張 彥，邱 妘

（寧波大學 商學院，浙江 寧波 315211）

一、引言

財務違規(guī)行為是指虛假記載、虛構利潤、內幕交易、披露推遲或不實、會計處理不當?shù)冗`反法律規(guī)定，并且受到監(jiān)管機構處罰的行為（Albrecht 等，1995；尚洪濤和孫巖，2016）[1-2]?，F(xiàn)有相關文獻主要研究了企業(yè)財務違規(guī)行為對投資者活動（馮素玲和許可，2012）[3]、公司價值（鄭征，2020）[4]、公司治理（陸蓉和常維，2018）[5]等方面產生的影響，以及公司內外部治理情況對財務違規(guī)行為的影響。其中內部治理因素包含高管背景特征（Canice 等，1996 ；何威風和劉啟亮，2010）[6-7]、董事會結構（蔡志岳和吳世農，2007）[8]、黨組織嵌入（鄭登津等，2020）[9]，外部治理因素包含政府監(jiān)管（Kedia 和Rajgopa，2011）[10]、機構投資者持股（陸瑤等，2012）[11]、媒體監(jiān)督（周開國等，2016）[12]。

上市公司財務違規(guī)最本質的誘因是利益驅動（王小涵和王育紅，2021）[13]。當財務經(jīng)營狀況惡化時企業(yè)可能面臨暫停上市或者終止上市的情況，嚴重危害到利益相關者的利益，為此，一些企業(yè)就會有著巨大利益驅使去粉飾財務報表。商業(yè)信用融資作為銀行信貸的有效替代方式，通過上游供應商允許延期付款和下游客戶預先支付資金兩種授信模式，可以有效緩解企業(yè)融資約束，有利于企業(yè)的經(jīng)營與成長（Woodruff，1999；Rajan 和Zingales，1998；石曉軍和張順明，2010；楊勇等，2009）[14-17]。那么，商業(yè)信用融資作為企業(yè)債務融資的一種，在商業(yè)信用提供者的監(jiān)督下是否可以通過改善企業(yè)財務經(jīng)營狀況，促進企業(yè)發(fā)展，從而達到抑制上市公司財務違規(guī)行為的效果呢？本文將對商業(yè)信用融資對企業(yè)違規(guī)行為的抑制作用進行討論，并探究不同內部控制質量與業(yè)績壓力下商業(yè)信用融資對企業(yè)財務違規(guī)行為的影響機制。

本文的理論貢獻包括：第一，從商業(yè)信用融資角度為治理上市公司違規(guī)行為提供思路，拓寬了企業(yè)財務違規(guī)的研究視角；第二，相關文獻大多從理論上討論商業(yè)信用存在的監(jiān)督優(yōu)勢，但實證研究相對缺乏，本文基于其對財務違規(guī)行為的抑制作用，實證檢驗商業(yè)信用融資的積極影響。

本文的現(xiàn)實意義包括：第一，為企業(yè)治理財務違規(guī)行為提供借鑒。企業(yè)可以通過合理使用商業(yè)信用關系，獲取外部融資的同時防范財務違規(guī)的發(fā)生。第二，為監(jiān)管部門監(jiān)察企業(yè)財務違規(guī)提供線索。相關部門可以從企業(yè)內部控制水平、業(yè)績水平以及應付款項等方面對企業(yè)違規(guī)的可能性做出初步判斷，以便達到監(jiān)管目的。

二、理論分析與研究假設

根據(jù)舞弊三角理論，壓力、機會和借口是企業(yè)財務違規(guī)產生的三大要素（Albrecht 等，1995）[1]。就壓力因素而言，上市公司若連續(xù)兩年或兩年以上發(fā)生年度虧損則面臨T 處理或退市懲罰，若此時公司不能通過正常經(jīng)營活動解決業(yè)績不佳問題，將有可能實施財務違規(guī)行為（陳關亭，2007）[18]。就機會因素而言，企業(yè)出現(xiàn)組織結構不穩(wěn)定、管理層監(jiān)督失效、內部控制缺陷等問題時給企業(yè)提供了舞弊機會，可能導致企業(yè)承擔違規(guī)處罰而個人受益的情況（孟慶斌等，2018）[19]。借口是上市公司發(fā)生違規(guī)的重要條件之一，在面臨壓力、獲得機會后，企業(yè)會尋找與自己行為準則和道德原則相一致的理由來解釋實施違規(guī)行為的原因（韋華和陳興述，2012）[20]。

商業(yè)信用融資是以商品形式提供的借貸活動，依賴于上游企業(yè)供應商與下游企業(yè)客戶之間的交易往來，是企業(yè)融資的重要方式之一（孫浦陽等，2014；李增泉，2017）[21-22]。商業(yè)信用融資的獲取與企業(yè)內部相關因素具有聯(lián)系，通過相關文獻梳理可知，公司規(guī)模越大、管理者能力越強、經(jīng)營狀況越好、成立時間越長、信譽水平越高等背景下的企業(yè)更容易取得商業(yè)信用融資（余明桂和潘紅波，2010；屈耀輝和黃連琴，2012；何威風和劉巍，2018）[23-25]。本文認為獲取商業(yè)信用融資對企業(yè)財務違規(guī)行為是具有抑制作用的。首先，獲得商業(yè)信用融資的企業(yè)具有較好的經(jīng)營效率和盈利能力（Molina 和Preve，2012；Lin 等，2020）[26-27]，企業(yè)陷入財務困境的可能性不大，管理者沒有修飾財務報告的動機或壓力。其次，不同于銀行貸款需要大額抵押物和一定資產的擔保人，商業(yè)信用融資在日常交易中形成，具有減少過度投資，降低代理成本等積極作用（楊勇等，2009）[17]。并且商業(yè)信用關系減少了信息不對稱問題（Brennan等，1988；陸正飛和楊德明，2011）[28-29]，商業(yè)信用供給方相較于金融機構，更有動力和信息判斷力監(jiān)督債務人經(jīng)營狀況，約束管理層行為。因此，獲得商業(yè)信用融資的企業(yè)內外部公司治理得到改善，企業(yè)違規(guī)行為產生的機會減少。最后，作為供應鏈中“黏合劑”的商業(yè)信用會為企業(yè)帶來“聲譽”效應（陸正飛和楊德明，2011）[29]，減少管理者為追求眼前利益而做出影響企業(yè)聲譽的短視行為，防止企業(yè)尋找財務違規(guī)的借口。綜上，本文認為商業(yè)信用融資能夠抑制企業(yè)財務違規(guī)行為。因此，我們提出假設：

假設：商業(yè)信用融資對企業(yè)財務違規(guī)行為具有抑制作用，商業(yè)信用融資規(guī)模越大，企業(yè)財務違規(guī)可能性越小。

三、研究設計

（一）樣本選擇

本文選取2011—2020 年滬深兩市A 股上市公司為研究樣本，剔除金融業(yè)、ST、*ST 和PT、相關數(shù)據(jù)缺失的公司樣本，并對所有連續(xù)變量在上下1%水平上進行縮尾處理，最終獲得8 898 個觀測值。研究數(shù)據(jù)來源于CSMAR 數(shù)據(jù)庫，使用Excel 2021 和Stata 15 進行后續(xù)數(shù)據(jù)分析。

（二）變量定義

1.被解釋變量。財務違規(guī)是指企業(yè)進行虛構利潤、虛列資產、虛假記載、推遲披露、重大遺漏等違反法律法規(guī)并且受到監(jiān)管部門處罰的行為。借鑒蔡志岳和吳世農（2007）[8]、戴亦一等（2017）[30]做法，本文將企業(yè)違規(guī)的第一年作為違規(guī)年度，采用兩個指標衡量企業(yè)財務違規(guī)：（1）違規(guī)概率（Vio）：若公司當年進行財務違規(guī)并受到監(jiān)管機構的披露與處罰，則賦值為1，若公司未被披露違規(guī)，則賦值為0；（2）違規(guī)程度（Degree）：若上市公司未被監(jiān)管部門披露違規(guī)則賦值為0，被批評賦值為1，受到譴責賦值為2，被罰款、沒收非法所得、市場禁入或取消營業(yè)許可則賦值為3（多次處罰以最嚴重處罰進行賦值）。

2.解釋變量。本文借鑒陸正飛和楊德明（2011）[29]做法，設定商業(yè)信用融資（TC）=（應付賬款+應付票據(jù)+預收賬款）/總資產。TC 值越大，代表企業(yè)商業(yè)信用融資規(guī)模越大。

3.控制變量。參考企業(yè)違規(guī)行為的現(xiàn)有研究（車響午和彭正銀，2018）[31]，本文對如下變量進行控制：企業(yè)成長性（Growth）、企業(yè)規(guī)模（Size）、上市年限（Age）、資產負債率（Lev）、總資產收益率（Roa）、企業(yè)性質（Soe）與股權集中度（Con）。具體變量定義如表1 所示。

表1 變量定義

（三）模型構建

為檢驗本文假設構建如下模型：

模型（1）檢驗商業(yè)信用融資規(guī)模對企業(yè)財務違規(guī)概率或違規(guī)程度的影響，其中被解釋變量Vio 表示企業(yè)當年是否被監(jiān)管部門披露違規(guī)，即財務違規(guī)概率，采用二分類Probit 回歸分析；Degree 表示企業(yè)當年違規(guī)受到的處罰程度，即財務違規(guī)程度，采用有序Probit 回歸分析。解釋變量TC 代表商業(yè)信用融資規(guī)模，Controls 代表控制變量集合，ε 表示隨機擾動項。按照預期，若TC 的回歸系數(shù)顯著為負，說明企業(yè)獲得商業(yè)信用融資后，其財務違規(guī)行為會減少。

四、實證檢驗

（一）描述性統(tǒng)計

描述性統(tǒng)計結果如表2 所示，Vio 和Degree 均值分別為0.125、0.142，表明2011—2020 年間在樣本企業(yè)中平均有12.5%的企業(yè)存在財務違規(guī)行為，違規(guī)程度達到0.142，說明上市公司發(fā)生財務違規(guī)行為較為普遍，且違規(guī)程度處于較高水平，治理企業(yè)違規(guī)現(xiàn)象刻不容緩。TC 均值為0.166，表明企業(yè)商業(yè)信用融資在我國的平均水平為16.6%，最小值為0，最大值為0.745，表明我國不同企業(yè)商業(yè)信用融資規(guī)模存在較大差異。所有變量具體數(shù)據(jù)如表2 所示。

表2 描述性統(tǒng)計

（二）相關性分析

變量之間的相關性系數(shù)如表3 所示。商業(yè)信用融資規(guī)模（TC）與企業(yè)財務違規(guī)概率（Vio）和財務違規(guī)程度（Degree）在1%水平上呈顯著負相關關系，假設1 得到初步驗證。但上述相關性分析只考慮兩兩變量之間的關系，需要通過回歸分析來進一步驗證假設。

表3 相關系數(shù)檢驗

（三）回歸分析

表4 為商業(yè)信用融資規(guī)模與企業(yè)財務違規(guī)概率、違規(guī)程度的回歸結果。第（1）列中，TC 系數(shù)為-0.063，在1%的水平上顯著，表明企業(yè)商業(yè)信用融資規(guī)模越大，財務違規(guī)行為發(fā)生的可能性越??；第（2）列中，TC 系數(shù)為-0.062，在1%水平上顯著，表明企業(yè)商業(yè)信用融資規(guī)模越大，財務違規(guī)嚴重程度越低。因此，商業(yè)信用融資對上市公司財務違規(guī)行為具有抑制作用，本文假設得到驗證。

表4 商業(yè)信用融資與企業(yè)財務違規(guī)

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.2 SLS 回歸。為了排除因研究變量遺漏造成的內生性問題，本文“年度行業(yè)企業(yè)的平均商業(yè)信用融資水平”（ATC）作為商業(yè)信用融資的工具變量，采用兩階段最小二乘法進行穩(wěn)健性檢驗。從相關性來看，同時間段同行業(yè)的公司具有相似的業(yè)務特征，因而公司的特征和該特征的年度行業(yè)均值之間存在一定的相關性，即公司獲得的商業(yè)信用融資可能受同年度同行業(yè)平均商業(yè)信用融資的影響。另一方面，財務違規(guī)屬于公司治理層面特征，與商業(yè)信用融資的年度行業(yè)均值無直接關聯(lián)，故ATC 滿足工具變量的外生性條件。工具變量的回歸結果如表5 所示。第一階段回歸結果顯示工具變量ATC 與TC 顯著正相關，符合理論預期；第二階段估計中，TC 的回歸系數(shù)分別為-0.306 和-0.378，通過了1%和5%水平的差異性檢驗?；貧w結果與前文一致，增強了實證結果的穩(wěn)健性。

表5 2SLS 回歸結果

2.滯后解釋變量。為了解決商業(yè)信用融資與企業(yè)財務違規(guī)行為之間潛在的雙向因果關系問題，選取滯后一期的商業(yè)信用融資（LTC）作為工具變量重新與企業(yè)財務違規(guī)概率和違規(guī)程度進行回歸，結果如表6 第（1）列和第（2）列所示。第（1）列中，LTC 系數(shù)在1%水平上顯著為負，第（2）列中，LTC 系數(shù)在5%水平上顯著為負，與前文回歸結果基本一致。

表6 穩(wěn)健性檢驗結果

3.替換被解釋變量。為降低變量度量誤差對回歸結果的不利影響，本文進一步借鑒孟慶斌等（2018）[32]的做法，選擇違規(guī)次數(shù)（Fre）重新衡量企業(yè)財務違規(guī)行為。Fre 表示上市公司當年因不同事項違規(guī)被監(jiān)管部門披露的總次數(shù)。回歸結果如表6 第（3）列所示，TC 與Fre 在5%水平上顯著負相關，本文研究結論依然成立。

（五）進一步分析

1.商業(yè)信用融資、內部控制與企業(yè)財務違規(guī)。完善的內部控制體系和健全的內部控制制度時刻約束規(guī)范著公司經(jīng)營管理行為，保障企業(yè)組織防范風險、自我監(jiān)督、維護利益。企業(yè)內部控制質量較好往往經(jīng)營績效更穩(wěn)定，融資支持更多，違規(guī)行為發(fā)生概率越低（葉陳剛等，2016；鐘凱等，2016；陳作華，2015）[33-35]。此時較完善的內部控制與商業(yè)信用融資對企業(yè)財務違規(guī)行為的抑制作用有一定的替代性。此外，良好的內部控制質量可以有效監(jiān)督與制約高管權力（雷英等，2013）[36]，提升會計人員的合規(guī)性（王守海等，2010）[37]，由商業(yè)信用關系產生的外部監(jiān)督對企業(yè)財務違規(guī)行為的干預作用會減弱。因此，本文認為企業(yè)內部控制質量較好時，商業(yè)信用融資對企業(yè)財務違規(guī)行為的抑制作用減弱。

本文采用迪博數(shù)據(jù)庫提供的內部控制指數(shù)作為內部控制質量（Icq）衡量指標。表7 第（1）列顯示了內部控制質量對商業(yè)信用融資與企業(yè)財務違規(guī)概率關系的調節(jié)作用的實證結果。結果顯示其對應三個自變量系數(shù)為-0.087、-0.270、0.073，其中Icq×TC 系數(shù)在1%水平下顯著，這表明加入內部控制因素能夠影響商業(yè)信用融資抑制企業(yè)違規(guī)的作用。從表7 第（2）列中也可以得到相同的結論，以上結果與本文預期一致。

表7 商業(yè)信用融資、內部控制與企業(yè)財務違規(guī)

2.商業(yè)信用融資、業(yè)績壓力與企業(yè)財務違規(guī)行為。上市公司業(yè)績指標未達到證監(jiān)會標準時會面臨退市風險警示或退市的處罰，這種懲罰會對企業(yè)及其管理者造成嚴重的負面影響。當企業(yè)面臨的業(yè)績壓力較大時，企業(yè)與管理者出于自身利益考量，更有動機采取粉飾財務報表、虛構利潤等財務違規(guī)行為來避免被ST。另外，業(yè)績較差的企業(yè)不容易獲得供給方的信任，獲得商業(yè)信用融資較為困難，商業(yè)信用關系帶來的對管理者行為能力的監(jiān)督作用可能會減弱，企業(yè)違規(guī)機會增多。因此，本文認為當企業(yè)和管理者面對的業(yè)績壓力較大時，商業(yè)信用融資對企業(yè)違規(guī)行為的抑制作用減弱。

本文借鑒黃亮華和謝德仁（2014）[38]的做法采用上一年度總資產報酬率（Roa）衡量企業(yè)當年面臨的業(yè)績壓力，Roa 越小，企業(yè)面臨的業(yè)績壓力越大。表8 第（1）列顯示了業(yè)績壓力對商業(yè)信用融資與企業(yè)財務違規(guī)概率關系的調節(jié)作用的實證結果。結果顯示其對應三個自變量系數(shù)為-0.060、-0.108、-0.076，其中Roa×TC 系數(shù)在1%水平下顯著，這表明企業(yè)業(yè)績較差，即面對的業(yè)績壓力較大時，商業(yè)信用融資對企業(yè)違規(guī)行為發(fā)生的抑制作用沒有在業(yè)績壓力較小時顯著。從表8 第（2）列中也可以得到相同的結論，以上結果與本文預期一致。

表8 商業(yè)信用融資、業(yè)績壓力與企業(yè)財務違規(guī)行為

五、結論與建議

本文基于2011—2020 年滬深A 股非金融類上市公司數(shù)據(jù)，實證檢驗了商業(yè)信用融資與企業(yè)財務違規(guī)行為之間的關系，研究發(fā)現(xiàn)商業(yè)信用融資程度高的企業(yè)財務違規(guī)行為更少。進一步分析發(fā)現(xiàn)，在內部控制水平高或者業(yè)績壓力大的企業(yè)中，商業(yè)信用融資對企業(yè)財務違規(guī)行為的抑制作用減弱。

財務違規(guī)行為通過扭曲財務指標，隱藏公司經(jīng)營風險，容易造成投資者決策失誤，嚴重影響了市場效率和秩序，因此對預防與治理企業(yè)財務違規(guī)方面需予以關注。對企業(yè)而言，應注重與上下游客戶的貿易往來，重視商業(yè)信用融資這一補充性融資工具的使用，并努力建立自身適用的信用評級，擴大商業(yè)信用規(guī)模，以更好發(fā)揮商業(yè)信用融資對公司財務違規(guī)行為的抑制作用。其次注重企業(yè)內部控制體系的完善與制度的健全，降低企業(yè)財務違規(guī)的風險。最后，時刻關注自身業(yè)績壓力，積極提高業(yè)績水平，最大程度上加強商業(yè)信用融資對財務違規(guī)行為的抑制。對相關政府部門而言，完善相關法律法規(guī)，加強對上市公司財務違規(guī)行為的監(jiān)督與處罰力度。在此基礎上，積極引導企業(yè)制定科學的商業(yè)信用使用水平，建立完善的商業(yè)信用管理制度，推進企業(yè)合法合規(guī)經(jīng)營，提升企業(yè)市場競爭力與活力。同時對于內部控制水平低或業(yè)績壓力大的企業(yè)，監(jiān)管機構可重點監(jiān)控其財務信息的真實性，盡早發(fā)現(xiàn)企業(yè)財務違規(guī)行為，為我國資本市場的健康、有序發(fā)展提供有力保障。