羅忠蓮 劉圻

一、引言

銀行債權(quán)治理是銀行債權(quán)人對(duì)借款公司的經(jīng)營(yíng)狀況進(jìn)行間接監(jiān)督與控制的行為（Johnson等，2000）。銀行債權(quán)治理問(wèn)題一直備受學(xué)術(shù)界關(guān)注，盡管我國(guó)資本市場(chǎng)還存在很多缺陷，債權(quán)保護(hù)相關(guān)的法律法規(guī)尚不健全，但銀行債權(quán)的公司治理效應(yīng)依然存在，且公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)?cè)讲?，銀行貸款條件越嚴(yán)格，銀行債權(quán)治理效應(yīng)越顯著（黃珍等，2016）。財(cái)務(wù)報(bào)表審計(jì)意見(jiàn)是審計(jì)師通過(guò)審計(jì)報(bào)告對(duì)外披露公司財(cái)務(wù)信息的一種信號(hào)機(jī)制。大量研究表明，審計(jì)意見(jiàn)的信號(hào)效應(yīng)會(huì)產(chǎn)生公司投資效應(yīng)。然而，審計(jì)意見(jiàn)對(duì)公司投資的影響要借助各種中介力量予以實(shí)現(xiàn)。審計(jì)意見(jiàn)與公司投資之間的關(guān)系是否受銀行債權(quán)治理效應(yīng)的影響？不同類型的審計(jì)意見(jiàn)向銀行債權(quán)人傳遞的信號(hào)不同，必然對(duì)銀行債權(quán)人決策產(chǎn)生不同的影響。當(dāng)借款公司財(cái)務(wù)年報(bào)被審計(jì)師出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)時(shí)，銀行債權(quán)人的公司治理動(dòng)機(jī)等市場(chǎng)反應(yīng)如何？現(xiàn)有研究并未提供直接的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。本文以2002—2015年滬深兩市A股上市公司面板數(shù)據(jù)為研究樣本，考察了銀行債權(quán)治理對(duì)審計(jì)意見(jiàn)與公司投資關(guān)系的中介影響，并進(jìn)一步探討了這種中介影響在不同政府層級(jí)下的差異。

二、理論分析及假說(shuō)提出

（一）財(cái)務(wù)報(bào)表審計(jì)意見(jiàn)與上市公司投資

2016年12月，財(cái)政部發(fā)布了12項(xiàng)新審計(jì)報(bào)告準(zhǔn)則，第1501號(hào)《對(duì)財(cái)務(wù)報(bào)表形成審計(jì)意見(jiàn)和出具審計(jì)報(bào)告》的修訂內(nèi)容要求審計(jì)報(bào)告第一部分應(yīng)包含審計(jì)意見(jiàn)，并以“審計(jì)意見(jiàn)”作為標(biāo)題等，體現(xiàn)了財(cái)務(wù)信息需求者對(duì)提升財(cái)務(wù)報(bào)表審計(jì)質(zhì)量、增加審計(jì)意見(jiàn)信息含量等方面的要求。審計(jì)意見(jiàn)是財(cái)務(wù)報(bào)表審計(jì)報(bào)告披露的核心要素，其基本功能是為債權(quán)人等信息需求者提供有價(jià)值的信息，滿足信息使用者需求。本文從投資決策、投資效率兩方面，將審計(jì)意見(jiàn)影響公司投資的直接效應(yīng)研究歸為兩大類：

第一類研究基于信號(hào)傳遞理論、決策相關(guān)理論分析了審計(jì)意見(jiàn)對(duì)公司投資決策的影響。該類研究發(fā)現(xiàn)，審計(jì)意見(jiàn)作為信號(hào)機(jī)制，可以為投資者傳遞決策相關(guān)的信息。楊德明等（2010）發(fā)現(xiàn)，審計(jì)意見(jiàn)通過(guò)信號(hào)傳遞機(jī)制為投資者傳遞盈余管理信息，輔助投資者識(shí)別盈余管理程度，進(jìn)而影響投資決策。第二類研究基于信息不對(duì)稱理論、代理理論分析了審計(jì)意見(jiàn)對(duì)公司投資效率的影響。該類研究發(fā)現(xiàn)，審計(jì)意見(jiàn)可以通過(guò)影響公司管理層與投資者之間的信息不對(duì)稱程度及代理成本而影響投資效率。張圣利等（2012）發(fā)現(xiàn)，被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的公司產(chǎn)生過(guò)度投資行為的概率顯著更低。張立民等（2017）發(fā)現(xiàn)持續(xù)經(jīng)營(yíng)審計(jì)意見(jiàn)會(huì)顯著抑制管理層過(guò)度投資，緩解管理層過(guò)度自信引發(fā)的過(guò)度投資問(wèn)題。據(jù)此，本文提出研究假說(shuō)H1：

H1：非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)與公司投資顯著負(fù)相關(guān)，即非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)會(huì)對(duì)公司投資產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。

（二）銀行債權(quán)治理、審計(jì)意見(jiàn)與公司投資

1.銀行債權(quán)治理與公司投資。銀行債權(quán)人能通過(guò)兩種理論機(jī)制實(shí)現(xiàn)治理效應(yīng)：一是根據(jù)利益相關(guān)者理論，銀行通過(guò)貸款契約約束公司經(jīng)理人自利行為（Nini等，2012），這種間接監(jiān)控表明銀行發(fā)揮了債權(quán)治理效應(yīng)。二是根據(jù)負(fù)債融資激勵(lì)理論，負(fù)債通過(guò)激勵(lì)公司經(jīng)理人努力工作（簡(jiǎn)澤，2013），提升公司治理水平，為投資創(chuàng)造良好的內(nèi)部環(huán)境。銀行債權(quán)人與公司經(jīng)理人之間的代理矛盾會(huì)影響公司投資（江偉等，2006），銀行債權(quán)人與借款公司之間的負(fù)債代理成本是公司投資的影響因素，且銀行債權(quán)治理效應(yīng)越弱的公司產(chǎn)生非效率投資的概率越高（黃珍等，2016）。為此，銀行債權(quán)治理效應(yīng)的發(fā)揮存在可行性路徑：銀行債權(quán)治理→降低負(fù)債代理成本→緩解代理矛盾→提升公司治理水平→對(duì)公司投資產(chǎn)生治理效應(yīng)。

2.審計(jì)意見(jiàn)與銀行債權(quán)治理。王暉（2013）發(fā)現(xiàn)審計(jì)質(zhì)量與銀行債權(quán)治理顯著正相關(guān)，說(shuō)明擁有高質(zhì)量審計(jì)需求的公司具有更高的銀行貸款需求，相應(yīng)受到更強(qiáng)的銀行債權(quán)治理。余玉苗等（2011）發(fā)現(xiàn)審計(jì)收費(fèi)與銀行債權(quán)治理顯著負(fù)相關(guān)，這種負(fù)相關(guān)性在民營(yíng)上市公司中更顯著。王暉（2013）進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)與銀行債權(quán)治理顯著正相關(guān)，表明審計(jì)意見(jiàn)信號(hào)效應(yīng)可以降低信息不對(duì)稱程度，保護(hù)債權(quán)人利益。吳錫皓等（2016）發(fā)現(xiàn)非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)顯著降低了銀行貸款規(guī)模，表明非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)向銀行債權(quán)人傳遞了消極信號(hào)，影響了銀行信貸決策，使銀行債權(quán)治理效應(yīng)增強(qiáng)，從而降低了借款公司的貸款規(guī)模。

綜上分析，銀行債權(quán)治理可能是審計(jì)意見(jiàn)影響公司投資的傳導(dǎo)機(jī)制，但鮮有學(xué)者基于銀行債權(quán)治理視角探究審計(jì)意見(jiàn)影響公司投資的路徑機(jī)理。非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)預(yù)示著借款公司經(jīng)營(yíng)狀況存在問(wèn)題，勢(shì)必影響償債能力，增加銀行信貸違約風(fēng)險(xiǎn)，此時(shí)銀行債權(quán)人出于債權(quán)保護(hù)需要?jiǎng)荼貙?duì)公司施加還款壓力，并通過(guò)銀行貸款契約間接控制公司經(jīng)營(yíng)行為，進(jìn)而可能影響公司投資支出。據(jù)此，本文提出研究假說(shuō)H2：

H2：非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)與銀行債權(quán)治理顯著正相關(guān)，銀行債權(quán)治理與公司投資顯著正相關(guān)，且銀行債權(quán)治理在審計(jì)意見(jiàn)與公司投資關(guān)系中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本數(shù)據(jù)

以我國(guó)滬深兩市2002—2015年所有A股上市公司為初始樣本，按以下標(biāo)準(zhǔn)篩選樣本：（1）剔除ST類及＊ST類上市公司樣本；（2）剔除金融類上市公司樣本；（3）剔除觀測(cè)值缺漏和異常公司樣本；（4）為消除極端值影響，對(duì)所有連續(xù)性隨機(jī)變量在1%和99%分位上進(jìn)行了Winsor處理。最終獲得22899個(gè)非平衡面板樣本，包括11403個(gè)國(guó)有控股上市公司樣本，11496個(gè)非國(guó)有控股上市公司樣本。所有樣本數(shù)據(jù)源于CSMAR，采用STATA/MP13.1軟件進(jìn)行分析。

（二）變量測(cè)度

本文以公司投資（invest）為因變量，以審計(jì)意見(jiàn)（opin）為自變量，以銀行債權(quán)治理（bank）為中介變量，并設(shè)置資產(chǎn)規(guī)模（size）、盈利能力（roa）等控制變量。

1.公司投資（invest）。采用公司本年末購(gòu)建固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金減去處置固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額與平均資產(chǎn)總額之比測(cè)度。

2.審計(jì)意見(jiàn)（opin）。參照大多數(shù)研究的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留審計(jì)意見(jiàn)以外的意見(jiàn)設(shè)定為非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)。若借款公司收到非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)，則賦值opin為1，否則為0。

3.銀行債權(quán)治理（bank）。借鑒劉芳（2016）的研究，采用本年末銀行貸款總額（短期借款+長(zhǎng)期借款）與資產(chǎn)總額之比作為銀行債權(quán)治理的代理變量，測(cè)度銀行債權(quán)人對(duì)借款公司的治理效應(yīng)。

4.控制變量。選取兩類控制變量：一是公司特征變量，包括資產(chǎn)規(guī)模（size，資產(chǎn)總額取自然對(duì)數(shù)）、股權(quán)性質(zhì)（soe，虛擬變量，國(guó)有控股公司賦值為1，否則為0）。二是財(cái)務(wù)指標(biāo)變量，包括盈利能力（roa，資產(chǎn)收益率）、成長(zhǎng)能力（growth，營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率）、投資能力（eps，每股收益）和經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金流量（cfo，經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金流量?jī)纛~除以資產(chǎn)總額）。同時(shí)控制了行業(yè)（ind，對(duì)制造業(yè)按二級(jí)代碼分類，其他行業(yè)按一級(jí)代碼分類，設(shè)定20個(gè)行業(yè)虛擬變量）和年度（year，以2002年為基期，設(shè)定13個(gè)年度虛擬變量）。

（三）計(jì)量模型

為建立銀行債權(quán)治理、審計(jì)意見(jiàn)與公司投資關(guān)系的固定效應(yīng)模型，探討審計(jì)意見(jiàn)通過(guò)銀行債權(quán)治理影響公司投資的內(nèi)在機(jī)理，本文借鑒溫忠麟等（2014）的中介理論，運(yùn)用逐步檢驗(yàn)法依次建立以下3個(gè)計(jì)量模型：

其中，估計(jì)系數(shù)ε1是審計(jì)意見(jiàn)對(duì)公司投資的直接影響系數(shù)，稱為直接效應(yīng)系數(shù)。本文預(yù)測(cè)直接效應(yīng)系數(shù)ε1顯著為負(fù)，即借款公司當(dāng)年的財(cái)務(wù)年報(bào)被審計(jì)師出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)時(shí)，公司將顯著減少投資支出。

其中，θ1是納入銀行債權(quán)治理中介變量之后審計(jì)意見(jiàn)影響公司投資的估計(jì)系數(shù)，簡(jiǎn)稱間接效應(yīng)系數(shù)。θ2是銀行債權(quán)治理影響公司投資的估計(jì)系數(shù)。本文預(yù)測(cè)θ1顯著為負(fù)，θ2顯著為正，即銀行債權(quán)治理與公司投資顯著正相關(guān)，且銀行債權(quán)治理在審計(jì)意見(jiàn)與公司投資關(guān)系中存在中介效應(yīng)。

本文借助上述三個(gè)模型，采用逐步檢驗(yàn)法驗(yàn)證銀行債權(quán)治理的中介效應(yīng)，包括三個(gè)步驟：第一步，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）中的直接效應(yīng)系數(shù)ε1。若ε1通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，則繼續(xù)中介檢驗(yàn)。若ε1未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，則停止中介檢驗(yàn)；第二步，當(dāng)ε1通過(guò)顯著性檢驗(yàn)時(shí)再逐步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）中的估計(jì)系數(shù)η1和模型（3）中的估計(jì)系數(shù)θ1和θ2；第三步，根據(jù)η1、θ1和θ2的顯著性判斷中介程度，明確部分中介、完全中介或無(wú)中介效應(yīng)。

四、實(shí)證過(guò)程及結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。結(jié)果顯示：（1）公司投資（invest）均值、中值分別是5.7%、4.1%，波動(dòng)范圍從0到27%，說(shuō)明A股公司平均投資水平不高，個(gè)體投資差異較明顯；（2）審計(jì)意見(jiàn)（opin）均值是5.5%，說(shuō)明大多數(shù)上市公司財(cái)務(wù)年報(bào)被出具標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)，基本符合當(dāng)前我國(guó)A股市場(chǎng)財(cái)務(wù)狀況；（3）銀行債權(quán)治理（bank）均值、中值分別是18.8%、16.8%，說(shuō)明銀行貸款占資產(chǎn)總額平均比例不高，但最小值0與最大值65.6%之間差距較大，說(shuō)明A股上市公司銀行信貸規(guī)模差異顯著；（4）盈利能力（roa）、成長(zhǎng)能力（growth）、投資能力（eps）及經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金流（cfo）變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果差異最大，最小值均為負(fù)，進(jìn)一步說(shuō)明A股上市公司投資水平個(gè)體差異較大；（5）資產(chǎn)規(guī)模（size）標(biāo)準(zhǔn)差1.235，與現(xiàn)有相關(guān)研究的統(tǒng)計(jì)結(jié)果基本一致；（6）股權(quán)性質(zhì)（soe）均值0.498，說(shuō)明國(guó)有控股樣本占比49.8%。

（二）相關(guān)系數(shù)分析

變量皮爾遜相關(guān)系數(shù)如表2所示。結(jié)果顯示，盈利能力（roa）與投資能力（eps）之間的相關(guān)系數(shù)為0.487，其他變量之間的相關(guān)系數(shù)較小，初步說(shuō)明各變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。通過(guò)VIF檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，VIF最大值僅3.1，小于10，進(jìn)一步說(shuō)明本文建立的計(jì)量模型通過(guò)多重共線性檢驗(yàn)。進(jìn)一步分析表2發(fā)現(xiàn)：審計(jì)意見(jiàn)（opin）、股權(quán)性質(zhì)（soe）均與公司投資（invest）在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)；銀行債權(quán)治理（bank）與公司投資（invest）在1%水平上顯著正相關(guān)，說(shuō)明銀行債權(quán)治理效應(yīng)越強(qiáng)，公司投資水平越高；在控制變量方面，資產(chǎn)規(guī)模（size）、盈利能力（roa）、成長(zhǎng)能力（growth）、投資能力（eps）、經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金流（cfo）均與公司投資（invest）顯著正相關(guān)，表明本文選取的控制變量較合理；審計(jì)意見(jiàn)（opin）與銀行債權(quán)治理（bank）在1%水平上顯著正相關(guān)。上述分析初步表明，銀行債權(quán)治理、審計(jì)意見(jiàn)與公司投資之間存在一定相關(guān)性，但仍需通過(guò)進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)和多元回歸分析。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2 皮爾遜相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

（三）多元線性回歸及中介效應(yīng)分析

表3第（1）列顯示，公司投資對(duì)審計(jì)意見(jiàn)的回歸系數(shù)為-0.0216，且在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，即非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)影響公司投資的直接效應(yīng)系數(shù)ε1=-0.0216，說(shuō)明非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)對(duì)公司投資產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響效應(yīng)。結(jié)果符合預(yù)期，假說(shuō)H1成立。

表3第（2）列顯示，銀行債權(quán)治理對(duì)審計(jì)意見(jiàn)的回歸系數(shù)η1=0.0545，標(biāo)準(zhǔn)誤為0.00409，二者在1%水平上顯著正相關(guān)，說(shuō)明收到非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的借款公司更易引起銀行債權(quán)人警惕，銀行債權(quán)治理效應(yīng)更強(qiáng)。原因可能是非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)意味著公司財(cái)務(wù)報(bào)表沒(méi)有在所有重大方面公允地披露公司財(cái)務(wù)狀況、經(jīng)營(yíng)成果和現(xiàn)金流量的真實(shí)信息，審計(jì)師通過(guò)非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的信號(hào)效應(yīng)向銀行債權(quán)人傳遞了該公司財(cái)務(wù)報(bào)表不真實(shí)的負(fù)面消息，導(dǎo)致銀行債權(quán)人加強(qiáng)了對(duì)借款公司的監(jiān)控和治理。

表3第（3）列顯示，非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)影響公司投資的間接效應(yīng)系數(shù)為θ1=-0.0244，標(biāo)準(zhǔn)誤為0.00160，說(shuō)明引入銀行債權(quán)治理變量之后，非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)與公司投資在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)。公司投資對(duì)銀行債權(quán)治理回歸系數(shù)θ2=0.0525，標(biāo)準(zhǔn)誤為0.00259，銀行債權(quán)治理與公司投資在1%水平上顯著正相關(guān)，說(shuō)明銀行債權(quán)治理對(duì)公司投資產(chǎn)生了正向治理效應(yīng)。

綜上分析，η1≠0、θ1≠0、θ2≠0且均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明銀行債權(quán)治理在審計(jì)意見(jiàn)對(duì)公司投資的影響機(jī)制中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，且這種部分中介效應(yīng)促進(jìn)了非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)對(duì)公司投資的負(fù)向影響。原因可能是，收到非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的借款公司往往經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)不佳，盈利能力和償債能力減弱，使公司面臨更高的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)和銀行信貸違約風(fēng)險(xiǎn)，導(dǎo)致銀行債權(quán)治理效應(yīng)增強(qiáng)。然而，銀行債權(quán)治理增強(qiáng)將進(jìn)一步提升對(duì)公司投資的正向治理效應(yīng)，繼而強(qiáng)化了非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)對(duì)公司投資的負(fù)向影響。結(jié)果符合預(yù)期，假說(shuō)H2成立。

（四）進(jìn)一步研究分析

銀行債權(quán)人在貸款決策中不僅重視借款公司償債能力和盈利能力，也考慮產(chǎn)權(quán)制度和政治背景。潘秀麗等（2016）發(fā)現(xiàn)，投資者在決策過(guò)程中不僅考慮產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，還關(guān)注政府層級(jí)影響，并發(fā)現(xiàn)審計(jì)意見(jiàn)信號(hào)效應(yīng)對(duì)地方國(guó)企的影響更顯著。政治關(guān)系、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)會(huì)影響投資者決策，審計(jì)意見(jiàn)信號(hào)效應(yīng)受政府層級(jí)影響。政府層級(jí)是否影響銀行債權(quán)治理的中介效應(yīng)？為考察政府層級(jí)對(duì)銀行債權(quán)治理中介效應(yīng)的影響差異，將11403個(gè)國(guó)有控股上市公司樣本進(jìn)一步區(qū)分為中央控股上市公司（央企）和地方政府控股上市公司（地方國(guó)企）兩組樣本，對(duì)銀行債權(quán)治理的中介效應(yīng)進(jìn)行分組回歸，具體結(jié)果如表4所示。

表3 銀行債權(quán)治理、審計(jì)意見(jiàn)與公司投資 （N=22899）

表4 政府層級(jí)對(duì)銀行債權(quán)治理中介效應(yīng)的影響結(jié)果

由表4可知，在央企樣本組中，第（1）列顯示，審計(jì)意見(jiàn)影響公司投資的直接效應(yīng)系數(shù)為-0.0284，且二者在5%水平上顯著負(fù)相關(guān)；第（2）列顯示，銀行債權(quán)治理對(duì)審計(jì)意見(jiàn)的回歸系數(shù)為0.0524，且二者在1%水平上顯著正相關(guān)；第（3）列顯示，審計(jì)意見(jiàn)影響公司投資的間接效應(yīng)系數(shù)為-0.0204，且二者在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)。在地方國(guó)企樣本組中，第（1）列顯示，審計(jì)意見(jiàn)影響公司投資的直接效應(yīng)系數(shù)為-0.0191，且二者在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)；第（2）列顯示，銀行債權(quán)治理對(duì)審計(jì)意見(jiàn)的回歸系數(shù)為0.0168，且二者在5%水平上顯著正相關(guān)；第（3）列顯示，審計(jì)意見(jiàn)影響公司投資的間接效應(yīng)系數(shù)為-0.0321，且二者在10%水平上顯著負(fù)相關(guān)。上述結(jié)果表明，銀行債權(quán)治理的中介效應(yīng)對(duì)地方國(guó)企的影響更大，央企對(duì)銀行債權(quán)治理的中介影響反應(yīng)相對(duì)較弱，說(shuō)明地方國(guó)企的非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)與公司投資之間的負(fù)相關(guān)性受銀行債權(quán)治理的中介作用更強(qiáng)。產(chǎn)生這種差異性的可能性解釋是，不同政府層級(jí)控制的上市公司受政府干預(yù)程度不同，銀企之間信息不對(duì)稱程度差異較大，從而影響銀行信貸資源配置。地方國(guó)企在銀行信貸方面受到更多政府干預(yù)，財(cái)務(wù)信息披露機(jī)制不完善，信息透明度較低，銀行債權(quán)人面臨更高的信息不對(duì)稱風(fēng)險(xiǎn)，導(dǎo)致銀行信貸決策更謹(jǐn)慎，公司面臨更多的融資約束并受到更強(qiáng)的銀行債權(quán)治理。銀行債權(quán)治理增強(qiáng)進(jìn)一步強(qiáng)化了非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)對(duì)公司投資的負(fù)向影響，減少了信息不對(duì)稱造成的資源浪費(fèi)，有利于提升地方國(guó)企投資效率。

五、敏感性測(cè)試

（一）變更中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法

借鑒周兵等（2016）的研究，采用差異系數(shù)檢驗(yàn)法驗(yàn)證銀行債權(quán)治理在審計(jì)意見(jiàn)與公司投資關(guān)系中的中介效應(yīng)。如公式（1）所示，差異系數(shù)檢驗(yàn)法通過(guò)構(gòu)造差異系數(shù)T統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)中介效應(yīng)的顯著性。

式（1）中，N-2代表差異系數(shù)T檢驗(yàn)的自由度；C代表審計(jì)意見(jiàn)影響公司投資的直接效應(yīng)系數(shù)ε1；C'代表審計(jì)意見(jiàn)影響公司投資的間接效應(yīng)系數(shù)θ1；Sc代表與直接效應(yīng)系數(shù)ε1對(duì)應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)誤；Sc代表與間接效應(yīng)系數(shù)θ1對(duì)應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)誤；RXM代表自變量審計(jì)意見(jiàn)（opin）與中介變量銀行債權(quán)治理（bank）的相關(guān)系數(shù)。

由表2可知，審計(jì)意見(jiàn)（opin）與銀行債權(quán)治理（bank）的相關(guān)系數(shù)為0.171，RXM=0.171。由表3可知，審計(jì)意見(jiàn)影響公司投資的直接效應(yīng)系數(shù)ε1與標(biāo)準(zhǔn)誤Sc分別為-0.0216，0.00161；間接效應(yīng)系數(shù)θ1與標(biāo)準(zhǔn)誤Sc分別為-0.0244，0.00160。將這些取值全部代入式（1），計(jì)算出T22897≈10.156667。很顯然，差異系T統(tǒng)計(jì)量通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明銀行債權(quán)治理對(duì)審計(jì)意見(jiàn)與公司投資關(guān)系的中介效應(yīng)顯著。

（二）自變量與中介變量滯后一期

采用自變量與中介變量滯后一期回歸，在模型（1）、（2）、（3）中將滯后一期審計(jì)意見(jiàn)（Lopin）替換審計(jì)意見(jiàn)（opin），在模型（3）中將滯后一期銀行債權(quán)治理（Lbank）替換銀行債權(quán)治理（bank）。為進(jìn)一步控制審計(jì)意見(jiàn)對(duì)公司投資的滯后影響，將滯后兩期審計(jì)意見(jiàn)（L2opin）作為控制變量加入各模型中重新回歸，回歸結(jié)果顯示，考慮審計(jì)意見(jiàn)與銀行債權(quán)治理滯后一期影響后，結(jié)論依然穩(wěn)健。

六、研究結(jié)論

本文選取2002—2015年滬深兩市A股上市公司面板數(shù)據(jù)為樣本，基于中介效應(yīng)視角引入銀行債權(quán)治理變量，考察了銀行債權(quán)治理對(duì)審計(jì)意見(jiàn)與公司投資關(guān)系的中介影響，并按政府層級(jí)展開(kāi)進(jìn)一步分組檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)與公司投資顯著負(fù)相關(guān)，與銀行債權(quán)治理顯著正相關(guān)；銀行債權(quán)治理在非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)與公司投資負(fù)向關(guān)系中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)；進(jìn)一步考慮政府層級(jí)影響差異后，銀行債權(quán)治理的中介效應(yīng)對(duì)地方國(guó)企樣本影響更大。

以上結(jié)論揭示了銀行債權(quán)治理是審計(jì)意見(jiàn)影響公司投資的重要傳導(dǎo)路徑，并驗(yàn)證了政府層級(jí)對(duì)這種傳導(dǎo)路徑的影響差異，對(duì)我國(guó)CPA在新審計(jì)報(bào)告準(zhǔn)則實(shí)施背景下發(fā)表財(cái)務(wù)報(bào)表審計(jì)意見(jiàn)、評(píng)估上市公司財(cái)務(wù)報(bào)表重大錯(cuò)報(bào)風(fēng)險(xiǎn)具有一定的啟示意義；有利于證券市場(chǎng)監(jiān)管部門(mén)借助銀行債權(quán)外部治理效應(yīng)，由內(nèi)而外推動(dòng)上市公司治理機(jī)制的優(yōu)化；還有利于降低信息不對(duì)稱風(fēng)險(xiǎn)對(duì)銀行債權(quán)人和投資者的影響，促進(jìn)銀行信貸資源合理配置，推動(dòng)地方國(guó)企完善公司治理及信息披露機(jī)制，提升地方國(guó)企投資效率，為新一輪國(guó)企深化改革提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持。

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