倪國(guó)愛(ài) 董小紅

(1.銅陵學(xué)院 會(huì)計(jì)學(xué)院，安徽 銅陵 244061； 2.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

一、引言

對(duì)于企業(yè)而言，債務(wù)融資是一種重要且普遍的籌資方式。債務(wù)融資一方面可以通過(guò)改變?nèi)谫Y結(jié)構(gòu)，降低公司財(cái)務(wù)成本，增加企業(yè)利潤(rùn)，另一方面也會(huì)對(duì)企業(yè)形成破產(chǎn)重組威脅，激勵(lì)企業(yè)代理人努力工作、改善公司治理，最終對(duì)提升企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效及價(jià)值產(chǎn)生積極影響(彭熠 等，2014)。同時(shí)，債務(wù)融資還具有很強(qiáng)的治理效應(yīng)。債務(wù)強(qiáng)制還本付息的功能有助于約束內(nèi)部人的自利行為，一定程度上控制可操縱的現(xiàn)金流，防止內(nèi)部人過(guò)度投資(童盼 等，2005)，減少管理層的機(jī)會(huì)主義傾向(范從來(lái) 等，2004)。此外，負(fù)債規(guī)模還會(huì)影響企業(yè)控制權(quán)的轉(zhuǎn)移，負(fù)債的存在使得企業(yè)控制權(quán)能夠在經(jīng)營(yíng)者、股東、債權(quán)人之間“相機(jī)轉(zhuǎn)移”(Stutz，1990)。鑒于債務(wù)融資的普遍性和重要性，對(duì)企業(yè)債務(wù)融資展開(kāi)深入研究無(wú)疑具有重要意義。

由于債權(quán)人本身不參與公司治理，其所擁有的信息相對(duì)較少，因而投資雙方信息不對(duì)稱的問(wèn)題普遍存在。通常，外部投資者對(duì)公司健康程度的判斷、投資風(fēng)險(xiǎn)的評(píng)估以及未來(lái)收益的預(yù)測(cè)主要依賴于公司提供的財(cái)務(wù)信息以及財(cái)務(wù)信息所釋放的信號(hào)。有鑒于此，學(xué)者從公司財(cái)務(wù)信息的角度對(duì)影響債務(wù)融資的因素展開(kāi)了大量探討。相關(guān)研究顯示，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠幫助企業(yè)獲得更多的新增貸款、降低債務(wù)資本成本(Cassell et al.，2011；陳漢文 等，2014)，延長(zhǎng)債務(wù)融資期限(林斌 等，2015)。此外，學(xué)者還基于高管特征(王懷明 等，2017)、董事網(wǎng)絡(luò)(陸賢偉 等，2013)、盈余管理(陸正飛 等，2008)、審計(jì)師(Pittman et al.，2004；余冬根 等，2017)等視角分析了債務(wù)融資的影響因素。不難發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究大多從公司內(nèi)部視角出發(fā)，忽視了外部環(huán)境因素的影響，然而外部環(huán)境是企業(yè)生存發(fā)展的基礎(chǔ)，其也可能會(huì)對(duì)債務(wù)融資產(chǎn)生重要影響。Qian et al.(2007)基于跨國(guó)數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展水平較高的國(guó)家，銀行貸款利率相對(duì)較低。魏志華等(2012)以我國(guó)資本市場(chǎng)為研究背景，也得出類似結(jié)論，即良好的金融生態(tài)環(huán)境有助于降低債務(wù)資本成本。我國(guó)是社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制，以市場(chǎng)為主體，政府會(huì)運(yùn)用貨幣政策、財(cái)政政策、產(chǎn)業(yè)政策等宏觀經(jīng)濟(jì)政策對(duì)經(jīng)濟(jì)實(shí)行調(diào)控。因此，有必要基于外部宏觀、動(dòng)態(tài)的視角對(duì)債務(wù)融資展開(kāi)進(jìn)一步的研究。

會(huì)計(jì)穩(wěn)健性作為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的特征之一，強(qiáng)調(diào)企業(yè)在對(duì)交易或事項(xiàng)進(jìn)行會(huì)計(jì)處理時(shí)，不高估資產(chǎn)或收益、不低估負(fù)債或費(fèi)用?；谛盘?hào)傳遞理論，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性傳遞的相關(guān)財(cái)務(wù)信息以及財(cái)務(wù)信息所蘊(yùn)含的信號(hào)，是投資者進(jìn)行有效決策的重要參考?，F(xiàn)有文獻(xiàn)著重考察了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與債務(wù)資本成本之間的關(guān)系(Costello，2011；張麗琨 等，2016)，對(duì)于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與債務(wù)融資規(guī)模關(guān)系的研究則相對(duì)較少，而且結(jié)論也未達(dá)成一致。如Watts(2003)以美國(guó)上市公司為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越高，債務(wù)融資規(guī)模越大；Peek et al.(2006)以歐洲上市公司為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與債務(wù)融資規(guī)模顯著負(fù)相關(guān)；周瑋等(2014)基于我國(guó)數(shù)據(jù)的研究結(jié)論顯示，企業(yè)穩(wěn)健性越高，債務(wù)規(guī)模越小。因此，深入探討會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與債務(wù)融資的關(guān)系具有重要價(jià)值。

基于以上分析，本文選取2007—2016年我國(guó)A股上市公司為樣本，將債務(wù)融資的研究拓展至經(jīng)濟(jì)政策不確定性層面，并進(jìn)一步引入會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，檢驗(yàn)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)債務(wù)融資二者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。本文可能的貢獻(xiàn)在于：一是，從外部、動(dòng)態(tài)的視角討論債務(wù)融資的影響因素，拓展了已有研究的視角；二是，國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)大多籠統(tǒng)地研究企業(yè)面臨的不確定性是如何影響債務(wù)融資的，但對(duì)于不確定性的具體來(lái)源界定不清，而本文明確了經(jīng)濟(jì)政策頻繁變動(dòng)是不確定性的重要來(lái)源，為后續(xù)相關(guān)研究指明了方向；三是，引入會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，從公司治理的角度探討債務(wù)融資優(yōu)化，不僅豐富了已有相關(guān)文獻(xiàn)，同時(shí)也為企業(yè)緩解債務(wù)融資約束、優(yōu)化債務(wù)契約提供了重要的管理啟示。

本文余下結(jié)構(gòu)安排為：第二部分是理論分析與假設(shè)提出；第三部分是研究設(shè)計(jì)；第四部分是實(shí)證結(jié)果與分析；第五部分是研究結(jié)論與啟示。

二、理論分析與假設(shè)提出

(一)經(jīng)濟(jì)政策不確定性與債務(wù)融資

對(duì)于債權(quán)人來(lái)說(shuō)，投資風(fēng)險(xiǎn)主要源于貸款本金和利息能否按時(shí)收回。銀行在貸款之前會(huì)對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行評(píng)估，并依據(jù)風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估結(jié)果制定債務(wù)契約，而這些風(fēng)險(xiǎn)主要取決于企業(yè)的經(jīng)營(yíng)狀況和還款能力。經(jīng)濟(jì)政策不確定性會(huì)導(dǎo)致企業(yè)面臨不穩(wěn)定的發(fā)展環(huán)境、更高的信息風(fēng)險(xiǎn)以及更加模糊的發(fā)展前景，進(jìn)而使投資風(fēng)險(xiǎn)增大。

經(jīng)濟(jì)政策不確定性是指在國(guó)家財(cái)政政策、貨幣政策等經(jīng)濟(jì)政策的制定、出臺(tái)和實(shí)施過(guò)程中，因金融市場(chǎng)和企業(yè)實(shí)體難以預(yù)知政策出臺(tái)的時(shí)間、方式、效果等進(jìn)而產(chǎn)生的不確定性(Gulen et al.，2012)。一方面，從經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)的角度考慮，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性增加時(shí)，企業(yè)面臨的經(jīng)營(yíng)環(huán)境更加復(fù)雜多變，進(jìn)而使得企業(yè)對(duì)于市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的感知愈加模糊，對(duì)于企業(yè)發(fā)展前景的展望更加不確定，管理層進(jìn)行科學(xué)決策的難度增大。也就是說(shuō)，企業(yè)未來(lái)的經(jīng)營(yíng)發(fā)展受政府政策環(huán)境變化的影響，政策環(huán)境不確定性增大會(huì)抑制企業(yè)投資(Julio et al.，2012；李鳳羽 等，2015a)、增加未來(lái)現(xiàn)金流的不確定性(王紅建 等，2014)、降低股利發(fā)放(Huang et al.，2013)。同時(shí)，經(jīng)濟(jì)政策的頻繁變動(dòng)也會(huì)導(dǎo)致公司的財(cái)務(wù)狀況和經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)發(fā)生波動(dòng)，通常外部投資者很難辨別這種變動(dòng)究竟是緣于環(huán)境的不可預(yù)測(cè)還是管理層的不當(dāng)經(jīng)營(yíng)。在業(yè)績(jī)導(dǎo)向的薪酬合同下，面對(duì)公司未來(lái)績(jī)效的不可預(yù)測(cè)性，管理層具有操縱盈余以最大化薪酬的動(dòng)機(jī)，從而會(huì)提高舞弊風(fēng)險(xiǎn)，加大代理問(wèn)題。顯然，投資者預(yù)期的投資風(fēng)險(xiǎn)增加，必定會(huì)對(duì)投資規(guī)模產(chǎn)生影響。另一方面，從信息的角度考慮，經(jīng)濟(jì)政策不確定性往往會(huì)影響公司的公共信息及私有信息，使得信息的模糊程度急劇提高，特別是當(dāng)盈余波動(dòng)頻繁時(shí)，投資者有效識(shí)別和處理信息的難度將大大增加，從而使會(huì)計(jì)信息的有用性降低，信息不對(duì)稱程度加大。根據(jù)信息風(fēng)險(xiǎn)理論，信息不對(duì)稱會(huì)造成市場(chǎng)資源配置扭曲，繼而迫使投資者進(jìn)行逆向選擇，通過(guò)降低投資規(guī)?；蛞蟾叩幕貓?bào)率以補(bǔ)償潛在的風(fēng)險(xiǎn)。

綜上可知，經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)債務(wù)融資息息相關(guān)。Bloom et al.(2007)指出，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性增加時(shí)，作為主要債權(quán)人的銀行會(huì)變得更為謹(jǐn)慎，從而導(dǎo)致企業(yè)獲取外部資金的來(lái)源減少。特別是當(dāng)與貨幣政策有關(guān)的經(jīng)濟(jì)政策不確定性提高時(shí)，銀行會(huì)表現(xiàn)的更加謹(jǐn)慎，進(jìn)而致使貸款額度下降、貸款利率上升。Francis et al.(2013)的研究表明，政治不確定性增加，會(huì)強(qiáng)化企業(yè)經(jīng)營(yíng)的不確定性，進(jìn)而致使經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)提高、債務(wù)融資成本上升。相關(guān)研究還發(fā)現(xiàn)，暴露在高政治經(jīng)濟(jì)不確定性環(huán)境下的企業(yè)往往會(huì)伴隨著更短的貸款期限(Waisman et al.，2015)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性與商業(yè)信用顯著負(fù)相關(guān)(王化成 等，2016)。基于上述分析，本文提出：

H1：在其他條件一定的情況下，經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)債務(wù)融資顯著負(fù)相關(guān)，即經(jīng)濟(jì)政策不確定性越高，債務(wù)融資規(guī)模越小。

(二)經(jīng)濟(jì)政策不確定性、會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與債務(wù)融資

經(jīng)濟(jì)政策不確定性會(huì)加劇企業(yè)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)、提高信息不對(duì)稱程度，使債權(quán)人評(píng)估的投資風(fēng)險(xiǎn)增加，進(jìn)而給企業(yè)帶來(lái)不利的債務(wù)契約。本文認(rèn)為會(huì)計(jì)穩(wěn)健性之所以能夠降低投資風(fēng)險(xiǎn)、保障投資利益，主要基于兩個(gè)方面的原因。一方面，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性作為一種有效的治理機(jī)制，有助于降低企業(yè)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠通過(guò)抑制公司未來(lái)經(jīng)營(yíng)利潤(rùn)的波動(dòng)性，從而迎合債權(quán)人的需求，降低債權(quán)人對(duì)投資的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期(鄒穎 等，2016)。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)企業(yè)投資決策也具有積極影響，其能夠有效監(jiān)督和約束管理層行為，降低因管理者過(guò)度自信而對(duì)公司業(yè)績(jī)和價(jià)值做出錯(cuò)誤估計(jì)的可能(LaFond et al.，2008)，幫助管理者及時(shí)糾正非理性的投資決策(Pinnuck et al.，2007)，從而有效降低企業(yè)的決策風(fēng)險(xiǎn)。對(duì)于穩(wěn)健性高的企業(yè)，管理者發(fā)生道德風(fēng)險(xiǎn)的幾率較低，過(guò)度投資行為較少(韓靜 等，2014)，這顯然有助于提高企業(yè)的投資效率，增加未來(lái)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效(楊丹 等，2011)。此外，Biddle et al.(2011)的研究還表明，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠有效降低企業(yè)的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)。另一方面，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是降低信息不對(duì)稱的一種有效機(jī)制。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性可以抑制經(jīng)理人操縱會(huì)計(jì)報(bào)告的動(dòng)機(jī)、控制管理層的自利行為，并提供一個(gè)允許其他信息渠道活躍的信息環(huán)境(LaFond et al.，2008)。公司采用較為穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策，及時(shí)確認(rèn)損失，有助于向投資人尤其是不參與直接管理的債權(quán)人傳遞企業(yè)真實(shí)的發(fā)展?fàn)顩r，進(jìn)而有效降低債權(quán)人和企業(yè)之間的信息不對(duì)稱程度(張圣利，2014)，幫助債權(quán)人準(zhǔn)確評(píng)估投資收益與風(fēng)險(xiǎn)，及時(shí)做出科學(xué)的投資決策(Zhang，2008)。綜上所述，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠降低經(jīng)濟(jì)政策不確定性引發(fā)的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)和信息不對(duì)稱，對(duì)外傳遞企業(yè)經(jīng)營(yíng)穩(wěn)定、財(cái)務(wù)信息質(zhì)量良好的信號(hào)，提升企業(yè)聲譽(yù)與價(jià)值，從而擴(kuò)大債務(wù)融資規(guī)模?；谏鲜龇治?，本文提出：

H2a：在其他條件一定的情況下，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠有效緩解經(jīng)濟(jì)政策不確定性與債務(wù)融資的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

會(huì)計(jì)穩(wěn)健性雖有助于企業(yè)在高經(jīng)濟(jì)政策不確定性環(huán)境下增加債務(wù)融資規(guī)模，但對(duì)于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)而言，這種治理作用卻可能存在差別。眾所周知，我國(guó)商業(yè)銀行多為國(guó)有商業(yè)銀行，而國(guó)有企業(yè)和國(guó)有商業(yè)銀行之間又存在著緊密的政治關(guān)聯(lián)。國(guó)有商業(yè)銀行為之所以愿意為國(guó)有上市公司提供貸款，甚至是長(zhǎng)期貸款，目的并不僅僅是為了盈利，可能還存在政治或政策等方面的原因(孫錚 等，2005)。因此，相較于民營(yíng)企業(yè)，國(guó)有銀行更愿意為國(guó)有企業(yè)提供債務(wù)融資。盡管國(guó)有上市公司已實(shí)行股份制改革，但其與當(dāng)?shù)卣g仍然保持著密切的政治關(guān)聯(lián)。在經(jīng)濟(jì)政策頻繁波動(dòng)、外部環(huán)境不平穩(wěn)的背景下，這些企業(yè)由于擁有政府的信貸擔(dān)保和隱性財(cái)政支持，因而更易獲得利率較低的貸款(許慧 等，2011)。不難推斷，國(guó)有企業(yè)這種貸款“預(yù)算軟約束”的現(xiàn)象，可能會(huì)削弱會(huì)計(jì)穩(wěn)健性在經(jīng)濟(jì)政策不確定性下的治理效應(yīng)。然而，對(duì)于面臨外部環(huán)境復(fù)雜多變的民營(yíng)企業(yè)來(lái)說(shuō)，由于缺乏政府的“天然保護(hù)”，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性在改善公司治理、提高企業(yè)聲譽(yù)方面所發(fā)揮的作用更加明顯，進(jìn)而能夠?yàn)樗鼈儬?zhēng)取到更多的增量貸款。基于以上分析，本文提出：

H2b：在其他條件一定的情況下，與國(guó)有企業(yè)相比，民營(yíng)企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性與債務(wù)融資負(fù)相關(guān)關(guān)系的緩解作用更加顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本確定

本文選取2007—2016年我國(guó)A股上市公司為初始樣本，并按照如下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行了篩選：剔除金融保險(xiǎn)業(yè)公司；剔除數(shù)據(jù)不全公司；剔除財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)異常的公司。此外，為消除極端值對(duì)分析結(jié)果的干擾，我們對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%水平的縮尾(Winsorize)處理。本文所使用的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)和Wind數(shù)據(jù)庫(kù)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性數(shù)據(jù)來(lái)源于斯坦福大學(xué)和芝加哥大學(xué)聯(lián)合開(kāi)發(fā)的“中國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)(www.Policy uncertainty.com)”。

(二)變量定義及衡量

1.債務(wù)融資規(guī)模

由于我國(guó)企業(yè)的債務(wù)融資主要通過(guò)銀行借款取得，因此對(duì)于債務(wù)融資規(guī)模(DFIN)的衡量，本文參考葉康濤等(2010)的做法，采用現(xiàn)金流量表里披露的取得借款收到的現(xiàn)金除以公司總資產(chǎn)以標(biāo)準(zhǔn)化。

2.經(jīng)濟(jì)政策不確定性

本文參考李鳳羽等(2015b)的做法，使用Barker et al.(2013)計(jì)算得出的我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)作為經(jīng)濟(jì)政策不確定性的替代變量。他們的研究以中國(guó)香港的《南華早報(bào)》為分析對(duì)象，通過(guò)統(tǒng)計(jì)其中討論我國(guó)經(jīng)濟(jì)不確定性文章的數(shù)量，得到我國(guó)月度經(jīng)濟(jì)不確定性指數(shù)。本文采用平均法將數(shù)據(jù)進(jìn)行轉(zhuǎn)化，得出年度經(jīng)濟(jì)政策不確定性數(shù)據(jù)?？紤]到本期債務(wù)融資受上期相關(guān)數(shù)據(jù)的影響，同時(shí)為避免內(nèi)生性問(wèn)題，本文對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)取滯后一期值進(jìn)行衡量。

3.會(huì)計(jì)穩(wěn)健性

本文借鑒Khan et al.(2009)的方法，計(jì)算公司層面的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性程度。具體如下：

(1)

G-Score=β3=μ1+μ2Sizei,t+μ3LEVi,t+μ4BMi,t

(2)

C-Score=β4=λ1+λ2Sizei,t+λ3LEVi,t+λ4BMi,t

(3)

其中，EPSi,t代表公司年度每股收益；Pi,t-1代表公司上年度年末股票收盤(pán)價(jià)；Ri,t表示股票到期收益率；Di,t為虛擬變量，當(dāng)Ri,t<0時(shí)，Di,t=1，否則取值為0；G-Score是各年度公司層面對(duì)“好消息”反映及時(shí)性的衡量變量，C-Score是各年度公司層面對(duì)“壞消息”反映及時(shí)性的衡量變量。

將式(2)和式(3)代入式(1)，可得到用于估算公司層面的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性模型，具體為：

(4)

運(yùn)用上述模型，采用年度橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，可以估計(jì)出μ1、μ2、μ3、μ4以及λ1、λ2、λ3、λ4。在此基礎(chǔ)上，將λ1、λ2、λ3、λ4估計(jì)系數(shù)代入式(3)，可以估算出公司層面的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性程度。

4.控制變量

根據(jù)已有文獻(xiàn)，本文選取的控制變量包括企業(yè)負(fù)債水平(LEV)、企業(yè)規(guī)模(Size)、有形資產(chǎn)債務(wù)比(TL)、盈利能力(ROA)、企業(yè)成長(zhǎng)性(Grow)、托賓Q(TQ)。同時(shí)，對(duì)年度和行業(yè)也進(jìn)行了控制。

對(duì)于本文主要變量的說(shuō)明見(jiàn)表1。

表1 主要變量說(shuō)明

(三)模型構(gòu)建

本文將經(jīng)濟(jì)政策不確定性變量的滯后一期(EPUi,t-1)引入模型，同時(shí)根據(jù)已有研究，控制了可能影響企業(yè)貸款規(guī)模的公司特征變量，包括資產(chǎn)負(fù)債率(LEVi,t)、公司規(guī)模(Sizei,t)、有形資產(chǎn)債務(wù)比(TLi,t)、盈利能力(ROAi,t)、成長(zhǎng)性(Growi,t)、托賓Q(TQi,t)。此外，我們還控制了年度和行業(yè)。為檢驗(yàn)假設(shè)H1，構(gòu)建如下模型：

DFINi,t=α0+α1EPUi,t-1+α2LEVi,t+α3Sizei,t+α4TLi,t+α5ROAi,t+

α6Growi,t+α7TQi,t+∑Year+∑Indu+ε

(5)

根據(jù)假設(shè)H1，我們預(yù)期系數(shù)α1顯著為負(fù)，即經(jīng)濟(jì)政策不確定性與債務(wù)融資顯著負(fù)相關(guān)。

為檢驗(yàn)假設(shè)H2a,在模型(5)的基礎(chǔ)上，增加會(huì)計(jì)穩(wěn)健性(C-Scorei,t)以及其與經(jīng)濟(jì)政策不確定性的交乘項(xiàng)EPUi,t-1×C-Scorei,t，構(gòu)建如下模型：

DFINi,t=β0+β1EPUi,t-1+β2C-Scorei,t+β3EPUi,t-1×C-Scorei,t+β4LEVi,t+β5Sizei,t+

β6TLi,t+β7ROAi,t+β8Growi,t+β9TQi,t+∑Year+∑Indu+ε

(6)

其中，C-Scorei,t表示會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，C-Scorei,t越大，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越好。交乘項(xiàng)EPUi,t-1×C-Scorei,t表示會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)債務(wù)融資負(fù)相關(guān)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，若系數(shù)β3顯著為正，說(shuō)明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠有效緩解經(jīng)濟(jì)政策不確定性帶來(lái)的債務(wù)融資規(guī)模的減小。根據(jù)假設(shè)H2a，我們預(yù)期β3顯著為正。同時(shí)，為檢驗(yàn)假設(shè)H2b，在模型(6)的基礎(chǔ)上，我們根據(jù)終極控制人的股權(quán)性質(zhì)，將總樣本分為民營(yíng)企業(yè)與國(guó)有企業(yè)兩組，以考察產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性債務(wù)契約有用性的影響。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了經(jīng)過(guò)篩選的2007—2016年全樣本描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，共4195個(gè)觀測(cè)值。由表2可知：銀行借款債務(wù)融資規(guī)模(DFIN)的均值為0.224，最大值為0.856，說(shuō)明我國(guó)上市公司總體債務(wù)融資規(guī)模較大，這與實(shí)際情形相符，但上市公司間的債務(wù)融資水平存在較大差異；經(jīng)濟(jì)政策不確定性的最小值為73.274，最大值為244.398，說(shuō)明各年的經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度存在較大差異；C-Score的最小值為-0.152，最大值為2.632，說(shuō)明整體而言，我國(guó)上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性存在較大差異。從控制變量看，公司整體規(guī)模(Size)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、主營(yíng)業(yè)務(wù)增長(zhǎng)率(Grow)和托賓Q(TQ)的均值分別為21.965、0.034、0.593和2.112，都超過(guò)了各自的中位數(shù)21.873、0.031、0.104和1.423；資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)的均值為0.509，說(shuō)明樣本公司的資產(chǎn)負(fù)債率較為適中，債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)控制能力較好，且資產(chǎn)負(fù)債率的均值低于其中位數(shù)，顯示大部分公司的資產(chǎn)負(fù)債率超過(guò)了平均水平。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

(二)相關(guān)性分析

表3報(bào)告了變量之間的相關(guān)系數(shù)，其中，上三角是Spearman檢驗(yàn)，下三角是Pearson檢驗(yàn)。雖然兩種檢驗(yàn)結(jié)果皆表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性(EPU)與債務(wù)融資規(guī)模(DFIN)顯著負(fù)相關(guān)，但還需通過(guò)多元回歸分析進(jìn)一步檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性與債務(wù)融資規(guī)模的關(guān)系。另外，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性(C-Score)與債務(wù)融資規(guī)模(DFIN)的相關(guān)系數(shù)分別為0.060和0.367，且均在10%的水平上顯著，說(shuō)明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性可以帶來(lái)更多的債務(wù)融資。此外，企業(yè)規(guī)模(Size)均與債務(wù)融資規(guī)模(DFIN)顯著正相關(guān)，與預(yù)期相符；有形資產(chǎn)債務(wù)比(TL)與債務(wù)融資(DFIN)顯著正相關(guān)。同時(shí)，為防止存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題，本文還計(jì)算了各變量的方差膨脹因子(VIF值)，結(jié)果顯示，VIF值均低于10，說(shuō)明不存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。

表3 相關(guān)性分析

注：上三角是Spearman檢驗(yàn)，下三角是Pearson檢驗(yàn)；*、**、***分別表示在10%、5%以及1%的水平上顯著。

(三)多元回歸分析

表4報(bào)告了模型(5)的回歸結(jié)果。其中，列(1)僅加入了年度和行業(yè)控制變量，列(2)除加入年度和行業(yè)控制變量外，還引入了影響企業(yè)銀行貸款的相關(guān)控制變量。

實(shí)證結(jié)果顯示，無(wú)論是否加入控制變量，EPUi,t-1和DFINi,t的回歸結(jié)果均分別在5%和1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)。這說(shuō)明經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)債務(wù)融資規(guī)模存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)政策不確定性會(huì)對(duì)企業(yè)的債務(wù)融資產(chǎn)生不利影響，經(jīng)濟(jì)政策頻繁波動(dòng)將加大企業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境的不穩(wěn)定性，債權(quán)人預(yù)估的債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)會(huì)增加，進(jìn)而導(dǎo)致債權(quán)人貸款規(guī)模縮小。因此，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

表4 經(jīng)濟(jì)政策不確定性與債務(wù)融資的回歸分析

注：*、**、***分別表示在10%、5%以及1%的水平上顯著；括號(hào)內(nèi)為t值。

表5 經(jīng)濟(jì)政策不確定性、會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與債務(wù)融資的回歸分析

注：*、**、***分別表示在10%、5%以及1%的水平上顯著；括號(hào)內(nèi)為t值。

表5報(bào)告了模型(6)的回歸結(jié)果。列(1)顯示了全樣本下會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、經(jīng)濟(jì)政策不確定性與債務(wù)融資三者之間的關(guān)系。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和經(jīng)濟(jì)政策不確定性的交乘項(xiàng)(EPUi,t-1×C-Scorei,t)的回歸系數(shù)為0.0023，且在10%的水平上顯著正相關(guān)，說(shuō)明較高的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠有效緩解經(jīng)濟(jì)政策不確定性給企業(yè)債務(wù)融資帶來(lái)的不利影響。也就是說(shuō)，在經(jīng)濟(jì)政策頻繁波動(dòng)的情形下，企業(yè)穩(wěn)健性程度越高，越有利于增加貸款規(guī)模。因此，假設(shè)H2a得到驗(yàn)證。列(2)和列(3)是在模型(6)的基礎(chǔ)上，將全樣本分為民營(yíng)企業(yè)與國(guó)有企業(yè)兩個(gè)子樣本后進(jìn)行分組回歸的結(jié)果。從中不難發(fā)現(xiàn)，在列(2)民營(yíng)企業(yè)樣本回歸中，EPUi,t-1×C-Scorei,t的回歸系數(shù)為0.0042，且在1%的水平上顯著正相關(guān)；在列(3)國(guó)有企業(yè)樣本回歸中，EPUi,t-1×C-Scorei,t的回歸系數(shù)為正，但不顯著。因此，可以得出，相對(duì)于國(guó)有企業(yè)，民營(yíng)企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)企業(yè)在經(jīng)濟(jì)政策不確定性條件下債務(wù)融資規(guī)模的改善效應(yīng)更顯著。由此，假設(shè)H2b也得到驗(yàn)證。

對(duì)于控制變量，回歸結(jié)果均表明盈利能力(ROAi,t)、托賓Q(TQi,t)與債務(wù)融資規(guī)模(DFINi,t)顯著負(fù)相關(guān)。原因可能在于，企業(yè)收益越好、成長(zhǎng)能力越高時(shí)，越傾向于使用股權(quán)融資或者內(nèi)部留存收益來(lái)擴(kuò)大生產(chǎn)，從而會(huì)減小銀行貸款的規(guī)模。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.控制行業(yè)景氣指數(shù)和公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)波動(dòng)率對(duì)債務(wù)融資的影響

企業(yè)面臨的外部環(huán)境不確定性來(lái)自多個(gè)方面，除政府經(jīng)濟(jì)政策層面的不確定性外，來(lái)自宏觀經(jīng)濟(jì)或企業(yè)自身經(jīng)營(yíng)層面的不確定性也可能會(huì)對(duì)企業(yè)決策產(chǎn)生影響。為證明前文回歸結(jié)果并非反映宏觀經(jīng)濟(jì)或企業(yè)自身經(jīng)營(yíng)層面的不確定性對(duì)企業(yè)債務(wù)融資的影響，本文借鑒陸慶春等(2008)、申慧慧等(2012)，分別采用行業(yè)景氣指數(shù)(MECi,t)和公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)波動(dòng)率指標(biāo)(EUi,t)衡量上述兩類不確定性。表6中回歸結(jié)果顯示，在分別引入宏觀經(jīng)濟(jì)行業(yè)景氣指數(shù)和公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)波動(dòng)率指標(biāo)后，經(jīng)濟(jì)政策不確定指數(shù)的回歸系數(shù)依然顯著為負(fù)，說(shuō)明本文考察的經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)面臨的其它不確定性并未相互重疊，上文的實(shí)證分析結(jié)果是穩(wěn)健且可信的。

表6 控制行業(yè)景氣指數(shù)和公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)波動(dòng)率的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：*、**、***分別表示在10%、5%以及1%的水平上顯著；括號(hào)內(nèi)為t值。

2.控制經(jīng)濟(jì)政策對(duì)債務(wù)融資的影響

為排除經(jīng)濟(jì)政策本身對(duì)債務(wù)融資規(guī)模的影響，本文在模型(5)的基礎(chǔ)上，以黨的十八大召開(kāi)年份2012為基準(zhǔn)年，對(duì)經(jīng)濟(jì)政策(EC)取虛擬變量ECi,t，2012年以前取值為0，2012年及以后取值為1。原因在于，隨著黨的十八大的召開(kāi)，政策出臺(tái)較多且較集中，因此以2012年為分界點(diǎn)，驗(yàn)證經(jīng)濟(jì)政策對(duì)債務(wù)融資的影響。表7中列(1)報(bào)告的是將全樣本以2012年為界進(jìn)行劃分之后的回歸結(jié)果，列(2)報(bào)告的是2012年前后3年的樣本回歸結(jié)果。從中可見(jiàn)，不論是全樣本還是2012年前后3年的樣本回歸結(jié)果均證實(shí)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性與債務(wù)融資規(guī)模之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

表7 控制經(jīng)濟(jì)政策對(duì)債務(wù)融資影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：*、**、***分別表示在10%、5%以及1%的水平上顯著；括號(hào)內(nèi)為t值。

3.替換會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的度量方法

為進(jìn)一步增強(qiáng)結(jié)論的可靠性，本文替換了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的度量方法。在此，借鑒Beaver et al.(2000)、Ahmed et al.(2002)，采用凈資產(chǎn)度量法中的賬面價(jià)值與市場(chǎng)價(jià)值比率(BTM)法來(lái)衡量會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。為提高分析的準(zhǔn)確性，本文選取2005—2016年共12年的面板數(shù)據(jù)，并設(shè)置回歸模型中的股票收益率為當(dāng)期和滯后2期。具體模型如下：

BTMi,t=α+αi+αt+β0RETi,t+β1RETi,t-1+β2RETi,t-2+εi,t

(7)

模型(7)中，求出的αi代表特定企業(yè)由會(huì)計(jì)穩(wěn)健性引起的固定偏差部分，所以可設(shè)Consvi=-αi，用其度量企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。Consvi數(shù)值越大，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越強(qiáng)。

表8是采用市賬比法衡量會(huì)計(jì)穩(wěn)健性后重新對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸的結(jié)果。其中，列(1)為經(jīng)濟(jì)政策不確定性(EPUi,t-1)與債務(wù)融資規(guī)模(DFINi,t)的回歸結(jié)果，從中可知，回歸系數(shù)在10%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，同樣驗(yàn)證了假設(shè)H1。列(2)報(bào)告了模型(6)在全樣本中的回歸結(jié)果，EPUi,t-1×Consvi,t與DFINi,t的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明在全樣本中，改變會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的衡量方法，仍能有效驗(yàn)證假設(shè)H2a。列(3)報(bào)告了民營(yíng)企業(yè)的分組回歸結(jié)果，EPUi,t-1×Consvi,t與DFINi,t的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正；列(4)報(bào)告了國(guó)有企業(yè)的回歸結(jié)果，EPUi,t-1×Consvi,t與DFINi,t的回歸系數(shù)為正但不顯著。同樣可以得出，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性與債務(wù)融資規(guī)模關(guān)系的調(diào)節(jié)作用在民營(yíng)企業(yè)中更為顯著，假設(shè)H2b得到驗(yàn)證。上述結(jié)果表明，替換會(huì)計(jì)穩(wěn)健性度量指標(biāo)對(duì)研究結(jié)論無(wú)影響，本文假設(shè)依然成立。

表8 替換會(huì)計(jì)穩(wěn)健性度量方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：*、**、***分別表示在10%、5%以及1%的水平上顯著；括號(hào)內(nèi)為t值。

五、研究結(jié)論與啟示

本文選取2007—2016年我國(guó)A股上市公司為研究對(duì)象，在考察經(jīng)濟(jì)政策不確定性與債務(wù)融資關(guān)系的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性與債務(wù)融資關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。主要結(jié)論包括：

(1)經(jīng)濟(jì)政策不確定性與債務(wù)融資顯著負(fù)相關(guān)。當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)政策頻繁波動(dòng)時(shí)，企業(yè)面臨的外部沖擊越大，經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)和信息不對(duì)稱性越嚴(yán)重，繼而使得債務(wù)融資愈發(fā)困難，債務(wù)融資規(guī)模隨之縮小。

(2)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠緩解經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)債務(wù)融資的負(fù)向影響。穩(wěn)健性高的企業(yè)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)低、信息質(zhì)量高，能夠有效降低不確定性帶來(lái)的投資風(fēng)險(xiǎn)，因而可以緩解債務(wù)融資約束。同時(shí)，與國(guó)有企業(yè)相比，這種緩解效應(yīng)在民營(yíng)企業(yè)中更為顯著。

基于上述研究結(jié)論，可以得到以下啟示：

一是，當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)正處于增速換擋期，企業(yè)面臨著較大的經(jīng)濟(jì)政策不確定性，因此企業(yè)應(yīng)密切關(guān)注國(guó)家政策的變化，不斷提高戰(zhàn)略適應(yīng)性，通過(guò)體制機(jī)制的進(jìn)一步完善以靈活應(yīng)對(duì)復(fù)雜多變的外部環(huán)境，降低經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)債務(wù)融資的不利影響。

二是，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提高對(duì)于企業(yè)獲取有利的債務(wù)契約具有重要意義，尤其是民營(yíng)企業(yè)更應(yīng)注重會(huì)計(jì)信息的穩(wěn)健性，向外部利益相關(guān)者傳遞真實(shí)可靠的信息。企業(yè)應(yīng)盡量降低與投資人之間的信息不對(duì)稱程度，減小信息風(fēng)險(xiǎn)和成本，避免逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)，以此有效緩解經(jīng)濟(jì)政策不確定對(duì)債務(wù)融資約束的影響，確保企業(yè)健康、快速發(fā)展。