管理層能力對企業融資約束的影響研究＊
——基于內部控制質量的中介效應

■ 范寶學 陳一

遼寧工程技術大學工商管理學院 葫蘆島 125105

0 引言

在經濟轉型背景下，企業高質量發展往往受到融資約束的制約，World Bank 報告顯示：我國近75%的非金融上市企業將融資約束視為妨礙企業成長的關鍵瓶頸，顯然，融資約束已經成為轉軌經濟條件下制約我國上市公司發展的主要矛盾之一。那么，融資約束是如何產生的呢？當企業自有資金匱乏、難以實現經營管理的既定目標時，外源融資往往是維持企業持續發展的途徑，而我國社會融資成本整體偏高，CCFR 發布的數據顯示，我國各類企業平均融資成本已逾8%，較高的資金使用成本為企業融資設置了障礙，融資約束由此產生。隨著我國經濟結構調整、經濟增速放緩，企業融資將面臨更加嚴峻的考驗，如何緩解融資約束，推動我國上市公司持續健康成長，對于加快國內經濟轉型升級意義重大。

已有文獻基于以下3種視角對企業融資約束影響因素展開研究：一是貨幣政策、金融發展水平、政府干預與金融關聯、機構投資者持股等外部宏觀視角，二是會計穩健性、商業信用、會計信息披露質量和社會網絡關系等公司內部視角，三是管理層異質性視角[1-2]。已有研究大多集中在宏觀環境和企業層面，從管理者層面研究企業融資約束問題的文獻相對不足，并且在管理層異質性這一研究范疇，管理層能力通常被忽視。Demerjian 等為使管理層能力得到精準量化，建立了DEA—Tobit 模型[3]，這一模型被廣泛應用于探究管理層能力經濟后果，如分析管理層能力與企業避稅[4]、盈余管理[5]、創新效率[6]、并購價值創造[7]和風險承擔[8]等的關系，揭示出管理層能力在公司治理和經營決策中的關鍵作用，然而對管理層能力與企業融資約束的關系及作用機制展開研究的學者卻為數不多。

本文以管理層特質為切入點，基于產權異質性視角實證分析管理層能力與企業融資約束的關系，有效地豐富了有關管理層能力經濟后果與融資約束影響因素的研究文獻；文章還對管理層能力影響融資約束水平的路徑進行了分析，內部控制是企業優化內部治理環境的核心機制，旨在規范企業運行、提高信息對稱程度，其設計、運行與維護均由管理層負責，因此本文將內部控制質量作為管理層能力影響企業融資約束的中介路徑，并討論了產權性質相異時內部控制質量中介效應的大小。

1 理論分析與研究假設

1.1 管理層能力對企業融資約束的影響

管理層能力作為衡量管理層認知水平和處理事務能力的標準，勢必會對企業融資行為產生重要影響。能力較強的管理層，擁有更加豐富的工作經驗和專業知識，能夠對企業資源進行合理有效地整合，改善經營績效[9]，吸引投資者進行投資，緩解融資約束水平；同時，能力較強的管理層能及時準確地感知宏觀經濟環境變化導致的風險，進一步增強投資者信心；另外，管理層能力本身具有信號傳遞功能[10]，向投資者傳遞著財務信息較為透明的信號，由于披露的經營業績信息具有高度準確性，資金提供者可能考慮降低企業的融資成本；而且，管理層能力能夠通過聲譽機制影響融資約束，能力較強的管理者更希望維持其在市場上的良好聲譽，因此會減少在職消費行為所引起的代理問題，從而在一定程度上緩解融資約束[11]；此外，能力較強的管理層往往可以利用所積累的人際資源為企業拓寬融資渠道、擴大融資規模，從而緩解融資約束困境。

考慮到實際控制人的性質，管理層能力對企業融資約束的影響程度可能因產權異質性而迥然不同。國有企業可以通過獲取額外的政府補助和財政補貼來緩解融資約束，并且在向金融機構貸款融資時，容易獲得政府為其提供的“隱性擔保”，使金融機構的貸款風險大大降低[12]；若政府介入銀行等金融機構的信貸決策，鑒于政治目的銀行往往會降低向國有企業發放貸款的門檻；憑借與政府之間的政治關聯，國有企業的預算約束相對寬松，享受著更多的隱形優惠。而非國有企業因缺乏政治保障和政策引導，遭受信貸約束和歧視，在融通資金時存有一定劣勢，此時依靠管理層能力提高企業融資能力、緩解融資約束困境是十分必要的。故提出假設：

H1a：控制其他因素，管理層能力越強，越能緩解企業融資約束。

H1b：相比于國有企業，管理層能力對企業融資約束的影響在非國有企業中更為顯著。

1.2 內部控制質量的中介效應

Hambrick 和Mason 認為，企業經營行為受到高層管理的顯著影響[13]。內部控制作為重要的內部治理機制，廣泛地滲透在企業經營管理中，其設計、運行和維護與管理層行為密切相關。能力較強的管理層擁有更豐富的管理經驗，對內部控制有著更深刻的理解、更嚴格的要求，能夠根據企業實際情況建立有效的內部控制制度；同時，能力強的管理層能準確評估內部控制的運行情況，根據企業所處環境的變化，及時識別出控制存在的漏洞，對內部控制做出實時調整，使內部控制質量得以持續提升；此外，能力強的管理層為使內部控制在企業各個層級得到落實，會更加注重同企業員工進行溝通，使員工知悉執行內部控制所必要的信息。許寧寧就曾提出管理層能力異質性會顯著影響內部控制質量及內控缺陷識別[14]；楊旭東等也曾提出管理層能力明顯助推了內部控制質量對企業持續健康發展的積極作用[15]。

高質量的內部控制是優質會計信息生成的關鍵前提，對于企業化解融資約束困境大有裨益。楊亞洲主張內部控制的一貫執行有利于提高企業財務數據的真實性和相關性，引導報表使用者做出科學、恰當的決策，從而在一定程度降低融資約束程度[16]；鄭軍等也強調了內控運行有效會抑制銀行融資成本的攀升[17]；顧奮玲和解角羊基于實證分析認為，隨著企業內部控制缺陷程度的增加，企業融資約束水平也隨之增加[18]。良好的內部控制還可以規范管理層行為，弱化代理沖突，降低金融機構的信貸風險。據此認為，我國上市公司管理層為破解融資約束難題，可能會加強內部控制建設。而由于國有企業在融資活動中存在優勢，內部控制質量對企業融資約束的影響可能更多地存在于非國有企業的融資決策中，非國有企業的管理層更有動機通過提高內部控制質量，來緩解融資約束困境。故提出假設：

H2a：內部控制質量在管理層能力與企業融資約束的關系中具有中介作用，即管理層能力的增強能夠改善內部控制質量，繼而降低融資約束水平。

H2b：相比于國有企業，內部控制質量的中介效應在非國有企業中更為顯著。

2 研究設計

2.1 樣本選取與數據來源

以2013—2019年中國A 股上市公司為研究樣本，依照以下程序對觀測數據進行修正：(1)剔除金融、保險行業上市公司；(2)剔除ST、*ST 類公司；(3)剔除變量數據缺失的樣本。篩選過后，參與實證的樣本觀測值共計16578 個，隨之在(1%，99%)分位對各連續變量執行縮尾處理，以控制離群值的影響。研究所需的內部控制指數來源于迪博數據庫，其余變量信息自CSMAR和Wind 數據庫整理獲取。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量

企業融資約束FC。現有研究大多運用單一變量法和綜合變量法測度企業融資約束水平。由于前者存在較大度量誤差，多數學者選擇通過WW 指數、KZ 指數、SA 指數等綜合變量來評價融資約束水平，而WW 指數和KZ 指數因含有財務杠桿、現金流等與融資約束相互影響的變量，存在較為嚴重的內生性[19]。Hadlock 等構建的SA 指數[20]有效地克服了內生性的消極影響，SA 指數= - 0.737 × Size + 0.043 × Size2- 0.04 × Age，計算公式中的Size 和Age 對于時間的敏感性較弱，具有很強的外生性，并且利用SA 指數評價企業融資約束水平與使用其他綜合變量具有相一致的結果，說明SA 指數法具備穩健性。本文選擇SA 指數衡量企業融資約束，SA 計算結果為負，將其取絕對值，再取對數，記為FC。FC 是反向指標，其值越大，說明融資約束水平越低。

2.2.2 解釋變量

管理層能力MA。Demerjian 等通過建立DEA—Tobit 模型實現了對管理層能力的精確量化和系統評價[3]，得到了學術界的廣泛認可，本文在度量MA 時借鑒了該種方法。首先利用DEA 法測算企業的生產效率θ，以營業成本(COGS)、凈研發支出(Net R&D)、無形資產(Lntan)、固定資產凈額(PPE)、商譽(Goodwill)、銷售和管理費用(SG&A)作為投入指標，以營業收入(Sales)作為產出指標，建立模型(1)，計算出樣本企業各年的生產效率θ。

以生產效率θ近似度量管理層能力并不準確，因為生產效率還受企業層面的因素影響，為了排除企業自身運營對θ產生的作用，選用公司規模(Size)、上市交易年數(Age)、市場占有率(MS)、自由現金流(FCF)、業務復雜程度(HHI)以及是否進行境外擴張(FSub)等六項可能影響生產效率的因素，建立Tobit 模型，模型(2)中的回歸殘差δ可以近似度量管理層能力，由此可以計算出樣本企業各年的管理層能力MA。

2.2.3 中介變量

內部控制質量IC。本文基于DIB 數據庫中的內部控制指數，構建評價內部控制質量的指標。該指數圍繞COSO 理論框架中內部控制五項基本要素，對企業內部控制質量進行客觀、系統地評價。為消除變量之間的量綱關系，對該指數作標準化處理，以內部控制指數/1000作為IC 的替代變量，該指標越大表明控制運行越有效，質量越好。

2.2.4 控制變量

為控制其他因素對企業融資約束的影響，本文參考已有研究，對企業規模、相關財務指標等經營情況、股權集中度等公司治理因素加以控制，并考慮了年份與行業的差別。變量說明詳參表1。

表1 變量定義

2.3 模型構建

為檢驗管理層能力對企業融資約束的影響，即驗證假設H1a，建立模型(3)；在模型(3)的基礎上，按產權性質劃分組別，進行分組回歸，對假設H1b進行驗證。

為檢驗內部控制質量在管理層能力影響企業融資約束過程中是否具有中介效應，即驗證假設H2a，建立模型(4)、(5)；為檢驗不同產權性質下內部控制質量中介效應的大小，即驗證假設H2b，以產權性質為分組變量，進行分組回歸。本文運用溫忠麟和葉寶娟改進的模型[21]，驗證內部控制質量的中介效應。

3 實證結果與分析

3.1 描述性統計

表2對相關變量的數字特征展開描述。企業融資約束FC 最大值為1.4852，最小值為1.1637，反映出觀測樣本面臨著不同程度的融資約束困境；管理層能力MA 平均水平為-0.0041，離散程度為0.1517，說明樣本企業的管理層能力良莠不齊，且有待于進一步提升；內部控制質量IC最大為0.8080，幾乎高出最小值近3倍，說明觀測樣本內部控制質量處于不同層次。其他控制變量的描述性統計，如財務杠桿Lev 的均值為0.4174，獨董比例Indep的均值為0.3761，與我國上市公司情況基本相符。

表2 描述性統計結果

3.2 相關性分析

表3列示了Pearson 相關性檢驗結果。管理層能力MA 與企業融資約束FC(反向指標)相關系數為0.160，且P〈0.01，與假設H1a預期相符；MA 與IC、IC與FC之間的相關系數分別為0.131、0.312，均在1%的水平上顯著，說明內部控制質量的中介效應可能成立，與假設H2a 基本一致，需經后續的回歸分析進一步驗證。表3中變量兩兩之間的相關性都在0.6 以下，初步推斷不存在嚴重的多重共線性，表4中各變量的方差膨脹因子VIF 均小于10，基本排除變量間多重共線性的可能。

表3 Pearson相關性檢驗

表4 多重共線性檢驗

3.3 多元回歸分析

3.3.1 管理層能力與企業融資約束

表5對模型(3)進行了檢驗。首先列示了管理層能力MA 與企業融資約束FC 在樣本總體中的回歸結果。表5第1列顯示，MA與FC的系數α1符號為正，大小等于0.0139，顯著性為1%，而由于變量融資約束FC 是反向指標，因此，控制其他因素影響，能力較強的管理層有助于降低企業融資約束水平，即假設H1a 得到驗證。其余變量的影響系數也與現實情況大抵相符，其他回歸結果表明，總體模型的F 值為240.4，對應的P 值小于顯著性水平1%，說明總體模型成立，經調整的R2為0.342，說明總體模型的解釋程度在可接受范圍內。

表5進一步對管理層能力與企業融資約束的關系展開分組討論，以觀測產權性質對變量基本關系施加的影響。以國有企業組來看，MA 對FC 的影響系數為0.00784，P 值〈0.1，顯著性水平為10%；而對于非國有企業組，MA 的回歸系數為0.0147，P 值〈0.01，顯著性水平為1%，無論是顯著性水平還是影響系數，均明顯優于國有企業組。由此可見，管理層能力和企業融資約束的負相關關系在非國有企業中更為顯著，即假設H1b 得到驗證。

表5 管理層能力與企業融資約束的回歸結果

3.3.2 內部控制質量的中介效應

表6對模型(4)和模型(5)進行回歸，分別檢驗了全樣本、國有企業組和非國有企業組中內部控制質量在管理層能力與融資約束的關系中是否具有中介效應以及中介效應的大小。

表6 內部控制質量中介效應的回歸結果

在全樣本中，由模型(4)、(5)知，系數β1=0.0171，P值〈0.01，系數γ2=0.0336，P 值〈0.01，即系數β1和γ2均顯著，表明內部控制質量的中介效應存在，由模型(5)知，MA的系數γ1=0.0133，依然具備顯著性，證明內部控制質量發揮的是部分中介效應。

在國有企業組中，由模型(4)、(5)知，系數β1=0.0133，P 值〈0.1，系數γ2= 0.0127，P 值〉0.1，需用Bootstrap 法檢驗β1γ2相乘是否顯著不為0，經檢驗，乘積顯著不為0 且置信區間不含0，說明內部控制質量的中介效應仍然是存在的，中介效應大小為β1γ2=0.0133*0.0127=0.00017，總效應α1=0.00784，中介效應所占據的比重為β1γ2/α1=2.17%。由模型(5)知，MA 的影響系數γ1=0.00767，仍然具備顯著性，佐證了總體樣本下的結論。

在非國有企業組中，由模型(4)、(5)知，系數β1=0.0211，P 值〈0.01，系數γ2=0.0448，P 值〈0.01，即系數β1和γ2均顯著，再次證實內部控制質量的中介效應存在，中介效應大小為β1γ2=0.0211*0.0448=0.00095，總效應α1=0.0147，中介效應占總效應的比重為β1γ2/α1=6.46%。由模型(5)知，MA 的影響系數γ1=0.0137，顯著性尚存，同樣表明內部控制起到部分中介作用。

根據上述分析，無論是總體還是分組回歸，均證實IC在MA與FC的關系中發揮了中介效應，即假設H2a得到驗證。經過分析，分組回歸的中介效應所占比重分別為2.17%、6.46%，對比之下，非國有企業的管理層更加充分地發揮了內部控制質量緩解融資約束的積極作用，假設H2b得到驗證。

4 穩健性檢驗

4.1 改變管理層能力的度量方法

所建立的Tobit 回歸模型無法包含所有來自企業層面的因素，可能會遺漏相關變量，因此不能完全排除公司實體特征對生產效率θ的影響，致使利用殘差δ度量MA存有噪音干擾[4]。為使MA的噪音有所減弱，本文將回歸殘差δ升序排列，并劃分為四組，依次將各組管理層能力賦值為1、2、3、4，構造變量MA_G，重新對模型(3)、(4)、(5)進行檢驗，回歸結果與前文基本一致。

4.2 內部控制質量中介效應的Sobel檢驗

為確保內部控制質量在管理層能力影響企業融資約束過程中的中介效應具有穩健性，本文對回歸模型進行了Sobel 檢驗。Sobel Test 的統計值為2.06，P 值為0.039，小于0.05，表明內部控制質量的中介效應在5%的顯著性水平上具有穩健性。

5 結論和建議

5.1 結論

針對經濟轉型背景下企業高質量發展普遍受到融資約束的制約，本文區別于已有文獻的研究視角，以管理層特質為切入點、分產權檢驗管理層能力對企業融資約束的影響及作用機制。通過實證分析2013～2019年中國A股上市公司的數據，得出如下結論：

（1）限定其他條件，管理層能力越強，越有助于緩解企業融資約束；較之于國有上市公司，二者的負相關關系在非國有上市公司中更為明顯。這一結論說明上市公司管理層借助于自身較強的管理能力、發揮自身具備的優勢，有效降低了融資約束水平，進一步劃分產權性質進行分析，國企融資受到政府干預和政策支持，故管理層能力發揮的積極作用在非國企中尤為突出。

（2）內部控制質量在管理層能力與企業融資約束的關系中具有部分中介作用；較之于國有上市公司，內部控制質量的中介效應在非國有上市公司中更加顯著。這一結論說明我國上市公司管理層能夠通過優化內部控制質量之策略，有效抑制融資約束對企業成長和發展造成的不利影響，而由于非國企融資的局限性，其管理層更有動機通過提升內部控制質量這一途徑增強融資能力，解決融資難的問題。

文章對管理層能力的經濟后果進行了深入分析，豐富了有關融資約束影響因素的研究，并揭示了內部控制質量在其中發揮的中介作用，為轉軌經濟下緩解融資約束發展障礙、加快經濟轉型升級提供了新的思路和方法。

5.2 建議

依據所得結論，本文提出相應的對策建議：

（1）加強企業管理層能力建設。能力較強的管理層應對復雜的經濟環境能合理配置資源，提高決策的準確性、科學性，企業應注重管理層能力的提升，完善管理層聘任選拔和績效考評機制，優化企業人才隊伍和管理層級建設，注重對經理人的職業培訓，激勵管理層不斷提升自身綜合能力，促使管理層在解決企業融資難、融資貴的問題中發揮關鍵作用，推進企業有序運行、持續發展。

（2）提升企業內部控制質量。內部控制的貫徹執行是企業破解融資約束難題的制度保障，企業應該健全內控治理體系，強化內控責任意識，以減少財務舞弊，提升信息質量，增強經營效益，避免企業陷入財務困境；同時要加強風險監督管理，及時甄別內部控制存在的重大缺陷，以提升企業抵御外部風險的能力，降低銀行等金融機構的貸款風險，緩解融資約束程度。

（3）降低政府干預程度，增強政策扶持力度。政府應適度把握與市場的界限，削弱對銀企信貸決策施加的干預，引導信貸資源合理分配，改善非國有企業的融資環境；并給予非國有企業更多的扶持補貼和政策引領，進一步完善非國有企業融資政策支持體系，鼓勵使用新型融資工具融資，從而拓寬非國有企業融資渠道，引導社會資金向非國有企業集聚，增強非國有企業的融資能力，這與黨的十九屆五中全會的會議精神不謀而合。