會計信息透明度、政治關聯與信貸資金配置效率
——來自中國民營上市公司的經驗證據

張興亮 夏成才

(1.嘉興學院商學院，浙江 嘉興 314001；2.中南財經政法大學會計學院，湖北 武漢 430223)

引言

近年來，我國社會融資規模逐年增加，銀行向企業發放的貸款總體上也呈上升趨勢。貸款目的是為了促進經濟發展。要達到這一目的，信貸資金的配置必須有效率，否則就會發生產能過剩、銀行壞賬等效率低下的后果。那么銀行信貸資金配置是否有效率？從企業微觀的角度如何檢驗銀行信貸資金的配置效率？

銀行要提高對企業貸款的效率就必須充分了解企業。企業的會計信息是銀行了解企業的重要信息渠道。在與企業締約時，通過審閱企業的會計報表，銀行可以了解企業的經營狀況、資金需求、還款能力等；銀行還會利用企業會計信息指標對債務契約的履行進行監督。簡言之，企業會計信息能夠降低企業與銀行之間的信息不對稱，有助于債務契約的締結與履行，降低交易成本，銀行據此進行信貸決策，則有利于信貸資金獲得較高的配置效率。

不同的企業借款目的不同，經營業績較差的企業可能是為了緩解資金困難，經營業績較好的企業既可能因資金較為充裕無需融資，也有可能為了進一步擴張而需要借款，因此，企業每期獲得借款的金額與企業會計指標之間可能并不存在線性關系。1除了企業有借款的需求外，銀行也有發放貸款的需求。企業會計信息在信貸資金配置中的關鍵作用是降低銀行與企業之間的信息不對稱，在同等資金需求情況下，銀行偏好向會計信息透明度較高的企業發放更多的貸款。提供高透明度的會計信息，也是企業有信譽的表現，銀行對有信譽企業的信任會減少監督成本以及企業的負債代理成本。以上分析表明，與研究企業借款金額與會計信息指標的關系相比，通過觀察會計信息透明度是否在債務契約中發揮了積極作用，以此考察信貸資金配置效率具有合理性。但就現有的文獻來看，目前主要研究企業借款金額的變動(或稱為借款續新)與具體會計信息指標(孫錚等，2006；陸正飛等，2008；Firth等，2009；孫亮和柳建華，2011；劉慧鳳和楊揚，2012)[22][17][6][21][16]，或與會計穩健性(魏明海和陶曉慧，2007)[23]、盈余質量(薛云奎和朱秀麗，2010)[26]之間的關系，直接研究企業獲得的借款與會計信息透明度之間關系的文獻還比較少見。

會計信息是一種提高信貸資金配置效率的微觀機制，這種微觀機制的效果內生于制度環境。制度分為正式制度和非正式制度?，F有對正式制度影響信貸資金配置的微觀機制效果的研究主要集中在產權制度(孫錚等，2006)[22]、金融體制改革(Firth等，2009；孫亮和柳建華，2011)[6][21]等方面。然而與正式制度相比，在中國經濟轉型且市場機制尚不完善的情況下，非正式制度對經濟發展會產生更重要的作用(Allen等，2005)[1]?，F有研究表明，政治關聯作為一種非正式制度能夠成為不完善市場機制的替代機制，減少民營企業在信貸融資中受到的歧視，有助于企業獲得更多或更長期限的借款(Fan等，2008；余明桂和潘紅波，2008；張敏等，2010；于蔚等，2012；李健和陳傳明，2013)[5][28][33][30][14]。

但政治關聯也可能會給企業帶來負面效應，導致企業過度投資(張敏等，2010；杜興強等，2011；張興亮和夏成才，2011；裘益政，2014)[33][9][36][20]，降低投資效率(Chen等，2011)[2]、企業價值(Faccio，2010；Wu等，2012)[4][8]以及政府補助資金的配置效率(余明桂等，2010；郭劍花和杜興強，2011)[29][11]；張敏等(2010)[33]發現政治關聯會降低信貸資金的配置效率。但政治關聯影響信貸資金配置效率的原因是什么，或者說政治關聯的負面作用機制是什么，這方面的研究還比較缺乏。政治關聯是否通過影響信貸資金配置的微觀機制的作用發揮，特別是通過影響會計信息透明度在信貸資金配置中的作用，從而影響信貸資金的配置效率呢？

綜合以上分析，我們通過觀察較高的會計信息透明度是否有助于企業獲得較多的借款以及降低企業違約的概率，識別會計信息透明度在債務契約中的作用及信貸資金的配置效率。同時我們檢驗信息透明度在信貸資金配置的作用是否受政治關聯這一非正式制度的影響。由于國有企業普遍存在預算軟約束，難以考察信貸資金的配置效率，因此，本文以民營企業為研究樣本。

本文可能有以下三點貢獻。一是通過檢驗會計信息透明度在債務契約中的作用考察信貸資金的配置效率，拓展了研究信貸資金配置效率的視角；二是回答了現有研究發現政治關聯會降低信貸資金配置效率的原因，發現了政治關聯的負面作用機制；三是定量刻畫了“借新還舊”這一指標彌補現有研究的部分缺陷，也能對后續研究有借鑒作用。

假說發展

一、會計準則、會計信息透明度與信貸資金配置：理論分析與制度背景

企業是契約的聯結，會計信息是各契約方行動的貨幣化信息。運用企業會計信息，銀行能夠降低信貸決策時的信息成本以及衡量企業價值與風險的成本。但由于會計準則作為一份公共合約是不完備的，企業擁有一部分剩余會計規則的制定權(謝德仁，2001)[25]，企業有根據自身利益提供會計信息的機會主義行為。因此，要提高信貸資金的配置效率，銀行在使用企業會計信息進行信貸決策時，必須關注企業會計信息的質量。

張標(2014)[32]研究得出信息披露質量越高則投資者與企業之間信息不對稱程度越低的結論。高透明度的會計信息，有助于銀行對企業的需求、發展潛力、業績、風險以及未來現金流等信息進行有效評估，提高信貸資金配置的正確性，所以在同等條件下，透明度高的企業更容易或會獲得更多的貸款。另外，除企業有融資需求外，銀行也有放貸需求，較高的企業會計信息透明度能夠增加銀行對企業的信任，銀行傾向于對會計信息透明度高的企業提供更多的貸款。

2003年我國政府啟動了銀行業的市場化改革，其中一個重要方面就是要促進信貸資金配置的市場化，提高配置效率。吳軍和白云霞(2009)[24]研究發現，雖然1999～2007年間仍然存在虧損和償債能力差的國有企業從商業銀行獲得新增貸款的現象，但這種現象在此期間不斷減少，尤其是在2003年銀行業改革后大幅下降。銀行業改革后，銀行在配置信貸資金時對國有及民營企業的歷史業績都比較重視(孫亮和柳建華，2011)[21]，企業短期借款數量與盈余質量之間正相關關系增強了(薛云奎和朱秀麗，2010)[26]。樊綱等(2011)[10]的研究顯示，自2003年以來，各地區金融市場化程度，包括金融業的競爭以及信貸資金分配的市場化程度，均顯著提高。

綜合以上分析，會計信息透明度在債務契約締結時的作用，會在銀行業市場化改革的制度背景下得以實現。因此，我們提出假說H1：

H1：會計信息透明度越高的企業，在締結債務契約時獲得的借款越多(正相關)。

企業會計信息透明度不僅在銀行與企業締約時發揮作用，也能在債務契約的履行中發揮作用。債務契約的履約機制分為自我履行、抵押和擔保等事前履約機制以及法律等事后履約機制(張文魁，2000)[35]。在這些履約機制中，信譽作為一種重要的契約自我履行機制，是一種交易成本更低的機制。提供高透明度的會計信息，是企業對各契約方提供要素經營結果的如實反映，有助于各契約方做出正確決策，是企業有信譽的表現。銀行對有信譽的企業發放貸款，能夠減少債務契約履行過程中監督的成本或損失，也能夠減少由于銀行過多的限制性條款而給企業帶來過高的債務代理成本。信譽產生于重復博弈的過程(張維迎，2002)[34]，企業為了獲得長期利益，就必須維護自身的信譽，盡可能地不違反債務契約，承擔到期還本付息的義務。提供高透明度的會計信息也表明企業重視維護自身的信譽，能夠自我約束，從而企業借款違約的概率也較低。以上分析表明，企業會計信息透明度能作為信譽機制在債務契約的履行過程中發揮作用，因此，我們提出假說H2：

H2：會計信息透明度越高的企業，在債務契約履行中的違約概率也越低(負相關)。

二、非正式制度與銀行信貸決策的微觀機制

Allen等(2005)[1]提出了著名的“中國之迷”——在中國正式制度不完善的情況下，中國經濟卻出現了高速發展，其原因是非正式制度替代了正式制度在經濟發展中的作用，具體表現為聲譽機制和關系機制替代了法律保護機制的作用。余明桂和潘紅波(2008)[28]發現，與無政治關聯的企業相比，有政治關聯的企業能夠獲得更多、更長期限的借款，而且這一現象在金融發展、法律保護越落后的地區越顯著，說明政治關聯可以作為一種替代性的非正式制度，從而緩解落后的正式制度對民營企業發展的阻礙作用。

非正式制度對經濟發展的影響不僅表現為對正式制度的替代，還表現為能夠影響經濟組織的微觀運行與決策機制。潘克勤(2009)[19]研究發現，民營上市公司實際控制人的政治關聯對會計信息的債務契約有用性產生了替代效應。類似地，雷宇和杜興強(2011)[13]也發現，相對于沒有政治關聯的企業，有政治關聯的企業能夠以較差的會計信息借入較多的資金。

胡旭陽(2006)[12]、羅黨論和甄麗明(2008)[18]認為，政治關聯之所以能夠緩解民營企業的融資約束，原因在于政治關聯具有信號傳遞作用。于蔚等(2012)[30]進一步論證了政治關聯能夠降低資金供求雙方的信息不對稱，并提供了這方面的實證證據?；谶@些研究，我們認為，與會計信息透明度能夠降低企業與銀行之間信息不對稱類似，政治關聯也具有這方面的功能。據此，我們提出假說H3：

H3：在政治關聯企業中，企業獲得的借款與會計信息透明度之間不存在顯著的正相關關系。

政治關聯不僅可以使企業獲得融資便利，也能降低企業債務的違約概率。潘克勤(2009)[19]發現，有政治關聯的民營企業的債務違約概率顯著小于無政治關聯的民營企業，其原因在于政治關聯企業為維護政治聲譽所帶來競爭優勢的自我約束。即政治關聯企業會盡可能地按時償還到期債務的本金和利息，目的是維護其政治身份，以便獲得融資便利、稅收優惠和攫取政策性資源。因此，在政治關聯企業債務契約的履行過程中，企業因維護政治聲譽的自我約束機制會替代會計信息透明度作為信譽機制在債務契約履行中的作用。

除此之外，我們認為，由于政治關聯企業有政府的隱性擔?；蛑苯痈深A，可以方便地獲取銀行借款，因此，當政治關聯企業無力償還到期債務時，政治關聯企業可以通過獲得新的借款以償還過去借入的到期借款；即“借新還舊”也可能是政治關聯企業借款違約概率較低的一個原因。在這種情況下，政治關聯企業將不再會為了維護企業的信譽而按時履行債務契約，會計信息透明度很難再作為信譽機制在債務契約的履行中發揮作用。綜合以上分析，我們提出假說H4：

H4：在政治關聯企業中，企業借款違約概率與會計信息透明度之間不存在顯著的負相關關系。

研究設計

一、研究模型與變量定義

為檢驗假說H1和假說H3，我們設計以下模型：

在檢驗假說H3時，將模型(1)按實際控制人是否有政治關聯進行分樣本回歸。

對政治關聯的衡量，類似于余明桂和潘紅波(2008)[28]以及張興亮和夏成才(2011)[36]的研究，我們將民營企業實際控制人擔任全國及地方人大代表、政協委員、工商聯委員、終極控制人原來具有官員身份以及終極控制人是政府部門的這些企業視為有政治關聯，否則視為無政治關聯。

模型(1)中的Loan為企業獲得的銀行借款。為了精確衡量企業獲得的銀行借款，我們直接使用現金流量表中“取得借款收到的現金”來衡量，通過取對數來消除規模影響。

由于我們想觀察已經獲得借款的企業的會計信息透明度在其中的作用，因此，模型(1)中的Loan均大于零；但這又可能出現以下問題：可能是會計信息透明度較高的企業才能取得借款，抑或是會計信息透明度太差的企業無法取得借款，因此選擇Loan大于零的樣本，存在樣本選擇偏誤(Sample Selection Bias)。我們采用Heckman二階段模型，將第一階段回歸后計算的逆米爾斯比(IMR)代入第二階段模型(即模型1)，來糾正樣本選擇偏誤。第一階段樣本選擇的Probit回歸模型如下：

D為啞變量，當能觀察到企業的Loan時，即企業獲得借款，D取1，否則D取0。我們采用Probit模型對模型(2)進行回歸，然后計算IMR。

為了檢驗假說H2和假說H4，我們設計了以下Logistic回歸模型：

在檢驗假說H4時，將模型(3)按實際控制人是否有政治關聯進行分樣本回歸。

模型(3)中的Default為啞變量，我們采用孫錚等(2006)[22]的方法：當本年現金流量表中“償還債務支付的現金”小于資產負債表中“短期借款、一年內到期的非流動負債”兩個項目的年初余額時，則Default取1，表示企業違約，否則Default取0，表示沒有違約。

模型(1)、(2)、(3)中的Trans表示企業會計信息透明度，我們采用Hutton等(2009)[7]的方法，以企業過去三年操控性應計絕對值之和再乘以－1來衡量，該值越大，表明操控性應計程度越小，會計信息透明度越高；其中對于每年操控性應計的計算，我們采用的是修正Jones模型(Dechow等，1995)[3]。

在以上三個模型中，參考現有研究，我們對影響企業資金需求的資產報酬率(ROA)、流動比率(Current)、資產負債率(Lev)、企業規模(Size，用期末總資產的自然對數衡量)、營業收入增長率(Growth)、自有資金的充實程度(CFOI，用經營活動產生的現金凈流量減去投資活動產生的現金凈流量之差除以期初總資產來衡量)等因素進行了控制；考慮公司治理因素，我們控制了第一大股東的持股比例(Top)；法律是影響債務契約履行的事后強制性機制，其對債務契約締結也會有影響，我們采用各省份的法制環境指數(LawScore)對此進行控制；YearDum、IndDum分別表示年度啞變量和行業啞變量。

根據假說H1和假說H3，模型(1)和模型(3)中的α1和β1應分別顯著大于零和小于零；而根據假說H2和假說H4，上述結果應僅存在于無政治關聯的企業中，而在有政治關聯企業中，α1和β1應不顯著。

二、樣本選擇與數據來源

我國自2007年開始執行了新的企業會計準則，為了避免會計準則變動的影響，我們選擇2007～2012年滬、深股市的民營上市公司為研究樣本，在剔除ST公司、金融業類公司、所有者權益為負的公司以及自變量數據不全的公司后，共得到2461個基本觀測值。

研究所需的公司微觀數據全部來自于CSMAR數據庫，其中上市公司實際控制人的政治關聯數據是依據CSMAR數據庫中實際控制人信息進行手工整理得到的。公司所在省份的法制環境指數來自于樊綱等(2011)[10]。由于樊綱等的數據僅統計到2009年，我們按現有研究的做法，將2010～2012年的法律環境指數用2009年的數據代替。

實證研究結果與分析

一、描述性統計

為了減少變量異常值對研究結果的影響，我們對所有連續變量在1%和99%分位數上進行了Winsorize處理。表1報告了主要變量的描述性統計量。

在所有2461個樣本中，能夠觀察到Loan的樣本量為2125，不能觀察到Loan的樣本量為336。由于CSMAR數據庫缺失了部分實際控制人的信息，我們得到有政治關聯樣本389個，無政治關聯樣本1939個。比較有、無政治關聯企業變量統計量的差異，我們發現，無治政關聯企業獲得的借款(Loan)、企業規模(Size)、資產報酬率(ROA)以及第一大股東持股比例(Top)均顯著小于有政治關聯的企業，說明政治關聯能幫助企業獲得更多的銀行借款；有政治關聯的企業具有更大的規模和盈利能力，實際控制人的持股比例也更大。

對于借款違約變量Default，我們發現無政治關聯企業的均值顯著大于有政治關聯的企業，說明有政治關聯企業的違約比例更低，這與潘克勤(2009)[19]的研究結果一致；但導致政治關聯企業違約率低的原因是什么，需要進一步仔細研究。

需要特別指出的是，有無政治關聯企業的Trans并無顯著差異。2這說明，若會計信息透明度在政治關聯企業的債務契約締結與履行中不能發揮作用，這并不是政治關聯企業的會計信息透明度較低導致的。

二、回歸分析

為了糾正樣本選擇偏誤，我們首先用Probit模型對模型(2)進行第一階段估計，然后將計算的IMR代入模型(1)進行第二階段的OLS估計。表2報告了對假說H1檢驗的結果。

從第一階段回歸結果來看(見表2)，Trans的回歸系數為正，顯著性水平接近10%，說明會計信息透明度越高的企業，越可能獲得借款。LawScore的回歸系數顯著為正，說明處于法制環境較好省份的企業更可能獲得借款。企業是否獲得借款受企業需求和銀行是否會發放貸款兩個方面的影響，ROA、Current的回歸系數顯著為負，說明盈利能力和短期償債能力越好的企業，其資金可通過企業經營活動來解決，而不需要向銀行借款。Lev中包括本期借款，因此其系數顯著為正，為了控制內生性的影響，我們在穩健性檢驗中使用滯后一期的自變量再進行檢驗。Size的系數顯著為正，說明規模越大的企業越可能需要和獲得借款。Top在第一階段回歸不顯著，而在第二階段回歸中顯著為正，說明第一大股東持股比例對企業是否借款影響不大，但對于獲得借款的企業來說，存在顯著的正向影響，這可能與大股東的掏空行為有關。Growth的回歸系數顯著為負，但在第二階段回歸中其回歸系數大多為正且不顯著，這說明營業收入增長率對企業是否獲得借款及獲得借款金額的影響是不確定的，因為營業收入增長率較高的企業，可能獲得自有資金的能力較強，因而不需要向銀行借款，還可能是因業務規模不斷擴大而需要向銀行借入資金。

從表2中的第二階段回歸結果來看，逆米爾斯比(IMR)的回歸系數高度顯著，說明糾正樣本選擇偏誤是必要的。在控制IMR后，Trans的回歸系數都變小，但依然顯著為正。研究結果表明，在控制影響企業資金需求的因素后，會計信息透明度越高的企業獲得銀行借款越多H1得到驗證，這說明銀行業改革后，銀行信貸資金配置時會關注民營企業的會計信息透明度。

為了檢驗H3，我們將所有企業按實際控制人的政治關聯狀況分成無政治關聯和有政治關聯兩組，然后再對模型(1)進行回歸，表3報告了回歸結果。

在表3第二階段的回歸中，IMR0和IMR1的回歸系數高度顯著，說明糾正樣本選擇偏誤是必要的。在糾正樣本選擇偏誤后，Trans與Loan之間的顯著正相關關系僅存在于無政治關聯的樣本中。結合表1中兩類企業會計信息透明度并不存在顯著差異的這一結果可知，上述結果并不是有政治關聯企業的會計信息透明度較低導致的；而且在表1中我們還發現政治關聯有助于企業能夠獲得更多的銀行借款。綜合以上兩點，政治關聯替代了會計信息透明度在債務契約締結時的信號作用，研究結果支持了H3。

我們對模型(3)采用Logistic回歸來檢驗H2和H4，表4報告了回歸結果。

在全樣本的回歸中，Trans的回歸系數顯著為負，說明會計信息透明度越高，企業的債務違約概率越小，表明會計信息透明度能夠作為一種信譽機制，在債務契約履行過程中發揮積極作用。在無政治關聯的企業中，Trans的回歸系數顯著為負，而在有政治關聯的企業中Trans的回歸系數為正且不顯著?；貧w結果支持了假說H2和H4。

結合被驗證的H1和H3，可以說，會計信息透明度在債務契約的締結與履行中發揮了重要作用，即銀行信貸資金有較高的配置效率，但政治關聯在其中起到了負面效應。

表4中LawScore在全樣本中的回歸系數顯著為負，說明法律環境越好的地區，企業的借款違約概率越小，這表明法律作為債務契約的強制履行機制，發揮了重要作用，而這一結果也僅存在無政治關聯的企業中，說明在有政治關聯的企業中，法律和信譽機制在債務契約的履行中都不能發揮作用。

其他控制變量，如ROA、Current、CFOI在全樣本和無政治關聯的樣本中分別為負或顯著為負，說明盈利能力越強、償債能力越強、自有資金越充足，企業的違約概率越低，而在有政治關聯的樣本中則不存在這些現象。Lev、Size的回歸系數分別顯著為正、負，說明負債率越高的企業越容易違約，大企業的債務違約概率較小。

穩健性檢驗

為了提高研究結果的穩健性，我們做了以下四個方面的穩健性檢驗。

第一，拓展性分析企業違約的概率低是否由“借新還舊”導致的。我們將會計信息透明度降低了企業違約概率歸因于信譽機制的作用，以上檢驗僅能反映這樣的結果，但究竟是不是信譽機制導致的，還需要進一步研究，因為當企業有能力“借新還舊”時，其借款違約概率也較低，如果我們能排除這一原因，能使上述假說H3的檢驗結果更可靠。

另外，我們發現在政治關聯企業中，會計信息透明度與借款的違約概率不存在顯著的負相關關系，即會計信息透明度在債務契約的履行過程中沒有發揮作用，我們將其歸因于政治關聯企業為維護政治聲譽的自我約束或“借新還舊”，究竟是哪一種原因，也需要進一步研究。

為此，我們借助模型(4)，通過觀察會計信息透明度或政治關聯與企業“借新還舊”的比例或金額的關系，來進一步檢驗企業違約概率低到底是由于企業為維護自身信譽或政治聲譽的自我約束結果，還是“借新還舊”導致的。

其中，JXHJ1＝(償還債務支付的現金－取得借款收到的現金)÷(上期短期借款＋上期一年內到期的非流動負債)，表示企業當期應還的借款中不是由企業新借入資金來償還的比例，該值越大，表示企業“借新還舊”的比例越小。JXHJ2＝(償還債務支付的現金－取得借款收到的現金)÷期初總資產，該值越大，表示企業當期“借新還舊”的金額越少；除以期初總資產是為了消除規模影響。PC為啞變量，有政治關聯時取1，無政治關聯時取0。其他變量的含義與模型(1)中的相同。

我們主要關注γ1和γ2的符號及在統計上和經濟上的顯著性。若γ1或γ2顯著為正，說明會計信息透明度越高或有政治關聯的企業，其“借新還舊”的比例及金額就越小；反之則反。表5列報告了模型(4)的OLS估計結果。

從表5中①、③列的結果來看，Trans的回歸系數為正，表明會計信息透明度不僅沒有增加反而是降低了企業“借新還舊”的比例或金額。這說明，表4中會計信息透明度降低了企業違約概率的這一結果，并不是由企業“借新還舊”導致的，而是企業為了獲得長期利益，主動履行債務契約，維護自身信譽的自我約束結果。

政治關聯(PC)的回歸系數為負，但不顯著，說明從整體上來看，沒有證據表明政治關聯企業會“借新還舊”。潘克勤(2009)[19]發現，政治關聯級別越高的企業，越可能進行為維護政治聲譽的自我約束。那么是不是政治關聯級越高，企業“借新還舊”的比例或金額越小呢？為了進一步驗證這一猜想，我們將終極控制人擔任全國人大代表、政協委員、工商聯委員以及終極控制人是中央政府部門的視為國家層次的政治關聯(PC1，啞變量)，其它的視為地方層次的政治關聯(PC2，啞變量)，觀察PC1和PC2與JXHJ1或JXHJ2的關系，具體結果見表5中的②、④列所示。

PC1的回歸系數為正但不顯著，說明國家層次的政治關聯會一定程度上降低企業“借新還舊”比例或金額；而PC2的回歸系數均為負，且當因變量是JXHJ1時，PC2的回歸系數顯著為負，說明有地方層次政治關聯的企業更可能“借新還舊”，這對信貸資金的配置效率有顯著的負面影響。地方層次的政治關聯企業之所以能夠“借新還舊”，是因為這些企業承擔了更多地方政府的政治及社會目標，如增加雇員等(梁萊歆和馮延超，2010)[15]，地方政府默許了這些企業“借新還舊”的尋租行為，愿意維持其政治身份。而國家層次的政治關聯企業由于政治關聯級別高，更注重維護自身的政治聲譽，不會依賴“借新還舊”，而是主動履行債務契約，這進一步驗證了潘克勤(2009)[19]所提出的政治關聯級別越高的企業越會通過自我約束來降低違約概率的結論。

根據這一結果，我們可以進一步精確厘清在政治關聯企業中會計信息透明度與借款的違約概率不存在顯著負相關關系的原因是什么，即：(1)國家層次的政治關聯企業因維護政治聲譽的自我約束機制會替代會計信息透明度作為信譽機制在債務契約履行中的作用，(2)地方政治關聯企業由于能夠“借新還舊”，從而不重視維護自身的信譽及信譽機制在債務契約履行中的作用，因而會計信息透明度不能發揮作用。

第二，采用滯后一期的控制變量來減少因變量與控制變量相互影響所產生的內生性。

在模型(1)、(2)、(3)中我們使用當期的控制變量，如ROA等，但當期企業的借款也可能會影響這些變量，為了減少內生性，我們采用滯后一期的控制變量，如ROA_1等，再對四個假說進行檢驗，具體結果如表6所示。與表2、表3和表4相比，表6中Trans的回歸系數并沒有太大變化，說明在控制因變量與控制變量相互影響而導致的內生性后，研究結果依然支持本文的四個假說。

第三，采用深交所對上市公司的信息披露考評結果重新衡量會計信息透明度。與曾穎和陸正飛(2006)[31]的研究一致，我們將深交所對企業信息披露的考評結果——優秀、良好、合格和不合格，分別取值5、4、3、2，并計算過去三年各企業得分的平均值來重新衡量會計信息透明度，用Trans1表示。表7報告了檢驗結果，本文的四個假說基本上仍然能夠得到驗證。

第四，用“取得借款收到的現金”除以期初總資產來重新衡量Loan。與直接將“取得借款收到的現金”取對數相比，用“取得借款收到的現金”除以期初總資產重新衡量的Loan對假說H1、H3再進行檢驗的結果基本不變。為了節約論文的篇幅，在此我們沒有報告回歸的結果。

結論與啟示

在社會融資規模不斷擴大以及銀行業市場化改革的背景下，我們通過會計信息透明度在債務契約的締結與履行中的作用，來考察信貸資金的配置效率。研究發現會計信息透明度越高的企業，在締結債務契約時獲得的借款越多，在債務契約履行中的違約概率也越?。辉诳刂茦颖具x擇偏誤和排除企業“借新還舊”后，研究結果依然穩健。然而，在政治關聯企業中會計信息透明度在債務契約的締結與履行中不能發揮作用，原因在于政治關聯替代了會計信息透明度在債務契約締結時的信號作用，而在債務契約的履行過程中，不同于國家政治關聯企業的自我約束，地方政治關聯企業由于能夠“借新還舊”，因而不重視維護自身信譽，會計信息透明度難以作為信譽機制發揮作用。

基于這些發現，我們可以得出以下結論：其一，銀行業改革后，銀行會依賴民營企業會計信息透明度配置信貸資金，具有較高的配置效率；其二，政治關聯特別是地方政治關聯對銀行依賴民營企業會計信息透明度配置信貸資金的這一微觀機制產生了負面影響，降低了信貸資金的配置效率。

目前，我國逐步建設和完善了正式制度體系，市場機制在經濟活動中逐步發揮主導作用，以會計準則改革為例，我國自2007年開始進行企業會計準則的國際化改革增強了會計信息的有用性(游家興和羅勝強，2011)[27]，本文的研究結果為這一結論提供了新的證據。為了更有效發揮會計信息的資源配置功能，未來對于會計準則這一正式制度仍然要不斷完善，要逐步解決會計準則實施過程中暴露出來的問題，把提高會計信息透明度及其有用性作為改革的首要目標。

同時，本文的研究結果支持了新制度經濟學中微觀機制的效果內生于制度環境，以及非正式制度與正式制度互補或替代的基本假說。政治關聯作為一種非正式制度對經濟發展的影響，既有正式制度不完善時對正式制度形成有效替代的積極作用，也有正式制度較完善時阻礙市場機制發揮功效的消極作用。我們發現了政治關聯特別是地方層次的政治關聯產生負面效應的一個重要原因，即政治關聯降低了會計信息透明度在債務契約締結與履行中的作用。本文的研究結果啟示我們，在正式制度的改革中，不僅要考慮如何使其與非正式制度相容以提高改革的效果，還要考慮如何減少非正式制度帶來的負面影響。政府特別是地方政府應減少對企業的干預，少讓企業承擔過多政治性和社會性的負擔，如此才能使政治關聯成為企業自我約束的動力，減少企業利用政治關聯向政府尋租的行為，從而提高政治關聯的正面效應，減少其負面效應。

注釋

1.但企業獲得借款的變化可能與會計信息指標存在線性關系，這也是現有文獻通常僅研究企業借款的變化(或稱為借款續新)與會計信息指標之間關系的原因。

2.現有研究對有、無政治關聯這兩類公司會計信息質量的研究結果并不一致，潘克勤(2009)發現有政治關聯的公司的審計意見更好、操控性應計更少，即會計信息質量更高；而劉永澤等(2013)則發現有政治關聯的公司盈余管理程度更大，即會計信息質量更差。