供應鏈關系、會計信息質量與融資約束
——基于中國A股上市公司的實證研究

李小金，賀 湘

（1.廣東省科技干部學院 財會與金融學院，廣東 珠海 519090；2.江西師范大學 財政金融學院，江西 南昌 330027）

一、引言

會計信息是銀行、投資者對企業進行財務決策的重要依據[1]。就銀行借款而言，銀行授信審批時會采用會計信息進行綜合評價，并且高質量的會計信息可以緩解由于信貸市場信息不對稱產生的影響，具有積極的信號傳遞作用[2]。也有學者得出不一致的結論，比如通過分析盈余管理行為對債務契約的影響，發現新增銀行信貸與會計信息的關系并不顯著[3]。甚至得出相反的結論，信息披露質量高的公司銀行借款反而減少[4]。就股權融資而言，會計信息質量較差時，不僅推高企業資本成本還會降低其投資效率[5]，而會計信息質量改善后，卻可以顯著減少企業與投資者間的信息不對稱，從而便于高管層提高股權融資的比例[6]。也有學者提出相反的結論，企業價值會因信息不對稱被市場高估，企業高管會有出于道德風險和逆向選擇的動機，用股權融資賺取更多的利益[7]。顯然，已有關于會計信息質量對銀行借款、股權融資的影響結論都不一致。中國75%的非金融類上市公司將融資約束列為企業發展的主要障礙[8]。因此，探討會計信息質量對企業融資約束的影響兼具理論價值和現實意義。

“十四五”規劃和2035年遠景目標綱要提出要“重視產業鏈和供應鏈現代化水平及其安全問題”。供應鏈中企業之間建立以購銷交易為基礎的商業關系被稱為供應鏈關系[9]。供應鏈關系會通過商業信用的信號傳遞作用，緩解企業與銀行間的信息不對稱，有利于企業獲取期限更長、規模更大的銀行借款[10]，也會通過專用性投資向外界傳遞出企業與客戶和供應商間合作伙伴關系穩定的信號，因為大供應商、大客戶有強烈動機篩選和監督企業，監控企業的日常經營[11]，可見良好的供應鏈關系是供應鏈上企業會計信息質量的保證，有利于降低貸款逆向選擇和道德風險。在一定程度上解釋了實務中企業為什么越來越重視與上游供應商和下游客戶建立互利共贏的供應鏈關系，因此有必要進一步探討供應鏈關系在會計信息質量對企業融資約束的影響中是否存在調節作用。

文章以中國A股上市公司2010—2020年相關數據為樣本，實證研究發現：當會計信息質量較高時，企業的融資約束程度較低；引入供應鏈關系調節變量后發現，供應商、客戶集中度越高時，會計信息質量對融資約束的緩解作用越明顯，說明穩定的供應鏈關系可以更好地實現會計信息在整個供應鏈上的傳遞，極大地降低由于信息不對稱產生的影響，有利于緩解企業融資約束；進一步檢驗發現上述關系只在非國有企業中才成立。文章的主要貢獻在于：一是采用二元Logistic回歸的方法構建融資約束指數，整體上檢驗會計信息質量對企業融資約束的影響，規避此前文獻僅考察會計信息質量對債務融資或者權益融資單方面的影響；二是檢驗供應鏈關系在會計信息質量對融資約束的影響中是否存在調節作用，以及該調節作用在不同產權性質的企業中是否存在顯著差異。研究結論為企業積極披露高質量會計信息提供理論依據，也為企業主動加強供應鏈關系管理提供經驗證據。

二、理論分析與假設提出

1.會計信息質量對融資約束的影響

會計信息是降低企業內外部信息不對稱的重要手段，資金需求者借助會計信息向外界傳遞經營、財務狀況，資金供給者依據會計信息對企業進行財務決策[1]。具體而言，從資金供給者的角度，銀行、投資者無法直接參與企業經營活動并掌控投放資金的使用情況，往往依賴其掌握的信息，選擇最為可靠的公司提供貸款[12]。從資金需求者的角度來看，企業為了從銀行和資本市場爭取資金，會通過加強信息披露來展示其財務狀況、盈利能力及償債能力等[13]。換言之，高質量的會計信息可以幫助債權人、股東形成正確資產定價和投資決策，低質量的會計信息會加劇企業對投資者欺詐風險，投資者必然努力爭取更高的回報率作為風險補償，從而導致外部融資成本加高[5]，減少由于錯誤定價或決策帶來的損失。因此，債權人或投資者作為外部資金供給者往往會選擇會計信息質量高的企業進行投資，并且給予低息作為長期合作的回報。據此，得出研究假設：

H1：會計信息質量越高，越有助于緩解企業融資約束。

2.供應鏈關系在會計信息質量對融資約束影響中的調節效應

在供應鏈間競爭占主導地位的現代市場競爭背景下，企業只有依靠上下游強大的供應鏈關系，才能有更強的競爭力。良好的供應鏈關系可以提高信息使用者對企業信息的信任度。供應商或客戶集中度高，說明交易雙方對彼此都做出了專有化投資。相比供應商或客戶集中度低，專有投資的相互性使得供應鏈成員企業都會維系建立起來的交易關系，防止資產被套牢[9]。根據企業融資的信號傳遞理論，供應商或客戶集中度高，某種程度向銀行傳遞了企業經營狀況良好、違約風險低的信號，即銀行有可能從大供應商或大客戶處獲得對企業信息甄別的外溢效應。Cen等(2016)[14]研究美國上市公司也得出相似的結論，大客戶與企業之間形成長期戰略合作關系時，客戶有動機也有權利去監督企業以保證供應鏈的穩定性。穩定的客戶關系有助于債權人、投資者對企業會計信息的收集，有效地提高對企業的監督和控制，從而緩解融資企業的逆向選擇和道德風險[11]?；谏鲜龇治?，得出如下研究假設：

H2：當供應商集中度越高時，會增強會計信息質量對融資約束的緩解作用。

H3：當客戶集中度越高時，會增強會計信息質量對融資約束的緩解作用。

3.產權性質在會計信息質量和供應鏈關系對融資約束共同作用中的調節效應

相比發達國家，中國政府在金融資源配置中的干預作用更大，且更加傾向于將資本分配給國有企業或是有政治關聯的企業[15]。Cull等研究也證實，政治關聯能夠顯著降低公司面臨的融資約束[16]。中國非國有企業特別是數量眾多的民營企業、中小企業難以獲得信貸資源[17]。國有企業與政府天然的聯系使得國有企業能獲得優惠貸款、稅收減免等政策扶持[18]，當其流動性不足時，國有銀行向其發放政策性貸款，甚至動用財政向其注入資本進行援助。因此，債權人或者投資者對國有企業上下游供應鏈關系和會計信息質量的要求很低，供應鏈關系和會計信息質量對企業融資約束的影響在非國有企業中更顯著?；谏鲜龇治觯贸鋈缦卵芯考僭O：

H4：相對于國有企業，會計信息質量和供應商集中度對非國有企業融資約束的影響較大。

H5：相對于國有企業，會計信息質量和客戶集中度對非國有企業融資約束的影響較大。

三、研究設計

1.樣本與變量選取

文章以2010—2020年中國A股上市公司為初始樣本，所有財務數據和前五大供應商、客戶交易比例數據均來自CSMAR數據庫，其中前五大供應商、客戶交易比例進行了手工補充，并做如下處理：剔除金融行業、研究期間被ST或*ST的公司和財務數據和產權性質有缺失的公司；剔除資產負債率大于1的樣本。為避免極值的影響，對連續性變量均進行上下1%的Winsorize處理。

2.主要變量定義

（1）會計信息質量的度量

文章借鑒Dechow等(1995)[19]的修正Jones模型計算可操縱性應計項的絕對值(EJDZi，t)來衡量會計信息質量。首先，分年度、分行業對模型(a)回歸，得出解釋變量的回歸系數和值；然后，將回歸系數代入模型(b)計算EJDZi，t值，該值越大，會計信息質量越低。

其中，TYJ表示總應計項，為營業利潤與經營活動現金凈流量的差額；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；EJDZ為可操縱應計項的絕對值。

（2）融資約束的度量

首先，借鑒胡海青等(2016)[20]的做法，將樣本每年的觀察值分別按“公司規模、利息保障倍數”從大到小進行排序形成兩個組別。然后，將兩個組別中同時排名為前1/3的觀察值定義為低融資約束組，并賦值為0；將同時排名為后1/3的觀察值定義為高融資約束組，并賦值為1，形成兩組新樣本。最后，參考況學文等(2010)的做法，進行Logistic回歸，構建融資約束指數模型(c)。因變量為二元離散變量，表示為：

其中，FCI表示融資約束指數；NCF表示經營活動現金凈流量（經營活動現金凈流量/總資產）；PM表示銷售凈利率（凈利潤/銷售收入）；CR表示流動比率（流動資產/流動負債）；GROW表示營業收入增長率（（本年營業收入-上年營業收入）/上年營業收入）。

二元Logistic回歸結果見表1，融資約束指數為：FCI=3.752-4.889NCF-38.641PM-0.877CR-0.524GROW，該指數值越大，表明企業所面臨的融資約束程度越高。

表1 融資約束二元Logistic回歸結果

（3）供應鏈關系的度量

供應鏈關系是指“供應商—企業—客戶”間購銷關系的集中程度，可以用集中度來測量。參考王迪等(2016)[9]的做法，用前五大供應商采購額除以企業采購總額來度量供應商集中度(Sprop)；用前五大客戶銷售額除以企業銷售總額來度量客戶集中度(Cprop)。

（4）控制變量

參考顧乃康、周艷利(2017)的做法，文章控制了影響企業融資約束的其他因素：企業規模SIZE、資產負債率DEBT、盈利能力ROA、成長性GROW、有形資產比例TA、股權集中度FIRST。還加入行業、年份虛擬變量以控制宏觀因素的影響。

3.模型構建

參考李歡等(2018)、Campello&Gao(2017)的做法，文章用模型(1)~(3)分別來檢驗假設H1、假設H2和假設H3：

表2 主要變量定義及說明

四、實證結果

1.描述性統計

表3列示了主要變量的描述性統計結果。從表中可以看出，樣本期間，企業融資約束程度(FCI)的平均值（中位數）為0.044(0.072)，最小值為-17.077，最大值為40.752，可以看出中國上市公司融資約束程度差異明顯；會計信息質量(EJDZ)的平均值（中位數）為0.072(0.054)，最小值趨向于0，最大值為0.578，說明企業披露的會計信息質量存在較大差異，其他變量分析結果基本合理。

表3 主要變量描述性統計

2.回歸結果分析

使用Stata15進行Hausman檢驗，結果顯示三個模型的P值均為0.0000，強烈拒絕原假設，故文章使用固定效應模型進行回歸。

（1）會計信息質量對企業融資約束的影響分析

表4第(1)列報告了模型1的回歸結果，會計信息質量EJDZ的系數是4.804，在10%的顯著性水平正相關，說明高質量會計信息有利于企業從債權人、股權投資者處獲取資金，從而緩解融資約束，假設H1得到驗證。

（2）供應鏈關系在會計信息質量對融資約束影響中的調節效應檢驗

表4中的PanelA為假設H2的回歸結果。即供應商集中度在會計信息質量對融資約束影響中的調節作用。同假設H1回歸結果相比，在模型1中加入交乘項EJDZ×Sprop后，發現其系數為22.858，且在5%的顯著性水平正相關。說明當供應商集中度越高時，會增強會計信息質量對融資約束的緩解作用，假設H2得到驗證。

表4中的PanelB為假設H3的回歸結果。即客戶集中度在會計信息質量對融資約束影響中的調節作用。同假設H1回歸結果相比，在模型1中加入交乘項EJDZ×Cprop后，發現其系數為20.319，且在10%的顯著性水平正相關。說明當客戶集中度越高時，會增強會計信息質量對融資約束的緩解作用，假設H3得到驗證。

表4 供應鏈關系、會計信息質量與企業融資約束

（3）產權性質在會計信息質量和供應鏈關系對融資約束影響中的調節效應檢驗

為了檢驗假設H4、假設H5中產權性質的影響，研究將樣本按照所有權性質區分為非國有企業和國有企業，并分別重復模型2和模型3的檢驗，回歸結果見表5。在非國有企業的樣本中，交乘項EJDZ×Sprop和EJDZ×Cprop的系數分別為33.485和29.321，且均在5%的顯著性水平正相關，而在國有企業的樣本中，兩個交乘項的系數均不顯著。其原因在于國有企業擁有預算“軟約束”及國有銀行信貸資源傾向性，自身已經具備較好的融資能力。這表明相對于國有企業，會計信息質量和供應商集中度、客戶集中度對非國有企業融資約束的影響更大，假設H4和假設H5得到驗證。

表5 產權性質在會計信息質量和供應鏈關系對融資約束影響中的調節效應

（4）穩健性檢驗

一是內生性。文章借鑒Patatoukas(2012)的研究方法，采用變化模型(Change Model)來克服會計信息質量的內生性問題，回歸結果見表6第(1)列。ΔEJDZ的系數是9.502，在10%的顯著性水平正相關，表明會計信息質量越低，融資約束越大，與假設H1的預期一致，總體上說明文章檢驗結果不受會計信息質量可能的內生性問題的影響。

二是變量替換。第一，采用SA指數度量融資約束，重新進行相應的回歸。結果列示在表6第(2)列，其中，SA=(-0.737×Size+0.043×size^2-0.04×Age)[21]，SA指數越小，公司融資約束程度越大。回歸結果顯示：EJDZ的系數為-0.013，且在10%的顯著性水平負相關，表明會計信息質量越低，企業融資約束程度越大；第二，為了消除行業間供應商/客戶集中度、融資約束程度的差異，文章還采用Sprop_a、Cprop_a、FCI_a，將供應商集中度、客戶集中度以及融資約束減去行業中位數進行標準化，然后進行固定效應回歸，結果見表6第(3)到第(8)列，第(3)、(6)列顯示全樣本下，EJDZ×Sprop_a的系數為19.942，且在10%的水平下顯著正相關，EJDZ×Cprop_a的系數為41.984，且在1%的水平下顯著正相關。第(4)、(5)列和(7)、(8)列分別顯示，非國有企業組，EJDZ×Sprop_a、EJDZ×Cprop_a的系數均顯著為正，而國有企業組均并不顯著。穩健性結果與前述回歸結果一致，說明前述結論具有穩健性。

表6 穩健性檢驗

五、結論與建議

1.研究結論

文章考察了供應鏈間競爭占主導地位的現代市場競爭背景下，上市公司會計信息質量對其融資約束的影響。研究發現：會計信息質量越高，企業融資約束程度越低；進一步以供應鏈關系的集中程度為切入點，探討供應鏈關系在會計信息質量對融資約束影響中的調節效應，結果發現，當供應商集中度、客戶集中度越高時，會計信息質量對融資約束的緩解作用越強；并且供應商集中度、客戶集中度在會計信息質量對融資約束影響中的調節作用在國有企業不成立，在非國有企業成立。

2.管理建議

（1）不斷完善上市企業治理機制，加強會計信息披露內部環境建設

非主動性和虛假性是中國上市企業會計信息披露中存在的主要問題。首先，上市企業沒有意識到會計信息披露不僅是企業應當主動承擔的義務、亦是企業股東應當享受的權利，企業不能沿襲視其為企業負擔和束縛的慣性，抱有能不披露盡量不披露，能少披露就少披露的想法；其次，伴隨著會計信息披露的不充分，上市企業存在較大規模信息造假行為，如虛增利潤或盈利預測作假、圈錢募資和資金使用不實、披露內容虛假且具有誤導性。對此，建議完善獨立董事制度和建立審計委員會。董事兼任高級經理現象較嚴重，監事則受制于企業管理層，制定有利于董事、監事獨立行使職權的相關制度顯得非常重要。此外，建立審計委員會監督與審查企業會計政策、財務狀況和內部控制以保證企業財務透明。

（2）綜合運用行政監管與公眾監管，加強會計信息披露外部環境建設

中國上市企業監管主要來自政府監管部門和社會公眾。政府監管部門應從上市政策、配股政策和退市政策等方面完善強制性信息披露標準，并加大違法懲戒力度，從而構建違規者不能為、不敢為和不愿為的人文氛圍和制度架構，達到有效控制和減少會計信息披露中違規舞弊等行為的發生。同時配套相應的法規、規章，并加強參與各方誠信教育，以支持股東代表訴訟制度，保護小股東權益增強其投資信心。政府監管部門除了監督上市企業按現行國家會計制度進行信息披露外，還應建立預測性會計信息的生成、披露和審核制度，防止企業操縱會計預測信息，確保盈利預測質量。

此外，政府應積極引導和監督中小企業按《非上市公眾公司信息披露管理辦法》（中國證券監督管理委員會令第162號）分層建立差異化信息披露體系，在披露形式、內容、制度管理等方面進行差異化安排。因此，政府應建立全國統一的超信息披露考核系統，將企業超出法律規定披露的信息質量納入考核范圍，對考核優良的企業給予政府性融資擔保。

（3）企業特別是非國有企業，要加強供應鏈關系的管理以提高信息外溢效應

較之國有企業和大型上市企業，非國有企業和非上市企業在資源稟賦、市場待遇等方面普遍受到歧視，更應當主動加強與上游供應商、下游客戶關系的建立和維護。因為中小企業所處的供應鏈越完善，通過供應鏈上下游的專用性投資和商業信用的信號傳遞作用，越有助于企業以較低利率水平滿足融資需求。因此，企業在未來日常經營活動中，應當有目的地選擇少數幾個大客戶來實現定制化生產或服務，選擇少數幾個大供應商進行集中采購，從而保持與供應商、客戶之間的長期、穩定的合作關系，更好地實現鏈條上企業信息的傳遞，提高信息外溢效應進而緩解融資約束。