摘 要：本文運用我國2011—2012年的2095個上市公司的樣本數(shù)據(jù)，從內(nèi)部控制質(zhì)量的角度實證研究了內(nèi)部控制質(zhì)量、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與銀行借款契約的關(guān)系。研究顯示：提升內(nèi)部控制質(zhì)量有助于企業(yè)獲得較低的借款融資成本和較長的借款期限；實際控制人性質(zhì)會影響借款契約，相比于非國有控制企業(yè)，國有控制企業(yè)獲得了更為寬松的借款契約條款；由于資本市場中存在“信貸歧視”現(xiàn)象，相比于國有控制企業(yè)，內(nèi)部控制質(zhì)量對降低借款融資成本和獲得較長期限的貸款在非國有控制企業(yè)中更為顯著。

關(guān)鍵詞：內(nèi)部控制；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)；借款融資成本；借款期限；借款契約

中圖分類號：F275 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1003-9031（2014）08-0028-06 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2014.08.05

一、引言

西方已有的經(jīng)驗證據(jù)表明，會計信息是企業(yè)契約執(zhí)行的重要根據(jù)[1]，高質(zhì)量的會計信息在銀行借款契約簽訂中發(fā)揮著重要作用，它有助于降低借款契約簽訂前和執(zhí)行中的信息不對稱[2-3]。內(nèi)部控制的完善有助于改善管理環(huán)境，控制公司的經(jīng)營和發(fā)展風(fēng)險[4]，高質(zhì)量的內(nèi)部控制增強(qiáng)了會計信息的可靠性，降低了利益相關(guān)者主體之間的信息不對稱[5]。既然企業(yè)內(nèi)部控制制度在很大程度上是影響會計信息質(zhì)量高低的重要因素[6-7]，那么站在內(nèi)部控制的角度去研究企業(yè)與銀行訂立的借款契約可能會更加有效。

目前國外文獻(xiàn)對內(nèi)部控制的研究基本上是基于比較健全的美國資本市場而展開，相關(guān)的研究發(fā)現(xiàn)可能并不適用于我國的實際情況。國內(nèi)的相關(guān)文獻(xiàn)主要集中于內(nèi)部控制信息披露狀況以及內(nèi)部控制信息披露的影響因素，也有些學(xué)者研究了內(nèi)部控制與企業(yè)借款融資之間的關(guān)系，但這類研究中內(nèi)部控制的代理變量多為公司披露的內(nèi)部控制缺陷、是否披露內(nèi)部控制評價報告以及內(nèi)部控制審計意見來設(shè)置啞變量，其結(jié)論的穩(wěn)健性有待進(jìn)一步驗證[4]。同時，我國上市公司大多是由國有企業(yè)改制而來，相比于非政府控制的上市公司，政府控制的上市公司可能會基于政府的目標(biāo)和動機(jī)而對其決策和行為產(chǎn)生影響，但已有文獻(xiàn)加入控制人性質(zhì)這一因素的研究并不多見?；诖?，本文從借款融資成本與借款期限兩方面來概括銀行借款契約，研究我國上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量對其造成的影響，并加入實際控制人性質(zhì)這一因素，進(jìn)一步探討在不同的實際控制人性質(zhì)下，內(nèi)部控制質(zhì)量對銀行借款契約的影響差異，以期豐富內(nèi)部控制與借款契約的相關(guān)文獻(xiàn)，并為企業(yè)完善內(nèi)部控制制度建設(shè)提供經(jīng)驗支持。

二、制度背景、理論分析與研究假設(shè)

（一）內(nèi)部控制質(zhì)量與銀行借款契約

高水平的信息披露可以降低資本市場信息不對稱程度，公開會計信息通過透明度渠道能消除逆向選擇和道德風(fēng)險[8]。國內(nèi)外大量的研究顯示，會計信息質(zhì)量顯著影響債務(wù)市場的選擇，低質(zhì)量的會計信息更傾向于高債務(wù)成本的私人債務(wù)市場[9-10]，亦即債務(wù)成本與會計信息披露質(zhì)量之間存在著顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系[11]。對債權(quán)人來說，提供的貸款期限越長，債務(wù)人的違約風(fēng)險會越高，相應(yīng)的貸款利率就會越高，一般來說，短期負(fù)債的代理成本要小于長期負(fù)債的代理成本[12]，為緩解代理沖突，債權(quán)人應(yīng)更多的發(fā)行短期債務(wù)[13]，特別是在我國，縮短借款期限更是銀行防范違約風(fēng)險的主要途徑[14]。綜上，可以看出債權(quán)人會對會計信息質(zhì)量定價，采取更加嚴(yán)格的借款契約條件來降低風(fēng)險[15]，這實際上就會體現(xiàn)在提高借款融資成本和縮短借款期限上。

高質(zhì)量的會計信息是建立在企業(yè)健全和完善的內(nèi)部控制制度之上的。COSO報告明確指出，內(nèi)部控制的首要目標(biāo)是保證財務(wù)報告的可靠性，內(nèi)部控制是為財務(wù)報告的可靠性和合規(guī)性提供合理保證的過程，高質(zhì)量的內(nèi)部控制有助于提高財務(wù)報告質(zhì)量[16-18]。也就是說，企業(yè)的內(nèi)部控制制度作用于財務(wù)會計信息質(zhì)量，進(jìn)而影響企業(yè)的借款契約。因此，公司具有高質(zhì)量的內(nèi)部控制制度會緩解債務(wù)人和債權(quán)人之間的信息不對稱，使得債權(quán)人獲得的信息更加充分、可靠，減少信貸市場的“信貸錯配”現(xiàn)象?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

H1：在其他條件相同的情況下，企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量越高，企業(yè)承擔(dān)的借款融資成本越低。

H2：在其他條件相同的情況下，企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量越高，企業(yè)將更容易獲得較長的借款期限。

（二）實際控制人性質(zhì)與銀行借款契約

國有控制企業(yè)和非國有控制企業(yè)在政企關(guān)系、資金獲取和發(fā)展機(jī)制等方面均存在較大差異。政府提供給國有企業(yè)的“父愛主義”，能夠使其獲取一系列的經(jīng)濟(jì)支持和政策性資源，這勢必會導(dǎo)致國有企業(yè)與非國有企業(yè)在融資契約問題上出現(xiàn)差異。因我國國有銀行與國有企業(yè)在產(chǎn)權(quán)上的同一性，國有銀行更可能出于政策安排而非盈利目的向國有企業(yè)提供信貸支持。當(dāng)具有政府關(guān)聯(lián)的企業(yè)陷入財務(wù)困境時，企業(yè)通過與政府之間的密切關(guān)系獲得經(jīng)濟(jì)支持的可能性要高于沒有政府關(guān)聯(lián)的企業(yè)[19]，即政府會為國企的經(jīng)營失敗“買單”，在資本市場上會成為國有企業(yè)的“保護(hù)傘”。非國有企業(yè)雖然也很重視與政府之間的關(guān)聯(lián)，但因其強(qiáng)度較低，政府為其提供的優(yōu)惠措施也不夠全面，遭遇財務(wù)困境時從政府獲得的“保護(hù)效應(yīng)”較弱[20]，這使得銀行向國有企業(yè)提供信貸資金將面臨較低的風(fēng)險，國有企業(yè)的借款融資成本也相對較低。也就是說，非國有企業(yè)比國有企業(yè)更容易遭受到“信貸歧視”，銀行在給企業(yè)貸款時會“偏愛”國有企業(yè)，“歧視”非國有企業(yè)[21-22]，這種差別信貸會不僅會體現(xiàn)在國有企業(yè)更容易獲得長期貸款，而且也會降低國有企業(yè)的借款融資成本。基于此，本文提出以下假設(shè)：

H3：在其他條件相同的情況下，相比于非國有企業(yè)，國有企業(yè)承擔(dān)的借款融資成本較低。

H4：在其他條件相同的情況下，相比于非國有企業(yè)，國有企業(yè)更容易獲得較長的借款期限。

（三）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、內(nèi)部控制質(zhì)量與銀行借款契約

不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的實際控制人對公司的治理結(jié)構(gòu)與控制系統(tǒng)有著舉足輕重的作用，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)是研究中國企業(yè)治理和管理問題必須要考慮的因素[23]。在中國轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)體制中，內(nèi)生于一系列相互依賴的政策措施和制度安排下的政府，對國有企業(yè)和商業(yè)銀行的雙重預(yù)算軟約束扭曲了經(jīng)濟(jì)的市場化運行機(jī)制，這必然對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)安排下的企業(yè)融資契約和銀行信貸行為產(chǎn)生影響[24]?；谡膭訖C(jī)和目的而產(chǎn)生的一系列轉(zhuǎn)軌因素，會使得國有企業(yè)獲得較長的借款期限和較低的借款融資成本，即國有企業(yè)寬松的借款契約條件可能更多的是因為政企關(guān)聯(lián)的因素存在而非較高的內(nèi)部控制質(zhì)量。但在“信貸歧視”的不完備資本市場中，非國有企業(yè)的外部融資能力受到信息不對稱、信息風(fēng)險和代理問題等因素影響更大，導(dǎo)致企業(yè)的外部融資受到限制的程度更大[25]。非國有企業(yè)因政府對其的經(jīng)營管理干預(yù)較少，市場競爭的壓力會迫使其不斷完善內(nèi)部控制制度建設(shè)來管控風(fēng)險。因此，非國有只有不斷提升內(nèi)部控制質(zhì)量，提供高質(zhì)量的財務(wù)會計信息質(zhì)量，降低對債權(quán)人的信息風(fēng)險，才得到較為寬松的融資契約條件?；诖耍疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H5：在其他條件相同的情況下，相比于國有企業(yè)，內(nèi)部控制質(zhì)量與借款融資成本的上述關(guān)系在非國有企業(yè)更為明顯。

H6：在其他條件相同的情況下，相比于國有企業(yè)，內(nèi)部控制質(zhì)量與借款期限結(jié)構(gòu)的上述關(guān)系在非國有企業(yè)更為明顯。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2011—2012年所有上市公司為初始樣本，在此基礎(chǔ)上剔除：（1）金融保險類公司；（2）ST公司；（3）相關(guān)數(shù)據(jù)存在缺失的公司，最終一共得到2095個有效樣本，其中2011年987個，2012年1108個，涵蓋1191家上市公司。內(nèi)部控制指數(shù)數(shù)據(jù)來源于迪博內(nèi)部控制與風(fēng)險管理數(shù)據(jù)庫，實際控制人性質(zhì)數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，其余數(shù)據(jù)來源于Wind咨詢金融數(shù)據(jù)庫。

（二）變量設(shè)定

1.被解釋變量

（1）借款融資成本。本文在衡量企業(yè)借款融資成本時，借鑒了Pittman and Fortin（2004）及蔣琰（2009）的方法，用企業(yè)財務(wù)費用下的二級科目利息支出占當(dāng)年長短期負(fù)債平均值的比重（COST）來衡量[26-27]。其中，短期負(fù)債為資產(chǎn)負(fù)債表中的短期借款，長期負(fù)債包括一年內(nèi)到期的非流動負(fù)債、長期借款、應(yīng)付債券、長期應(yīng)付款及其他非流動負(fù)債。

（2）借款期限結(jié)構(gòu)。本文用長期借款比例來衡量借款期限結(jié)構(gòu)，選擇長期借款占當(dāng)年長短期負(fù)債平均值的比重（LLR）兩個指標(biāo)衡量。其中，長期負(fù)債包含的項目與上述一致。

2.解釋變量

（1）內(nèi)部控制質(zhì)量。本文選用由深圳市迪博企業(yè)風(fēng)險管理技術(shù)有限公司開發(fā)的“中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)”來衡量。該指數(shù)越大，表明企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量越高，在由于該指數(shù)的涵蓋區(qū)間為[0，1000]，故在回歸時取其對數(shù)（LNIC）進(jìn)行處理。

（2）實際控制人性質(zhì)。設(shè)定虛擬變量，當(dāng)實際控制人為國有時取1，否則取0。

3.控制變量

本文參照相關(guān)文獻(xiàn)，考慮可能會影響到企業(yè)借款融資成本與借款期限結(jié)構(gòu)的相關(guān)因素，選取資產(chǎn)規(guī)模（SIZE）、償債能力（資產(chǎn)負(fù)債率LEV）、盈利能力（資產(chǎn)凈利率ROA）、企業(yè)發(fā)展能力（營業(yè)收入增長率GROW）和現(xiàn)金流動能力（營業(yè)收入現(xiàn)金比率，CASH）作為控制變量放入模型進(jìn)行回歸。同時，相應(yīng)地控制行業(yè)（IND）和年份（YEAR）。各變量定義見表1。

（三）模型構(gòu)建

COST=β0+β1LNIC+β2STATE+β3LNIC*STATE+β4SIZE

+β5LEV+β6ROA+β7GROW+β8CASH+β9IND

+β10YEAR+ε（1）

LLR=β0+β1LNIC+β2STATE+β3LNIC*STATE+β4SIZE

+β5LEV+β6ROA+β7GROW+β8CASH+β9IND

+β10YEAR+ε（2）

其中，β0為截距項，ε為殘差項。為檢驗產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對內(nèi)部控制質(zhì)量與銀行借款契約之間的敏感度，本文構(gòu)建了內(nèi)部控制值質(zhì)量（LNIC）與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（STATE）的交互項LNIC*STATE。根據(jù)假設(shè)5，預(yù)計它在第（1）模型中的系數(shù)應(yīng)顯著為正，根據(jù)假設(shè)6，預(yù)計它在第（2）模型中的系數(shù)應(yīng)顯著為負(fù)。本文所有數(shù)據(jù)處理及回歸分析均采用統(tǒng)計軟件Stata12.0。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了各變量的描述性統(tǒng)計，其中借款融資成本（COST）的最小值和最大值分別為0.0013和0.8579，長期借款比例（LLR）的標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.1936和0.2960，說明各樣本的借款融資成本和長期借款比例差異較大，這顯示出我國資本市場中各上市公司的借款契約不盡相同，這為研究公司的借款契約提供了契機(jī)。上市公司內(nèi)部控制指數(shù)的自然對數(shù)（LNIC）的最大值和最小值分別為6.9031和5.7069，標(biāo)準(zhǔn)差為0.1127，表明我國上市公司之間的內(nèi)部控制質(zhì)量存在著顯著性差異。實際控制人性質(zhì)的平均值為0.5523，說明國有控制的上市公司占樣本的比重為55.23%。

（二）相關(guān)性檢驗

表3報告了各變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)?？梢钥闯?，內(nèi)部控制指數(shù)（LNIC）與借款融資成本（COST）呈顯著負(fù)相關(guān)，假設(shè)1得到了初步驗證。內(nèi)部控制指數(shù)（LNIC）與長期借款比例（LLR）顯著正相關(guān)，假設(shè)2得到了初步驗證。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（STATE）與借款融資成本（COST）之間的相關(guān)系數(shù)顯著為負(fù)，與長期借款比例（LLR）之間的相關(guān)系數(shù)顯著為正，假設(shè)3和假設(shè)4也得到了初步驗證。此外，資產(chǎn)規(guī)模（SIZE）、償債能力（LEV）、盈利能力（ROA）、發(fā)展能力（GROW）和現(xiàn)金流動能力（CASH）對借款融資成本與長期借款比例均存在一定影響。從整體上看，所有解釋變量與控制變量之間的相關(guān)系數(shù)均不超過0.5，各自變量之間的多重共線性較小，在模型中同時引入這些變量不會引起多重共線，可以放入研究模型中進(jìn)行回歸。

（三）回歸分析

1.內(nèi)部控制質(zhì)量、實際控制人性質(zhì)與借款融資成本

表4中模型（1）的回歸結(jié)果顯示，內(nèi)部控制質(zhì)量（LN

IC）均與借款融資成本（COST）呈顯著的負(fù)相關(guān)，說明企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量越高，其承擔(dān)的借款融資成本就越低，假設(shè)1得到了驗證。同時，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（STATE）與借款融資成本（COST）的回歸系數(shù)在5%水平下顯著為負(fù)，說明實際控制人為國有產(chǎn)權(quán)主體的上市公司，其承擔(dān)的借款融資成本越低，假設(shè)3得到了驗證。此外，內(nèi)部控制質(zhì)量與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的交互項LNIC* STATE的回歸系數(shù)也通過了顯著性檢驗，并與借款融資成本呈現(xiàn)出正向關(guān)系，表明相對于國有企業(yè)，公司的內(nèi)部控制質(zhì)量對借款融資成本具有更為顯著的降低作用，假設(shè)5得到了驗證。

另外，本文設(shè)置的控制變量與借款融資成本也呈現(xiàn)出顯著的相關(guān)性。例如，資產(chǎn)規(guī)模（SIZE）、盈利能力（ROA）、成長能力（GROW）與企業(yè)借款融資成本呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，與預(yù)期一致。資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）與企業(yè)借款融資成本呈現(xiàn)出顯著的正向關(guān)系。資產(chǎn)規(guī)模越大，債務(wù)人的違約風(fēng)險較低，即使面臨財務(wù)困境也可以進(jìn)行變賣資產(chǎn)獲得現(xiàn)金流，企業(yè)盈利能力越強(qiáng)，越有能力償還借款，成長能力越好，表明企業(yè)前景發(fā)展勢頭良好，向利益相關(guān)者傳遞了良好信號，可以幫助企業(yè)降低借款融資成本，資產(chǎn)負(fù)債率越高，表明企業(yè)面臨的財務(wù)風(fēng)險越大，償債能力越弱，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)借款融資成本的提高。

2.內(nèi)部控制質(zhì)量、實際控制人性質(zhì)與長期借款比例

表4模型（2）的回歸結(jié)果顯示，內(nèi)部控制質(zhì)量（LNIC）與長期借款比例（LLR）通過了1%的顯著性水平檢驗，并呈現(xiàn)出正相關(guān)，說明企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量越高，企業(yè)獲得的長期借款比例就越高，即提升內(nèi)部控制質(zhì)量，有助于企業(yè)獲得長期借款，假設(shè)2得到了驗證。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（STATE）與長期借款比例（LLR2）的回歸系數(shù)在1%水平下顯著為正，說明相比于非國有企業(yè)，國有控制企業(yè)的長期借款比例通常較高，即實際控制人性質(zhì)在一定程度上決定了企業(yè)的借款期限結(jié)構(gòu)，假設(shè)4得到了驗證。從內(nèi)部控制質(zhì)量與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的交互項（LNIC* STATE）來看，其與長期借款比例（LLR）在1%的水平下顯著為負(fù)，表明相比于國有企業(yè)，內(nèi)部控制質(zhì)量的提高對企業(yè)獲得長期借款的提升作用在非國有企業(yè)中更為明顯，假設(shè)6得到了驗證。

此外，相關(guān)控制變量與長期借款比例也呈現(xiàn)出了一定的相關(guān)性。例如，企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模越大，表明企業(yè)相對來說能夠用于抵債的資產(chǎn)就越多，償債能力越強(qiáng)、盈利能力越強(qiáng)、成長性越好、現(xiàn)金流動能力越強(qiáng)都能夠在一定程度上降低債權(quán)人關(guān)注的違約風(fēng)險，進(jìn)而有利于企業(yè)獲得長期借款。

（四）穩(wěn)健性檢驗

本文主要從以下兩個方面做了穩(wěn)健性檢驗：（1）在被解釋變量的選取上，參照李廣子和劉力（2009）以及魏志華等（2012）的做法，采用企業(yè)財務(wù)費用占期末總負(fù)債的比重作為借款融資成本（COST1）的代理變量，同時用長期借款占期末總負(fù)債的比重作為長期借款比例（LLR1）的代理變量，實證結(jié)論基本一致[28-29]。（2）在回歸方法的運用上，由于內(nèi)部控制質(zhì)量是連續(xù)變量，實際控制人為分類變量，將總樣本分為國有控制組和非國有控制組進(jìn)行回歸分析。內(nèi)部控制質(zhì)量與借款融資成本的實證結(jié)果顯示，非國有控制組中的內(nèi)部控制質(zhì)量（LNIC）回歸系數(shù)的絕對值均高于國有控制組，表明內(nèi)部控制質(zhì)量對非國有控制企業(yè)的借款融資成本的負(fù)向影響作用更顯著，假設(shè)5得到進(jìn)一步驗證。同時，內(nèi)部控制質(zhì)量與長期借款比例的回歸結(jié)果顯示，非國有控制組內(nèi)部控制質(zhì)量回歸系數(shù)的絕對值均要高于國有控制組，表明內(nèi)部控制質(zhì)量對獲得較長借款期限的正向作用在非國有控制企業(yè)更為明顯，假設(shè)6也得到了進(jìn)一步驗證。因此，可以認(rèn)為本文的研究結(jié)論是較為穩(wěn)健的。

五、結(jié)論

本文以上市公司的內(nèi)部控制質(zhì)量為切入點，利用2011—2012年度的2095個樣本數(shù)據(jù)研究了實際控制人性質(zhì)、內(nèi)部控制質(zhì)量與銀行借款契約的關(guān)系。研究結(jié)果顯示：（1）內(nèi)部控制質(zhì)量影響著銀行借款契約條款，提升內(nèi)部控制質(zhì)量有助于降低企業(yè)的借款融資成本，幫助企業(yè)獲得較長期限的借款；（2）實際控制人性質(zhì)對銀行借款契約產(chǎn)生了影響，相比于非國有企業(yè)，國有企業(yè)可以獲得更低的借款融資成本，獲得較長期限的貸款，這也進(jìn)一步驗證了我國資本市場中存在著“信貸歧視”現(xiàn)象；（3）由于“差別信貸”的情況存在，相比于國有企業(yè)，因提升內(nèi)部控制質(zhì)量而獲得較低的借款融資成本和較長的借款期限結(jié)構(gòu)在非國有企業(yè)中會更加顯著。

（責(zé)任編輯：張恩娟）

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