市場化進程、內(nèi)部控制質(zhì)量與融資約束

屈文彬 蔣巧麗

【摘要】? 文章基于2014—2018年我國中小板上市公司數(shù)據(jù)，實證研究了內(nèi)部控制質(zhì)量和市場化進程對中小企業(yè)融資的影響。研究發(fā)現(xiàn)，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能顯著降低融資約束程度，較快的市場化進程也能降低融資約束程度。進一步地，文章研究了不同市場化進程下內(nèi)部控制質(zhì)量對融資約束的影響。具體而言，在市場化進程較快的地區(qū)，高質(zhì)量的內(nèi)部控制對中小板企業(yè)融資約束的緩解效果越弱。

【關鍵詞】? ?市場化進程;內(nèi)部控制質(zhì)量;融資約束;中小板上市公司

【中圖分類號】? F275? 【文獻標識碼】? A? 【文章編號】? 1002-5812（2020）06-0020-05

一、引言

目前，我國中小企業(yè)數(shù)量遠超大型企業(yè)，且全國半數(shù)以上的工業(yè)總產(chǎn)值和出口額主要是由中小企業(yè)貢獻的（數(shù)據(jù)來源于巨潮資訊網(wǎng)）。同時，中小企業(yè)的蓬勃發(fā)展也緩解了我國就業(yè)難問題，中小企業(yè)已經(jīng)成為我國經(jīng)濟發(fā)展的中流砥柱。但是，由于存在資產(chǎn)規(guī)模和企業(yè)管理兩方面的局限，中小企業(yè)融資仍存在困難。從中小板上市公司來看，其主要融資方式是通過銀行貸款。與大型企業(yè)相比，中小企業(yè)管理和財務信息披露透明度不高，且信息披露質(zhì)量參差不齊，外部環(huán)境的不完善也使得投資者獲取企業(yè)信息有限，種種原因?qū)е峦顿Y者難以準確評估投資風險，因而要求更高的風險補償，增加了中小企業(yè)融資約束。2019年4月，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發(fā)《關于促進中小企業(yè)健康發(fā)展的指導意見》，從五個方面提出推進緩解中小企業(yè)融資約束的措施。因此，研究降低中小企業(yè)融資約束程度的對策迫在眉睫。

整理相關文獻發(fā)現(xiàn)，融資約束產(chǎn)生的主要原因是企業(yè)與投資者之間存在信息不對稱，以及企業(yè)管理層與股東之間存在代理沖突，所以降低中小企業(yè)融資約束程度可以通過降低信息不對稱性和緩解代理沖突來實現(xiàn)。一方面，主動披露企業(yè)信息，可以有效降低信息不對稱程度（張純、呂偉，2007）。企業(yè)信息披露質(zhì)量的提升，在一定程度上可以降低信息不對稱性和緩解企業(yè)的代理沖突（顧群、翟淑萍，2013），而提高信息披露質(zhì)量的一個主要途徑就是完善內(nèi)部控制。2008年，我國發(fā)布了《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》，強調(diào)內(nèi)部控制對于預防投資危機的重要性。完善的內(nèi)部控制使得企業(yè)的信息透明度提高，有效降低了信息不對稱程度和代理沖突。另一方面，外部環(huán)境的改善對信息不對稱性和代理成本也存在一定影響。Masksimovic（1991）、La Porta（1997）、王恩山和戴小勇（2013）、章貴橋和陳志紅（2013）等研究發(fā)現(xiàn)，降低企業(yè)的信息不對稱性和代理成本可以通過完善經(jīng)濟環(huán)境和法律環(huán)境等外部環(huán)境實現(xiàn)，從而降低企業(yè)的融資約束程度。所以，本文以中小企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量和其所處地區(qū)的市場化進程為研究視角，探究了內(nèi)部控制質(zhì)量、市場化進程與中小企業(yè)融資約束三者之間的聯(lián)系。本文的創(chuàng)新之處在于：探討了不同程度市場化進程下，內(nèi)部控制質(zhì)量對中小企業(yè)融資約束的影響，將外部層次與內(nèi)部層次、多學科相結(jié)合，為融資約束研究嘗試了新的研究方向。

二、文獻回顧和研究假設

（一）內(nèi)部控制質(zhì)量與融資約束

企業(yè)發(fā)展資金來源包括外源融資和內(nèi)源融資，而由于現(xiàn)實中不存在完全資本市場，企業(yè)的外源融資代價會高于內(nèi)源融資代價，此時外部融資成本的溢價部分會使得企業(yè)面臨融資約束問題（Fazzari等，1988），且企業(yè)融資約束隨外部融資成本的溢價額增加而增大（Kplan等，1997）。一方面，融資優(yōu)序理論指出，在不完全的資本市場中，信息不對稱問題的存在使得外部投資者要求一定的風險報酬，投資者要求的風險報酬隨著信息不對稱性的增大而提高，企業(yè)內(nèi)外部融資成本差異也會越來越大，企業(yè)面臨的融資約束也越嚴重（Myers和Majluf等，1984）。另一方面，企業(yè)管理層與股東之間的代理沖突即“道德風險”和“逆向選擇”問題，也會使得企業(yè)的外源融資代價高于內(nèi)源融資代價，代理沖突的存在也會影響融資約束（連玉君、程建，2007）。

內(nèi)部控制是企業(yè)為了實現(xiàn)戰(zhàn)略目標、提高財務信息可靠性在企業(yè)中采取的相關約束措施，而內(nèi)部控制質(zhì)量是對措施實施情況的評價。一方面，企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量與會計信息披露質(zhì)量息息相關，提高會計信息披露質(zhì)量的一個關鍵所在就是完善內(nèi)部控制（裘宗舜等，2005）。會計信息披露質(zhì)量的提高有助于降低信息不對稱程度（Diamond等，1991），從而降低企業(yè)的融資約束程度。另一方面，通過改善企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量，可以有效緩解管理層與股東之間的代理沖突，在一定程度上降低代理成本（楊德明等，2009）。根據(jù)信號傳導的原理，債權(quán)人可以借助企業(yè)內(nèi)部控制報告?zhèn)鬟f出的信息，在此基礎上做出相應的決策，此時，好的內(nèi)部控制質(zhì)量能夠顯著緩解債務代理成本（盛慶輝等，2014），從而降低融資約束程度。由此可見，內(nèi)部控制質(zhì)量對融資約束有顯著影響。樊后裕和丁友剛（2016）探討內(nèi)部控制與融資約束的關系時發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的內(nèi)部控制及內(nèi)部控制各要素質(zhì)量越高，企業(yè)承受的融資約束程度越低。與此同時，進一步探究內(nèi)部控制對融資約束的作用機制時發(fā)現(xiàn)，企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量對融資約束的影響隨著企業(yè)信息不對稱性和代理成本的增大而更顯著。綜上所述，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能有效降低信息不對稱性和利益相關者間的代理成本，從而降低融資約束程度。據(jù)此，本文提出假設1：

H1：高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠顯著降低中小板企業(yè)融資約束程度。

（二）市場化進程、內(nèi)部控制質(zhì)量與融資約束

市場化進程是對地區(qū)的金融發(fā)展水平和法律制度發(fā)展水平的綜合評價，地區(qū)存在的金融和法律制度發(fā)展水平的差異，使得企業(yè)面臨的融資約束也存在較大差異。一方面，金融發(fā)展水平越高，企業(yè)的信息披露越規(guī)范、透明度越高，此時，企業(yè)存在的信息不對稱性可以得到有效降低，企業(yè)更容易獲得外部融資（Masksimovic等，1991）。企業(yè)所處的法律制度環(huán)境越不完善，企業(yè)與投資者間的信息不對性越大，投資者為了保護自身利益，會相應增加投資風險溢價，使得企業(yè)外部融資成本增加，面臨更嚴重的融資約束（La Porta，1997）。另一方面，地區(qū)的金融發(fā)展水平越高，資本市場越完善，企業(yè)面臨的代理沖突問題越弱化，企業(yè)的外部融資成本溢價也越低，進而緩解了企業(yè)融資問題（Rajan和Zingales，1998）。同時，企業(yè)所處地區(qū)的法律環(huán)境越完善，對利益相關者的保護程度越高，代理成本也會隨之下降（王恩山、戴小勇，2013）。所以，市場化進程可能通過影響信息不對稱性和代理成本來影響融資約束。余明桂和潘洪波（2008）在探究市場化進程與企業(yè)融資約束的關系時發(fā)現(xiàn)，在市場化進程更高的地區(qū)，能夠提供的金融環(huán)境更優(yōu)越，融資渠道也相對更多，可以在一定程度上緩解企業(yè)面臨的融資約束。綜上所述，市場化進程從信息不對稱性和代理成本兩個方面間接影響企業(yè)融資，市場化進程越快，企業(yè)的融資約束程度越低。據(jù)此，本文提出假設2：

H2：較快的市場化進程能夠降低中小板企業(yè)的融資約束程度。

由上述分析可知，內(nèi)部控制和市場化進程均可能通過降低信息不對稱性和代理成本，來降低融資約束程度，因此，市場化進程可能在一定程度上替代內(nèi)部控制質(zhì)量對融資約束的影響。據(jù)此，本文提出假設3：

H3：市場化進程負向影響內(nèi)部控制質(zhì)量對中小板企業(yè)融資約束的緩解效果，在市場化進程較快的地區(qū)，高質(zhì)量的內(nèi)部控制對中小板企業(yè)融資約束的緩解效果越弱。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2014—2018年間我國中小板上市公司為研究樣本，并對研究樣本進行了如下處理：（1）剔除金融類、保險類上市公司;（2）剔除ST、ST*類公司;（3）剔除數(shù)據(jù)有缺失的觀測值;（4）剔除當年IPO觀測值。為了避免異常值對實證研究的影響，本文對所有連續(xù)變量進行上下1%的Winsorize縮尾處理，最終獲得了3 656個有效樣本觀測值。本文所有中小板上市公司財務數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，對樣本數(shù)據(jù)的篩選采用Excel 2010完成，數(shù)據(jù)的處理和模型估計借助Stata 12完成。

（二）變量定義

1.融資約束。企業(yè)的融資約束是指，在市場不完備的情況下，企業(yè)外源融資成本與內(nèi)源融資成本的差額。目前學術(shù)界用來衡量企業(yè)融資約束的模型主要有四種：（1）投資現(xiàn)金流敏感性模型（FHP），該模型通過計量企業(yè)投資對現(xiàn)金流的敏感性，衡量企業(yè)的融資約束程度。后續(xù)研究發(fā)現(xiàn)，該模型中的實際現(xiàn)金流可能包含預防性儲蓄動機，投資現(xiàn)金流敏感性并不能真實反映企業(yè)融資約束程度。（2）現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性模型（ACW），該模型以現(xiàn)金持有量對現(xiàn)金流的敏感性來衡量融資約束，很好地彌補了FHP模型存在預防性儲蓄動機的不足。（3）融資約束指數(shù)（KZ指數(shù)和WW指數(shù)），分別采用了定性和定量方法衡量融資約束，但樣本范圍的適用性存在爭議。（4）公司特征代理變量，它是基于公司的一些特征變量進行預分組，從而確定衡量融資約束標準，不利于不同行業(yè)公司之間的比較。經(jīng)綜合分析并參考樊后裕和丁友剛（2016）的研究，本文選取了現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性模型（ACW）替代衡量公司融資約束。

2.內(nèi)部控制質(zhì)量。內(nèi)部控制質(zhì)量是對企業(yè)經(jīng)營能力和風險意識強度的綜合評價，目前學術(shù)界對于內(nèi)部控制質(zhì)量的評價方法持有三種觀點，包括用內(nèi)部控制有效性、內(nèi)部控制信息披露以及內(nèi)部控制指數(shù)衡量內(nèi)部控制質(zhì)量。權(quán)衡利弊后，本文用內(nèi)部控制指數(shù)來衡量企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量。內(nèi)部控制指數(shù)將內(nèi)部控制披露信息轉(zhuǎn)換為標準數(shù)據(jù)，得到可以直接用于實證研究的量化評價指數(shù)。目前，在實證研究領域應用最廣泛和認可度最高的是由迪博公司提供的內(nèi)部控制指數(shù)。所以，本文選取了迪博內(nèi)部控制指數(shù)評價公司的內(nèi)部控制質(zhì)量，并做了取自然對數(shù)處理。

3.市場化進程。考慮市場化進程是對一個地區(qū)金融和法律制度環(huán)境的綜合體現(xiàn)，本文選取王小魯?shù)染幹频摹吨袊质袌龌笖?shù)報告（2018）》中的市場化指數(shù)衡量市場化進程，該指數(shù)從金融、法律和政府等五個角度綜合分析了地區(qū)市場化情況，高度吻合對市場化進程的描述，用省會市場化指數(shù)代表地區(qū)市場化進程具有一定的可行性。由于2018年出版的 《中國分省會市場化指數(shù)報告》 中市場化指數(shù)數(shù)據(jù)只更新到2016年，筆者基于外部持續(xù)發(fā)展的假設，采用2008—2016年市場化指數(shù)的平均增長率來預測2017年和2018年的市場化指數(shù)數(shù)據(jù)，從而得到所有樣本的市場化指數(shù)。

4.控制變量?？紤]其他相關因素對企業(yè)融資約束的影響，本文引入了九個控制變量，包括企業(yè)規(guī)模、現(xiàn)金持有水平、成長性、有形資產(chǎn)率、營運資本變化額、資產(chǎn)負債率、資本性支出、年度虛擬變量和行業(yè)虛擬變量。

（三）模型構(gòu)建

為了驗證假設1和假設2，本文參考Almeida的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性模型，分別構(gòu)建了回歸模型（1）和回歸模型（2）：

△Ch=β0+β1Cf+β2Ic+β3Cf×Ic+β4Size+β5Ch

+β6Growth+β7Tan+β8△Nwc+β9Lev+β10Inv+? ? ? ? Indi+

Yearj+ε? ? （1）

△Ch=β0+β1Cf+β2Mar+β3Cf×Mar+β4Size+β5Ch+

β6Growth+β7Tan+β8△ Nwc+β9Lev+β10Inv+? ? ? ?Indi+

Yearj+ε ? ? （2）

在回歸模型（1）和回歸模型（2）中，△Ch和Cf為ACW模型中的基礎變量，分別指現(xiàn)金變化額和經(jīng)營活動變化額，其中，Cf的回歸系數(shù)就是測算出的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性值，該值越大，企業(yè)面臨的融資約束程度越大。Ic和Mar是解釋變量，分別指內(nèi)部控制質(zhì)量和市場化進程。在回歸結(jié)果中，本文最需要分析的是Cf分別與Ic和Mar的交乘項回歸系數(shù)，這兩個交乘項的系數(shù)分別代表了內(nèi)部控制質(zhì)量和市場化進程對企業(yè)融資約束程度的影響。只有交乘項回歸系數(shù)顯著為負的情況下，才能說明內(nèi)部控制質(zhì)量和市場化進程能降低企業(yè)融資約束程度，假設成立。本文兩個回歸模型涉及的各變量具體說明如表1所示。

四、實證檢驗與結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

從表2可以看出，在樣本年度，現(xiàn)金變化額△Ch的均值為0.024，Cf的均值為0.060，現(xiàn)金持有水平Ch的均值為0.146，綜合體現(xiàn)了我國中小企業(yè)的現(xiàn)金儲備量偏低;內(nèi)部控制質(zhì)量Ic的均值為6.468，最大值為6.787，最小值為4.858，說明大部分中小企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量一般，且仍然存在部分內(nèi)部控制質(zhì)量很差的中小企業(yè);市場化進程Mar的均值為7.04，中位數(shù)為7.47，說明我國大部分中小企業(yè)選擇在市場化進程較快的地區(qū)注冊上市，同時，市場化進程Mar的最大值為10.38，最小值為0.71，差異很大，說明我國各地區(qū)的市場化進程仍存在兩極分化現(xiàn)象;企業(yè)規(guī)模Size的均值為22.016，中位數(shù)為21.959，最大值為26.152，最小值為18.524，說明我國中小企業(yè)的規(guī)模處于中等水平，且規(guī)模差異較大;成長性Growth的最大值為9.992，最小值為-0.915，標準差為1.861，說明我國中小企業(yè)間的成長性差異很大;其他主要變量的標準差都在0.1—0.2范圍內(nèi)，說明在樣本內(nèi)分布均勻，差異很小。

（二）相關性分析

通過對模型（1）和（2）中主要變量進行Pearson相關性檢驗發(fā)現(xiàn)，各主要變量間的Pearson相關系數(shù)均在0.5以下，說明本文用于實證研究的主要變量間不存在嚴重的多重共線性問題。

（三）全樣本回歸分析

下頁表3的第二列為模型（1）全樣本下的回歸分析結(jié)果。從下頁表3可以看出，Cf的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明我國中小企業(yè)面臨較高的融資約束。Cf與Ic的交乘項回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量反向影響現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性。也就是說，企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量越高，面臨的融資約束越低。企業(yè)通過提高內(nèi)部控制質(zhì)量，使企業(yè)的財務報告、信息披露更具有真實性和客觀性，外部投資者對企業(yè)的了解更加客觀、全面，降低了與外部投資者間的信息不對稱性。同時，企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的提升，在一定程度上減少了“道德風險”和“逆向選擇”問題的發(fā)生，且環(huán)境的優(yōu)化也使得企業(yè)管理層做出決策的正確性得到提升，降低了代理成本，從而降低了中小企業(yè)的融資約束程度，本文的假設1得以驗證。

表3的第三列為模型（2）全樣本下的回歸分析結(jié)果。從表3可以看出，Cf的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明我國中小企業(yè)普遍面臨融資約束，與模型（1）的驗證結(jié)果相同。Cf與Mar的交乘項回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明地區(qū)的市場化進程反向影響現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性。也就是說，企業(yè)注冊地的市場化進程越快，企業(yè)面臨的融資約束越低。市場化進程越快，意味著當?shù)氐慕鹑诎l(fā)展水平和法律發(fā)展水平越高，金融發(fā)展水平的提高，給企業(yè)提供了更多的資金來源和融資渠道，且在更完善的市場中，投資者了解企業(yè)財務狀況、經(jīng)營情況的途徑更加多樣化，外部投資者能高效收集和識別企業(yè)信息，提高了評估投資準確性，此時，企業(yè)與外部投資者間存在的信息不對稱性得以弱化，融資約束程度降低。與此同時，隨著法律、制度的完善，企業(yè)的信息披露更加規(guī)范、真實，對投資者的保護水平在一定程度上會相應提高，降低了企業(yè)的代理成本，企業(yè)的融資約束也隨之降低，本文的假設2得以驗證。

（四）分樣本回歸分析

為了驗證假設3，本文將樣本按照市場化指數(shù)中位數(shù)分為快慢兩組，以每年全省份市場化指數(shù)的中位數(shù)為臨界點，企業(yè)注冊地市場化指數(shù)高于當年全省份市場化指數(shù)中位數(shù)的劃分為市場化進程較快組，反之，為市場化進程較慢組。表4為分組后模型（1）和模型（2）的回歸結(jié)果。

從表4可以看出，市場化進程較快組的Cf的回歸系數(shù)為2.977，市場化進程較慢組的Cf的回歸系數(shù)為4.514，均在10%的水平上顯著，說明市場化進程較慢組的中小企業(yè)面臨的融資約束要大于市場化進程較快組的中小企業(yè)面臨的融資約束，這進一步驗證了假設2。同時，Cf與Ic的交乘項回歸系數(shù)在兩組樣本中均為負，但僅在市場化進程較慢組中顯著（10%顯著性水平），且系數(shù)的絕對值更大，說明市場化進程較快時會弱化內(nèi)部控制質(zhì)量對融資約束的緩解效果，本文的假設3得到驗證。

通過分組對比可以發(fā)現(xiàn)，市場化進程的快慢的確會顯著影響內(nèi)部控制質(zhì)量對融資約束的緩解效果。在市場化進程較快的地區(qū)，金融環(huán)境和法律環(huán)境都更加完善，外部投資者有更多的途徑了解企業(yè)財務和經(jīng)營狀況，外部投資者對企業(yè)信息披露質(zhì)量的依賴性下降，內(nèi)部控制質(zhì)量對融資約束的緩解效果也會隨之下降。而在市場化進程較慢的地區(qū)，由于金融環(huán)境和法律環(huán)境發(fā)展的落后，外部投資者對企業(yè)的認知局限于企業(yè)的信息披露，此時，高質(zhì)量的內(nèi)部控制更能保證企業(yè)信息披露的真實性、客觀性，投資者與企業(yè)之間的信息不對稱得到降低，內(nèi)部控制質(zhì)量對融資約束的緩解效果會相對更顯著?？偠灾?，市場化進程會負向影響內(nèi)部控制質(zhì)量對中小板企業(yè)融資約束的緩解效果，在市場化進程較快的地區(qū)，高質(zhì)量的內(nèi)部控制對中小板企業(yè)融資約束的緩解作用越弱。

（五）穩(wěn)健性檢驗

為了保證假設驗證的可靠性，本文以KZ指數(shù)替代ACW模型衡量融資約束，構(gòu)建了新的回歸模型，全樣本和分樣本回歸分析后得出的結(jié)論與之前一致，即內(nèi)部控制質(zhì)量與市場化進程反向影響融資約束，且在市場化進程較快的地區(qū)，高質(zhì)量的內(nèi)部控制對中小板企業(yè)融資約束的緩解效果越弱。

五、結(jié)論與建議

本文以2014—2018年中小板上市企業(yè)為研究對象，探討了內(nèi)部控制質(zhì)量和市場化進程對融資約束的影響，并將市場化進程納入內(nèi)部控制質(zhì)量對于中小企業(yè)融資約束影響的分析框架中，實證研究了不同市場化進程下內(nèi)部控制質(zhì)量對融資約束的緩解效果。研究結(jié)果顯示：（1）高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠顯著降低中小板企業(yè)的融資約束程度。（2）較快的市場化進程也能降低中小板企業(yè)的融資約束。（3）在市場化進程較快的地區(qū)，高質(zhì)量的內(nèi)部控制對中小板企業(yè)融資約束的緩解效果越弱?；诮Y(jié)論，本文從兩個角度提出緩解中小企業(yè)融資約束的建議：（1）中小企業(yè)應該制定行之有效、嚴格標準的內(nèi)部控制制度，降低信息不對稱性。同時，企業(yè)的管理層應該起到帶頭作用，調(diào)動員工配合內(nèi)部控制實施的積極性，降低代理成本，從而緩解融資約束。（2）地方政府應當加強經(jīng)濟建設和法制建設，在為中小企業(yè)提供更多樣化融資渠道的同時，提高對投資者的保護水平，從而緩解中小企業(yè)融資約束。

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