■ 范寶學(xué) 陳一

遼寧工程技術(shù)大學(xué)工商管理學(xué)院 葫蘆島 125105

0 引言

在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型背景下，企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展往往受到融資約束的制約，World Bank 報(bào)告顯示：我國(guó)近75%的非金融上市企業(yè)將融資約束視為妨礙企業(yè)成長(zhǎng)的關(guān)鍵瓶頸，顯然，融資約束已經(jīng)成為轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)條件下制約我國(guó)上市公司發(fā)展的主要矛盾之一。那么，融資約束是如何產(chǎn)生的呢？當(dāng)企業(yè)自有資金匱乏、難以實(shí)現(xiàn)經(jīng)營(yíng)管理的既定目標(biāo)時(shí)，外源融資往往是維持企業(yè)持續(xù)發(fā)展的途徑，而我國(guó)社會(huì)融資成本整體偏高，CCFR 發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)各類(lèi)企業(yè)平均融資成本已逾8%，較高的資金使用成本為企業(yè)融資設(shè)置了障礙，融資約束由此產(chǎn)生。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整、經(jīng)濟(jì)增速放緩，企業(yè)融資將面臨更加嚴(yán)峻的考驗(yàn)，如何緩解融資約束，推動(dòng)我國(guó)上市公司持續(xù)健康成長(zhǎng)，對(duì)于加快國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)意義重大。

已有文獻(xiàn)基于以下3種視角對(duì)企業(yè)融資約束影響因素展開(kāi)研究：一是貨幣政策、金融發(fā)展水平、政府干預(yù)與金融關(guān)聯(lián)、機(jī)構(gòu)投資者持股等外部宏觀視角，二是會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、商業(yè)信用、會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系等公司內(nèi)部視角，三是管理層異質(zhì)性視角[1-2]。已有研究大多集中在宏觀環(huán)境和企業(yè)層面，從管理者層面研究企業(yè)融資約束問(wèn)題的文獻(xiàn)相對(duì)不足，并且在管理層異質(zhì)性這一研究范疇，管理層能力通常被忽視。Demerjian 等為使管理層能力得到精準(zhǔn)量化，建立了DEA—Tobit 模型[3]，這一模型被廣泛應(yīng)用于探究管理層能力經(jīng)濟(jì)后果，如分析管理層能力與企業(yè)避稅[4]、盈余管理[5]、創(chuàng)新效率[6]、并購(gòu)價(jià)值創(chuàng)造[7]和風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)[8]等的關(guān)系，揭示出管理層能力在公司治理和經(jīng)營(yíng)決策中的關(guān)鍵作用，然而對(duì)管理層能力與企業(yè)融資約束的關(guān)系及作用機(jī)制展開(kāi)研究的學(xué)者卻為數(shù)不多。

本文以管理層特質(zhì)為切入點(diǎn)，基于產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性視角實(shí)證分析管理層能力與企業(yè)融資約束的關(guān)系，有效地豐富了有關(guān)管理層能力經(jīng)濟(jì)后果與融資約束影響因素的研究文獻(xiàn)；文章還對(duì)管理層能力影響融資約束水平的路徑進(jìn)行了分析，內(nèi)部控制是企業(yè)優(yōu)化內(nèi)部治理環(huán)境的核心機(jī)制，旨在規(guī)范企業(yè)運(yùn)行、提高信息對(duì)稱程度，其設(shè)計(jì)、運(yùn)行與維護(hù)均由管理層負(fù)責(zé)，因此本文將內(nèi)部控制質(zhì)量作為管理層能力影響企業(yè)融資約束的中介路徑，并討論了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)相異時(shí)內(nèi)部控制質(zhì)量中介效應(yīng)的大小。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 管理層能力對(duì)企業(yè)融資約束的影響

管理層能力作為衡量管理層認(rèn)知水平和處理事務(wù)能力的標(biāo)準(zhǔn)，勢(shì)必會(huì)對(duì)企業(yè)融資行為產(chǎn)生重要影響。能力較強(qiáng)的管理層，擁有更加豐富的工作經(jīng)驗(yàn)和專業(yè)知識(shí)，能夠?qū)ζ髽I(yè)資源進(jìn)行合理有效地整合，改善經(jīng)營(yíng)績(jī)效[9]，吸引投資者進(jìn)行投資，緩解融資約束水平；同時(shí)，能力較強(qiáng)的管理層能及時(shí)準(zhǔn)確地感知宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化導(dǎo)致的風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)一步增強(qiáng)投資者信心；另外，管理層能力本身具有信號(hào)傳遞功能[10]，向投資者傳遞著財(cái)務(wù)信息較為透明的信號(hào)，由于披露的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)信息具有高度準(zhǔn)確性，資金提供者可能考慮降低企業(yè)的融資成本；而且，管理層能力能夠通過(guò)聲譽(yù)機(jī)制影響融資約束，能力較強(qiáng)的管理者更希望維持其在市場(chǎng)上的良好聲譽(yù)，因此會(huì)減少在職消費(fèi)行為所引起的代理問(wèn)題，從而在一定程度上緩解融資約束[11]；此外，能力較強(qiáng)的管理層往往可以利用所積累的人際資源為企業(yè)拓寬融資渠道、擴(kuò)大融資規(guī)模，從而緩解融資約束困境。

考慮到實(shí)際控制人的性質(zhì)，管理層能力對(duì)企業(yè)融資約束的影響程度可能因產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性而迥然不同。國(guó)有企業(yè)可以通過(guò)獲取額外的政府補(bǔ)助和財(cái)政補(bǔ)貼來(lái)緩解融資約束，并且在向金融機(jī)構(gòu)貸款融資時(shí)，容易獲得政府為其提供的“隱性擔(dān)?！保菇鹑跈C(jī)構(gòu)的貸款風(fēng)險(xiǎn)大大降低[12]；若政府介入銀行等金融機(jī)構(gòu)的信貸決策，鑒于政治目的銀行往往會(huì)降低向國(guó)有企業(yè)發(fā)放貸款的門(mén)檻；憑借與政府之間的政治關(guān)聯(lián)，國(guó)有企業(yè)的預(yù)算約束相對(duì)寬松，享受著更多的隱形優(yōu)惠。而非國(guó)有企業(yè)因缺乏政治保障和政策引導(dǎo)，遭受信貸約束和歧視，在融通資金時(shí)存有一定劣勢(shì)，此時(shí)依靠管理層能力提高企業(yè)融資能力、緩解融資約束困境是十分必要的。故提出假設(shè)：

H1a：控制其他因素，管理層能力越強(qiáng)，越能緩解企業(yè)融資約束。

H1b：相比于國(guó)有企業(yè)，管理層能力對(duì)企業(yè)融資約束的影響在非國(guó)有企業(yè)中更為顯著。

1.2 內(nèi)部控制質(zhì)量的中介效應(yīng)

Hambrick 和Mason 認(rèn)為，企業(yè)經(jīng)營(yíng)行為受到高層管理的顯著影響[13]。內(nèi)部控制作為重要的內(nèi)部治理機(jī)制，廣泛地滲透在企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理中，其設(shè)計(jì)、運(yùn)行和維護(hù)與管理層行為密切相關(guān)。能力較強(qiáng)的管理層擁有更豐富的管理經(jīng)驗(yàn)，對(duì)內(nèi)部控制有著更深刻的理解、更嚴(yán)格的要求，能夠根據(jù)企業(yè)實(shí)際情況建立有效的內(nèi)部控制制度；同時(shí)，能力強(qiáng)的管理層能準(zhǔn)確評(píng)估內(nèi)部控制的運(yùn)行情況，根據(jù)企業(yè)所處環(huán)境的變化，及時(shí)識(shí)別出控制存在的漏洞，對(duì)內(nèi)部控制做出實(shí)時(shí)調(diào)整，使內(nèi)部控制質(zhì)量得以持續(xù)提升；此外，能力強(qiáng)的管理層為使內(nèi)部控制在企業(yè)各個(gè)層級(jí)得到落實(shí)，會(huì)更加注重同企業(yè)員工進(jìn)行溝通，使員工知悉執(zhí)行內(nèi)部控制所必要的信息。許寧寧就曾提出管理層能力異質(zhì)性會(huì)顯著影響內(nèi)部控制質(zhì)量及內(nèi)控缺陷識(shí)別[14]；楊旭東等也曾提出管理層能力明顯助推了內(nèi)部控制質(zhì)量對(duì)企業(yè)持續(xù)健康發(fā)展的積極作用[15]。

高質(zhì)量的內(nèi)部控制是優(yōu)質(zhì)會(huì)計(jì)信息生成的關(guān)鍵前提，對(duì)于企業(yè)化解融資約束困境大有裨益。楊亞洲主張內(nèi)部控制的一貫執(zhí)行有利于提高企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)的真實(shí)性和相關(guān)性，引導(dǎo)報(bào)表使用者做出科學(xué)、恰當(dāng)?shù)臎Q策，從而在一定程度降低融資約束程度[16]；鄭軍等也強(qiáng)調(diào)了內(nèi)控運(yùn)行有效會(huì)抑制銀行融資成本的攀升[17]；顧奮玲和解角羊基于實(shí)證分析認(rèn)為，隨著企業(yè)內(nèi)部控制缺陷程度的增加，企業(yè)融資約束水平也隨之增加[18]。良好的內(nèi)部控制還可以規(guī)范管理層行為，弱化代理沖突，降低金融機(jī)構(gòu)的信貸風(fēng)險(xiǎn)。據(jù)此認(rèn)為，我國(guó)上市公司管理層為破解融資約束難題，可能會(huì)加強(qiáng)內(nèi)部控制建設(shè)。而由于國(guó)有企業(yè)在融資活動(dòng)中存在優(yōu)勢(shì)，內(nèi)部控制質(zhì)量對(duì)企業(yè)融資約束的影響可能更多地存在于非國(guó)有企業(yè)的融資決策中，非國(guó)有企業(yè)的管理層更有動(dòng)機(jī)通過(guò)提高內(nèi)部控制質(zhì)量，來(lái)緩解融資約束困境。故提出假設(shè)：

H2a：內(nèi)部控制質(zhì)量在管理層能力與企業(yè)融資約束的關(guān)系中具有中介作用，即管理層能力的增強(qiáng)能夠改善內(nèi)部控制質(zhì)量，繼而降低融資約束水平。

H2b：相比于國(guó)有企業(yè)，內(nèi)部控制質(zhì)量的中介效應(yīng)在非國(guó)有企業(yè)中更為顯著。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

以2013—2019年中國(guó)A 股上市公司為研究樣本，依照以下程序?qū)τ^測(cè)數(shù)據(jù)進(jìn)行修正：(1)剔除金融、保險(xiǎn)行業(yè)上市公司；(2)剔除ST、*ST 類(lèi)公司；(3)剔除變量數(shù)據(jù)缺失的樣本。篩選過(guò)后，參與實(shí)證的樣本觀測(cè)值共計(jì)16578 個(gè)，隨之在(1%，99%)分位對(duì)各連續(xù)變量執(zhí)行縮尾處理，以控制離群值的影響。研究所需的內(nèi)部控制指數(shù)來(lái)源于迪博數(shù)據(jù)庫(kù)，其余變量信息自CSMAR和Wind 數(shù)據(jù)庫(kù)整理獲取。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量

企業(yè)融資約束FC?，F(xiàn)有研究大多運(yùn)用單一變量法和綜合變量法測(cè)度企業(yè)融資約束水平。由于前者存在較大度量誤差，多數(shù)學(xué)者選擇通過(guò)WW 指數(shù)、KZ 指數(shù)、SA 指數(shù)等綜合變量來(lái)評(píng)價(jià)融資約束水平，而WW 指數(shù)和KZ 指數(shù)因含有財(cái)務(wù)杠桿、現(xiàn)金流等與融資約束相互影響的變量，存在較為嚴(yán)重的內(nèi)生性[19]。Hadlock 等構(gòu)建的SA 指數(shù)[20]有效地克服了內(nèi)生性的消極影響，SA 指數(shù)= - 0.737 × Size + 0.043 × Size2- 0.04 × Age，計(jì)算公式中的Size 和Age 對(duì)于時(shí)間的敏感性較弱，具有很強(qiáng)的外生性，并且利用SA 指數(shù)評(píng)價(jià)企業(yè)融資約束水平與使用其他綜合變量具有相一致的結(jié)果，說(shuō)明SA 指數(shù)法具備穩(wěn)健性。本文選擇SA 指數(shù)衡量企業(yè)融資約束，SA 計(jì)算結(jié)果為負(fù)，將其取絕對(duì)值，再取對(duì)數(shù)，記為FC。FC 是反向指標(biāo)，其值越大，說(shuō)明融資約束水平越低。

2.2.2 解釋變量

管理層能力MA。Demerjian 等通過(guò)建立DEA—Tobit 模型實(shí)現(xiàn)了對(duì)管理層能力的精確量化和系統(tǒng)評(píng)價(jià)[3]，得到了學(xué)術(shù)界的廣泛認(rèn)可，本文在度量MA 時(shí)借鑒了該種方法。首先利用DEA 法測(cè)算企業(yè)的生產(chǎn)效率θ，以營(yíng)業(yè)成本(COGS)、凈研發(fā)支出(Net R&D)、無(wú)形資產(chǎn)(Lntan)、固定資產(chǎn)凈額(PPE)、商譽(yù)(Goodwill)、銷(xiāo)售和管理費(fèi)用(SG&A)作為投入指標(biāo)，以營(yíng)業(yè)收入(Sales)作為產(chǎn)出指標(biāo)，建立模型(1)，計(jì)算出樣本企業(yè)各年的生產(chǎn)效率θ。

以生產(chǎn)效率θ近似度量管理層能力并不準(zhǔn)確，因?yàn)樯a(chǎn)效率還受企業(yè)層面的因素影響，為了排除企業(yè)自身運(yùn)營(yíng)對(duì)θ產(chǎn)生的作用，選用公司規(guī)模(Size)、上市交易年數(shù)(Age)、市場(chǎng)占有率(MS)、自由現(xiàn)金流(FCF)、業(yè)務(wù)復(fù)雜程度(HHI)以及是否進(jìn)行境外擴(kuò)張(FSub)等六項(xiàng)可能影響生產(chǎn)效率的因素，建立Tobit 模型，模型(2)中的回歸殘差δ可以近似度量管理層能力，由此可以計(jì)算出樣本企業(yè)各年的管理層能力MA。

2.2.3 中介變量

內(nèi)部控制質(zhì)量IC。本文基于DIB 數(shù)據(jù)庫(kù)中的內(nèi)部控制指數(shù)，構(gòu)建評(píng)價(jià)內(nèi)部控制質(zhì)量的指標(biāo)。該指數(shù)圍繞COSO 理論框架中內(nèi)部控制五項(xiàng)基本要素，對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量進(jìn)行客觀、系統(tǒng)地評(píng)價(jià)。為消除變量之間的量綱關(guān)系，對(duì)該指數(shù)作標(biāo)準(zhǔn)化處理，以內(nèi)部控制指數(shù)/1000作為IC 的替代變量，該指標(biāo)越大表明控制運(yùn)行越有效，質(zhì)量越好。

2.2.4 控制變量

為控制其他因素對(duì)企業(yè)融資約束的影響，本文參考已有研究，對(duì)企業(yè)規(guī)模、相關(guān)財(cái)務(wù)指標(biāo)等經(jīng)營(yíng)情況、股權(quán)集中度等公司治理因素加以控制，并考慮了年份與行業(yè)的差別。變量說(shuō)明詳參表1。

表1 變量定義

2.3 模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)管理層能力對(duì)企業(yè)融資約束的影響，即驗(yàn)證假設(shè)H1a，建立模型(3)；在模型(3)的基礎(chǔ)上，按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)劃分組別，進(jìn)行分組回歸，對(duì)假設(shè)H1b進(jìn)行驗(yàn)證。

為檢驗(yàn)內(nèi)部控制質(zhì)量在管理層能力影響企業(yè)融資約束過(guò)程中是否具有中介效應(yīng)，即驗(yàn)證假設(shè)H2a，建立模型(4)、(5)；為檢驗(yàn)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下內(nèi)部控制質(zhì)量中介效應(yīng)的大小，即驗(yàn)證假設(shè)H2b，以產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為分組變量，進(jìn)行分組回歸。本文運(yùn)用溫忠麟和葉寶娟改進(jìn)的模型[21]，驗(yàn)證內(nèi)部控制質(zhì)量的中介效應(yīng)。

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2對(duì)相關(guān)變量的數(shù)字特征展開(kāi)描述。企業(yè)融資約束FC 最大值為1.4852，最小值為1.1637，反映出觀測(cè)樣本面臨著不同程度的融資約束困境；管理層能力MA 平均水平為-0.0041，離散程度為0.1517，說(shuō)明樣本企業(yè)的管理層能力良莠不齊，且有待于進(jìn)一步提升；內(nèi)部控制質(zhì)量IC最大為0.8080，幾乎高出最小值近3倍，說(shuō)明觀測(cè)樣本內(nèi)部控制質(zhì)量處于不同層次。其他控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)，如財(cái)務(wù)杠桿Lev 的均值為0.4174，獨(dú)董比例Indep的均值為0.3761，與我國(guó)上市公司情況基本相符。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

3.2 相關(guān)性分析

表3列示了Pearson 相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果。管理層能力MA 與企業(yè)融資約束FC(反向指標(biāo))相關(guān)系數(shù)為0.160，且P〈0.01，與假設(shè)H1a預(yù)期相符；MA 與IC、IC與FC之間的相關(guān)系數(shù)分別為0.131、0.312，均在1%的水平上顯著，說(shuō)明內(nèi)部控制質(zhì)量的中介效應(yīng)可能成立，與假設(shè)H2a 基本一致，需經(jīng)后續(xù)的回歸分析進(jìn)一步驗(yàn)證。表3中變量?jī)蓛芍g的相關(guān)性都在0.6 以下，初步推斷不存在嚴(yán)重的多重共線性，表4中各變量的方差膨脹因子VIF 均小于10，基本排除變量間多重共線性的可能。

表3 Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)

表4 多重共線性檢驗(yàn)

3.3 多元回歸分析

3.3.1 管理層能力與企業(yè)融資約束

表5對(duì)模型(3)進(jìn)行了檢驗(yàn)。首先列示了管理層能力MA 與企業(yè)融資約束FC 在樣本總體中的回歸結(jié)果。表5第1列顯示，MA與FC的系數(shù)α1符號(hào)為正，大小等于0.0139，顯著性為1%，而由于變量融資約束FC 是反向指標(biāo)，因此，控制其他因素影響，能力較強(qiáng)的管理層有助于降低企業(yè)融資約束水平，即假設(shè)H1a 得到驗(yàn)證。其余變量的影響系數(shù)也與現(xiàn)實(shí)情況大抵相符，其他回歸結(jié)果表明，總體模型的F 值為240.4，對(duì)應(yīng)的P 值小于顯著性水平1%，說(shuō)明總體模型成立，經(jīng)調(diào)整的R2為0.342，說(shuō)明總體模型的解釋程度在可接受范圍內(nèi)。

表5進(jìn)一步對(duì)管理層能力與企業(yè)融資約束的關(guān)系展開(kāi)分組討論，以觀測(cè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)變量基本關(guān)系施加的影響。以國(guó)有企業(yè)組來(lái)看，MA 對(duì)FC 的影響系數(shù)為0.00784，P 值〈0.1，顯著性水平為10%；而對(duì)于非國(guó)有企業(yè)組，MA 的回歸系數(shù)為0.0147，P 值〈0.01，顯著性水平為1%，無(wú)論是顯著性水平還是影響系數(shù)，均明顯優(yōu)于國(guó)有企業(yè)組。由此可見(jiàn)，管理層能力和企業(yè)融資約束的負(fù)相關(guān)關(guān)系在非國(guó)有企業(yè)中更為顯著，即假設(shè)H1b 得到驗(yàn)證。

表5 管理層能力與企業(yè)融資約束的回歸結(jié)果

3.3.2 內(nèi)部控制質(zhì)量的中介效應(yīng)

表6對(duì)模型(4)和模型(5)進(jìn)行回歸，分別檢驗(yàn)了全樣本、國(guó)有企業(yè)組和非國(guó)有企業(yè)組中內(nèi)部控制質(zhì)量在管理層能力與融資約束的關(guān)系中是否具有中介效應(yīng)以及中介效應(yīng)的大小。

表6 內(nèi)部控制質(zhì)量中介效應(yīng)的回歸結(jié)果

在全樣本中，由模型(4)、(5)知，系數(shù)β1=0.0171，P值〈0.01，系數(shù)γ2=0.0336，P 值〈0.01，即系數(shù)β1和γ2均顯著，表明內(nèi)部控制質(zhì)量的中介效應(yīng)存在，由模型(5)知，MA的系數(shù)γ1=0.0133，依然具備顯著性，證明內(nèi)部控制質(zhì)量發(fā)揮的是部分中介效應(yīng)。

在國(guó)有企業(yè)組中，由模型(4)、(5)知，系數(shù)β1=0.0133，P 值〈0.1，系數(shù)γ2= 0.0127，P 值〉0.1，需用Bootstrap 法檢驗(yàn)β1γ2相乘是否顯著不為0，經(jīng)檢驗(yàn)，乘積顯著不為0 且置信區(qū)間不含0，說(shuō)明內(nèi)部控制質(zhì)量的中介效應(yīng)仍然是存在的，中介效應(yīng)大小為β1γ2=0.0133*0.0127=0.00017，總效應(yīng)α1=0.00784，中介效應(yīng)所占據(jù)的比重為β1γ2/α1=2.17%。由模型(5)知，MA 的影響系數(shù)γ1=0.00767，仍然具備顯著性，佐證了總體樣本下的結(jié)論。

在非國(guó)有企業(yè)組中，由模型(4)、(5)知，系數(shù)β1=0.0211，P 值〈0.01，系數(shù)γ2=0.0448，P 值〈0.01，即系數(shù)β1和γ2均顯著，再次證實(shí)內(nèi)部控制質(zhì)量的中介效應(yīng)存在，中介效應(yīng)大小為β1γ2=0.0211*0.0448=0.00095，總效應(yīng)α1=0.0147，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重為β1γ2/α1=6.46%。由模型(5)知，MA 的影響系數(shù)γ1=0.0137，顯著性尚存，同樣表明內(nèi)部控制起到部分中介作用。

根據(jù)上述分析，無(wú)論是總體還是分組回歸，均證實(shí)IC在MA與FC的關(guān)系中發(fā)揮了中介效應(yīng)，即假設(shè)H2a得到驗(yàn)證。經(jīng)過(guò)分析，分組回歸的中介效應(yīng)所占比重分別為2.17%、6.46%，對(duì)比之下，非國(guó)有企業(yè)的管理層更加充分地發(fā)揮了內(nèi)部控制質(zhì)量緩解融資約束的積極作用，假設(shè)H2b得到驗(yàn)證。

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.1 改變管理層能力的度量方法

所建立的Tobit 回歸模型無(wú)法包含所有來(lái)自企業(yè)層面的因素，可能會(huì)遺漏相關(guān)變量，因此不能完全排除公司實(shí)體特征對(duì)生產(chǎn)效率θ的影響，致使利用殘差δ度量MA存有噪音干擾[4]。為使MA的噪音有所減弱，本文將回歸殘差δ升序排列，并劃分為四組，依次將各組管理層能力賦值為1、2、3、4，構(gòu)造變量MA_G，重新對(duì)模型(3)、(4)、(5)進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果與前文基本一致。

4.2 內(nèi)部控制質(zhì)量中介效應(yīng)的Sobel檢驗(yàn)

為確保內(nèi)部控制質(zhì)量在管理層能力影響企業(yè)融資約束過(guò)程中的中介效應(yīng)具有穩(wěn)健性，本文對(duì)回歸模型進(jìn)行了Sobel 檢驗(yàn)。Sobel Test 的統(tǒng)計(jì)值為2.06，P 值為0.039，小于0.05，表明內(nèi)部控制質(zhì)量的中介效應(yīng)在5%的顯著性水平上具有穩(wěn)健性。

5 結(jié)論和建議

5.1 結(jié)論

針對(duì)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型背景下企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展普遍受到融資約束的制約，本文區(qū)別于已有文獻(xiàn)的研究視角，以管理層特質(zhì)為切入點(diǎn)、分產(chǎn)權(quán)檢驗(yàn)管理層能力對(duì)企業(yè)融資約束的影響及作用機(jī)制。通過(guò)實(shí)證分析2013～2019年中國(guó)A股上市公司的數(shù)據(jù)，得出如下結(jié)論：

（1）限定其他條件，管理層能力越強(qiáng)，越有助于緩解企業(yè)融資約束；較之于國(guó)有上市公司，二者的負(fù)相關(guān)關(guān)系在非國(guó)有上市公司中更為明顯。這一結(jié)論說(shuō)明上市公司管理層借助于自身較強(qiáng)的管理能力、發(fā)揮自身具備的優(yōu)勢(shì)，有效降低了融資約束水平，進(jìn)一步劃分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進(jìn)行分析，國(guó)企融資受到政府干預(yù)和政策支持，故管理層能力發(fā)揮的積極作用在非國(guó)企中尤為突出。

（2）內(nèi)部控制質(zhì)量在管理層能力與企業(yè)融資約束的關(guān)系中具有部分中介作用；較之于國(guó)有上市公司，內(nèi)部控制質(zhì)量的中介效應(yīng)在非國(guó)有上市公司中更加顯著。這一結(jié)論說(shuō)明我國(guó)上市公司管理層能夠通過(guò)優(yōu)化內(nèi)部控制質(zhì)量之策略，有效抑制融資約束對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)和發(fā)展造成的不利影響，而由于非國(guó)企融資的局限性，其管理層更有動(dòng)機(jī)通過(guò)提升內(nèi)部控制質(zhì)量這一途徑增強(qiáng)融資能力，解決融資難的問(wèn)題。

文章對(duì)管理層能力的經(jīng)濟(jì)后果進(jìn)行了深入分析，豐富了有關(guān)融資約束影響因素的研究，并揭示了內(nèi)部控制質(zhì)量在其中發(fā)揮的中介作用，為轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)下緩解融資約束發(fā)展障礙、加快經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)提供了新的思路和方法。

5.2 建議

依據(jù)所得結(jié)論，本文提出相應(yīng)的對(duì)策建議：

（1）加強(qiáng)企業(yè)管理層能力建設(shè)。能力較強(qiáng)的管理層應(yīng)對(duì)復(fù)雜的經(jīng)濟(jì)環(huán)境能合理配置資源，提高決策的準(zhǔn)確性、科學(xué)性，企業(yè)應(yīng)注重管理層能力的提升，完善管理層聘任選拔和績(jī)效考評(píng)機(jī)制，優(yōu)化企業(yè)人才隊(duì)伍和管理層級(jí)建設(shè)，注重對(duì)經(jīng)理人的職業(yè)培訓(xùn)，激勵(lì)管理層不斷提升自身綜合能力，促使管理層在解決企業(yè)融資難、融資貴的問(wèn)題中發(fā)揮關(guān)鍵作用，推進(jìn)企業(yè)有序運(yùn)行、持續(xù)發(fā)展。

（2）提升企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量。內(nèi)部控制的貫徹執(zhí)行是企業(yè)破解融資約束難題的制度保障，企業(yè)應(yīng)該健全內(nèi)控治理體系，強(qiáng)化內(nèi)控責(zé)任意識(shí)，以減少財(cái)務(wù)舞弊，提升信息質(zhì)量，增強(qiáng)經(jīng)營(yíng)效益，避免企業(yè)陷入財(cái)務(wù)困境；同時(shí)要加強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)監(jiān)督管理，及時(shí)甄別內(nèi)部控制存在的重大缺陷，以提升企業(yè)抵御外部風(fēng)險(xiǎn)的能力，降低銀行等金融機(jī)構(gòu)的貸款風(fēng)險(xiǎn)，緩解融資約束程度。

（3）降低政府干預(yù)程度，增強(qiáng)政策扶持力度。政府應(yīng)適度把握與市場(chǎng)的界限，削弱對(duì)銀企信貸決策施加的干預(yù)，引導(dǎo)信貸資源合理分配，改善非國(guó)有企業(yè)的融資環(huán)境；并給予非國(guó)有企業(yè)更多的扶持補(bǔ)貼和政策引領(lǐng)，進(jìn)一步完善非國(guó)有企業(yè)融資政策支持體系，鼓勵(lì)使用新型融資工具融資，從而拓寬非國(guó)有企業(yè)融資渠道，引導(dǎo)社會(huì)資金向非國(guó)有企業(yè)集聚，增強(qiáng)非國(guó)有企業(yè)的融資能力，這與黨的十九屆五中全會(huì)的會(huì)議精神不謀而合。