審計功能、產權歧視與銀行貸款擔保

閆煥民，王浩宇

(南昌大學經濟管理學院，江西 南昌 330031)

一、引 言

我國資本市場發展至今，銀行貸款一直是非金融類企業外部融資的最主要渠道[1]，銀行信貸資金對企業發展乃至經濟增長具有至關重要的作用。然而，由于銀企之間存在信息不對稱，銀行通常設置諸多信貸約束條件以控制企業信貸風險并保障資本金安全，于是擔保作為重要的債務契約要素成為最常見的銀行信貸條款之一[2]。已有研究表明，企業的信用評級、產權性質及外部監督機制等因素共同影響著銀行貸款擔保策略[3]；而且，因政府干預行為的存在，銀行對貸款企業存在“產權歧視”現象[4]。那么，外部審計作為企業治理機制的重要一環，能否在銀行信貸決策程序中發揮市場中介功能？以及，審計功能與國企的政府隱性擔保功能之間究竟是互補效應還是替代效應？政府干預與市場調節如何制衡？目前研究付之闕如。

鑒于此，本文基于審計鑒證及保險功能視角，系統考察外部審計功能在銀行貸款擔保決策中的作用效率及約束條件。本文貢獻主要有三：其一，基于信號傳遞理論及保險假說理論，在銀行貸款擔保的視角豐富了獨立審計在銀行信貸決策中的功能及作用機制研究；其二，不同于已有關于國企貸款額度或利率優待問題的研究[5]，本文拓展檢驗了國企的政府擔保功能對審計功能的替代效應及其市場調節機制；其三，基于審計信息獲取的視角，首次同時在會計師事務所及審計師個體兩個層面檢驗了銀行對審計師特征的敏感性差異，發現這種“選擇”敏感性主要取決于銀行獲取審計師特征信息的難易程度。總之，本文通過考察銀行信貸決策與企業審計狀況之間的敏感關系，既拓展了銀企關系及行為結果的文獻研究，也為審計服務如何促進金融資源優化配置提供了決策參考。

二、文獻回顧

結合本文研究主題，為了邏輯明晰性，本文主要從兩方面進行文獻梳理：(1)銀行貸款擔保的影響因素。其一，企業財務狀況及治理結構。諸多研究表明，企業規模及資產負債水平[6]、經營風險[7]、盈利能力及利息保障倍數[8]等反映企業財務狀況的核心指標會影響企業取得貸款的成本及擔保比例。此外，蔣琰和陸正飛(2009)等研究認為良好的企業治理結構能夠降低擔保貸款成本[9]。其二，企業產權性質。劉運國等(2010)研究發現，政府為國有企業提供的隱性擔保，使銀行在貸款擔保決策方面給予國企“優待”[10]。而且，王艷艷等(2014)研究亦表明，相比非國有企業，國有企業通常被認為違約風險和破產風險較低，銀行要求的抵押資產相對更少[4]。其三，貨幣政策。近年來，公司財務領域越發重視宏觀經濟因素，特別是貨幣政策對企業貸款融資行為的影響研究。比如，陸正飛等(2009)發現在銀根緊縮期間，非國有企業的外部融資極易受到限制，擔保融資成本較高[11]，Dell’ Ariccia等(2017)研究亦為此提供了相應的經驗證據[12]。(2)外部審計如何影響企業擔保貸款。眾所周知，高質量審計能夠增強審計意見的風險揭示功能，而審計意見在債務契約中具有信息價值[13]。已有研究表明，企業獲得標準無保留的審計意見，有利于企業獲得銀行短期貸款和長期貸款以及降低擔保費用比例[14][15]。進一步地，周楷唐等(2016)研究表明持續經營審計意見具有額外信息價值，會影響企業的銀行貸款擔保費用比例及成本[16]。

三、理論分析與研究假設

(一)審計功能與銀行貸款擔保決策

研究表明，經過審計鑒證的企業財務信息是影響銀行授信決策的關鍵因素。首先，假定暫不考慮其他外部因素，根據信號傳遞理論及審計保險假說，初步構建外部審計發揮鑒證與保險功能的作用路徑(圖1)；然后，分別納入企業產權性質、政府干預及市場化發展等因素予以拓展分析。

圖1 審計功能作用路徑

根據圖1所示，首先假定暫不考慮其他外部因素，在銀行貸款擔保決策程序中，外部審計師出具的審計報告理論上具有重要的信號價值，其發揮審計鑒證與保險功能的作用路徑可以大致分為三個步驟。第一步，一方面，就審計鑒證功能而言，在企業的銀行貸款融資程序中，企業需向銀行提供必要的財務信息，以資銀行評估企業償債能力及違約風險等；在這一環節中，審計師可以通過發表不同審計報告的方式，向銀行傳遞決策價值信號，增強銀行對貸款企業財務信息質量的甄別能力。另一方面，就審計保險功能而言，審計是財務報告風險的一種轉移機制[17]。審計的風險轉移功能是將財務信息錯報責任部分地轉移給審計師，由審計師承擔財務報告的擔保責任。此時，審計報告實質上也就成為財務報表附帶的“保單”[18]，這種風險轉移機制促使審計師保持職業獨立性與審慎性，避免因審計失敗而遭致訴訟損失。第二步，銀行在接收審計報告信息之后，可以依據不同審計意見傳遞的審計信號，有效甄別貸款企業的財務狀況及未來履約能力，評估授信風險。第三步，銀行在企業風險評估的基礎上進行貸款擔保決策。眾所周知，擔保是銀行應對貸款企業信用風險、逆向選擇及道德風險的重要手段[5][19]。那么，相對于標準審計意見而言，當審計師為貸款企業出具非標意見時，銀行會提高企業的風險評估水平，提高貸款擔保比例。由此提出假設1：

H1：限定其他條件，企業被出具的審計報告意見類型越差，銀行貸款擔保比例越高，即我國新興資本市場的審計功能有效。

(二)企業產權性質與審計功能

根據產權性質相關理論，在圖1所示審計功能作用路徑的基礎上納入企業產權性質因素展開探析。第一，隱性擔保的角度。政府與國企之間的天然關聯導致政府對國企存在“父愛主義”偏好[20]，這提供了一種隱性擔保，使得銀行在評估企業貸款未來履約能力時經常存在“產權歧視”現象，因為國企產權性質向銀行傳遞了重要的政府隱性擔保信號，從而形成一種剛性兌付預期。換言之，與審計功能相比，政府對國企的隱性擔保是更可靠的“保證”，這在很大程度上降低了銀行對審計報告信號及其他信號的敏感性，表現為弱化審計報告信號價值效應。第二，政府干預的角度。相比非國有企業，當國企出現資金周轉困難甚至陷入財務危機時，政府“支持之手”通過資源配置的方式為國企提供必要的資金支持，這一政府干預行為降低了國企貸款違約風險，提高了銀行資金安全性。因此，政府干預導致銀行對國企與民企在風險預期及授信決策的“差別對待”，這種“產權歧視”會弱化審計報告信號價值及保險功能。由此提出假設2：

H2：限定其他條件，相比非國企，國企憑借產權優勢獲得政府支持及隱性擔保功能對審計功能存在替代效應，體現為銀行貸款擔保決策中“產權歧視”弱化了審計功能。

(三)市場化發展水平對企業產權性質與審計功能之關系的調節作用

我國地域遼闊，企業分布廣泛，不同地區的經濟社會法制發展水平不盡相同。因此，納入企業歸屬地市場發展因素，探討市場化發展水平對產權性質與審計功能之間的關系是否具有調節作用。已有研究表明，地區金融市場發展有助于培育公開透明的金融市場環境，促進聲譽機制的發揮，抑制政府干預行為[5]。依此推之，當企業歸屬地的市場化發展水平較低時，政府的行政干預及隱性擔保效應通常較強，致使銀行更多地依據企業產權信號進行授信決策，產權歧視對審計功能的弱化效應更加明顯。相反，當企業歸屬地的市場化發展水平較高時，有助于劃清政府與市場的邊界，市場調節機制在資源配置方面更多地發揮基礎性作用，政府就越難以實施信貸干預行為，緩解政府干預在市場機制調節信貸資源配置過程中產生的扭曲效應，降低產權歧視對審計信號功能的弱化效應。換言之，市場化發展對產權性質與審計功能之間關系理論上具有調節作用。由此提出假設3：

H3：限定其他條件，企業歸屬地區的市場化發展水平具有調節作用，能夠調節銀行貸款擔保決策中“產權歧視”對審計功能的弱化效應。

四、研究設計

(一)研究樣本

鑒于我國會計師事務所特殊普通合伙制改革事件的影響，本文選取2010～2013年我國滬深A股非金融類上市公司作為主測試樣本，公司財務數據來自CSMAR數據庫。然后，借鑒沈紅波等(2011)[5]及陳燕等(2012)[21]的研究經驗，進行樣本篩選：剔除上市不滿兩年等原因導致沒有上市之后的滯后一期審計報告的公司，剔除資產負債率大于1的公司，剔除ST類及經營虧損的公司，剔除銀行貸款或擔保貸款信息缺失的公司，最終樣本觀測值5544個。此外，對模型中存在極端值的連續變量進行首尾1%的縮尾處理。

(二)研究模型與變量定義

1.為了檢驗假設H1至H3，借鑒沈紅波等(2011)[5]、周楷唐等(2016)[16]的研究經驗構建模型如下：

Secure=α0+α1MAO+∑controls+∑year+∑ind+ε

(1)

Secure=α0+α1MAO+α2SOE+α3MAO*SOE+∑controls+∑year+∑ind+ε

(2)

Secure=α0+α1MAO+α2SOE+α3Market+α4MAO*SOE+α5MAO*Market

+α6SOE*Market+α7MAO*SOE*Market+∑controls+∑year+∑ind+ε

(3)

在模型(1)中，被解釋變量為銀行貸款擔保比例Secure，采用全部銀行借款中的擔保借款比例Secure_all和短期借款中的擔保借款比例Secure_short衡量；MAO表示滯后一期的年度審計報告意見類型，非標準審計意見取1，否則取0；controls表示控制變量組合，涵蓋公司與審計師層面的因素，包括公司規模size，財務杠桿lev，每股經營活動現金凈流量CF，總資產收益率ROA，經營微利SP(若ROA介于0-1%之間取1，否則取0)，總資產增長率Grow，總資產周轉率TAT，營運資金周轉率WCT，第一大股東持股比例Top1，管理費用率MF，事務所規模Big(國際四大及國內十大所取1，否則取0)，此外控制了年度與行業固定效應。在模型(2)中，SOE表示企業產權性質，國有企業取1，否則取0，交乘項MAO*SOE反映產權性質對審計功能的影響。在模型(3)中，Market表示企業歸屬地區的市場化發展水平，根據王小魯等(2017)[22]各地區市場化進程總指數的75%分位數為界點，發展水平高的地區Market取1，否則取0；交乘項MAO*SOE*Market反映市場化發展水平的調節作用。

五、實證分析

(一)描述統計分析

表1的描述性統計結果表明，Secure_all、Secure_short均值約為71.2%和69.5%，表明我國新興資本市場中銀行要求企業貸款的擔保比例較高；存在擔保型銀行貸款的上市公司獲得非標審計意見的概率約為1.8%，低于上市公司獲得非標審計意見的平均水平，說明存在擔保型銀行貸款的公司更需要獲得審計師“認可”，這間接表明審計報告在銀行貸款擔保決策中具有信號價值與風險揭示功能。此外，樣本公司規模、財務狀況及股權結構等變量的數據分布較為合理。

表1 描述性統計

(二)單變量分析

表2列示了主要變量之間的相關系數。在全樣本中，MAO與Secure_all、Secure_short的相關系數均顯著為正，初步表明企業獲得的審計意見類型越差，銀行貸款擔保比例越高，審計功能有效。進一步區分企業產權性質發現，在非國企樣本中，MAO與Secure_all、Secure_short的相關系數更大，顯著性水平更高，這說明企業產權性質會影響審計功能。表3顯示，在全樣本中，相比標準審計意見，企業被出具非標審計意見時，銀行要求的貸款擔保比例都顯著更高。進一步區分企業產權性質，在非國企樣本中，企業被出具非標審計意見與標準審計意見的銀行貸款擔保比例差異更大，顯著性水平也更高，這初步表明銀行貸款擔保決策對非國企的審計報告信號更加敏感，對擁有政府支持與隱性擔保的國企的審計報告信號的敏感度相對較低，“產權歧視”影響了審計功能的發揮效率。此外，本文也檢驗了MAO與SOE的相關系數是-0.001，說明企業產權性質不會直接影響審計報告意見類型。

表2 相關性檢驗

表3 單變量均值檢驗

(三)多元回歸分析

首先，表4第2、3列結果顯示：無論全部銀行貸款擔保比例Secure_all還是短期銀行貸款擔保比例Secure_short，審計報告意見類型MAO的回歸系數均在1%的水平顯著為正，支持假設H1。企業產權性質的系數顯著為負，說明國企的銀行貸款擔保比例較低；企業規模越大意味著貸款履約能力更強，銀行貸款擔保比例越低；但企業財務杠桿越高，銀行貸款擔保比例越高；企業資產周轉效率高、管理費用率低都意味著企業經營管理狀況良好，銀行貸款擔保比例越低。

其次，表4第4至9列結果顯示：在區分企業產權性質之后，無論全部銀行貸款擔保比例Secure_all還是短期銀行貸款擔保比例Secure_short，僅在非國企組MAO的系數均在1%的水平顯著為正，但在國企組MAO的系數不顯著；而且，交乘項MAO*SOE系數至少在10%的水平顯著為負；這綜合表明，審計報告發揮鑒證與保險功能的作用效率受到企業產權性質的制約，銀行貸款決策中的“產權歧視”顯著弱化了審計功能，支持假設H2。

第三，考慮企業歸屬地的市場化發展因素，表5的結果顯示：僅在市場化水平低的地區，交乘項MAO*SOE的系數顯著為負，但在市場化水平高的地區不顯著；而且交乘項MAO*SOE*Market的系數均為正但不顯著；這表明市場化發展有助于緩解銀行“產權歧視”對審計功能的削弱效應，但效果不明顯。

表4 審計功能、產權性質與銀行貸款擔保的多元回歸分析

注：括號內為t值，*** 、** 和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

表5 市場化發展水平、產權性質與審計功能

續表

變量Secure_all模型(2)市場化水平高市場化水平低模型(3)全樣本Secure_short模型(2)市場化水平高市場化水平低模型(3)全樣本SOE?Market-0.0030.006(-0.11)(0.23)MAO?SOE?Market0.1060.102(1.03)(1.00)Size-0.077???-0.072???-0.075???-0.103???-0.094???-0.099???(-9.11)(-8.91)(-11.24)(-12.13)(-9.52)(-12.64)Lev0.013???0.011???0.011???0.011??0.011???0.011???(3.76)(3.60)(5.03)(2.32)(3.47)(3.83)CF0.0020.0070.0050.003-0.008-0.001(0.14)(0.81)(0.54)(0.24)(-1.02)(-0.08)ROA-0.136-0.485??-0.319-0.325-0.461?-0.400(-0.51)(-2.01)(-1.58)(-0.92)(-1.71)(-1.52)SP0.0160.0230.0190.006-0.004-0.000(1.17)(1.39)(1.37)(0.43)(-0.30)(-0.00)Grow-0.027-0.010-0.016-0.017-0.038-0.024(-1.04)(-0.24)(-0.55)(-0.39)(-1.10)(-0.66)TAT-0.046??-0.059??-0.050???-0.028-0.042?-0.034??(-2.05)(-2.41)(-3.30)(-1.17)(-1.95)(-2.22)WCT-0.00020.000-0.0001-0.001??-0.0001-0.000?(-0.91)(0.14)(-0.62)(-2.30)(-0.42)(-1.67)Top1-0.000-0.001??-0.00040.000-0.001?-0.0003(-0.08)(-2.13)(-1.25)(0.07)(-1.75)(-0.68)MF-0.277-0.362??-0.287??-0.329-0.295?-0.303?(-1.43)(-2.02)(-2.24)(-1.39)(-1.85)(-1.90)Big-0.004-0.016-0.007-0.020-0.028-0.023??(-0.20)(-0.89)(-0.54)(-1.19)(-1.59)(-2.25)year、indYesYesYesYesYesYesR2(F)0.193(26.05)0.221(29.55)0.196(44.59)0.231(31.66)0.256(29.97)0.232(49.52)N315523895544279821024900

注：括號內為t值，*** 、** 和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

六、拓展分析

(一)銀行貸款擔保決策是否對會計師事務所層面特征敏感？

理論上講，不同審計師出具的同類型審計報告在法律角度并無差異。但事實上，不同審計師出具的審計報告承載的信息含量不盡相同。那么，銀行貸款決策對審計師的異質性是否敏感？因此，本文分別從會計師事務所及簽字審計師兩個層次，檢驗銀行貸款擔保決策對審計師異質性信息的敏感性。限于篇幅，拓展分析部分僅列示了全部銀行貸款擔保比例的相關結果，因為審計功能僅在非國企樣本顯著有效，所以只列示了非國企樣本的實證結果。

1.銀行貸款擔保決策對事務所規模特征的敏感性。表6第2列結果顯示：交乘項MAO*Big的系數顯著為正，這表明銀行在授信決策中能夠識別事務所的規模特征，對高聲譽“大所”提供的審計報告信息反應更加敏感，若企業被“大所”出具非標審計意見，銀行會調高企業的貸款擔保比例，這與現實情況吻合。

2.銀行貸款擔保決策對事務所任期的敏感性。本文將事務所任期記為Firmtenu，若任期超過五年界定為長任期，Longtenu取1，否則取0。表6第4、5列結果顯示：交乘項MAO*Longtenu、MAO*Firmtenu的系數顯著為負，這表明在銀行貸款決策時，銀行將企業與事務所的長任期合作解讀為審計獨立性“干擾”，對其出具的審計報告信號價值的敏感性下降。

(二)銀行貸款擔保決策是否對審計師個體層面特征敏感？

1.銀行貸款擔保決策對簽字審計師個人任期特征的敏感性。本文將簽字審計師任期記為Auditortenu，若任期超過五年界定為長任期，LongtenuA取1，否則取0。表6第7、8結果顯示：交乘項MAO*LongtenuA的系數顯著為負，交乘項MAO*Auditortenu的系數為負且接近10%的顯著水平，這表明銀行在信貸決策中能夠識別簽字審計師任期效應，考慮長任期審計對獨立性的潛在損害，這與事務所任期效應同理。

2.銀行貸款擔保決策對簽字審計師個人行業專家、角色及年齡等特征的敏感性。本文借鑒薛爽等(2012)[24]經驗，將簽字審計師“在某行業累計審計的公司資產合計”進行排序，排名在前20%的視為審計行業專家，Expert取1，否則取0。表6第10列結果顯示：交乘項MAO*Expert的系數為正但不顯著，這表明盡管審計行業專家作為高質量審計的代表，但這一信號未能被銀行有效識別并資以授信決策，其原因可能是審計師是否專家這一信息的難以獲取性，抑或銀行獲取這一信息的性價比相對較低。此外，本文檢驗了銀行信貸決策對審計師職務角色、性別及年齡等特征的敏感性，限于篇幅未予列示的結果顯示，銀行貸款決策對此類“不易獲取”或信息“性價比”較低的審計師個人特征信息均不敏感。

表6 銀行貸款擔保決策對審計師特征的敏感性

注：括號內為t值，*** 、** 和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

(三)銀行貸款擔保決策是否對不同類型的非標審計意見信號敏感？

本文借鑒周楷唐等(2016)[16]方法，將非標審計意見進一步劃分為持續經營審計意見(GC)和非持續經營審計意見(NGC)進行檢驗，銀行貸款擔保決策對不同類型的非標審計意見承載的信號差異的敏感性不足，高水平市場化發展亦未有效緩解政府干預行為的負面效應(限于篇幅，未列示實證結果)。

七、穩健性測試

(一)考慮政策性貸款因素的影響

我國銀行信貸資金的市場配置受國家宏觀政策的調控，如政策性貸款更容易向大型企業“傾斜”，抑或在貸款契約中給予它們“優待”。本文借鑒高雷等(2010)[23]經驗，剔除年度規模前5%的大型企業觀測值予以檢驗。為節約篇幅，表7第2至4列結果僅列示了全部銀行貸款擔保比例的檢驗結果：第一，審計報告意見類型MAO的系數顯著為正，審計功能有效；第二，區分產權性質之后，交乘項MAO*SOE的系數顯著為負，國企憑借產權優勢獲得政府擔保功能替代并弱化了審計功能；第三，交乘項MAO*SOE*Market的系數為正但不顯著，高水平市場化發展只能部分地緩解政府干預行為的負面效應。

(二)Tobit模型檢驗

考慮到企業的銀行貸款擔保比例的測度變量取值介于0～1之間，并不完全滿足OLS要求因變量為連續變量的條件，本文采用Tobit模型予以替代檢驗。表7第6至8列的結果顯示，研究結論與前文一致。

表7 考慮政策性貸款因素與Tobit模型檢驗

注：括號內為t值，*** 、** 和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

(三)進一步考慮內生性問題

為進一步緩解內生性問題的潛在影響，本文進行如下三種測試：其一，傾向得分匹配法，在控制模型(1)所有控制變量的基礎上進行最近鄰匹配并進行檢驗。其二，控制公司的個體固定效應。其三，構建工具變量進行兩階段回歸，本文構建兩個工具變量：審計行業專家IV1和本地事務所IV2，IV1和IV2均會影響審計意見類型，但不會直接影響銀行貸款擔保比例，符合相關性與外生性的要求。其中，審計專家IV1的界定標準與前文一致；本地事務所IV2的界定標準：若簽字審計師隸屬的事務所分所的注冊省份與公司注冊省份一致，則視為本地事務所且IV2取1，否則取0。經過上述一系列測試之后，結論與前文一致。

(四)其他的穩健性檢驗

為增強研究結論的可靠性，本文還進行了其他穩健測試。比如，考慮到我國會計師事務所特殊普通合伙轉制導致非標審計意見概率下降的可能影響，本文進一步將研究窗口期拓寬至事務所轉制后兩個年度，即2015年度；其次，為了樣本篩選的穩健性，本文將貸款擔保比例為零的公司也納入研究樣本；再者，控制會計師事務所固定效應。經過上述測試之后，結論與前文一致。

八、研究結論與啟示

本文立足審計鑒證及保險功能視角，基于信號傳遞理論及保險假說理論，融合審計師特征、企業產權性質及地區金融市場環境等因素，綜合考察審計功能在銀行貸款擔保決策中的作用效率及約束條件。研究表明：首先，在我國新興資本市場中，作為審計工作結果最終輸出的審計報告意見類型越差，銀行要求企業的貸款擔保比例越高，即銀行貸款決策中的審計報告中介功能是整體有效的。其次，納入企業產權性質，國企憑借產權性質優勢獲得政府隱性擔保及政府“支持之手”作為強有力的行政擔保功能高度替代了審計的鑒證與保險功能，表現為銀行對企業產權性質完全敏感，這一“產權歧視”嚴重削弱了審計功能；企業歸屬地區的高水平市場化發展也只能部分緩解卻無法消除這一負面效應。進一步地，在會計師事務所主體及審計師個體兩個層面檢驗了銀行貸款決策對審計信號差異的敏感性，發現銀行在授信決策時能夠甄別會計師事務所的規模特征、任期及其承載的審計聲譽與質量信號，也能夠甄別簽字審計師的個人任期特征及其承載的審計獨立性信號；但銀行貸款決策對審計師個人角色、行業專家、性別及年齡等特征皆不敏感，這種選擇敏感性取決于銀行獲取特征信息的難度或決策有用性。總之，本文通過考察銀行信貸決策與企業審計狀況之間的敏感關系，既拓展了銀企關系及行為結果的文獻研究，也為審計中介服務如何促進金融市場發展提供了理論參考與經驗證據。

本文研究的政策啟示意義主要有：其一，銀行作為金融市場的主體，在授信決策時應當充分挖掘并有效利用審計等中介組織提供的鑒證信息，提高自身的信息甄別能力，降低授信風險；同時，在政府干預存在的情況下，銀行應提高授信決策的自主性，降低信貸資源錯配概率，盡可能減少對非國有企業在信貸契約條款中的“歧視”行為，靈活地支持非公有制經濟發展；其二，銀監會等作為國家金融監管主體，應當切實有效地“簡政放權”，增強政府有限干預下的金融市場自主調節功能，構建更加公開公平的金融市場環境，充分激活資本市場活力，引導銀行優化信貸資金配置，拉動國民經濟持續增長。