市場化進程、會計信息質量與融資約束的相關性分析
——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 經濟與管理學院，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

資金是企業發展的血脈，圍繞企業生存、發展、獲利的諸多問題均與企業資金密切相關，只有足夠充裕的資金，才能保證企業的正常運行。為了保證企業的生存和發展，向外部借貸幾乎是每個企業的必經之路。新形勢下企業能選擇的融資渠道很多，但在融資過程中，企業最關注的不是錢從何來，而是為獲得資金所付出的代價，即融資的成本。對融資成本的考慮可能會導致企業出現融資困難，當企業內部融資不足，而外部融資又受到阻礙因而不得不放棄一些有價值的投資項目時，企業就面臨一定程度的融資約束，融資約束程度足夠大時會導致一系列的后果，最嚴重的就是企業破產。因此，影響企業出現融資約束的因素有哪些？如何讓企業避免發生融資約束的狀況？有關融資約束的研究越來越受到理論界和實務界的高度關注。

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致一些公司面臨融資約束。第一，從企業融資約束本身來看。轉軌時期上市公司的融資渠道和融資方式呈現出多樣性和特殊性，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，他們分別應該如何切實解決融資約束問題？如何有效規避投資風險？這一系列問題都有待研究。第二，從我國特殊經濟背景來看。盡管從2006年股份制改革開始以后，大量國有企業進行了股份制改造，但改革效果并不理想。另外政府干預在企業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注。第三，從日常經濟活動可以看出，由于管理權和經營權的分離，股東對企業日常經營缺乏時間、精力以及相關專業知識去管理和監督，企業管理者自利行為的存在會使其與企業股東的利益目標相分離，最終出現逆向選擇和道德風險，導致企業價值下降。

二、 制度背景與研究假設

在信貸市場里，資源配置達到最佳狀態的前提是完全對稱的市場信息、自由流動的市場生產要素和完全競爭的市場狀態。如果信息是對稱的，那么市場的調節杠桿——利率將是決定市場的重要因素，它將自發地調節資金的供給和需求，使市場始終處于均衡狀態。但現實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會主義行為，使得投資者無法獲得真實可靠的財務信息以對企業的經營狀況和財務風險進行準確的評估[2]。信息不對稱直接影響資源的優化配置，從而增加了投資者投資的風險，理性的投資者必然要求更高的回報率用以補償承擔的風險；同時，信息不對稱會加劇投資者與知情交易者之間進行“不公平”交易的風險，最終導致外部融資成本升高，企業融資受到制約[3]。

有資料表明，商業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，而很多企業在日常經營投資活動中缺乏資金支持。投資者和企業之間，信息不對稱帶來的負面作用很大。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90年代以來，人們開始關注公司會計信息質量不同所產生的經濟后果，Botosan最早提供了公司透明度與資本成本之間存在負相關關系的直接證據[4]。Barry和Brown的研究發現，公司會計信息披露水平的提高有助于降低投資者的預測風險[5]。張純和呂偉的研究表明，信息披露水平能顯著降低企業的融資約束[6]。由此可見，提高會計信息的質量，可以減少企業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算軟約束所帶來的影響。在我國轉型經濟體制下，非國有經濟在市場競爭中逐漸發展壯大，公司可以自主經營、自負盈虧。但由于國有企業的預算軟約束問題內生于政策性負擔，GDP仍是地方政府政績考核的首要指標，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，而轉為通過協助、縱容或默許轄區內企業“逃、廢、債”等間接手段來爭奪國有商業銀行的資源。朱紅軍、何賢杰、陳信元的研究表明，預算軟約束的存在扭曲了國有企業面臨的真實融資約束[7]。

因此，本文提出假設1：會計信息質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系產生影響。

發達國家的歷史經驗證明，建立一個以市場為主體的經濟體制是企業走向現代化的必經之路。市場化進程的高低，與市場對資源的分配效率、市場導向下產品市場、要素市場的發展以及市場中介組織發育、法律制度環境密切相關。國家或地區在加快市場化進程建設的過程中，與之配套的金融、法律體系以及制度環境均會得到很大的提升。這無疑給企業融資提供了更多的機會，更多的融資渠道和更有效的資金配置效率。鄭國堅等的研究發現，我國上市公司的內部市場運作與其所處地區的市場化程度顯著正相關，企業的融資偏好會因市場的發達程度而有所差異。發達的市場對企業以較低的成本取得投資所需資金至關重要。在市場化進程較低時，企業面臨的融資約束可能會更強[8]。楊興全和張照南以我國上市公司2000—2006年的經驗數據為樣本，從我國各地區市場化進程和公司終極控制人制度背景出發進行研究，結果表明公司所在地區市場化進程越低，公司的投資—現金流敏感性越顯著，越可能存在融資約束[9]。21世紀之前我國國有經濟處于長期壟斷和控制的地位，國有企業的政治關聯與預算軟約束問題受到了眾多學者的關注和研究。普遍的研究認為，相比于非國有企業，國有企業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世紀以來各大民營企業和外商投資企業的崛起，加快了我國非國有經濟的發展步伐。近年來，非國有經濟發展占工業銷售收入比重越來越高，這說明個體、私營和外商投資經濟的市場化程度越來越高。市場越活躍，社會輿論和監管體系就越健全。

因此，本文提出假設2：市場化進程可以緩解企業面臨的融資約束，最終控制人性質不同會影響兩者的相關性。

對于融資約束的影響因素研究，國內外不同學者采用不同的衡量指標和模型，得出了不同的結論。比較典型的有融資約束與股票收益的相關關系研究[10]，以及融資約束與現金持有、公司價值之間的關系研究[11]，融資約束與公司過度投資的關系研究等[12]。關于市場化進程、會計信息質量與融資約束的文獻相對較少，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差越小，即資本成本中的信息不對稱部分更小，公司高質量會計信息披露的持續、穩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測風險。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信息就越多，在選擇投資項目時也更為理性，投資者權益能得到更好的保護。當公司有了凈現值為正的項目需要籌錢投資時，投資者在法律保護機制有保證的情況下，會根據公司提供的穩定、持續的高質量會計信息選擇投資，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取得了舉世公認的成果，但是這個進程還很不平衡，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，市場化已經取得了決定性進展，而在另外一些省份，經濟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，政府干預行為將產生很大差異。在市場化程度較高的地區，由于率先實行了政企分開等市場化政策，政府參與企業經營和銀行借貸的程度要低于市場化程度較低的地區；相反，在市場化程度低的地區，政府則更可能出于政績等政治目的，直接為企業追加投資，或對企業貸款行為進行干預，充當擔保人幫助有融資需求的國有企業獲得貸款[14]。政府的這一行為降低了融資契約的履行成本，而根據有效市場理論，當市場是有效的時候，資源都由市場這只無形的手進行調配，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信息質量對融資約束的影響。

綜上所述，本文提出假設3：會計信息質量與融資約束的負相關關系隨市場化進程的增加而減弱。

三、 研究設計

(一) 樣本選擇與數據來源

本研究的數據主要以CSMAR數據庫中2001—2011年的滬深A股上市公司為初始樣本，共計16090個。其中公司財務指標數據來自CSMAR數據庫，市場化指數的采用建立在樊綱、王小魯編制的各地區市場化進程及其子數據的基礎上[15]。考慮到文章的研究目標，我們進行了以下篩選：首先，剔除被ST和PT的上市公司數據；其次，剔除金融類上市公司樣本；再者，剔除數據缺省公司；最后，為消除極端值的影響，本文對連續變量進行了1%和99%分位數的winsorize處理。本文最終得到10798個樣本觀測值(見表1)。文章的實證分析采用Excel和Stata10.0完成。

表1 樣本的分布表

(二) 變量定義與模型設計

1. 變量定義

(1) 會計信息質量

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

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為總應計項，等于營業利潤減去經營活動現金凈流量；Asset為資產總額；ΔREV為銷售收入變動額；ΔREC為應收賬款變動額；PPE為固定資產原值。

(2) 市場化進程

關于市場化進程的衡量，國內學者通常采用樊綱和王小魯編制的市場化總指數來衡量[15]。市場化指數高的地區，其市場化進度越快，地區投資者保護也越強。在本文中，即IP值越高，市場化進程越強。另外，鑒于數據的可獲得性，本文關于市場化進程的數據從2009年開始采用移動加權平均法估算獲得，總共估算2009年、2010年、2011年三年的數據。

(3) 融資約束

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

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

公式(3)

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

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果產生影響，本文選取了以下幾個控制變量：公司規模、盈利能力、資本結構、現金流動能力、最終控制人性質。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程條件下我國上市公司融資約束與會計信息質量的關系，因而建立以下模型。

會計信息質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)

市場化進程、會計信息質量與公司融資約束初步檢驗的回歸模型：

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

模型(3)

市場化進程、會計信息質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是常數項，a2……a8是回歸系數，ε是殘差性。

四、 實證檢驗結果

表3 主要變量描述統計表

(一) 描述性統計

從表3可以看出，在最終10798個研究樣本中，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。應計質量(ACC)的變化幅度也很大，最小值是0.0007，而最大值達到了0.5005。在控制變量中，從公司規模(SIZE)可以看出，樣本公司中既有規模較大的公司，也有規模較小的公司。資產負債率的均值是59%，這表明我國上市公司的負債水平比較適中。數據表明上市公司偏好債權融資，但水平不高，大多未能有效地利用財務杠桿效應實現公司價值最大化。從成長性、現金水平來看，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

表4 市場化進程、會計信息質量與融資約束的初步分析回歸結果

注：***，**，*分別表示顯著性水平1%，5%和10%；()內是T值。

1. 市場化進程、會計信息質量與融資約束的初步檢驗

表4反映了會計信息質量和市場化進程對融資約束以及會計信息質量和市場化進程的交叉變量對融資約束的影響，回歸模型加入了公司規模、資產負債率、凈資產收益率以及現金流動能力等變量。

從模型(1)可以看出，應計質量ACC與KZ指數的回歸系數為1.0514(t值為11.74)且在1%的水平顯著，說明會計信息質量與融資約束呈顯著的負相關關系，提高會計信息質量可以改善公司融資約束狀況，這一結果與變量的相關性分析結果一致。該發現表明會計信息質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，從而降低企業的融資成本。即會計信息質量在公司資本運作中具有治理價值。

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

模型(3)確認了會計信息質量與融資約束、市場化進程與融資約束之間的關系，初步驗證了會計信息質量的提高有助于緩解公司的融資約束；市場化進程越高，公司融資約束越低。模型(4)在模型(3)的基礎上增加了ACC與IP的交叉變量，交叉變量與KZ指數在1%的水平上負相關，檢驗結果證明IP指數降低了應計質量ACC對融資約束指數KZ的正向影響，即市場化進程程度對于會計信息質量與融資約束之間的正相關關系具有抑制作用，這說明會計信息質量與市場化進程對緩解企業融資約束具有替代效應。在市場化程度低的地區，上市公司更趨向于提供高質量的會計信息，以補償市場化程度低帶來的負面影響。這一結論與陳勝藍、魏明海的研究結論一致[26]。假設3得到了驗證。

2. 最終控制人性質對市場化進程、會計信息質量與融資約束影響的檢驗

下面按最終控制人性質進行分組回歸，從最終控制人的角度考察市場化進程、會計信息質量與融資約束之間的關系。從表5可知，分組后的樣本中，國有控股企業會計信息質量的提高能有效地緩解融資約束，然而這一現象在非國有控制的企業里并不顯著。研究結論驗證了假設1，即最終控制人性質影響會計信息質量與融資約束之間的相關關系。

表5 按最終控制人性質分組的進一步回歸結果

注：***，**，*分別表示顯著性水平1%，5%和10%；()內是T值。

對于市場化進程而言，不管是國有控股還是非國有控股公司，市場化指數IP均與KZ指數呈顯著負相關關系，但國有控股公司中二者的相關系數總大于非國有控股中二者的相關系數，證明在國有控股公司中，市場化進程對企業融資約束的影響更為顯著。這可能是因為相比于非國有公司，國有公司除了自身經營目標外，還需負擔一些政策性任務，其在市場競爭中不能對資源進行有效配置，競爭能力不能很好發揮，而更依賴于外部治理環境的變化。即最終控制人性質對市場化進程與融資約束的關系有影響。假設2得到驗證。

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

3. 市場化程度對會計信息質量、融資約束影響的檢驗

由表6可以發現，在市場化程度高的地區，會計信息質量與融資約束的關系均不顯著，而在市場化程度較低的地區，二者關系依然呈現顯著正相關。文章又一次驗證了假設3，即會計信息質量與融資約束的負相關關系隨市場化進程的增加而減弱。這表明在市場化程度較高的地區，市場化程度對企業的融資約束會產生較大的影響，此時會計信息質量的作用則相對變小。而在市場化程度低的地區會計信息質量替代了市場化程度對融資約束的影響。這一結論與有效市場理論相符，即當市場是有效的時候，資源都由市場這只無形的手進行調配，而不受其他因素的影響。

表6 按市場化程度分組的進一步回歸結果

注：***，**，*分別表示顯著性水平1%，5%和10%；()內是T值。

(三) 穩健性檢驗

用KZ指數作為融資約束的代理變量進行研究雖然得到了多數學者的支持，但仍有不少學者質疑其合理性，他們認為現金—現金流敏感度更能有效衡量企業的融資約束水平。為檢驗上述結論的穩健性，避免KZ模型可能產生的研究偏差，本文運用Almeida提出的關于融資約束的擴展模型，以現金—現金流敏感度作為融資約束的代理變量重新進行分析[27]。Almeida提出的關于融資約束的擴展模型如下。

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年的現金、銀行存款、有價證券增加額除以上一年度的總資產。CF代表公司經營性現金流量，回歸模型中的a2就是現金—現金流敏感指數，在模型中代表著公司面臨的融資約束，公司融資約束越大，其現金—現金流敏感度越大，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，文章分別以會計信息質量的衡量指標——應計質量(ACC)和市場化進程的衡量指標——市場化指數(IP)來替代模型中的VAR進行研究。研究過程主要關注不同的VAR與CFjt/Assetjt-1的交叉乘積變量，如果這一交叉變量的系數顯著為負，則表明該研究變量顯著降低了企業的融資約束水平。

由表7可知，(1)、(2)、(3)的CF/Asset系數顯著為正，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交乘的系數均顯示在1%的水平為負，說明會計信息質量的提高，減少了企業的信息不對稱程度，降低了企業對內部資金的依賴，最終表現為現金—現金流敏感性的降低，也即企業融資約束的降低；市場化進程的增強增加了企業外部資金的來源，也降低了企業的融資約束水平。(3)中CF/Asset×ACC×IP的系數顯著為負，說明市場化指數IP抑制了會計信息質量對融資約束的影響。這些敏感性分析的回歸結果與前文一致。

表7 穩健性檢驗的回歸結果

注：***，**，*分別表示顯著性水平1%，5%和10%；()內是T值。

五、 結論與政策建議

(一) 文章結論

融資約束問題的解決對于公司的健康持續發展有著重要的作用。本文以相關理論作支撐，利用我國上市公司2001—2011年的數據建立相關模型，并在模型中加入了我國國有企業改革這一特殊經濟現象，從公司內部質量環境中的會計信息質量角度以及公司所處外部環境中的市場化進程程度兩方面來研究企業融資約束的原因，得出如下研究結論。

第一，公司的融資約束問題可以通過提高會計信息質量得以改善，也就是說在其他影響因素不變的情況下，會計信息質量與公司融資約束水平負相關。這說明提高會計信息質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，會計信息質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，會計信息質量所能起到的作用并不顯著。

第三，市場化進程有助于緩解企業的融資約束狀況，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信息質量與企業融資約束之間的負相關關系具有抑制作用，說明會計信息質量與市場化進程對緩解企業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，都表現顯著。

(二) 政策建議

鑒于我國上市公司融資約束現象普遍存在，會計信息質量的高低與企業融資約束狀況密切相關。因此，要緩解企業融資約束狀況，可以從企業內部治理因素中的會計信息質量入手。具體而言，企業應該完善其財務報告和信息披露系統，加強信息披露的強度和執行力，從而消除外部投資者與企業之間的信息壁壘，向市場和資金持有者傳遞企業誠信經營的信息，增強投資者信心。

政府應進一步加大市場化建設，引導資源的有效配置。市場化是經濟效益、創新和經濟增長的根本條件。沒有充分的金融發展、良好的法律制度水平以及有效的資本要素市場，市場經濟就不可能真正持續、有效、健康、深入發展。在我國市場經濟轉型的特殊時期，政府部門的職能能否正常發揮顯得尤為重要，政府要做好宏觀調控的工作，可以主要從兩個方面進行：一方面，政府可以利用多種方法來刺激和加快金融發展，提高信貸資金配置效率，發展銀行業，鼓勵、引導、規范民間借貸，使民間借貸在資本運作中發揮更大的功效；另一方面，改善法律制度環境，進一步加快相關制度建設。良好的法制環境是資本市場能持續健康發展的前提，也是投資者利益得到保障的基礎，政府應在進一步完善投資者保護相關法律的基礎上，保障法律的有效執行。

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[責任編輯：高 婷]