狀況和經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)、預(yù)測(cè)公司發(fā)展?jié)摿哂兄匾饔?在企業(yè)對(duì)外公開披露信息的大數(shù)據(jù)中,審計(jì)后的企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告是投資者進(jìn)行決策的主要客觀依據(jù)。財(cái)務(wù)重述作為年度財(cái)務(wù)報(bào)告信息披露階段的重要現(xiàn)象,是一種對(duì)存在錯(cuò)誤或誤導(dǎo)性信息的歷史財(cái)務(wù)報(bào)告進(jìn)行事后補(bǔ)救的公告行為。

首先,從信息披露的角度來看,一方面,財(cái)務(wù)重述作為一種管理者操縱會(huì)計(jì)信息的手段,不僅會(huì)給公司股東帶來負(fù)超額回報(bào),直接或者間接的降低公司市場(chǎng)價(jià)值[4],而且會(huì)引起投資者對(duì)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)能力的質(zhì)疑,給其造成巨額損失。另一方面,財(cái)務(wù)重述是對(duì)違背當(dāng)前會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的財(cái)務(wù)報(bào)告進(jìn)行重新披露,其潛在的違規(guī)風(fēng)險(xiǎn)將進(jìn)一步加劇資本市場(chǎng)中的信息不對(duì)稱,使外部會(huì)計(jì)信息使用者較難甄別蓄意披露的機(jī)會(huì)主義行為與與非蓄意的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則偏離行為之間的區(qū)別,不利于供應(yīng)鏈信任關(guān)系的建立和鞏固,容易激發(fā)企業(yè)間交易關(guān)系的不確定性并導(dǎo)致交易成本上升。因此,企業(yè)財(cái)務(wù)重述行為會(huì)影響到與企業(yè)訂立合約的利益相關(guān)者,商業(yè)信用作為供應(yīng)鏈上下游企業(yè)之間的非正式融資方式,其供給決策是基于企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略和財(cái)務(wù)狀況量身定制的[22]。然而,財(cái)務(wù)重述公告的發(fā)布則意味著企業(yè)前期會(huì)計(jì)信息披露存在虛假和故意隱瞞的嫌疑,企業(yè)潛在的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)致供應(yīng)商傾向于執(zhí)行更加保守的商業(yè)信用決策,為了消除客戶企業(yè)的信用風(fēng)險(xiǎn)、保障自身利益安全,供應(yīng)商會(huì)及時(shí)收緊原本較為寬松的商業(yè)信用供給,從而導(dǎo)致財(cái)務(wù)重述企業(yè)的商業(yè)信用供給規(guī)模下降的可能性更大,商業(yè)信用變化呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。對(duì)于下游客戶企業(yè)而言,為了降低由于供應(yīng)商企業(yè)會(huì)計(jì)信息風(fēng)險(xiǎn)所帶來的潛在破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)以及產(chǎn)品質(zhì)量風(fēng)險(xiǎn),下游客戶企業(yè)也會(huì)擇機(jī)降低對(duì)供應(yīng)商企業(yè)預(yù)收賬款的支付概率和比例。

其次,基于信號(hào)傳遞理論,財(cái)務(wù)重述作為企業(yè)信息披露環(huán)節(jié)的重要事件,具有明顯的信號(hào)傳遞效應(yīng),其不僅向資本市場(chǎng)傳遞出企業(yè)會(huì)計(jì)信息的低質(zhì)量信號(hào),而且說明企業(yè)管理當(dāng)局存在基于代理沖突及私有收益動(dòng)機(jī)而導(dǎo)致的潛在盈余管理甚至財(cái)務(wù)舞弊。財(cái)務(wù)重述的發(fā)生并不是簡(jiǎn)單的記賬錯(cuò)誤,而是存在更深層次的原因[23],很可能是公司經(jīng)營(yíng)或管理上存在嚴(yán)重問題,這無(wú)疑會(huì)對(duì)外部投資者或者債權(quán)人的相關(guān)決策產(chǎn)生負(fù)面影響。因此,當(dāng)企業(yè)披露的年度財(cái)務(wù)報(bào)告中存在“年報(bào)補(bǔ)丁”時(shí),這一負(fù)面信號(hào)將會(huì)在整個(gè)相關(guān)聯(lián)的利益鏈條中不斷傳遞,從而導(dǎo)致重述的負(fù)面經(jīng)濟(jì)后果不斷被加劇,企業(yè)的契約方尤其是供應(yīng)商和客戶勢(shì)必會(huì)提高市場(chǎng)交易的警惕性和謹(jǐn)慎性,從而降低履約機(jī)制的效率和商業(yè)信用契約雙方的信任水平。在這種情形下,根據(jù)企業(yè)會(huì)計(jì)信息的披露狀況,供應(yīng)商或客戶會(huì)擇機(jī)修訂相關(guān)契約條款,通過提高企業(yè)融資門檻、執(zhí)行更為苛刻的還款條件,以期盡快收回企業(yè)所欠貨款或減少企業(yè)銷售貨款的提前支付等。因此,商業(yè)信用融資在重述公告年度后下降的可能性更大,對(duì)商業(yè)信用變化額產(chǎn)生顯著負(fù)面影響。

基于以上分析,本文提出研究假設(shè)H1。

H1限定其他條件,企業(yè)財(cái)務(wù)重述導(dǎo)致商業(yè)信用融資額下降的可能性更大,對(duì)商業(yè)信用變化額產(chǎn)生一定的負(fù)面影響。

企業(yè)財(cái)務(wù)重述主要有兩種類型:一種是由于非故意的會(huì)計(jì)差錯(cuò)引起的,它通常來源于會(huì)計(jì)人員的疏忽、計(jì)算錯(cuò)誤、會(huì)計(jì)處理不當(dāng)?shù)?此類財(cái)務(wù)重述行為負(fù)面影響程度較小;另一種是由蓄意的財(cái)務(wù)舞弊行為引起的,由財(cái)務(wù)舞弊引起的重述行為對(duì)資本市場(chǎng)的負(fù)面影響更為嚴(yán)重,它通常會(huì)伴隨著證券監(jiān)管部門的介入和查處。因?yàn)檫@種行為不僅預(yù)示著企業(yè)對(duì)外提供的會(huì)計(jì)信息存在嚴(yán)重的質(zhì)量問題,還與財(cái)務(wù)壓力、管理層誠(chéng)信以及風(fēng)險(xiǎn)高的復(fù)雜交易具有密切關(guān)系[24],這將進(jìn)一步加劇供應(yīng)鏈企業(yè)間的信息不對(duì)稱程度,使舞弊類財(cái)務(wù)重述企業(yè)失去投資者信任[9]。一旦企業(yè)財(cái)務(wù)舞弊行被證券監(jiān)管部門查處后公告,繼而發(fā)生企業(yè)財(cái)務(wù)重述行為,這將向資本市場(chǎng)傳遞關(guān)于企業(yè)前期會(huì)計(jì)信息虛假的負(fù)面信號(hào)[3],在證券市場(chǎng)信息披露的信號(hào)機(jī)制作用下,舞弊類財(cái)務(wù)重述的經(jīng)濟(jì)后果將會(huì)被無(wú)限放大,導(dǎo)致企業(yè)聲譽(yù)價(jià)值下降,使得供應(yīng)鏈利益相關(guān)者對(duì)企業(yè)產(chǎn)生懷疑,從而降低利益主體間資源互換的信任程度、提高合約簽訂和履行的交易成本。

財(cái)務(wù)重述行為意味著企業(yè)前期會(huì)計(jì)信息披露存在一定的問題,向資本市場(chǎng)傳遞出企業(yè)存在潛在風(fēng)險(xiǎn)的負(fù)面信號(hào)[25],而證券監(jiān)管部門的舞弊查處公告將會(huì)導(dǎo)致舞弊類財(cái)務(wù)重述的負(fù)面影響更加嚴(yán)重,企業(yè)的供應(yīng)商與客戶很難與這樣的企業(yè)繼續(xù)保持以往建立的信任合作關(guān)系。因?yàn)樯虡I(yè)信用作為典型的關(guān)系型融資,其不僅受到債務(wù)法律執(zhí)行力的約束,更受到交易雙方及區(qū)域信任程度的影響[26-27],這也使得供應(yīng)鏈企業(yè)間的合作更加具有風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)的性質(zhì)。舞弊類財(cái)務(wù)重述傳遞的負(fù)面信號(hào)勢(shì)必會(huì)導(dǎo)致商業(yè)信用的供給方提高對(duì)企業(yè)違約可能性的初始判斷,為降低借貸風(fēng)險(xiǎn)而執(zhí)行更為嚴(yán)苛的賒銷條件,比如增加還款成本、縮小融資額度、停止供應(yīng)商品等[28]。因此,相對(duì)于差錯(cuò)類財(cái)務(wù)重述,舞弊類財(cái)務(wù)重述企業(yè)的商業(yè)信用融資更容易受到其供應(yīng)商和客戶企業(yè)的限制和約束,導(dǎo)致企業(yè)發(fā)生舞弊類財(cái)務(wù)重述行為的前后年度商業(yè)信用額度下降的可能性更大。

基于以上分析,本文提出研究假設(shè)H2。

H2相比于非舞弊類財(cái)務(wù)重述,舞弊類財(cái)務(wù)重述會(huì)導(dǎo)致商業(yè)信用融資額下降的可能性更大,對(duì)商業(yè)信用變化額的負(fù)面影響更明顯。

1.2 企業(yè)財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資:基于供應(yīng)鏈關(guān)系的理論分析

賒購(gòu)供應(yīng)商產(chǎn)品的企業(yè)應(yīng)付賬款、預(yù)收客戶貨款的企業(yè)預(yù)收賬款均是企業(yè)獲得商業(yè)信用融資的具體表現(xiàn)形式,這些商業(yè)信用融資主要來自供應(yīng)鏈關(guān)系中的上游企業(yè)(供應(yīng)商)和下游企業(yè)(客戶)。從新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度來看,首先,不同的商業(yè)信用供給模式代表了不同的交易成本,上游企業(yè)(供應(yīng)商)對(duì)外提供商業(yè)信用的方式主要有應(yīng)付賬款和應(yīng)付票據(jù)兩種方式。應(yīng)付票據(jù)往往意味著復(fù)雜的核對(duì)簽發(fā)過程,并增加了銀行這一中間程序,流轉(zhuǎn)環(huán)節(jié)的交易成本較高,并且只有在企業(yè)商業(yè)票據(jù)無(wú)法按期兌現(xiàn)的情況下,上游提供商業(yè)信用的企業(yè)(供應(yīng)商)才將應(yīng)收票據(jù)計(jì)入應(yīng)收賬款,所以上游企業(yè)(供應(yīng)商)對(duì)于商業(yè)信用的受償風(fēng)險(xiǎn)較高[29]。其次,下游企業(yè)(客戶)主要通過預(yù)收賬款的形式為企業(yè)提供商業(yè)信用融資。與應(yīng)付票據(jù)與應(yīng)付賬款這兩種“先購(gòu)貨,后付款”模式不同,預(yù)收賬款是“先收款,后發(fā)貨”模式,下游企業(yè)(客戶)對(duì)外提供商業(yè)信用融資會(huì)占用自身資金,喪失投資機(jī)會(huì),其付出資金的機(jī)會(huì)成本換取交易的進(jìn)行。因此,當(dāng)企業(yè)作為收款方接受下游企業(yè)(客戶)提供的預(yù)收賬款作為商業(yè)信用融資方式時(shí),其面臨的成本和風(fēng)險(xiǎn)均相對(duì)較小,相反,這種融資方式對(duì)下游企業(yè)(客戶)來說交易成本則相對(duì)較高[30]。簡(jiǎn)言之,相比于來自上游供應(yīng)商的應(yīng)付賬款和應(yīng)付票據(jù)等商業(yè)信用融資方式而言,來自下游客戶的預(yù)收賬款這一商業(yè)信用融資方式交易成本更高。然而,企業(yè)預(yù)收賬款這一商業(yè)信用融資額度的獲取與融資企業(yè)在供應(yīng)鏈關(guān)系中的市場(chǎng)地位密不可分。具體來說,商業(yè)信用融資的供給方因?yàn)楣?yīng)鏈的合約關(guān)系具有一定的信息優(yōu)勢(shì),在債權(quán)人治理過程中有更強(qiáng)的談判力[31],提供應(yīng)付款項(xiàng)等商業(yè)信用的上游企業(yè)(供應(yīng)商)對(duì)接收商業(yè)信用的下游企業(yè)(客戶)具有一定的控制力[32];而下游企業(yè)(客戶)提供的預(yù)收賬款的隱含前提是只有市場(chǎng)地位較高的上游企業(yè)才有資質(zhì)和能力獲得該預(yù)收賬款融資,所以,相比于下游企業(yè)(客戶),通過預(yù)收賬款獲得商業(yè)信用融資的企業(yè)在供應(yīng)鏈的市場(chǎng)地位博弈中更占據(jù)優(yōu)勢(shì),這類企業(yè)在上下游關(guān)系中具有較強(qiáng)的市場(chǎng)影響力。

綜上所述,一方面,企業(yè)在獲取來自上游供應(yīng)商的應(yīng)付款項(xiàng)等商業(yè)信用融資額度后,作為債權(quán)人的上游企業(yè)(供應(yīng)商)必然承擔(dān)了潛在的違約風(fēng)險(xiǎn)和違約成本,當(dāng)企業(yè)對(duì)外釋放出財(cái)務(wù)重述的負(fù)面信號(hào)時(shí),為控制債權(quán)違約風(fēng)險(xiǎn)、減少違約損失,上游企業(yè)(供應(yīng)商)完全可以憑借自身對(duì)供求關(guān)系的控制,能夠主動(dòng)做出停止或者降低商業(yè)信用供給的經(jīng)濟(jì)決策。為了降低下游客戶企業(yè)的債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn),上游供應(yīng)商企業(yè)必然對(duì)下游客戶企業(yè)的信息披露質(zhì)量信號(hào)如財(cái)務(wù)重述披露、社會(huì)責(zé)任披露等披露行為更加敏感,因此,下游客戶企業(yè)財(cái)務(wù)重述行為的發(fā)生,將可能導(dǎo)致上游供應(yīng)商企業(yè)收縮商業(yè)信用對(duì)外供給規(guī)模,使得重述企業(yè)商業(yè)信用融資額下降的可能性更大、商業(yè)信用融資變化額呈現(xiàn)負(fù)向變化。另一方面,企業(yè)在獲取來自下游客戶企業(yè)的預(yù)收賬款融資額度后,預(yù)收賬款的特殊性質(zhì)使得下游客戶企業(yè)雖然承擔(dān)了高昂的交易成本,但由于該預(yù)收賬款融資額度的取得是建立在供應(yīng)商企業(yè)較強(qiáng)的市場(chǎng)地位的基礎(chǔ)之上,供應(yīng)商企業(yè)的較強(qiáng)市場(chǎng)地位導(dǎo)致供應(yīng)鏈中的下游客戶企業(yè)缺少一定的合約話語(yǔ)權(quán),下游客戶企業(yè)對(duì)上游供應(yīng)商企業(yè)提供商業(yè)信用的營(yíng)運(yùn)政策決策完全取決于上游供應(yīng)商的壟斷市場(chǎng)地位,從而使得下游客戶企業(yè)對(duì)上游供應(yīng)商企業(yè)形成一定的依賴度。即便上游供應(yīng)商企業(yè)發(fā)生財(cái)務(wù)重述并釋放一定的風(fēng)險(xiǎn)信號(hào),但基于自身在產(chǎn)品市場(chǎng)中的壟斷力量和供應(yīng)商依賴,下游客戶企業(yè)為了規(guī)避債權(quán)風(fēng)險(xiǎn)收縮商業(yè)信用供給的能力和程度也是有限的。此時(shí),對(duì)下游客戶企業(yè)而言,上游供應(yīng)商企業(yè)的“斷供”成本要超過其規(guī)避預(yù)付款債權(quán)風(fēng)險(xiǎn)的收益。

基于上述分析,本文提出研究假設(shè)H3。

H3限定其他條件,相比于下游客戶企業(yè),從上游供應(yīng)商企業(yè)獲取的企業(yè)商業(yè)信用融資對(duì)財(cái)務(wù)重述釋放的負(fù)面信號(hào)更加敏感。

1.3 企業(yè)財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資:公司治理機(jī)制的調(diào)節(jié)作用

財(cái)務(wù)重述通常被認(rèn)為是會(huì)計(jì)準(zhǔn)則制定和會(huì)計(jì)實(shí)踐執(zhí)行的函數(shù),其背后的原因是公司治理機(jī)制的失效[33]。財(cái)務(wù)重述是管理者操縱會(huì)計(jì)信息的一種手段,當(dāng)企業(yè)發(fā)生財(cái)務(wù)重述甚至是財(cái)務(wù)舞弊行為時(shí),在資本市場(chǎng)中釋放出一定的風(fēng)險(xiǎn)信號(hào)后,企業(yè)會(huì)在公司治理層面上采取補(bǔ)救措施,比如變更董事會(huì)成員、聘用更高質(zhì)量的審計(jì)師等,以此對(duì)外釋放公司治理機(jī)制的正面信號(hào)[34],通過轉(zhuǎn)移資本市場(chǎng)參與者的注意力以及改進(jìn)公司治理水平,試圖彌補(bǔ)或者緩解財(cái)務(wù)重述行為對(duì)企業(yè)社會(huì)聲譽(yù)、供應(yīng)鏈信任關(guān)系等造成的消極影響。

從外部公司治理的角度來看,財(cái)務(wù)重述帶來的最直接后果就是加劇了供應(yīng)鏈中企業(yè)之間的信息不對(duì)稱,外部審計(jì)是企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量的重要擔(dān)保機(jī)制,管理當(dāng)局會(huì)通過選擇提供高質(zhì)量審計(jì)服務(wù)的大規(guī)模審計(jì)師對(duì)企業(yè)進(jìn)行審計(jì)來降低與投資者之間存在信息不對(duì)稱[35],因?yàn)榇笠?guī)模審計(jì)師往往會(huì)提供較高質(zhì)量的審計(jì)服務(wù),大規(guī)模審計(jì)師具有更多可觀察的與審計(jì)質(zhì)量相聯(lián)系的特征,通常被作為高質(zhì)量審計(jì)的一個(gè)有效替代變量。提高外部審計(jì)質(zhì)量、聘用更大規(guī)模的審計(jì)師能夠有效緩解信息不對(duì)稱,迎合投資者的市場(chǎng)預(yù)期[36]。當(dāng)企業(yè)發(fā)生財(cái)務(wù)重述時(shí),一方面,行業(yè)供應(yīng)鏈中企業(yè)之間建立起來的長(zhǎng)期合作關(guān)系,不僅以交易雙方的信任關(guān)系為基礎(chǔ),更是共同抵御行業(yè)政策風(fēng)險(xiǎn)、技術(shù)風(fēng)險(xiǎn)的戰(zhàn)略群組。與外部審計(jì)機(jī)構(gòu)相比,供應(yīng)商或者客戶借由交易關(guān)系獲取到的關(guān)于彼此的非公開信息更具有決策參考價(jià)值和信息優(yōu)勢(shì),進(jìn)而使得無(wú)論是供應(yīng)商企業(yè)還是客戶企業(yè)在對(duì)外提供商業(yè)信用決策時(shí)更加信賴它們直接獲得的第一手非公開信息,從而使得它們對(duì)第三方中介機(jī)構(gòu)所傳遞的公開信息需求度不高。這些非公開私有信息的獲取,自然而然會(huì)緩解甚至擠占審計(jì)師類型及其審計(jì)報(bào)告所傳遞的信號(hào)效應(yīng),即審計(jì)師類型、審計(jì)報(bào)告所傳遞的企業(yè)財(cái)務(wù)信息質(zhì)量信號(hào)被供應(yīng)商或者客戶從企業(yè)處獲取的私有信息所替代。另一方面,考慮到監(jiān)管環(huán)境與法律訴訟風(fēng)險(xiǎn)的影響,審計(jì)師的規(guī)模與審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系并不是絕對(duì)的,已有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)“四大”的審計(jì)費(fèi)用雖然更高,然而其提供的審計(jì)服務(wù)卻并非高質(zhì)量的[37],并且收取的審計(jì)費(fèi)用越高,意味著審計(jì)師對(duì)被審計(jì)客戶的經(jīng)濟(jì)依賴性越強(qiáng)[38],密切的經(jīng)濟(jì)關(guān)系會(huì)誘使審計(jì)師幫助客戶逃避市場(chǎng)監(jiān)管,進(jìn)而影響審計(jì)實(shí)施的獨(dú)立性。企業(yè)發(fā)生財(cái)務(wù)重述后,為了獲取大規(guī)模審計(jì)師出具的標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見,有可能采取隱蔽的購(gòu)買手段來購(gòu)買審計(jì)意見,以此避開投資者和債權(quán)人的監(jiān)督[39]。此種情形的發(fā)生意味著審計(jì)師類型、審計(jì)報(bào)告的信號(hào)機(jī)制可能失效,使得企業(yè)商業(yè)信用的供給方無(wú)法根據(jù)企業(yè)外部審計(jì)的信號(hào)機(jī)制有效識(shí)別其潛在的債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn),這些信息使用者將降低對(duì)外部審計(jì)信號(hào)機(jī)制的信任程度,進(jìn)而更多地尋求、挖掘并依賴企業(yè)非公開信息進(jìn)行商業(yè)信用供給決策。

因此,本文預(yù)期審計(jì)師類型并不能有效緩解企業(yè)財(cái)務(wù)重述對(duì)商業(yè)信用融資產(chǎn)生的負(fù)面效應(yīng)?；谝陨戏治?提出如下研究假設(shè)H4。

H4限定其他條件,審計(jì)師選擇類型信號(hào)不能有效緩解企業(yè)財(cái)務(wù)重述對(duì)商業(yè)信用融資的負(fù)面影響。

從內(nèi)部公司治理的角度出發(fā),財(cái)務(wù)重述很大程度上反映了公司治理機(jī)制存在缺陷和缺乏效率,并且大部分財(cái)務(wù)重述都是由內(nèi)部控制缺陷引起的[40]。財(cái)務(wù)報(bào)告作為企業(yè)會(huì)計(jì)信息披露的載體,完善上市公司內(nèi)部控制機(jī)制無(wú)疑能為提高信息披露質(zhì)量以及避免財(cái)務(wù)重述的發(fā)生打下堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)[41]。一方面,高質(zhì)量的內(nèi)部控制機(jī)制可以降低信息不對(duì)稱,重塑交易雙方的信息環(huán)境,保證企業(yè)會(huì)計(jì)信息披露的及時(shí)和準(zhǔn)確,因?yàn)閮?nèi)部控制本身即對(duì)財(cái)務(wù)重述甚至財(cái)務(wù)舞弊行為有一定的抑制作用。毫無(wú)疑問,內(nèi)部控制有效運(yùn)行會(huì)對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量產(chǎn)生積極影響,也必然會(huì)對(duì)企業(yè)商業(yè)信用債務(wù)契約的簽訂產(chǎn)生一定的積極影響。有效的企業(yè)內(nèi)部控制能夠作為一種有利的信號(hào)傳遞機(jī)制,向上下游企業(yè)傳遞積極正面的企業(yè)經(jīng)營(yíng)信號(hào),使得上下游企業(yè)能夠客觀真實(shí)地了解企業(yè)的持續(xù)經(jīng)營(yíng)能力,從而增強(qiáng)契約雙方的信任關(guān)系,減小因信息不對(duì)稱引發(fā)的融資成本,增加企業(yè)商業(yè)信用融資的供給。內(nèi)部控制質(zhì)量較高的企業(yè)會(huì)獲得更多的商業(yè)信用融資[42],其更愿意通過自身高質(zhì)量信息披露機(jī)制來傳遞企業(yè)誠(chéng)信可靠、持續(xù)經(jīng)營(yíng)的信號(hào),即使這些企業(yè)發(fā)生財(cái)務(wù)重述,商業(yè)信用的供給方依然可以通過企業(yè)的財(cái)務(wù)狀況對(duì)未來的利益預(yù)期做出準(zhǔn)確判斷[43],避免了因信息不對(duì)稱造成的經(jīng)濟(jì)損失,重述企業(yè)也得益于完善的內(nèi)部治理從而扭轉(zhuǎn)了低信貸配給的局面。另一方面,良好的內(nèi)部控制機(jī)制可以緩解因代理問題帶來的利益侵占現(xiàn)象,企業(yè)財(cái)務(wù)重述的發(fā)生往往意味著企業(yè)內(nèi)部治理的失效,經(jīng)理人更有可能出于私利凌駕于企業(yè)規(guī)章制度之上,進(jìn)而通過資金占用等行為侵占供應(yīng)鏈其他主體的利益,在降低公司價(jià)值的同時(shí)也會(huì)減損供應(yīng)商或客戶利益。相反,在企業(yè)的內(nèi)部控制機(jī)制設(shè)計(jì)得當(dāng)且運(yùn)行有效的情況下,企業(yè)發(fā)生財(cái)務(wù)重述且可能給經(jīng)理人帶來“可乘之機(jī)”時(shí),高質(zhì)量的內(nèi)部控制便成為了一種有效的信號(hào)釋放機(jī)制和傳遞信息的方式[44],與企業(yè)建立了商業(yè)信用關(guān)系的上下游合作伙伴,可以憑借企業(yè)購(gòu)貨與銷售環(huán)節(jié)的內(nèi)部控制機(jī)制以及交易渠道獲取的私有信息,適時(shí)、準(zhǔn)確地對(duì)“信貸政策”做出調(diào)整[29],最大限度地防止企業(yè)經(jīng)理人因機(jī)會(huì)主義行為損害自身利益。同時(shí),與內(nèi)部控制相關(guān)的風(fēng)險(xiǎn)評(píng)價(jià)程序等控制活動(dòng),同樣可以有效地保證信息披露的真實(shí)和完整,降低供應(yīng)商對(duì)企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)判斷等級(jí),企業(yè)面臨的融資條件也因此較為寬松[45],即便貨款存在受償風(fēng)險(xiǎn),供應(yīng)商也可以第一時(shí)間修正信貸配給標(biāo)準(zhǔn),從而規(guī)避因企業(yè)重述帶來的經(jīng)濟(jì)損失,有效地降低了商業(yè)信用契約雙方的交易成本,并維持了這一關(guān)系型融資所需的信任基礎(chǔ),幫助企業(yè)獲取更多的信用配給。

基于以上分析,本文提出如下研究假設(shè)H5。

H5限定其他條件,內(nèi)部控制質(zhì)量信號(hào)能夠緩解企業(yè)財(cái)務(wù)重述對(duì)商業(yè)信用融資的負(fù)面影響。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 構(gòu)建模型與變量定義

為驗(yàn)證假設(shè)H1,本文構(gòu)建如下回歸模型:

在模型(1)中,TCt+1_D為被解釋變量,是商業(yè)信用變化額的啞變量形式。本文借鑒Petersen 和Rajan[32]以及陸正飛和楊德明[46]的做法,將(應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù)+預(yù)收賬款)/總資產(chǎn)作為商業(yè)信用融資規(guī)模的替代變量,因此第(t+1)年商業(yè)信用的變化額TCt+1_C為:[(t+1)年末(應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù)+預(yù)收賬款)-t 年末(應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù)+預(yù)收賬款)]/t 年末總資產(chǎn)。TCt+1_D衡量標(biāo)準(zhǔn)是:若TCt+1_C＞0,則取值為1,否則為0。當(dāng)因變量為TCt+1_D時(shí)采用LOGIT 回歸方法,當(dāng)因變量為TCt+1_C時(shí)采用OLS 回歸方法。模型(1)的解釋變量為公司財(cái)務(wù)重述RES,針對(duì)年度財(cái)務(wù)報(bào)告發(fā)布“補(bǔ)充”“更正”“補(bǔ)充更正”公告的RES取值為1,否則為0。

根據(jù)已有文獻(xiàn),本文還控制了如下變量:ROA用企業(yè)的凈利潤(rùn)與總資產(chǎn)之比衡量,盈利能力越強(qiáng)的企業(yè),越容易獲得更多的商業(yè)信用[32];GROW用企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)增長(zhǎng)率來表示,供應(yīng)商往往愿意將商業(yè)信用提供給成長(zhǎng)能力較強(qiáng)的企業(yè);SIZE等于企業(yè)總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù),企業(yè)的規(guī)模越大,獲得的商業(yè)信用越多[32];FIXED用企業(yè)的固定資產(chǎn)凈額與總資產(chǎn)之比衡量,企業(yè)抵押能力越強(qiáng),與供應(yīng)商之間的信任度越高,因而得到更多的商業(yè)信用;BANK用企業(yè)的長(zhǎng)短借款之和與總資產(chǎn)之比衡量,企業(yè)從正規(guī)金融機(jī)構(gòu)獲得的貸款越多,需要供應(yīng)商提供的商業(yè)信用就越少[46];CFO用企業(yè)的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金凈流量與總資產(chǎn)之比衡量,商業(yè)信用融資在一定程度上緩解了企業(yè)的融資約束,所以商業(yè)信用與現(xiàn)金流之間存在著某種替代關(guān)系[20];AGE為企業(yè)上市年限的自然對(duì)數(shù),用來控制企業(yè)上市年限對(duì)商業(yè)信用融資的影響;本文還控制了年度和行業(yè)固定效應(yīng)。

為驗(yàn)證假設(shè)H2,本文構(gòu)建如下的回歸模型:

本文在模型(1)的基礎(chǔ)上,被解釋變量為TCt+1_D和TCt+1_C,解釋變量為舞弊類財(cái)務(wù)重述RES_FRA和非舞弊類財(cái)務(wù)重述RES_OTH:針對(duì)年度財(cái)務(wù)報(bào)告因?yàn)闀?huì)計(jì)舞弊原因發(fā)布“補(bǔ)充”“更正”“補(bǔ)充更正”公告的RES_FRA取值為1,否則為0;針對(duì)年度財(cái)務(wù)報(bào)告因?yàn)闀?huì)計(jì)舞弊之外的原因發(fā)布“補(bǔ)充”“更正”“補(bǔ)充更正”公告的RES_OTH取值為1,否則為0。此外,在模型(3)和模型(4)中控制了ROA、GROW、SIZE、BANK、CFO、AGE以及年度和行業(yè)固定效應(yīng)。

為驗(yàn)證假設(shè)H3,本文構(gòu)建如下的回歸模型:

本文借鑒黃珺和黃妮[47]的做法將被解釋變量TCt+1_D和TCt+1_C替換為來自上游供應(yīng)商的商業(yè)信用變化額UTCt+1_C和來自下游客戶的商業(yè)信用變化額DTCt+1_C以及它們的啞變量形式UTCt+1_D和DTCt+1_D。UTCt+1_C定義為[(t+1)年末(應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù))-t 年末(應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù))]/t 年末總資產(chǎn);其啞變量UTCt+1_D的衡量標(biāo)準(zhǔn)是:若UTCt+1_C＞0 則取值為1,否則為0。DTCt+1_C定義為[(t+1)年末預(yù)收賬款-t 年末預(yù)收賬款)]/t 年末總資產(chǎn);其啞變量DTCt+1_D的衡量標(biāo)準(zhǔn)是:若DTCt+1_C＞0 則取值為1,否則為0。在模型(5)和模型(6) 中控制了ROA、GROW、SIZE、BANK、CFO、AGE以及年度和行業(yè)固定效應(yīng)。

為驗(yàn)證假設(shè)H4 和H5,本文構(gòu)建如下的回歸模型:

被解釋變量為TCt+1_D和TCt+1_C,借鑒王永海和章濤[48]的具體做法,將聘用國(guó)內(nèi)前十大會(huì)計(jì)師事務(wù)所BIG10以及國(guó)際前四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所BIG4 作為企業(yè)審計(jì)師類型的替代變量;迪博數(shù)據(jù)庫(kù)中的中國(guó)上市公司內(nèi)部控制指數(shù)是從企業(yè)內(nèi)部控制五大目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)程度對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制水平進(jìn)行評(píng)價(jià)的客觀數(shù)據(jù),是綜合反映我國(guó)上市公司內(nèi)部控制水平與風(fēng)險(xiǎn)管理能力的量化指數(shù)體系,本文借鑒楊旭東等[49]的做法,選取迪博數(shù)據(jù)庫(kù)各上市公司2005 至2017 年內(nèi)部控制指數(shù)作為企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量IC的替代變量。模型(7)主要考察財(cái)務(wù)重述RES_ALL與審計(jì)師類型BIG4/BIG10 和內(nèi)部控制質(zhì)量IC的交乘項(xiàng)。在模型(7)中控制了ROA、GROW、SIZE、BANK、CFO、AGE以及年度和行業(yè)固定效應(yīng)。具體變量定義見表1。

表1 變量定義表Table 1 Variables definition table

2.2 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2005 至2017 年全部A 股上市公司作為初始樣本,按照以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選:(1)考慮到金融業(yè)適用的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的特殊性,剔除行業(yè)分類為金融業(yè)的樣本;(2)剔除當(dāng)年被ST 和PT 的公司樣本;(3)剔除相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失樣本。經(jīng)過上述處理后,最終得到24917 個(gè)觀測(cè)值。為了消除極端值的影響,本文對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的winsorize處理。本文財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫(kù),內(nèi)部控制指數(shù)來自迪博數(shù)據(jù)庫(kù)。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2 列示的是主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)情況。TCt+1_C均值為0.0182,標(biāo)準(zhǔn)差為0.0606;TCt+1_D均值為0.3348,這說明33.48%的樣本公司獲得的商業(yè)信用年變化額大于0。RES_ALLt均值為0.1131,這說明平均每十個(gè)上市公司中就有一個(gè)上市公司發(fā)生財(cái)務(wù)重述,可見上市公司的財(cái)務(wù)報(bào)表重述現(xiàn)象較為普遍;RES_FRAt均值為0.0137,這說明1.37%的上市公司因從事財(cái)務(wù)舞弊而被強(qiáng)制進(jìn)行財(cái)務(wù)報(bào)表重述行為。關(guān)于控制變量,ROAt的均值與標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.0364、0.0546;GROWt的均值與標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.1994、0.4618;SIZEt的均值與標(biāo)準(zhǔn)差分別為21.9623、1.2535;FIXEDt的均值與標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.2408、0.1752;BANKt的均值與標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.1660、0.1449;CFOt的均值與標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.0437、0.0749。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)Table 2 Descriptive statistics of variables

表3 列示了根據(jù)商業(yè)信用變化額啞變量TCt+1_D分組后的所有變量均值與中位數(shù)對(duì)比檢驗(yàn)結(jié)果,可以看出,除變量CFO 外,其他變量在不同變化方向下的分組均值檢驗(yàn)的T 值和分組中位數(shù)檢驗(yàn)的Wilcoxon Z 值均具有統(tǒng)計(jì)意義,這說明上述變量在一定程度上與企業(yè)商業(yè)信用融資相關(guān),應(yīng)在模型中予以控制。相比于TCt+1_D=1 組,TCt+1_D=0 組中RES_ALL、RES_FRA、RES_OTH的均值與中位數(shù)均較大、且存在顯著性差異(p＜5%),這說明企業(yè)商業(yè)信用下降組的樣本公司中發(fā)生財(cái)務(wù)重述的比例更高。

表3 基于變量TCt+1_D 分組的均值與中位數(shù)檢驗(yàn)Table 3 The mean and median tests based on TCt+1_D

3.2 相關(guān)性分析

表4 列示的是主要變量的Pearson 相關(guān)系數(shù)。從表中可以看出RES_ALL與TCt+1_C的相關(guān)系數(shù)為-0.0151,且在5%的水平上顯著,這說明了企業(yè)財(cái)務(wù)重述行為會(huì)導(dǎo)致商業(yè)信用變化額負(fù)向變化;RES_ALL與TCt+1_D的相關(guān)系數(shù)為-0.0271,且在1%的水平上顯著,這說明企業(yè)的財(cái)務(wù)重述行為導(dǎo)致商業(yè)信用變化額下降的可能性更大。同樣的,RES_FRA與TCt+1_C和TCt+1_D之間的系數(shù)均在1%的水平上顯著,說明舞弊重述對(duì)商業(yè)信用融資不論是方向還是變化額都會(huì)產(chǎn)生負(fù)面影響。為了更精確地檢驗(yàn)企業(yè)財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資之間的關(guān)系,還需要加入控制變量進(jìn)行回歸分析。

表4 主要變量相關(guān)系數(shù)Table 4 Correlation matrix

3.3 多元回歸分析

3.3.1 企業(yè)財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資

為了檢驗(yàn)企業(yè)財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資之間的關(guān)系,本文對(duì)模型(1)和模型(2)進(jìn)行了回歸檢驗(yàn),回歸結(jié)果如表5所示。根據(jù)表5 的第(1)列和第(4)列所示,當(dāng)因變量為商業(yè)信用變化額的啞變量TCt+1_D時(shí),財(cái)務(wù)重述RES_ALL的系數(shù)為-0.1402(Z 值為3.3009)且在1%的水平上顯著,該結(jié)果說明企業(yè)的財(cái)務(wù)重述行為預(yù)示著企業(yè)較高的內(nèi)部控制風(fēng)險(xiǎn)和持續(xù)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn),增加了交易關(guān)系的不確定性,從而使供應(yīng)商在向企業(yè)提供商業(yè)信用時(shí)采取更加謹(jǐn)慎的資金支持方案,為了規(guī)避未來收回資金的風(fēng)險(xiǎn),商業(yè)信用供給方會(huì)考慮降低向企業(yè)提供商業(yè)信用的額度,從而導(dǎo)致商業(yè)信用融資額下降的可能性更大。當(dāng)因變量為商業(yè)信用變化額TCt+1_C時(shí),財(cái)務(wù)重述RES_ALL的系數(shù)為-0.0025(T 值為-2.0802)且在5%的水平上顯著。上述回歸結(jié)果說明企業(yè)財(cái)務(wù)重述行為的發(fā)生釋放了有關(guān)企業(yè)財(cái)務(wù)指標(biāo)不可信的風(fēng)險(xiǎn)信號(hào),這種信號(hào)會(huì)引起商業(yè)信用供給方對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量和公司經(jīng)營(yíng)治理現(xiàn)狀的關(guān)注和擔(dān)憂,因此對(duì)商業(yè)信用變化額產(chǎn)生顯著負(fù)面影響。這均與假設(shè)H1 的理論預(yù)測(cè)相一致。

為了檢驗(yàn)上下游企業(yè)對(duì)財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系的不同反應(yīng),通過模型(5)和模型(6)對(duì)不同的企業(yè)商業(yè)信用融資類型進(jìn)行了檢驗(yàn)。LOGIT 回歸結(jié)果如表5 的第(2)列和第(3)列所示,當(dāng)因變量為上游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額的啞變量UTCt+1_D時(shí),財(cái)務(wù)重述RES_ALL的系數(shù)為-0.1197(Z 值為-2.8444),在1%的水平上顯著;當(dāng)因變量為下游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額的啞變量DTCt+1_D時(shí),財(cái)務(wù)重述RES_ALL的系數(shù)為-0.0867(Z 值為-2.1222),在5%的水平上顯著;同時(shí),對(duì)模型(5)上下游企業(yè)的RES_ALL回歸系數(shù)(-0.1197 與-0.0867)進(jìn)行卡方檢驗(yàn),但P 值為0.5606。上述結(jié)果在一定程度上表明,企業(yè)發(fā)生財(cái)務(wù)重述行為釋放負(fù)面信號(hào)后,使得利益相關(guān)者對(duì)其產(chǎn)生信任危機(jī),進(jìn)而導(dǎo)致上下游企業(yè)提供的商業(yè)信用融資額在重述年度后下降的可能性更大,換言之,上下游企業(yè)均會(huì)對(duì)此風(fēng)險(xiǎn)信號(hào)做出反應(yīng),但二者的反應(yīng)差別不大。OLS 模型回歸結(jié)果如第(5)列和第(6)列所示,當(dāng)因變量為上游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額UTCt+1_C時(shí),財(cái)務(wù)重述RES_ALL的系數(shù)為-0.0022(T 值為-2.3961),在5%的水平上顯著;當(dāng)因變量為下游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額DTCt+1_C時(shí),財(cái)務(wù)重述RES_ALL的系數(shù)為-0.0004(T 值為-0.6528),不顯著;同時(shí),對(duì)模型(6)上下游企業(yè)的RES_ALL回歸系數(shù)(-0.0022與-0.0004)進(jìn)行卡方檢驗(yàn),P 值為0.0893,說明當(dāng)因變量分別為UTCt+1_C和DTCt+1_C時(shí),RES_ALL的系數(shù)在10%的水平上存在顯著性差異。上述結(jié)果均表明,不論是回歸系數(shù)的顯著性水平還是回歸系數(shù)的組間差異性檢驗(yàn),相比于下游企業(yè),財(cái)務(wù)重述釋放的風(fēng)險(xiǎn)信號(hào)對(duì)上游企業(yè)提供的商業(yè)信用融資變化額的負(fù)面影響更加顯著。即相比于下游企業(yè),上游企業(yè)會(huì)更大幅度的壓縮其對(duì)外提供的商業(yè)信用融資額,以規(guī)避未來不可預(yù)期的風(fēng)險(xiǎn),由此可見,上游企業(yè)對(duì)重述行為釋放的負(fù)面信號(hào)更加敏感。這基本上與假設(shè)H3的理論預(yù)測(cè)相一致。

表5 財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果Table 5 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement

控制變量的檢驗(yàn)結(jié)果表明,當(dāng)因變量為TCt+1_D時(shí),ROA和SIZE的系數(shù)均在1%水平上顯著為正,這說明盈利能力越強(qiáng)、規(guī)模越大的企業(yè)越容易獲得商業(yè)信用融資,從而導(dǎo)致商業(yè)信用融資增加的可能性更大,這與Petersen 和Rajan[32]的研究結(jié)論一致;當(dāng)因變量為TCt+1_C時(shí),GROW的系數(shù)在1%水平上顯著為正,這說明成長(zhǎng)能力越強(qiáng)的企業(yè)潛力越大,對(duì)商業(yè)信用變化額的正面影響越顯著,與前文預(yù)期一致;同時(shí)當(dāng)因變量為TCt+1_D和TCt+1_C時(shí),CFO的系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù),這說明企業(yè)的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流與商業(yè)信用融資之間確實(shí)存在某種替代作用,與前文預(yù)期一致。

3.3.2 企業(yè)財(cái)務(wù)重述類型與商業(yè)信用融資

為了檢驗(yàn)財(cái)務(wù)重述不同類型對(duì)商業(yè)信用融資的潛在影響,本文對(duì)模型(3)和模型(4)進(jìn)行了檢驗(yàn),回歸結(jié)果如表6所示。LOGIT 模型回歸結(jié)果如表6 的第(1)列所示,當(dāng)因變量為商業(yè)信用變化額的啞變量TCt+1_D時(shí),舞弊類財(cái)務(wù)重述RES_FRA的系數(shù)為-0.4092(Z 值為-3.7123),在1%的水平上顯著;非舞弊類財(cái)務(wù)重述RES_OTH的系數(shù)為-0.1015(Z值為-2.2215),在5%的水平上顯著;同時(shí),對(duì)模型(3)舞弊類財(cái)務(wù)重述RES_FRA與非舞弊類財(cái)務(wù)重述RES_OTH的系數(shù)進(jìn)行組內(nèi)系數(shù)差異性檢驗(yàn),P 值為0.0092(卡方值為6.79),意味著因變量為TCt+1_D時(shí)的自變量RES_FRA和RES_OTH的系數(shù)在1%的水平上存在顯著性差異,這說明了相比于非舞弊類財(cái)務(wù)重述,舞弊類財(cái)務(wù)重述導(dǎo)致商業(yè)信用融資額下降的可能性更大。OLS 模型回歸結(jié)果如表6 的第(4)列所示,當(dāng)因變量為商業(yè)信用變化額的TCt+1_C時(shí),舞弊類財(cái)務(wù)重述RES_FRA的系數(shù)為-0.0103(T 值為-2.6304),在1%的水平上顯著;非舞弊類財(cái)務(wù)重述RES_OTH的系數(shù)為-0.0015(T 值為-1.1598),但不顯著;同時(shí),對(duì)模型(4)舞弊類財(cái)務(wù)重述RES_FRA與非舞弊類財(cái)務(wù)重述RES_OTH的系數(shù)進(jìn)行組內(nèi)系數(shù)差異性檢驗(yàn),P 值為0.0324(卡方值為4.58),意味著因變量為TCt+1_C時(shí)的自變量RES_FRA和RES_OTH的系數(shù)在5%的水平上存在顯著性差異,該結(jié)果進(jìn)一步說明舞弊類財(cái)務(wù)重述對(duì)商業(yè)信用變化額的負(fù)面影響更大。上述結(jié)果表明,舞弊類重述引起的商業(yè)信用融資下降可能性與下降程度均遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于非舞弊類重述,對(duì)企業(yè)商業(yè)信用的供給方來說,目標(biāo)企業(yè)舞弊類重述意味著企業(yè)修正的前期會(huì)計(jì)差錯(cuò)在性質(zhì)上更嚴(yán)重、影響范圍更大,因此會(huì)導(dǎo)致企業(yè)供應(yīng)商對(duì)其執(zhí)行更謹(jǐn)慎的商業(yè)信用供給決策,從而使商業(yè)信用融資額下降的可能性更大,對(duì)商業(yè)信用變化額的負(fù)面影響更明顯。這與假設(shè)H2 的理論預(yù)測(cè)相一致。

為了檢驗(yàn)上下游企業(yè)對(duì)不同類型財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資決策之間關(guān)系的差異性,對(duì)模型(5)和模型(6)進(jìn)行了回歸檢驗(yàn)。根據(jù)表6 的第(2)列所示,當(dāng)因變量為上游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額的啞變量UTCt+1_D時(shí),舞弊類財(cái)務(wù)重述RES_FRA的系數(shù)為-0.3192(Z 值為2.8988),在1%的水平上顯著;非舞弊類財(cái)務(wù)重述RES_OTH的系數(shù)為-0.0914(Z 值為-2.0207),在5%的水平上顯著;RES_FRA和RES_OTH的組內(nèi)系數(shù)差異性檢驗(yàn),P 值為0.0538(卡方值為3.72),意味著當(dāng)因變量為UTCt+1_D時(shí),自變量RES_FRA和RES_OTH的系數(shù)在10%的水平上存在顯著性差異。根據(jù)表6 的第(3)列所示,當(dāng)因變量為下游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額的啞變量DTCt+1_D時(shí),舞弊類財(cái)務(wù)重述RES_FRA的系數(shù)為-0.3122(Z 值為-2.8639),在1%的水平上顯著;非舞弊類財(cái)務(wù)重述RES_OTH的系數(shù)為-0.0551(Z 值為-1.2703),不顯著;RES_FRA和RES_OTH的組內(nèi)系數(shù)差異性檢驗(yàn),P 值為0.0259(卡方值為4.96),意味著當(dāng)因變量為DTCt+1_D時(shí)的自變量RES_FRA和RES_OTH的系數(shù)在5%的水平上存在顯著性差異。同時(shí),當(dāng)因變量分別為UTCt+1_D和DTCt+1_D時(shí),對(duì)上下游企業(yè)的RES_FRA回歸系數(shù)進(jìn)行卡方檢驗(yàn),但P值為0.9648。上述結(jié)果在一定程度上說明,相比于非舞弊類財(cái)務(wù)重述,上下游企業(yè)均對(duì)舞弊類財(cái)務(wù)重述的負(fù)面反應(yīng)更強(qiáng)烈,與假設(shè)H2 的理論預(yù)測(cè)相一致。

根據(jù)表6 的第(5)列所示,當(dāng)因變量為上游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額UTCt+1_C時(shí),舞弊類財(cái)務(wù)重述RES_FRA的系數(shù)為-0.0096(T 值為-3.2797),在1%的水平上顯著;非舞弊類財(cái)務(wù)重述RES_OTH的系數(shù)為-0.0012 (T 值為-1.2291),不顯著;RES_FRA和RES_OTH的組內(nèi)系數(shù)差異性檢驗(yàn),P 值為0.0074(卡方值為7.17),意味著當(dāng)因變量為UTCt+1_C時(shí)的自變量RES_FRA和RES_OTH的系數(shù)在1%的水平上存在顯著性差異。根據(jù)表6 的第(6)列所示,當(dāng)因變量為下游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額DTCt+1_C時(shí),舞弊類財(cái)務(wù)重述RES_FRA的系數(shù)為-0.0012(T 值為-0.7314),不顯著;非舞弊類財(cái)務(wù)重述RES_OTH的系數(shù)為-0.0003(T 值為-0.4375),不顯著;RES_FRA和RES_OTH的組內(nèi)系數(shù)差異性檢驗(yàn),P 值為0.6275(卡方值為0.24),不顯著。同時(shí),當(dāng)因變量分別為UTCt+1_C和DTCt+1_C時(shí),對(duì)上下游企業(yè)的RES_FRA回歸系數(shù)進(jìn)行卡方檢驗(yàn),P 值為0.0095,說明當(dāng)因變量分別為UTCt+1_C和DTCt+1_C時(shí),RES_FRA的系數(shù)在1%水平存在顯著性差異。上述結(jié)果說明,不論是回歸系數(shù)的顯著性水平還是回歸系數(shù)組間比較的卡方檢驗(yàn),上游企業(yè)對(duì)于重述風(fēng)險(xiǎn)信號(hào)的反應(yīng)都強(qiáng)于下游企業(yè),相比于下游企業(yè),舞弊類財(cái)務(wù)重述更有可能促使上游的商業(yè)信用提供者執(zhí)行更嚴(yán)苛的商業(yè)信用供給政策,其為了最大限度降低款項(xiàng)受償風(fēng)險(xiǎn),將會(huì)大幅收縮原有的商業(yè)信用對(duì)外供給規(guī)模,從而導(dǎo)致上游企業(yè)提供商業(yè)信用的負(fù)向變化程度顯著大于下游企業(yè)。

表6 重述類型與商業(yè)信用融資關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果Table 6 Regression results of corporate trade credit financing on types of financial restatement

3.3.3 企業(yè)財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資:治理機(jī)制的調(diào)節(jié)效應(yīng)

(1)外部公司治理信號(hào)——審計(jì)師類型

為了檢驗(yàn)審計(jì)師類型BIG10 對(duì)財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系的影響,對(duì)模型(7)進(jìn)行了回歸檢驗(yàn),回歸結(jié)果列示于表7 中。如表7 所示,只有第(1)列的財(cái)務(wù)重述RES_ALL與審計(jì)師類型BIG10 的交乘項(xiàng)在10%的水平上顯著,除此之外,第(2)、(3)、(4)、(5)、(6)列的交乘項(xiàng)結(jié)果均不顯著,這說明審計(jì)師類型信號(hào)對(duì)財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資額之間關(guān)系的影響較弱,這是因?yàn)樨?cái)務(wù)重述行為背后潛在的公司治理機(jī)制失效風(fēng)險(xiǎn)增加了企業(yè)信息不確定性,上下游企業(yè)有理由懷疑大規(guī)模審計(jì)師在面對(duì)重大錯(cuò)報(bào)風(fēng)險(xiǎn)時(shí)的風(fēng)險(xiǎn)揭示能力;同時(shí),上下游企業(yè)作為供應(yīng)鏈關(guān)系中合作伙伴,其憑借交易關(guān)系獲取到的非公開信息更具有決策參考價(jià)值和信息優(yōu)勢(shì),供應(yīng)商會(huì)更加關(guān)注能夠自己獲取到的合作企業(yè)的非公開信息,從而降低了對(duì)審計(jì)師提供的公開披露信息的需求。因此,即使財(cái)務(wù)重述企業(yè)對(duì)外釋放出審計(jì)師類型信號(hào),但大規(guī)模審計(jì)師信號(hào)并不會(huì)成為上下游企業(yè)做出商業(yè)信用供給決策的主要參考依據(jù),這使得審計(jì)師類型BIG10 并不會(huì)對(duì)財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系產(chǎn)生影響。這與假設(shè)H4 的理論預(yù)測(cè)相一致。

表7 審計(jì)師類型對(duì)財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系的影響的檢驗(yàn)結(jié)果Table 7 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement:the moderating effect of auditor types

為了進(jìn)一步保證上述研究結(jié)論的穩(wěn)健性,表8 列示了審計(jì)師類型BIG4 對(duì)財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系的影響。如表8 所示,只有第(3)列的財(cái)務(wù)重述RES_ALL與審計(jì)師類型BIG4 的交乘項(xiàng)在10%的水平上顯著,第(1)、(2)、(4)、(5)、(6)列的交乘項(xiàng)結(jié)果均不顯著。上述回歸結(jié)果同樣說明,“國(guó)際四大所”審計(jì)師類型信號(hào)并不會(huì)對(duì)財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資額之間的關(guān)系產(chǎn)生顯著影響,供應(yīng)鏈關(guān)系中的私有信息降低了上下游企業(yè)對(duì)審計(jì)師傳遞的財(cái)務(wù)重述企業(yè)財(cái)務(wù)信息的信任程度和需求度,這與前文的理論預(yù)測(cè)一致,假設(shè)H4進(jìn)一步得到支持。

表8 審計(jì)師類型對(duì)財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系的影響的檢驗(yàn)結(jié)果Table 8 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement:the moderating effect of auditor types

(2)內(nèi)部公司治理信號(hào)——內(nèi)部控制質(zhì)量

表9 報(bào)告了模型(7)關(guān)于檢驗(yàn)企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量IC對(duì)財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系的影響的回歸結(jié)果。根據(jù)表9的第(1)列所示,當(dāng)因變量為商業(yè)信用變化額的啞變量TCt+1_D時(shí),財(cái)務(wù)重述RES_ALL與內(nèi)部控制質(zhì)量IC的交乘項(xiàng)的系數(shù)為0.0006(Z 值為2.1327),在5%的水平上顯著;根據(jù)表9的第(4)列所示,當(dāng)因變量為商業(yè)信用變化額TCt+1_C時(shí),財(cái)務(wù)重述RES_ALL與內(nèi)部控制質(zhì)量IC的交乘項(xiàng)的系數(shù)為0.0001(T 值為3.5814),在1%的水平上顯著。上述結(jié)果說明,財(cái)務(wù)重述企業(yè)在對(duì)外釋放出高質(zhì)量的內(nèi)部控制信號(hào)后,企業(yè)商業(yè)信用的上下游供給者會(huì)考慮企業(yè)內(nèi)部控制有效性對(duì)企業(yè)潛在違約風(fēng)險(xiǎn)的抑制作用,并選擇信任企業(yè)的持續(xù)經(jīng)營(yíng)不存在重大不確定問題,從而選擇放緩對(duì)重述企業(yè)的商業(yè)信用融資限制條件。

根據(jù)表9 的第(2)列所示,當(dāng)因變量為上游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額的啞變量UTCt+1_D時(shí),財(cái)務(wù)重述RES_ALL與內(nèi)部控制質(zhì)量IC的交乘項(xiàng)的系數(shù)為0.0005(Z 值為-2.1791),在5%的水平上顯著;根據(jù)表9 的第(3)列所示,當(dāng)因變量為下游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額的啞變量DTCt+1_D時(shí),財(cái)務(wù)重述RES_ALL與內(nèi)部控制質(zhì)量IC的交乘項(xiàng)的系數(shù)為0.0006(Z 值為2.1461),在5%的水平上顯著。根據(jù)表9 的第(5)列所示,當(dāng)因變量為上游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額UTCt+1_C時(shí),財(cái)務(wù)重述RES_ALL與內(nèi)部控制質(zhì)量IC的交乘項(xiàng)的系數(shù)為0.0001(T 值為3.7672),在1%的水平上顯著;根據(jù)表9 的第(6)列所示,當(dāng)因變量為下游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額DTCt+1_C時(shí),財(cái)務(wù)重述RES_ALL與內(nèi)部控制質(zhì)量IC的交乘項(xiàng)的系數(shù)為0.0000(T 值為0.9698),不顯著;同時(shí),對(duì)該OLS 模型上下游企業(yè)的RES_ALL與IC的交乘項(xiàng)系數(shù)進(jìn)行卡方檢驗(yàn),P 值為0.0018,在1%的水平上顯著,說明當(dāng)因變量分別為UTCt+1_C和DTCt+1_C時(shí),RES_ALL與IC的交乘項(xiàng)系數(shù)存在顯著性差異。上述結(jié)果說明,上下游企業(yè)對(duì)待重述企業(yè)釋放的內(nèi)部控制質(zhì)量信號(hào)存在顯著差異,相比于下游企業(yè),上游企業(yè)對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的正面信號(hào)更加敏感,因而上游企業(yè)所做出的商業(yè)信用供給決策也更加寬松,導(dǎo)致財(cái)務(wù)重述對(duì)商業(yè)信用融資的消極影響被企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量信號(hào)所削弱,這與假設(shè)H5 的理論預(yù)測(cè)相一致。

表9 內(nèi)部控制質(zhì)量對(duì)財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系影響的檢驗(yàn)結(jié)果Table 9 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement:the moderating effect of internal control quality

4 進(jìn)一步分析與討論

4.1 渠道檢驗(yàn)

如前所述,企業(yè)財(cái)務(wù)重述行為通過降低會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量以及破壞企業(yè)與供應(yīng)商之間的信任基礎(chǔ)等方式,對(duì)企業(yè)的商業(yè)信用融資帶來負(fù)面影響。因此,本研究擬從財(cái)務(wù)重述企業(yè)買方市場(chǎng)地位變化和供應(yīng)商采購(gòu)額變化作為兩種渠道分析路徑。首先,財(cái)務(wù)報(bào)告是企業(yè)向利益相關(guān)者傳遞信息的主要途徑,財(cái)務(wù)重述行為的發(fā)生無(wú)疑會(huì)向市場(chǎng)傳遞企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告低質(zhì)量的信號(hào),影響投資者的投資信心和市場(chǎng)預(yù)期,嚴(yán)重

損害公司價(jià)值[50],使得其在激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中處于被動(dòng)地位,不利于企業(yè)市場(chǎng)地位的提升。其次,根據(jù)傳染效應(yīng)理論,供應(yīng)鏈關(guān)系中的客戶和供應(yīng)商之間是一榮俱榮、一損俱損的利益共同體,對(duì)于企業(yè)來說,大供應(yīng)商的采購(gòu)額直接影響了其當(dāng)期的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)[51];財(cái)務(wù)重述行為背后潛在的管理層機(jī)會(huì)主義行為和盈余管理問題反映出企業(yè)經(jīng)營(yíng)不善的現(xiàn)狀,企業(yè)和大供應(yīng)商之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系使得大供應(yīng)商在面對(duì)消極事件時(shí)也無(wú)法獨(dú)善其身[52],為了最大限度降低損失以及保護(hù)自身利益,可以預(yù)期重述企業(yè)的主要供應(yīng)商會(huì)大幅降低未來采購(gòu)額。

企業(yè)市場(chǎng)地位是衡量企業(yè)買方市場(chǎng)環(huán)境的重要指標(biāo),現(xiàn)有研究中關(guān)于企業(yè)市場(chǎng)地位的衡量標(biāo)準(zhǔn)有很多,比如使用銷售增長(zhǎng)率作為企業(yè)在產(chǎn)品市場(chǎng)中競(jìng)爭(zhēng)地位的度量[53],或者通過衡量企業(yè)向單一或少數(shù)大客戶的銷售情況,來判斷企業(yè)市場(chǎng)地位的高低[54]。因此本文借鑒曹春方等[53]以及Fabbri和Klapper[54]的做法,采用下述三個(gè)變量作為衡量企業(yè)市場(chǎng)地位變化的替代變量:(1)MP1t+1=第(t+1)年末企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的自然對(duì)數(shù)與第t 年末企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的自然對(duì)數(shù)之差相對(duì)于年度行業(yè)均值的變化,具體計(jì)算公式為:MP1t+1=(lnsalest+1-lnsalest)-mean(lnsalest+1-lnsalest);(2)MP2t+1為MP1t+1的啞變量形式,若MP1t+1＞=0,則取值為1,否則為0;(3)MP3t+1=[(t+1)年末企業(yè)向第一大客戶的銷售額-第t 年末企業(yè)向第一大客戶的銷售額]/t 年末營(yíng)業(yè)收入。為驗(yàn)證上述結(jié)論,本文構(gòu)建如下回歸模型:

其中新增控制變量有:CON為企業(yè)實(shí)際控制人類別,若企業(yè)實(shí)際控制人為國(guó)有性質(zhì)時(shí)則取值為1,否則為0;GDP為各地級(jí)市年度人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對(duì)數(shù);CHAIR_PC為董事長(zhǎng)政治聯(lián)系啞變量,用董事長(zhǎng)是否為人大代表或者政協(xié)委員來衡量,若是則取值為1,否則為0;LEV用企業(yè)總負(fù)債與總資產(chǎn)之比來衡量;MKT為市場(chǎng)化指數(shù);DUALITY為企業(yè)兩職設(shè)置情況,若企業(yè)董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一,則取值為1,否則為0;CEOCHANGE為企業(yè)總經(jīng)理是否變更,若變更則取值為1,否則為0。其余控制變量與前文一致,不再贅述。

同時(shí),考慮到企業(yè)與供應(yīng)商之間的關(guān)系大多是穩(wěn)定存在的,且主要供應(yīng)商在賣方市場(chǎng)中占有絕對(duì)的話語(yǔ)權(quán),因此本文選擇下述三個(gè)變量作為衡量企業(yè)供應(yīng)商采購(gòu)額變化的替代變量:(1)FNt+1_FIRST=[(t+1)年末第一大供應(yīng)商采購(gòu)額-第t 年末第一大供應(yīng)商采購(gòu)額]/t 年末總資產(chǎn);(2)FNt+1_SECOND=[(t+1)年末第二大供應(yīng)商采購(gòu)額-第t 年末第二大供應(yīng)商采購(gòu)額]/t 年末總資產(chǎn);(3)FNt+1_TOTAL=[(t+1)年末前兩供應(yīng)商的采購(gòu)總額-第t 年末前兩供應(yīng)商的采購(gòu)總額]/t 年末前兩大供應(yīng)商采購(gòu)總額。為驗(yàn)證上述結(jié)論,本文構(gòu)建如下回歸模型:

其中新增控制變量有:INDEP用獨(dú)立董事人數(shù)與董事會(huì)人數(shù)之比來衡量;BOARD為董事會(huì)規(guī)模,用董事會(huì)人數(shù)來衡量;Z為股權(quán)集中度,用公司第一大股東與第二大股東持股比例之比來衡量;PARTJOB_CEO為總經(jīng)理是否兼任其他公司董事,若是則取值為1,否則為0。其余控制變量與前文一致,不再贅述。

渠道檢驗(yàn)的回歸結(jié)果如表10 所示。根據(jù)表10 的第(1)、(2)與(3)列所示,當(dāng)因變量為企業(yè)市場(chǎng)地位變化MPt+1時(shí),RES_ALL的系數(shù)分別為-0.0241(T 值為-2.4115、5%水平上顯著)、-0.1054(Z 值為-2.1394、5%水平上顯著)和-0.0120(T 值為-1.6494、10%水平上顯著),這說明企業(yè)財(cái)務(wù)重述行為會(huì)對(duì)其市場(chǎng)地位產(chǎn)生消極影響,降低其產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)能力,打擊投資者和消費(fèi)者信心,減弱企業(yè)外部融資能力,最終使企業(yè)面臨融資約束、陷入融資困境。根據(jù)表10 的第(4)、(5)與(6)列所示,當(dāng)因變量分別為大供應(yīng)商采購(gòu)程度變化時(shí),RES_ALL的系數(shù)分別為-0.0033(T 值為-1.9723、5%水平上顯著)、-0.0031(T 值為-2.7046、1%水平上顯著)和-0.4638(T 值為-1.9241、10%水平上顯著),這說明企業(yè)財(cái)務(wù)重述行為會(huì)對(duì)企業(yè)的主要供應(yīng)商采購(gòu)額度帶來負(fù)面影響,大供應(yīng)商為了最大限度規(guī)避風(fēng)險(xiǎn),勢(shì)必會(huì)大幅調(diào)整下一年的采購(gòu)額度,進(jìn)而減少對(duì)外提供的商業(yè)信用融資額,降低對(duì)客戶企業(yè)的商業(yè)信用供給水平。

表10 渠道檢驗(yàn)回歸結(jié)果Table 10 Regression results of channels analysis

4.2 內(nèi)生性討論

企業(yè)商業(yè)信用的供給方可能會(huì)主動(dòng)選擇向會(huì)計(jì)信息質(zhì)量相對(duì)較高的企業(yè)提供商業(yè)信用,為了控制這一自選擇問題對(duì)研究結(jié)論的潛在影響,本文采用HECKMAN 以及PSM 方法,選取董事會(huì)會(huì)議次數(shù)BM和臨時(shí)股東大會(huì)會(huì)議次數(shù)EGM作為財(cái)務(wù)重述的工具變量對(duì)上述內(nèi)生性問題進(jìn)行處理。

根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn),李彬等[50]發(fā)現(xiàn)董事會(huì)會(huì)議頻率越高,發(fā)生財(cái)務(wù)重述的可能性越大;Huang[55]發(fā)現(xiàn)召開臨時(shí)股東大會(huì)增加提案引起的重述比例相對(duì)較高,深市和滬市三年平均重述比例為16.43%和13.92%。因此,董事會(huì)會(huì)議次數(shù)和臨時(shí)股東大會(huì)會(huì)議次數(shù)都在不同程度上影響了企業(yè)的財(cái)務(wù)重述行為,上市公司在發(fā)布財(cái)務(wù)重述公告前,大多會(huì)召開較為密集的董事會(huì)會(huì)議以協(xié)商并批準(zhǔn)重述公告的發(fā)布;同時(shí)臨時(shí)股東大會(huì)通過的補(bǔ)充公告更有可能發(fā)生重述行為的現(xiàn)象,也使得臨時(shí)股東大會(huì)會(huì)議頻率與財(cái)務(wù)重述的正向關(guān)系更為明顯。但董事會(huì)會(huì)議次數(shù)和臨時(shí)股東大會(huì)會(huì)議次數(shù)在理論上與企業(yè)商業(yè)信用融資不相關(guān)。

HECKMAN 與PSM 方法的第一階段的企業(yè)財(cái)務(wù)重述選擇模型如下:

變量BM為董事會(huì)會(huì)議次數(shù),變量EGM為臨時(shí)股東大會(huì)會(huì)議次數(shù),第一階段的回歸結(jié)果如表11 所示?？梢钥闯?當(dāng)因變量為RES_ALL時(shí),BM的系數(shù)為0.0211(Z 值為3.44),且在1%水平上顯著;EGM的系數(shù)為0.0742(Z 值為5.04),且在1%水平上顯著。這說明董事會(huì)會(huì)議次數(shù)BM和臨時(shí)股東大會(huì)會(huì)議次數(shù)EGM都對(duì)企業(yè)的財(cái)務(wù)重述行為產(chǎn)生了一定的影響,工具變量與內(nèi)生解釋變量顯著相關(guān),因此BM和EGM可以作為財(cái)務(wù)重述RES_ALL的工具變量。

表11 第一階段工具變量的回歸結(jié)果Table 11 First-state regression results of instrumental variables

4.2.1 HECKMAN 兩階段回歸法

HECKMAN 第二階段回歸結(jié)果如表12 所示,第(1)、(2)、(3)列是HECKMAN 第二階段LOGIT 模型回歸結(jié)果,第(4)、(5)、(6)列是HECKMAN 第二階段OLS 模型回歸結(jié)果?？梢钥闯?在加入與工具變量擬合后得到的控制自選擇偏差變量LAMBDA后,LOGIT 模型回歸結(jié)果中當(dāng)因變量為商業(yè)信用變化額啞變量TCt+1_D時(shí),財(cái)務(wù)重述RES_ALL的回歸系數(shù)為-0.1446(Z 值為-3.2113),在1%水平上顯著;當(dāng)因變量為上游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額啞變量UTCt+1_D時(shí),財(cái)務(wù)重述RES_ALL的回歸系數(shù)為-0.1143(Z 值為-2.5661),在5%水平上顯著;當(dāng)因變量為下游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額啞變量DTCt+1_D時(shí),財(cái)務(wù)重述RES_ALL的回歸系數(shù)為-0.0819(Z 值為-1.8760),在1%水平上顯著。OLS 模型回歸結(jié)果中當(dāng)因變量為商業(yè)信用變化額TCt+1_C時(shí),財(cái)務(wù)重述RES_ALL的回歸系數(shù)為-0.0027(T 值為-2.0605),在5%水平上顯著;當(dāng)因變量為上游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額UTCt+1_C時(shí),財(cái)務(wù)重述RES_ALL的回歸系數(shù)為-0.0027(T 值為-2.7655),在1%水平上顯著;當(dāng)因變量為下游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額DTCt+1_C時(shí),財(cái)務(wù)重述RES_ALL的回歸系數(shù)為-0.0001(T 值為-0.1086)。上述結(jié)果表明,企業(yè)財(cái)務(wù)重述會(huì)導(dǎo)致商業(yè)信用融資下降的可能性更大,對(duì)商業(yè)信用變化額產(chǎn)生負(fù)面影響,上游企業(yè)對(duì)財(cái)務(wù)重述企業(yè)的商業(yè)信用供給下降更多,重述企業(yè)從上游供應(yīng)商獲取的商業(yè)信用下降的可能性更大,這與前文研究發(fā)現(xiàn)相一致。

表12 HECKMAN 第二階段檢驗(yàn)結(jié)果Table 12 HECKMAN second-stage regression results of corporate trade credit financing on financial restatement

4.2.2 傾向得分匹配法(PSM)

本文進(jìn)一步利用傾向得分匹配法來解決研究過程中源于自選擇效應(yīng)而導(dǎo)致的樣本選擇偏差問題,采用模型(8)計(jì)算傾向性得分并對(duì)全樣本進(jìn)行1 ∶1 配對(duì),最終得到5008 個(gè)樣本。

PSM 的第二階段回歸結(jié)果如表13 所示。根據(jù)表13 的第(1)、(2)與(3)列,當(dāng)因變量為商業(yè)信用變化額啞變量TCt+1_D時(shí),財(cái)務(wù)重述RES_ALL的回歸系數(shù)為-0.1782(Z值為-2.9539),在1%水平上顯著;當(dāng)因變量為上游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額啞變量UTCt+1_D時(shí),財(cái)務(wù)重述RES_ALL的回歸系數(shù)為-0.1487(Z 值為-2.4796),在5%水平上顯著;當(dāng)因變量為下游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額啞變量DTCt+1_D時(shí),財(cái)務(wù)重述RES_ALL的回歸系數(shù)為-0.0884(Z值為-1.5078)。根據(jù)表13 的第(4)、(5)與(6)列,當(dāng)因變量為上游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額UTCt+1_C時(shí),財(cái)務(wù)重述RES_ALL的回歸系數(shù)為-0.0023(T 值為-1.7059),在10%水平上顯著;當(dāng)因變量為下游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額DTCt+1_C時(shí),財(cái)務(wù)重述RES_ALL的回歸系數(shù)為0.0000(T 值為-0.0470),不顯著。上述結(jié)果說明企業(yè)財(cái)務(wù)重述會(huì)導(dǎo)致商業(yè)信用融資下降的可能性更大,且上游企業(yè)對(duì)這種負(fù)面信號(hào)更加敏感,因而導(dǎo)致在企業(yè)重述年度后,上游企業(yè)提供的商業(yè)信用融資減少,這與前文的研究發(fā)現(xiàn)基本一致。

表13 PSM 第二階段的回歸結(jié)果Table 13 PSM second-stage regression results of corporate trade credit financing on financial restatement

表14 報(bào)告了PSM 方法下對(duì)樣本進(jìn)行1∶1匹配后的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果,匹配后的標(biāo)準(zhǔn)偏誤的絕對(duì)值小于5%可被認(rèn)為是匹配質(zhì)量較佳且結(jié)果可信[56]。從表14 中可以看出工具變量與控制變量匹配后的控制變量的標(biāo)準(zhǔn)偏誤均在4%以下,匹配后處理組與控制組各變量不存在顯著性差異,匹配效果較為理想。

表14 PSM 平衡性檢驗(yàn)結(jié)果Table 14 PSM balance test results

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.3.1 改變重述度量標(biāo)準(zhǔn)后假設(shè)H1 的檢驗(yàn)

根據(jù)財(cái)務(wù)重述內(nèi)容可以將財(cái)務(wù)重述分為技術(shù)問題、會(huì)計(jì)問題、敏感問題、應(yīng)法律法規(guī)或交易所要求、重大會(huì)計(jì)差錯(cuò)、會(huì)計(jì)舞弊或會(huì)計(jì)丑聞以及其他和未知等7 大類,其中技術(shù)問題是指因錄入、校對(duì)、排版等技術(shù)原因造成的報(bào)表遺漏或錯(cuò)誤,以及由于統(tǒng)計(jì)失誤、計(jì)算錯(cuò)誤導(dǎo)致的報(bào)表內(nèi)容錯(cuò)誤等帶來的更正。考慮到因技術(shù)問題導(dǎo)致的財(cái)務(wù)重述數(shù)據(jù)并不涉及財(cái)務(wù)報(bào)表的更改,其重述公告對(duì)投資者決策并不會(huì)產(chǎn)生實(shí)質(zhì)影響,也不會(huì)對(duì)公司整體價(jià)值產(chǎn)生重大的消極影響,因此本文選擇將財(cái)務(wù)重述類型為技術(shù)問題的數(shù)據(jù)刪掉,重新定義財(cái)務(wù)重述的度量標(biāo)準(zhǔn)后,對(duì)前述4 個(gè)假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。

如表15 所示,改變重述度量標(biāo)準(zhǔn)后,當(dāng)因變量為TCt+1_D時(shí),刪除技術(shù)原因?qū)е碌闹厥鯮ES_NOTECH的系數(shù)為-0.1156(Z 值為-2.3272)且在5%水平上顯著;當(dāng)因變量為TCt+1_C時(shí),刪除技術(shù)原因?qū)е碌闹厥鯮ES_NOTECH的系數(shù)為-0.0026(T 值為-1.6574)且在10%水平上顯著。以上結(jié)果說明刪除因技術(shù)原因?qū)е碌呢?cái)務(wù)重述后,財(cái)務(wù)重述仍舊會(huì)導(dǎo)致企業(yè)商業(yè)信用融資下降的可能性更大,對(duì)商業(yè)信用變化產(chǎn)生顯著負(fù)面影響?；貧w結(jié)果與預(yù)期一致,這表明改變財(cái)務(wù)重述的度量方法不影響假設(shè)1 的研究結(jié)論。

表15 改變重述度量標(biāo)準(zhǔn)后財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果Table 15 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement after changing the measure of financial restatement

4.3.2 改變重述度量標(biāo)準(zhǔn)后假設(shè)H2 和假設(shè)H3 的檢驗(yàn)

如表16 所示,改變重述度量標(biāo)準(zhǔn)后,當(dāng)因變量為TCt+1_D時(shí),RES_FRA的系數(shù)為-0.4361(Z 值為-3.4064)且在1%水平上顯著,RES_OTH的系數(shù)為-0.0645(Z 值為-1.1889)但不顯著;當(dāng)因變量為TCt+1_C時(shí),RES_FRA的系數(shù)為-0.0127(T 值為-2.6966)且在1%水平上顯著,RES_OTH的系數(shù)為-0.0010(T 值為-0.6289)但不顯著;對(duì)表16 的第(1)列與第(2)列RES_FRA和RES_OTH的不同系數(shù)進(jìn)行組內(nèi)系數(shù)差異性檢驗(yàn),P 值分別為0.0075(卡方值為7.16)和0.0200(卡方值為5.41),這說明兩組RES_FRA和RES_OTH的系數(shù)分別在1%和5%水平上存在顯著性差異,即相比于其他類財(cái)務(wù)重述,舞弊類財(cái)務(wù)重述會(huì)導(dǎo)致企業(yè)商業(yè)信用融資下降的可能性更大,對(duì)商業(yè)信用變化的消極影響更大。此外,對(duì)表16 的第(5)列與第(6)列的RES_FRA系數(shù)進(jìn)行卡方檢驗(yàn),組間系數(shù)差異性檢驗(yàn)P 值為0.0180,這說明企業(yè)的上下游商業(yè)信用供給方對(duì)舞弊重述的反應(yīng)在5%的水平上存在顯著差異,上游企業(yè)(供應(yīng)商)明顯比下游企業(yè)(客戶)對(duì)舞弊重述的負(fù)面信號(hào)更加敏感,進(jìn)而導(dǎo)致財(cái)務(wù)重述對(duì)上游企業(yè)提供的商業(yè)信用的負(fù)面影響更顯著。上述結(jié)果說明本文假設(shè)H3 的相關(guān)結(jié)論不受財(cái)務(wù)重述度量方法的影響。

表16 改變重述度量標(biāo)準(zhǔn)后重述類型與商業(yè)信用融資關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果Table 16 Regression results of corporate trade credit financing on different types of financial restatement after changing the measure of financial restatement

4.3.3 改變重述度量標(biāo)準(zhǔn)后假設(shè)H4 和假設(shè)H5 的檢驗(yàn)

如表17 所示,改變重述度量標(biāo)準(zhǔn)后,當(dāng)因變量為TCt+1_D時(shí),RES_NOTECH與BIG10 的交乘項(xiàng)系數(shù)為-0.1747(Z 值為-1.7644),在10% 的水平上顯著。除此以外,RES_NOTECH與BIG10 的交乘項(xiàng)系數(shù)均不顯著,這說明刪掉因技術(shù)問題導(dǎo)致的重述后,外部審計(jì)質(zhì)量的提高不能緩解因重述帶來的對(duì)企業(yè)商業(yè)信用融資的負(fù)面影響。與前文結(jié)論一致,說明假設(shè)4 在改變財(cái)務(wù)重述度量方法后,仍然成立。

表17 改變重述度量標(biāo)準(zhǔn)后審計(jì)師類型對(duì)財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系的影響的檢驗(yàn)結(jié)果Table 17 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement:the moderating effect of auditor typesafter changing the measure of financial restatement

如表18 所示,改變重述度量標(biāo)準(zhǔn)后,RES_NOTECH與BIG4 的交乘項(xiàng)系數(shù)均不顯著,這說明刪掉因技術(shù)問題導(dǎo)致的重述后,外部治理的正面信號(hào)對(duì)財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資額之間的關(guān)系沒有產(chǎn)生影響。與前文結(jié)論一致,說明假設(shè)4在改變財(cái)務(wù)重述度量方法后,仍然成立。

表18 改變重述度量標(biāo)準(zhǔn)后審計(jì)師類型對(duì)財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系的影響的檢驗(yàn)結(jié)果Table 18 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement:the moderating effect of auditor typesafter changing the measure of financial restatement

當(dāng)重述企業(yè)釋放內(nèi)部治理正面信號(hào)時(shí),如表19 所示,當(dāng)因變量為TCt+1_D時(shí),RES_NOTECH與IC的交乘項(xiàng)系數(shù)為0.0006(Z 值為2.0492),在5%的水平上顯著;當(dāng)因變量為TCt+1_C時(shí),RES_NOTECH與IC的交乘項(xiàng)系數(shù)為0.0001(T值為3.6600),在1%的水平上顯著。該結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的假設(shè)5,即企業(yè)發(fā)生重述并進(jìn)行公告后,釋放內(nèi)部控制有效性的正面信號(hào),更有可能緩解重述對(duì)商業(yè)信用融資的負(fù)面影響。

表19 改變重述度量標(biāo)準(zhǔn)后內(nèi)部控制質(zhì)量對(duì)財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系影響的檢驗(yàn)結(jié)果Table 19 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement:the moderating effect of internal control quality after changing the measure of financial restatement

4.3.4 改變商業(yè)信用度量指標(biāo)后假設(shè)H1 和假設(shè)H2 的檢驗(yàn)

本文參考Petersen 和Rajan[32]的做法,采用下述兩個(gè)變量作為重新衡量商業(yè)信用融資規(guī)模的替代變量:(1)將(應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù))/總資產(chǎn)作為商業(yè)信用融資規(guī)模的替代變量,(t+1)年商業(yè)信用的變化額TCt+1_C1 為:[(t+1)年末(應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù))-t 年末(應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù))]/t 年末總資產(chǎn),TCt+1_D1 衡量標(biāo)準(zhǔn)是:若第(t+1)年TCt+1_C1＞0 則取值為1,否則為0;(2)將應(yīng)付賬款/總資產(chǎn)作為商業(yè)信用融資規(guī)模的替代變量,(t+1)年商業(yè)信用的變化額TCt+1_C2為:[(t+1)年末應(yīng)付賬款-t 年末應(yīng)付賬款]/t 年末總資產(chǎn)TCt+1_D2 衡量標(biāo)準(zhǔn)是:若(t+1)年TCt+1_C2＞0 則取值為1,否則為0。

本文重新對(duì)主假設(shè)進(jìn)行了回歸檢驗(yàn),回歸結(jié)果如表20所示?？梢钥闯?當(dāng)因變量為TCt+1_D1、TCt+1_C1 以及TCt+1_D2 和TCt+1_C2 時(shí),第(1)、(2)、(3)和(4)列RES_ALL的系數(shù)均顯著為負(fù),說明企業(yè)財(cái)務(wù)重述導(dǎo)致商業(yè)信用融資額下降的可能性更大,對(duì)商業(yè)信用變化額產(chǎn)生一定的負(fù)面影響,假設(shè)H1 得到支持;第(5)、(6)、(7)和(8)列RES_FRA與RES_OTH的組內(nèi)系數(shù)差異性檢驗(yàn)結(jié)果分別為:P 值為0.0617(卡方值3.49)、在10%水平上顯著;P 值為0.0351(卡方值4.44)、在5%水平上顯著;P 值為0.1451(卡方值2.12)、不顯著;P 值為0.0443(卡方值4.05)、在5%水平上顯著,這說明RES_FRA與RES_OTH的系數(shù)存在顯著性差異,即相比于非舞弊類財(cái)務(wù)重述,舞弊類財(cái)務(wù)重述會(huì)導(dǎo)致商業(yè)信用融資額下降的可能性更大,對(duì)商業(yè)信用變化額的負(fù)面影響更明顯,上述結(jié)論未發(fā)生變化,假設(shè)2 依然成立。

表20 改變商業(yè)信用度量標(biāo)準(zhǔn)后財(cái)務(wù)重述及財(cái)務(wù)重述類型與商業(yè)信用融資關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果Table 20 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement(different types of financial restatement)after changing the measure of corporate trade credit financing

4.3.5 排除金融危機(jī)和會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變更的影響

考慮到2007 年我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變遷以及2008 年金融危機(jī)兩個(gè)自然事件對(duì)研究結(jié)論的潛在影響,本文選擇2009—2017 年上市公司作為樣本,重新對(duì)主假設(shè)H1 和H2 的結(jié)論進(jìn)行檢驗(yàn)。

如表21 所示,當(dāng)因變量為TCt+1_D時(shí),RES_ALL的系數(shù)為-0.1402(Z 值為-2.8570),在1%的水平上顯著;當(dāng)因變量為TCt+1_C時(shí),RES_ALL的系數(shù)為-0.0029(T 值為-2.1616),在5%的水平上顯著,上述結(jié)果說明企業(yè)的財(cái)務(wù)重述行為會(huì)導(dǎo)致商業(yè)信用融資額下降的可能性更大,對(duì)商業(yè)信用變化額產(chǎn)生一定的負(fù)面影響。與假設(shè)1 的理論預(yù)測(cè)一致,說明本文主要結(jié)論仍然成立。

表21 改變樣本量后財(cái)務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系的再檢驗(yàn)Table 21 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement after changing the samples

同時(shí)如表22 所示,當(dāng)因變量為TCt+1_D時(shí),RES_FRA和RES_OTH系數(shù)分別為-0.4251(Z 值為-3.5479、1%水平上顯著)和-0.0897(Z 值為-1.6867、10%水平上顯著),組內(nèi)系數(shù)差異性檢驗(yàn)P 值為0.0092(卡方值為6.78),該結(jié)果說明當(dāng)因變量為TCt+1_D時(shí),RES_FRA和RES_OTH的系數(shù)在1%的水平上存在顯著性差異;當(dāng)因變量為TCt+1_C時(shí),RES_FRA和RES_OTH系數(shù)分別為-0.0101(T 值為-2.5248、5%水平上顯著)和-0.0017(T 值為-1.2089、不顯著),組內(nèi)系數(shù)差異性檢驗(yàn)P 值為0.0404(卡方值為4.20),該結(jié)果說明當(dāng)因變量為TCt+1_C時(shí),RES_FRA和RES_OTH的系數(shù)在5%的水平上存在顯著性差異。綜上所述,相比于非舞弊類財(cái)務(wù)重述,舞弊類財(cái)務(wù)重述導(dǎo)致商業(yè)信用融資額下降的可能性更大且其對(duì)商業(yè)信用變化額的負(fù)面影響更大,與假設(shè)2 的理論預(yù)測(cè)一致。因此本文主要研究結(jié)論并未發(fā)生改變。

表22 改變樣本量后重述類型與商業(yè)信用融資關(guān)系的再檢驗(yàn)Table 22 Regression results of corporate trade credit financing on different types of financial restatement after changing the samples

5 研究結(jié)論與啟示

本文以我國(guó)證券市場(chǎng)2005 至2017 年非金融行業(yè)A 股上市公司為樣本,實(shí)證檢驗(yàn)了財(cái)務(wù)重述對(duì)企業(yè)商業(yè)信用融資的影響。研究發(fā)現(xiàn):(1)財(cái)務(wù)重述會(huì)導(dǎo)致企業(yè)商業(yè)信用融資額下降的可能性更大,對(duì)商業(yè)信用融資變化額產(chǎn)生顯著負(fù)面影響;(2)不同類型的財(cái)務(wù)重述會(huì)帶來不同的經(jīng)濟(jì)后果,因涉嫌欺詐或者舞弊引起的財(cái)務(wù)重述會(huì)使得商業(yè)信用提供者采取更加嚴(yán)苛的商業(yè)信用供給決策,具體表現(xiàn)為舞弊重述年度后的商業(yè)信用融資額(方向和大小)負(fù)向變化;(3)相比于下游客戶企業(yè),上游供應(yīng)商可憑借其對(duì)供應(yīng)鏈關(guān)系的控制而采取更加有利的營(yíng)運(yùn)政策,這使得提供商業(yè)信用的上游供應(yīng)商對(duì)客戶企業(yè)財(cái)務(wù)重述釋放的負(fù)面信號(hào)會(huì)更加敏感,從而擇機(jī)降低對(duì)客戶企業(yè)商業(yè)信用的供給量,以最大限度地控制客戶企業(yè)的商業(yè)信用違約風(fēng)險(xiǎn)和違約成本;(4)相比于審計(jì)師類型的選擇,商業(yè)信用供給方更加看重財(cái)務(wù)重述企業(yè)內(nèi)部控制的運(yùn)行有效性,企業(yè)內(nèi)部控制的有效性能夠改變商業(yè)信用供給方對(duì)企業(yè)商業(yè)信用的違約風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期,從而有助于重構(gòu)上下游企業(yè)交易關(guān)系的信任基礎(chǔ),使得商業(yè)信用供給方對(duì)財(cái)務(wù)重述企業(yè)提供較為寬松的商業(yè)信用供給;(5)企業(yè)市場(chǎng)地位以及主要供應(yīng)商采購(gòu)額是財(cái)務(wù)重述影響商業(yè)信用融資的兩個(gè)影響渠道,財(cái)務(wù)重述會(huì)改變供應(yīng)商、客戶對(duì)企業(yè)自身違約風(fēng)險(xiǎn)及持續(xù)經(jīng)營(yíng)能力的預(yù)期,從而影響企業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)地位和主要供應(yīng)商決策。

根據(jù)本文的研究結(jié)論,得到以下研究啟示。第一,基于提供商業(yè)信用的上下游企業(yè)異質(zhì)性,從兩者對(duì)合作企業(yè)會(huì)計(jì)信息風(fēng)險(xiǎn)的不同反應(yīng)出發(fā),本文突破了以往對(duì)商業(yè)信用中“供應(yīng)商與客戶”的二元關(guān)系視角,同時(shí)考察財(cái)務(wù)重述與內(nèi)外部公司治理機(jī)制的互動(dòng)關(guān)系對(duì)供應(yīng)鏈中企業(yè)商業(yè)信用融資的潛在影響,對(duì)供應(yīng)鏈中合作伙伴之間信任關(guān)系重構(gòu)以及企業(yè)商業(yè)信用融資決策調(diào)整具有一定的現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。第二,本文進(jìn)一步考察了舞弊類財(cái)務(wù)重述和非舞弊類財(cái)務(wù)重述對(duì)企業(yè)商業(yè)信用融資的影響,誠(chéng)信與聲譽(yù)是企業(yè)是否對(duì)外提供商業(yè)信用的重要決定因素。因此,監(jiān)管部門應(yīng)該加強(qiáng)對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)重述原因詳細(xì)程度的披露要求,明確界定不同類型的財(cái)務(wù)重述范圍,提高證券市場(chǎng)會(huì)計(jì)信息透明度,切實(shí)建立起基于誠(chéng)信與聲譽(yù)的商業(yè)信用以及銀行貸款等債權(quán)人權(quán)益保護(hù)機(jī)制,這對(duì)完善我國(guó)證券市場(chǎng)中上市公司的融資渠道具有積極意義。第三,傳統(tǒng)信貸市場(chǎng)因信息不對(duì)稱導(dǎo)致了嚴(yán)重的信貸配給問題,審計(jì)師類型在某種程度上緩解了這種信息不對(duì)稱,但重述行為大多與管理層的機(jī)會(huì)主義行為直接相關(guān),其隱蔽性使得外部審計(jì)可能無(wú)法完全識(shí)別審計(jì)風(fēng)險(xiǎn),所以監(jiān)管部門以及企業(yè)均應(yīng)加強(qiáng)內(nèi)部控制制度設(shè)計(jì)、運(yùn)行和維護(hù)有效性,從企業(yè)內(nèi)部控制角度遏制或減少財(cái)務(wù)重述行為,以期緩解重述企業(yè)的信息不對(duì)稱以及其自身面臨的融資約束問題。第四,本研究通過渠道檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),企業(yè)財(cái)務(wù)重述行為釋放了有關(guān)企業(yè)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)和信息風(fēng)險(xiǎn)信號(hào),其產(chǎn)生的負(fù)面影響具有傳染效應(yīng),不僅會(huì)損害公司整體價(jià)值,降低企業(yè)市場(chǎng)地位,也會(huì)對(duì)供應(yīng)鏈關(guān)系中主要供應(yīng)商帶來一定的交易風(fēng)險(xiǎn)。因此,關(guān)于供應(yīng)鏈關(guān)系信息披露有利于相關(guān)企業(yè)及時(shí)識(shí)別交易風(fēng)險(xiǎn)、規(guī)避經(jīng)濟(jì)損失,本研究為監(jiān)管層在供應(yīng)鏈信息披露政策制定方面提供了一定的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持。