夏子航 馬 忠 陳登彪

（1.北京交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100044；2.中歐國際工商學(xué)院 案例研究中心，上海 201206）

一、引言

企業(yè)與債權(quán)人之間的信息不對稱將誘致逆向選擇并加劇道德風(fēng)險，因此雙方在債務(wù)契約訂立中會進(jìn)行博弈以實現(xiàn)自我保護(hù)。已有研究主要以上市母子公司合并報表數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)與外部的信息不對稱將對母子公司整體的債務(wù)融資機(jī)會、債務(wù)期限、融資成本以及融資擔(dān)保方式等產(chǎn)生顯著影響［1］［2］［3］。然而，企業(yè)集團(tuán)理論的發(fā)展促使新近研究逐漸認(rèn)識到在合并主體背后，企業(yè)內(nèi)部的法人主體結(jié)構(gòu)正不斷變化，并導(dǎo)致內(nèi)部資本市場行為日益復(fù)雜［4］。王斌和張偉華從母子公司之間的業(yè)務(wù)分布視角，研究發(fā)現(xiàn)集團(tuán)型上市公司是否選擇總部自營在本質(zhì)上是對外部環(huán)境不確定的一種權(quán)變反應(yīng)，是企業(yè)選擇的一種資源集聚和控制方式［5］。基于上述理論背景，本文有理由相信，信息不對稱作為外部環(huán)境的一個特定因素，在影響企業(yè)整體的財務(wù)特征同時，也可能對財務(wù)資源在上下級企業(yè)間的分布產(chǎn)生影響。

我國上市公司的集團(tuán)化特征明顯，上市公司的經(jīng)營業(yè)務(wù)往子公司下沉的比重越來越大，而債務(wù)融資則向母公司集中，母子公司間債務(wù)責(zé)任主體與經(jīng)濟(jì)行為主體正不斷分離［6］。有關(guān)集團(tuán)型企業(yè)內(nèi)部債務(wù)主體分布決策的影響因素，現(xiàn)有研究基于內(nèi)部資本市場的理論視角分析發(fā)現(xiàn)，母子公司之間的代理問題使公司在債務(wù)融資主體決策上存在差異［7］［8］。從母子公司集團(tuán)的外部環(huán)境來看，在資本市場的信息動態(tài)變化約束下，母公司可以利用總部優(yōu)勢，通過集中借貸獲得大額債務(wù)融資，又或者可發(fā)揮子公司融資渠道優(yōu)勢，通過子公司與債權(quán)人獨立簽訂契約進(jìn)行借債，從而同時實現(xiàn)上市公司對子公司股權(quán)投資以獲取資本杠桿效應(yīng)。當(dāng)上市公司與外部的信息不對稱程度較大時，企業(yè)是更傾向利用子公司借款，抑或是通過母公司集中借款以增強集團(tuán)整體的融資能力？此外，大量研究表明會計穩(wěn)健性是債務(wù)契約當(dāng)中緩解借貸雙方因信息不對稱引起的代理問題的有效工具［9］［10］［11］，在會計穩(wěn)健性的信息調(diào)節(jié)效應(yīng)下，企業(yè)集團(tuán)的內(nèi)部債務(wù)融資主體選擇是否會發(fā)生改變？針對這些疑問，本文考察了信息不對稱對集團(tuán)母子公司債務(wù)融資模式的影響，以及條件會計穩(wěn)健性、非條件會計穩(wěn)健性對信息不對稱與母子公司債務(wù)融資模式關(guān)系的影響。

本研究的可能貢獻(xiàn)體現(xiàn)在兩個方面：一方面揭示了信息不對稱除影響企業(yè)總體信貸水平外，同時還是影響母子公司之間債務(wù)分布的重要因素。債務(wù)分布不僅內(nèi)生于集團(tuán)內(nèi)部組織結(jié)構(gòu)以及母子公司上下間的代理關(guān)系，而且同時受外部市場信息環(huán)境的影響，本研究有利于理解集團(tuán)型上市母子公司是如何進(jìn)行融資主體選擇以應(yīng)對外部的信息不對稱問題。另一方面則揭示了條件會計穩(wěn)健性與非條件會計穩(wěn)健性對企業(yè)信貸決策的異質(zhì)性影響，這不僅深化了會計穩(wěn)健性與信貸決策關(guān)系的研究，還有助于評價以強化會計穩(wěn)健性為導(dǎo)向的準(zhǔn)則發(fā)展對我國集團(tuán)債務(wù)融資所發(fā)揮的信息效應(yīng)。

二、文獻(xiàn)述評與假設(shè)提出

（一）信息不對稱與母子公司債務(wù)分布

Myers認(rèn)為，由于外部投資者難以獲得有關(guān)企業(yè)內(nèi)部未來投資決策的增長期權(quán)價值信息，因此企業(yè)與外部市場的信息不對稱隨企業(yè)價值中增長期權(quán)價值所占比例的大小而變化［12］。正是這種內(nèi)外部信息不對稱的存在，加大了在發(fā)行股票或債券過程中公司價值被低估的可能性，導(dǎo)致公司更傾向于進(jìn)行內(nèi)源融資，從而加劇公司的外部融資約束程度［13］［14］。近年來，企業(yè)集團(tuán)理論相關(guān)研究從國家層面的比較中發(fā)現(xiàn)，企業(yè)集團(tuán)的組織形式能夠彌補外部制度不成熟以及劣勢環(huán)境對企業(yè)所造成的負(fù)面影響［15］［16］［17］。深入至企業(yè)層面，集團(tuán)母公司可以通過兩大途徑發(fā)揮總部優(yōu)勢：一是通過規(guī)劃集團(tuán)整體戰(zhàn)略并配置各種資源以實現(xiàn)既定戰(zhàn)略；二是監(jiān)督和評價各經(jīng)營分部的運行績效，確保資源有效配置［18］。王斌和張偉華對我國企業(yè)集團(tuán)業(yè)務(wù)資源分布特征進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)在我國特殊制度背景下，總部自營在本質(zhì)上是一種資源集聚方式，成為公司對外部環(huán)境不確定性的一種積極應(yīng)對之策［5］。實際上，集團(tuán)企業(yè)型總部可以發(fā)揮企業(yè)家職能，表現(xiàn)出對多種資源的綜合配置以及管控。針對集團(tuán)型母子公司的融資渠道，Kolasinski的研究基于母子公司之間的代理問題探討了集團(tuán)內(nèi)部債務(wù)分布的影響因素，發(fā)現(xiàn)當(dāng)子公司經(jīng)營風(fēng)險異質(zhì)性較高時，企業(yè)將傾向通過子公司進(jìn)行債務(wù)融資，以債務(wù)契約阻斷企業(yè)內(nèi)部的資產(chǎn)替代行為［7］；張會麗和陸正飛則發(fā)現(xiàn)，總部對集團(tuán)整體控制力越強，越傾向于實施集中債務(wù)融資以發(fā)揮母公司對財務(wù)風(fēng)險的統(tǒng)籌管控能力［8］。然而，在外部信息不對稱的影響之下，企業(yè)集團(tuán)內(nèi)部的債務(wù)資源配置策略是否也會發(fā)生改變？已有研究對該問題的認(rèn)識仍然存在局限。

從企業(yè)自身出發(fā)，內(nèi)部資本市場的存在使得企業(yè)能夠通過對債務(wù)主體的選擇以保證在信息不對稱環(huán)境之下維持整體的融資能力。由于母子公司間的信息不對稱以及外部信息不對稱的雙重約束，若通過子公司進(jìn)行債務(wù)融資，強信息不對稱下所滋生的道德風(fēng)險將導(dǎo)致子公司經(jīng)理進(jìn)行低效率投資，加劇企業(yè)整體的經(jīng)營風(fēng)險以及財務(wù)風(fēng)險。此時，母公司直接面向債權(quán)人尋求授信，能利用合并整體的聲譽以及規(guī)模效應(yīng)，增強集團(tuán)與債權(quán)人的談判能力，這將提高獲得授信的機(jī)會，并且有利于母公司對集團(tuán)整體財務(wù)風(fēng)險進(jìn)行管控，以緩解在外部信息不對稱影響下整體的財務(wù)風(fēng)險。

從債權(quán)人視角出發(fā)，若選擇向集團(tuán)下級子公司授信，則在放款決策過程中將不僅考慮集團(tuán)整體合并財務(wù)狀況及償還能力，同時還將對子公司的違約概率進(jìn)一步評估。特別地，在信息不對稱程度較高的情況之下，銀行對子公司授信將更為謹(jǐn)慎，子公司獲得借款的機(jī)會降低，即使子公司獲得授信機(jī)會，銀行將通過收取更高的借款利率以作為子公司借款所帶來的違約風(fēng)險溢價。概括而言，基于債務(wù)供給的角度，信息不對稱程度的提高將加劇子公司自主融資的約束，這將反向促使母公司的集中融資。綜合以上兩個方面，本文提出研究假設(shè)1：

假設(shè)1：信息不對稱較低時，企業(yè)傾向利用子公司借款融資，隨著信息不對稱程度提升，則傾向于通過母公司集中借款。對于子公司業(yè)務(wù)比重大的企業(yè)，信息不對稱的上述影響更為顯著。

（二）會計穩(wěn)健性、信息不對稱與債務(wù)分布

會計穩(wěn)健性能夠通過定價功能和治理功能，幫助投資者解決信息不對稱帶來的信息問題和代理問題［9］［10］［11］。Ahmed等以及Zhang檢驗了會計穩(wěn)健性對債務(wù)融資成本的影響，均發(fā)現(xiàn)盈余穩(wěn)健性能夠顯著降低公司的債務(wù)成本［19］［20］；趙剛等也發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的會計穩(wěn)健性越強，企業(yè)獲得的每筆貸款金額越大，貸款期限越長，貸款的利率越低［21］；王艷艷等的研究結(jié)果則表明財務(wù)報表的穩(wěn)健性能夠降低銀行對其抵押品的要求［12］。

會計穩(wěn)健性進(jìn)一步能夠細(xì)分為條件穩(wěn)健性及非條件穩(wěn)健性［22］。條件穩(wěn)健性實質(zhì)上是對外部短期的盈余判斷，其及時確認(rèn)當(dāng)期損失，謹(jǐn)慎性的會計確認(rèn)有利于集團(tuán)對自身財務(wù)風(fēng)險進(jìn)行控制，因此在信息不對稱較高情況下，將降低通過母公司集中融資的傾向。并且，條件穩(wěn)健性由于更及時對壞消息進(jìn)行確認(rèn)，將有助于債權(quán)人及時發(fā)現(xiàn)債務(wù)人是否違約，提高契約執(zhí)行效率并保護(hù)債權(quán)人利益，在條件穩(wěn)健性所形成的保護(hù)下，子公司獲得授信的機(jī)會將增大。

對于非條件穩(wěn)健性，Ball和Shivakumar認(rèn)為這事實上是對資產(chǎn)的一種長期的無條件地低估，這將導(dǎo)致理性債權(quán)人在決策時會對低估程度做出估計并轉(zhuǎn)回該偏差，但是當(dāng)轉(zhuǎn)回比例難以估計時，就會加劇信貸決策的隨意性，從而降低債務(wù)契約效率［23］。因此，非條件穩(wěn)健性反而將進(jìn)一步加劇企業(yè)與外部市場之間的信息不對稱程度，降低子公司獲得授信的概率，導(dǎo)致集團(tuán)債務(wù)更集中于母公司層面。鑒于此，本文認(rèn)為兩種會計穩(wěn)健性對信息不對稱與債務(wù)分布的調(diào)節(jié)效應(yīng)將存在相反的效果，于是提出假設(shè)2：

假設(shè)2a：當(dāng)企業(yè)與外部的信息不對稱程度較高時，條件穩(wěn)健性能夠緩解信息不對稱對子公司自主進(jìn)行債務(wù)融資的約束。

假設(shè)2b：當(dāng)企業(yè)與外部的信息不對稱程度較高時，非條件穩(wěn)健性將加劇信息不對稱對子公司自主進(jìn)行債務(wù)融資的約束。

三、研究設(shè)計與實證模型

（一）相關(guān)變量設(shè)計

1.債務(wù)分布（DebtDis）的代理變量設(shè)計。借鑒張會麗和陸正飛的研究［8］，本文以全體子公司為一個整體，通過利用企業(yè)財務(wù)報告中合并報表與母公司報表的銀行借款規(guī)模差異，來反映母子公司間的債務(wù)分布狀況。具體而言，子公司層面的借款水平=合并報表總借款-母公司報表總借款；然后，將子公司的總借款水平除以合并報表總借款水平，得到子公司的總借款分布比率（DebtDis）。

2.信息不對稱（IAS）的代理變量設(shè)計。本文借鑒Bharath等在考察信息不對稱對公司資本結(jié)構(gòu)決策研究中所采用的基于市場微觀結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)的思路，通過對公司個股的交易資料進(jìn)行多維度分析，建立綜合指標(biāo)來測度企業(yè)與外部資本市場的信息不對稱程度［24］。由于我國證券市場高頻交易數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，結(jié)合于蔚等對該指標(biāo)的調(diào)整方法［25］，本文采用Amihud等的流動性比率指標(biāo)①（LR）、Amihud的非流動性比率指標(biāo)（ILL）以及Pastor和Stambaugh的收益率反轉(zhuǎn)指標(biāo)（GMA），通過主成分分析法構(gòu)建綜合指標(biāo)以測度企業(yè)的外部市場不對稱程度［26］［27］［28］。各指標(biāo)的測算方法分別如下所示：

在LR 與ILL的計算中，rit（k）表示i企業(yè)t年度第k個交易日的股票收益率，Vit（k）表示日成交量，Dit表示i企業(yè)股票第t年交易天數(shù)。而基于收益率反轉(zhuǎn)衡量流動性的計算過程如下：

3.會計穩(wěn)健性測度模型。（1）條件穩(wěn)健性水平（CCon）的測度。Khan和Watts認(rèn)為公司的賬面市值比（MB）、公司規(guī)模（Size）和資本結(jié)構(gòu)（Lev）等能夠進(jìn)一步解釋會計盈余對外部信息的反應(yīng)，基于此，對Basu模型有如下改進(jìn)［29］：

（4）式中：

其中，RET 為下一年度1～4月股票市場累計收益率；D 為啞變量，若RET 小于0則等于1，否則為0；X 為扣除非經(jīng)常性損益后的凈利潤／年初股權(quán)市值。估計所得的C＿SCORE 則為條件穩(wěn)健性水平（CCon），CCon越大表明會計盈余對負(fù)面消息越敏感，穩(wěn)健性越強。

（2）非條件穩(wěn)健性水平（UNCCon）的測度。本文借鑒Givoly和Hayn以及Ahmed等的方法測度非條件穩(wěn)健性水平［30］［19］。其計算方法為：（扣除非經(jīng)常性損益后凈利潤-經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額+折舊攤銷費用）／平均總資產(chǎn)，然后對上述結(jié)果求前三個年度的算術(shù)平均值并取其相反數(shù)計算得UNCCon。此時，UNCCon若為正值，則表明更高的非條件穩(wěn)健性。

4.控制變量設(shè)計。根據(jù)已有文獻(xiàn)，控制了公司經(jīng)營模式（Subsale）、母公司對子公司提供擔(dān)保規(guī)模（Garent）、集團(tuán)對子公司的控制能力（Subcon）、市場競爭程度（Comp）、公司投資行為（Overinv）、公司治理水平（Gov）、公司破產(chǎn)風(fēng)險（AltZ）以及公司特征等因素。所有代理變量的定義如表1所示。

表1 代理變量具體定義

（二）實證模型設(shè)計

1.信息不對稱與債務(wù)分布的關(guān)系檢驗。首先，為了考察信息不對稱對企業(yè)母子公司間債務(wù)分布的影響，本文構(gòu)建如下OLS回歸模型：

模型（6）中，因變量為銀行借款在子公司的分布水平（DebtDis），IAS代表公司與外部的信息不對稱程度。為了提高實證效度，本文將LR、ILL 以及GMA 分別替換IAS，并與DebtDis進(jìn)行再次回歸。同時，等號右側(cè)自變量均滯后一期以控制各個因素與債務(wù)分布之間的內(nèi)生性問題。根據(jù)假設(shè)1，本文預(yù)期模型回歸所得的系數(shù)β1將顯著為負(fù)。為進(jìn)一步考察在子公司經(jīng)營主導(dǎo)的模式下，信息不對稱是否對債務(wù)分布影響更為顯著，本文以變量Subsale作為判定基礎(chǔ)，當(dāng)該值大于樣本均值時視為以子公司經(jīng)營主導(dǎo)，否則視為以母公司自營主導(dǎo)。本文預(yù)期對于子公司經(jīng)營主導(dǎo)的企業(yè)子樣本，系數(shù)β1的絕對值以及顯著性均大于母公司自營子樣本的回歸系數(shù)。

2.信息不對稱、會計穩(wěn)健性與債務(wù)分布的關(guān)系檢驗。為進(jìn)一步考察會計穩(wěn)健性是否能夠緩解信息不對稱對子公司的信貸約束，本文建立以下OLS回歸模型：

模型（7）與模型（8）中，分別引入了條件穩(wěn)健性與信息不對稱的交互變量IAS＊HighCCon以及非條件穩(wěn)健性與信息不對稱的交互變量IAS＊HighUNCCon。當(dāng)個體樣本的條件會計穩(wěn)健性程度高于樣本中值時HighCCon取1，否則為0；HighUNCCon的取值同理。根據(jù)假設(shè)2，本文預(yù)期模型（7）回歸所得的系數(shù)β3將顯著為正，而模型（8）回歸所得的系數(shù)β3將顯著為負(fù)。

（三）樣本選擇及研究效度考慮

本文選取2008～2013年滬深A(yù) 股主板上市公司作為研究樣本，數(shù)據(jù)來源于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。對樣本的處理上，剔除了ST、金融類企業(yè)以及存在缺失值的樣本企業(yè)?？紤]到創(chuàng)業(yè)板交易市場不成熟以及該板塊大部分企業(yè)仍以母公司自營模式為主，本文還剔除創(chuàng)業(yè)板上市公司樣本。另外，本文對所有連續(xù)變量做1%的Winsorize縮尾處理，并且在回歸中對所有系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤均在企業(yè)層面以及時間層面上進(jìn)行雙重聚類處理，以降低異常值以及樣本聚類相關(guān)對實證效度的影響。

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性分析結(jié)果

表2對各年度樣本企業(yè)母子公司間借款分布比率進(jìn)行了描述性統(tǒng)計。從中可以看出，近年來子公司借款比率正逐漸降低，自2008年的平均38.15%下降至2013年的平均32.85%，這表明近年來我國上市公司更傾向采取集中管理模式的借款融資策略。雖然子公司借款占合并之比呈下降趨勢，但普遍而言子公司所承擔(dān)的銀行借款約達(dá)總借款的1／3，分布特征明顯。

表3 則對本文涉及的其他變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計。IAS均值為-0.436，標(biāo)準(zhǔn)差為1.238，最小值為-3.882，中位數(shù)為-0.525，上述結(jié)果低于于蔚等對中國民營企業(yè)統(tǒng)計的信息不對稱水平②。這表明我國上市公司與資本市場之間的信息不對稱程度總體上正在降低，并且公司間的差異也同時在逐步縮小。DebtDis均值為0.347，表明通過子公司借款成為上市公司信貸融資的一種主要渠道。而Subsale為0.500，最大值達(dá)到1.000，這意味著我國上市公司的收入來源平均約有一半來自于控股子公司，甚至部分上市公司更是完全依賴于子公司進(jìn)行經(jīng)營，總部僅充當(dāng)投資控股角色。

表2 各年度子公司總借款分布比率描述性統(tǒng)計結(jié)果

表3 模型變量描述統(tǒng)計結(jié)果

表4是各核心變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)表。IAS與DebtDis在5%水平上顯著負(fù)相關(guān)，這表明企業(yè)與外部的信息不對稱水平可能降低了集團(tuán)子公司借款比例。另一方面，IAS與CCon在5%水平上顯著負(fù)相關(guān)，初步表明會計信息中的條件穩(wěn)健性能夠有助于緩解企業(yè)與市場之間的信息不對稱程度，然而IAS 與UNCCon在5%水平上顯著正相關(guān)，這意味著非條件穩(wěn)健性可能加劇了信息不對稱。

表4 核心變量Pearson相關(guān)系數(shù)

（二）多元回歸結(jié)果分析

1.信息不對稱與債務(wù)分布的關(guān)系檢驗。表5列示了信息不對稱對銀行借款在母子公司間分布影響的OLS回歸結(jié)果，也即模型（6）的回歸結(jié)果。從實證結(jié)果來看，IAS回歸系數(shù)在1%水平上高度顯著，另外使用構(gòu)成IAS的各個指標(biāo)分別與債務(wù)分布進(jìn)行回歸，列（2）至列（4）中自變量LR、ILL 以及GMA 的回歸系數(shù)均同樣表現(xiàn)顯著。上述證據(jù)意味著當(dāng)企業(yè)與外部市場的信息不對稱加劇時，企業(yè)將發(fā)揮總部優(yōu)勢，傾向于通過母公司進(jìn)行集中借款來解決融資需求。

表5 假設(shè)1的檢驗結(jié)果

表6 對假設(shè)1進(jìn)一步檢驗結(jié)果

另一方面，Subsale與Debtdis在上述檢驗中均為顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，這意味著我國上市公司在向投資控股型集團(tuán)發(fā)展過程中，更可能通過總部集中負(fù)債再向下層進(jìn)行授信的方式來實現(xiàn)業(yè)務(wù)向子公司的下沉擴(kuò)張，這也同時表明上市企業(yè)的子公司單獨借款的議價能力普遍相對較弱，通過上級總部借款更能夠發(fā)揮融資優(yōu)勢。Garent與Debtdis均表現(xiàn)為顯著正相關(guān)關(guān)系，表明集團(tuán)總部若提供擔(dān)保這一穩(wěn)健性條款，將能夠顯著提高子公司獲得信貸的可能性。

表6則進(jìn)一步比較了母公司自營主導(dǎo)以及子公司經(jīng)營主導(dǎo)這兩種經(jīng)營模式下，信息不對稱對債務(wù)分布的影響程度是否存在差別。通過比較列（1）與列（2）信息不對稱的回歸系數(shù)，可發(fā)現(xiàn)對于子公司經(jīng)營主導(dǎo)企業(yè)樣本，IAS的回歸系數(shù)相對更小，并且回歸參數(shù)t值更低（系數(shù)為-0.032；t值為-3.495），這表明信息不對稱對以子公司經(jīng)營主導(dǎo)的企業(yè)內(nèi)部債務(wù)決策的影響更為明顯。表5與表6的實證結(jié)果高度驗證了本文假設(shè)1。

2.信息不對稱、會計穩(wěn)健性與債務(wù)分布的檢驗。表7列示了模型（7）與模型（8）的回歸結(jié)果，可發(fā)現(xiàn)兩類會計穩(wěn)健性對信息不對稱與子公司銀行債務(wù)之間關(guān)系表現(xiàn)出了不同的調(diào)節(jié)效應(yīng)。列（1）與列（2）中，CCon的程度越高，更利于企業(yè)集團(tuán)通過子公司進(jìn)行借款融資，特別是在信息不對稱較高的情況下，能夠緩解子公司所面臨的信貸約束。對列（3）與列（4）的回歸結(jié)果進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)隨著非條件穩(wěn)健性水平提高，借款在母公司的分布比例更高，IAS＊HighUNCCon的系數(shù)為-0.008但不顯著，這表明非條件穩(wěn)健性加大了集團(tuán)通過母公司進(jìn)行借款的融資傾向，而該傾向無論在信息不對稱程度較強抑或較弱的環(huán)境下并未有明顯區(qū)別。上述證據(jù)揭示了兩種會計穩(wěn)健性對企業(yè)的債務(wù)融資決策存在不同的影響，內(nèi)生于會計制度的非條件穩(wěn)健性將加劇信息不對稱，并對子公司自主債務(wù)融資產(chǎn)生約束。

表7 信息不對稱、會計穩(wěn)健性與債務(wù)分布的檢驗結(jié)果

對于回歸中的控制變量，Comp與DebtDis顯著負(fù)相關(guān)，表明企業(yè)面臨的市場競爭程度越高，為應(yīng)對外部變化以及不確定性，越傾向采用集中借款策略；Overinv與DebtDis顯著負(fù)相關(guān)，表明過度投資將促使企業(yè)通過母公司集中融資。本文認(rèn)為現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)中子公司借貸的審核周期相對較長并且條款對投資的約束更為嚴(yán)格，因此集中借貸能夠為投資在短時期內(nèi)籌集足額現(xiàn)金，并且能夠在較小的債務(wù)約束空間內(nèi)進(jìn)行投資。AltZ與DebtDis顯著負(fù)相關(guān)，表明企業(yè)面臨的破產(chǎn)風(fēng)險越高，越傾向采用集中借款策略以控制集團(tuán)整體財務(wù)風(fēng)險。

結(jié)合以上證據(jù)可以得出，當(dāng)企業(yè)與外部的信息不對稱程度較高時，條件穩(wěn)健性將緩解由于信息不對稱所產(chǎn)生的對子公司的借款約束，而非條件穩(wěn)健性將加劇子公司的借款約束。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）債務(wù)分布代理變量

本文對子公司銀行債務(wù)分布代理變量進(jìn)行改進(jìn)，在考察公司債務(wù)分布的同時控制了行業(yè)特征以及總體債務(wù)水平，即限定在相同行業(yè)并且整體債務(wù)水平相近的前提下，再刻畫債務(wù)在母子公司之間的分布。具體處理步驟如下：首先對同行業(yè)且總債務(wù)水平相近的樣本進(jìn)行配對，對每一年度的樣本，按照證監(jiān)會2001年版《行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)》進(jìn)行行業(yè)劃分，分別對各行業(yè)的樣本的資產(chǎn)負(fù)債率進(jìn)行排序，并從首個樣本開始兩兩配對。然后，比較組間DebtDis的差異，將該差異記為Diff＿Debtdis。若Diff＿Debtdis為正，則表明公司與配對公司在相近的債務(wù)水平下，債務(wù)更多地分布在子公司層面，此時令Diff＿Debtdis為1，否則為0。替換變量進(jìn)行Probit回歸，重新檢驗發(fā)現(xiàn)前文的研究結(jié)論仍然保持不變。

（二）會計穩(wěn)健性測度方法

為了降低會計穩(wěn)健性測度方法對本文實證結(jié)果所造成的偏誤，借鑒Khan和Watts的BTM 固定效應(yīng)模型作為測度條件穩(wěn)健性的第二種方法［29］。另外，本文加入偏度計算方法作為測度非條件穩(wěn)健性的第二種測度方法，參考Zhang的方法，分別計算樣本公司過去5 個年度內(nèi)現(xiàn)金以及盈余的偏度［20］，兩者之差為非條件穩(wěn)健性水平。重新檢驗發(fā)現(xiàn)前文的研究結(jié)論仍然保持不變。

（三）信息不對稱測度方法替換

為了降低信息不對稱測度方法對本文實證結(jié)果所造成的偏誤，根據(jù)Bhattacharya等的方法［35］，從財務(wù)透明度視角測度公司信息不對稱。首先，計算公司當(dāng)年經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流與上年度期末總資產(chǎn)之比以及凈利潤與上年度期末總資產(chǎn)之比；然后，分別計算這2個指標(biāo)過去4個年度內(nèi)的標(biāo)準(zhǔn)差；最后，進(jìn)行十分位數(shù)排序，以整數(shù)1至10對10個區(qū)間進(jìn)行排序標(biāo)記，該值為IAS2。在使用該方法對信息不對稱重新進(jìn)行測度后結(jié)論依然保持不變。

六、結(jié)論與政策性建議

通過考察信息不對稱對母子公司債務(wù)融資分布的影響，以及兩類會計穩(wěn)健性在信息不對稱環(huán)境下所發(fā)揮的信息效應(yīng)，本文發(fā)現(xiàn)：當(dāng)企業(yè)與外部的信息不對稱較低時，債務(wù)融資更多分布在子公司，企業(yè)更傾向于利用子公司借款融資；而隨著信息不對稱程度的提高，債務(wù)融資更多分布在母公司，企業(yè)更傾向于通過集團(tuán)總部進(jìn)行集中借款，對于子公司業(yè)務(wù)比重大的企業(yè)上述傾向更為明顯。上述結(jié)論表明上市母子公司與外部資本市場的信息不對稱降低了子公司獨立對外進(jìn)行債務(wù)融資的能力。本文進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，條件穩(wěn)健性能顯著緩解信息不對稱對子公司自主融資的約束，但非條件穩(wěn)健性則加劇了這一約束。本文研究揭示了我國企業(yè)在“控股股東—母公司—子公司群集”的多層次治理框架下，債務(wù)融資在集團(tuán)母子公司之間的分布實質(zhì)上是企業(yè)集團(tuán)應(yīng)對內(nèi)外部信息不對稱的反應(yīng)之一。當(dāng)企業(yè)集團(tuán)面臨較大的內(nèi)外部信息不對稱時，更傾向通過總部集中債務(wù)融資以發(fā)揮集團(tuán)母公司優(yōu)勢提升債務(wù)融資能力；反之，當(dāng)內(nèi)外部信息不對稱程度較低時，則更傾向通過子公司自主借款，通過利用更廣泛的融資渠道發(fā)揮融資優(yōu)勢。

本研究對現(xiàn)實中企業(yè)集團(tuán)信貸模式選擇以及財務(wù)信息披露決策具有一定的啟示。企業(yè)集團(tuán)可根據(jù)自身信息披露成本對母子公司的債務(wù)融資分布進(jìn)行動態(tài)調(diào)整，使得集團(tuán)整體信貸及信息披露的綜合成本能夠趨于均衡并達(dá)到最低水平。對于實施混合所有制改革的國有企業(yè)，加強對盈余估計的謹(jǐn)慎性，或者提高財務(wù)信息透明度以降低與資本市場間的信息不對稱，將有助于拓寬集團(tuán)型企業(yè)在子公司層面的債務(wù)融資渠道，促進(jìn)國有企業(yè)集團(tuán)改革過程中內(nèi)部多層級融資平臺的構(gòu)建。

注釋：

①該方法的基本思路是，信息不對稱程度越低，逆向選擇問題越輕，則股票流動性越高，單位成交量對應(yīng)的價格變化越小。

②他們的研究選取1999～2009年滬深上市的民營上市公司數(shù)據(jù)為原始樣本，最終形成的是一個包含260家公司1099個觀測值的非平衡面板數(shù)據(jù)［25］。

［1］Healy，P.M.，Hutton，A.P.，Palepu，K.G.Stock Performance and Intermediation Changes Surrounding Sustained Increases in Disclosure［J］.Contemporary Accounting Research，1999，16（3）：485—520.

［2］Berger，A.N.，Espinosa-Vega，M.A.，F(xiàn)rame，W.S.，Miller，N.H.Why Do Borrowers Pledge Collateral？New Empirical Evidence on the Role of Asymmetric Information［J］.Journal of Financial Intermediation，2011，20（1）：55—70.

［3］梁上坤，趙剛，王玉濤.會計信息透明度會影響銀行借款契約嗎？［J］.中國會計評論，2013，（4）：457—490.

［4］張會麗，陸正飛.集團(tuán)化運營與管理的經(jīng)濟(jì)后果：研究評述與展望［J］.經(jīng)濟(jì)與管理研究，2014，（5）：111—117.

［5］王斌，張偉華.外部環(huán)境、公司成長與總部自營［J］.管理世界，2014，（1）：144—155.

［6］祝繼高，王玨，張新民.母公司經(jīng)營模式、合并—母公司報表盈余信息與決策有用性［J］.南開管理評論，2014，（3）：84—93.

［7］Kolasinski，A.C.Subsidiary Debt，Capital Structure and Internal Capital Markets［J］.Journal of Financial Economics，2009，94（2）：327—343.

［8］張會麗，陸正飛.控股水平、負(fù)債主體與資本結(jié)構(gòu)適度性［J］.南開管理評論，2013，16（5）：142—151.

［9］Watts，R.L.Conservatism in Accounting Part I：Explanations and Implications［J］.Accounting Horizons，2003，17（3）：207—221.

［10］魏明海，陳勝藍(lán)，黎文靖.投資者保護(hù)研究綜述：財務(wù)會計信息的作用［J］.中國會計評論，2007，（1）：131—150.

［11］王艷艷，于李勝，王曉珂.會計穩(wěn)健性、貸款抵押與銀企所有權(quán)模式［J］.會計研究，2014，（12）：11—17.

［12］Myers，S.C.Determinants of Corporate Borrowing［J］.Journal of Financial Economics，1977，5（2）：147—75.

［13］Myers，S.C.，Majluf，N.S.Corporate Financing and Investment Decisions When Firms Have Information that Investors Do Not Have［J］.Journal of Financial Economics，1984，13（2）：187—221.

［14］Fazzari，S.，Hubbard，R.G.，Petersen，B.C.Financing Constraints and Corporate Investment［Z］.National Bureau of Economic Research，Mass USA，1987.

［15］Khanna，T.，Palepu，K.The Future of Business Groups in Emerging Markets：Long-Run Evidence from Chile［J］.Academy of Management Journal，2000，48（3）：268—285.

［16］Carney，M.，Gedajlovic，E.R.，Heugens，P.P.，Van Essen M.V.，Oosterhout，J.H.Business Group Affiliation，Performance，Context，and Strategy：A Meta-Analysis［J］.Academy of Management Journal，2011，54（3）：437—460.

［17］Manikandan，K.，Ramachandran，J.Beyond Institutional Voids：Business Groups，Incomplete Markets，and Organizational Form［J］.Strategic Management Journal，2014，36（4）：598—617.

［18］Chandler，A.D.The Functions of the HQ Unit in the Multibusiness Firm［J］.Strategic Management Journal，1991，（S2）：31—50.

［19］Ahmed，A.S.，Billings，B.K.，Morton，R.M.，Stanford-Harris，M.The Role of Accounting Conservatism in Mitigating Bondholder-Shareholder Conflicts over Dividend Policy and in Reducing Debt Costs［J］.The Accounting Review，2002，77（4）：867—890.

［20］Zhang，J.The Contracting Benefits of Accounting Conservatism to Lenders and Borrowers［J］.Journal of Accounting and Economics，2008，45（1）：27—54.

［21］趙剛，梁上坤，王玉濤.會計穩(wěn)健性與銀行借款契約——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)［J］.會計研究，2014，（12）：18—24.

［22］Beaver，W.H.，Ryan，S.G.Conditional and Unconditional Conservatism：Concepts and Modeling［J］.Review of Accounting Studies，2005，10（2）：269—309.

［23］Ball，R.，Shivakumar，L.Earnings Quality in UK Private Firms：Comparative Loss Recognition Timeliness［J］.Journal of Accounting and Economics，2005，39（1）：83—128.

［24］Bharath，S.T.，Pasquariello，P.，Wu，G.Does Asymmetric Information Drive Capital Structure Decisions？［J］.Review of Financial Studies，2009，22（8）：3211—3243.

［25］于蔚，汪淼軍，金祥榮.政治關(guān)聯(lián)和融資約束：信息效應(yīng)與資源效應(yīng)［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2012，（9）：125—139.

［26］Amihud，Y.，Mendelson，H.，Lauterbach，B.Market Microstructure and Securities Values：Evidence from the Tel Aviv Stock Exchange［J］.Journal of Financial Economics，1997，45（3）：365—390.

［27］Amihud，Y.Liquidity and Stock Returns：Cross-section and Time-series Effects［J］.Journal of Financial Markets，2002，5（1）：31—56.

［28］Pastor，L.，Stambaugh，R.F.Liquidity Risk and Expected Stock Retums［J］.The Journal of Political Economy，2003，111（3）：642—685.

［29］Khan，M.，Watts，R.L.Estimation and Empirical Properties of a Firm-Year Measure of Accounting Conservatism［J］.Journal of Accounting and Economics，2009，48（2-3）：132—150.

［30］Givoly，D.，Hayn，C.The Changing Time-series Properties of Earnings，Cash Flows and Accruals：Has Financial Reporting Become More Conservative？［J］.Journal of Accounting and Economics，2000，29（3）：287—320.

［31］姜付秀，屈耀輝，陸正飛，李焰.產(chǎn)品市場競爭與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2008，（4）：99—110.

［32］Richardson，S.Over-investment of Free Cash Flow［J］.Review of Accounting Studies，2006，11（2）：159—189.

［33］白重恩，劉俏，陸洲，宋敏，張俊喜.中國上市公司治理結(jié)構(gòu)的實證研究［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2005，2（5）：81—91.

［34］Altman，E.I.Predicting Financial Distress of Companies：Revisiting the Z-Score and ZETA Models［Z］.Stern School of Business，New York University，2000：9—12.

［35］Bhattacharya，U.，Daouk，H.，Welker，M.The World Price of Earnings Opacity［J］.The Accounting Review，2003，78（3）：641—678.