修宗峰 劉 然

(中南大學(xué) 商學(xué)院,湖南 長沙 410083)

0 引言

企業(yè)財務(wù)重述現(xiàn)象自20 世紀(jì)90 年代以來日趨頻繁。1997 至2006 年美國上市公司發(fā)生財務(wù)重述的數(shù)量增加了18 倍[1],在我國2004 至2009 年平均每年大約有20%的上市公司發(fā)布名目繁多的各類補充更正公告[2]。這種頻繁使用重述對年度財務(wù)報告進行更正的行為反映了企業(yè)會計信息披露的不規(guī)范,以及部分企業(yè)“不懷好意”利用補充更正公告粉飾財務(wù)信息。企業(yè)年報重述行為干擾了投資者對信息的全面獲取,會打擊投資者信心,降低證券市場中資本配置的效率和合理性,損害資本市場信息透明度,從而造成嚴(yán)重的經(jīng)濟后果[3]。財務(wù)重述是企業(yè)修正前期會計差錯的過程[4],一直被視為上市公司會計信息質(zhì)量的“晴雨表”。目前國內(nèi)外關(guān)于財務(wù)重述相關(guān)研究主要集中于影響因素與經(jīng)濟后果兩個方面,如高管團隊規(guī)模和性別[5]、外部董事的比例[6]、審計質(zhì)量[7]以及公司財務(wù)特征[8]均會對企業(yè)財務(wù)重述行為產(chǎn)生影響。此外,財務(wù)重述帶來的經(jīng)濟后果也是多方面的,如年報更正公告、因會計、收入確認(rèn)等問題導(dǎo)致的重述會帶來負(fù)面的市場反應(yīng)[9]。企業(yè)涉嫌欺詐引發(fā)的財務(wù)重述將會導(dǎo)致更嚴(yán)重的負(fù)面市場效應(yīng),涉嫌欺詐的公司在重述公告前后三天的累計超常收益高達-21.80%[10],這將對企業(yè)控制市場經(jīng)濟資源配置帶來直接的消極影響[11]。同時,對財務(wù)重述負(fù)有直接責(zé)任的管理者會面臨更大的法律訴訟風(fēng)險[12],即便因間接追責(zé)而被公司辭退的高管,也有近92%的被辭退管理人員前途黯淡,無法重新找到工作[13]。盡管財務(wù)重述是公司對以往年度中錯誤會計處理的修正行為,但重述公告以后一個月的時間內(nèi),公司的股權(quán)資本成本平均增加20%[14],企業(yè)財務(wù)重述后首次辦理貸款的銀行將會對企業(yè)要求更高的利差、更短的期限以及更多的安全性要求和契約限制條件[15],企業(yè)重述行為將直接關(guān)系到美國市政貸款的投入決策[16]。

盡管目前對財務(wù)重述的融資經(jīng)濟后果的研究趨于成熟,但這些研究大多關(guān)注財務(wù)重述對正式融資渠道的影響。重述公告后企業(yè)債務(wù)融資成本明顯增加,且二級貸款市場將先于股票市場,更早一步對重述信息做出反應(yīng)[17],企業(yè)財務(wù)重述行為也會直接影響貸款機構(gòu)的債務(wù)定價[18]。但是,企業(yè)財務(wù)重述行為對商業(yè)信用融資這一非正式融資渠道的影響機理研究還不夠深入和具體,僅有錢愛民和朱大鵬[19]考察了財務(wù)重述是否會影響上游企業(yè)(供應(yīng)商)向企業(yè)提供商業(yè)信用,但忽略了不同類型財務(wù)重述的潛在影響以及供應(yīng)鏈中下游企業(yè)(客戶)的商業(yè)信用融資供給。此外,我國企業(yè)尤其是民營企業(yè)的融資約束已經(jīng)成為制約其發(fā)展的重要制度性障礙,而商業(yè)信用作為低成本的融資渠道,能夠有效緩解企業(yè)融資約束,并降低資本市場的信息不對稱[20]。交易雙方簽訂及履行合約的依據(jù)是高質(zhì)量的財務(wù)報告,因為市場中的購銷關(guān)系具有重復(fù)博弈的性質(zhì),這使得利用信息獲取信任成為合約雙方謀求長期利益最大化的有效手段[21],上游企業(yè)(供應(yīng)商)和下游企業(yè)(客戶)作為企業(yè)商業(yè)信用的主要融資來源,是企業(yè)的核心合作伙伴和重要利益相關(guān)者,他們必然會密切關(guān)注企業(yè)財務(wù)報告質(zhì)量以及會計信息披露行為?；谏鲜龇治?本研究著重回答如下問題:(1)企業(yè)財務(wù)重述行為是否會對其商業(yè)信用融資變化(方向和大小)產(chǎn)生影響?(2)這種影響是否會因企業(yè)處于不同的供應(yīng)鏈關(guān)系(供應(yīng)商或客戶)中而有所不同? (3)企業(yè)內(nèi)外部治理機制如外部審計、內(nèi)部控制等如何對上述關(guān)系產(chǎn)生作用?影響財務(wù)重述與商業(yè)信用融資之間關(guān)系的渠道機制是什么?

本文以我國證券市場2005 至2017 年A 股上市公司為研究樣本,實證檢驗了企業(yè)財務(wù)重述行為及其類型對其商業(yè)信用融資變化(方向和大小)的影響,并從供應(yīng)鏈關(guān)系角度區(qū)分了企業(yè)商業(yè)信用融資的類型,進一步考察了外部審計、內(nèi)部控制等公司治理機制對上述關(guān)系的潛在影響,最后識別了財務(wù)重述對商業(yè)信用融資影響的潛在渠道機制。研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)財務(wù)重述導(dǎo)致商業(yè)信用融資額下降的可能性更大,對商業(yè)信用變化額產(chǎn)生一定的負(fù)面影響,并且上述關(guān)系在舞弊類財務(wù)重述企業(yè)中更加明顯;相比于供應(yīng)鏈中的下游企業(yè),上游企業(yè)對企業(yè)財務(wù)重述帶來的商業(yè)信用融資負(fù)面影響更加明顯;相比于審計師類型信號,企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量信號更能夠緩解財務(wù)重述與商業(yè)信用融資變化之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系,且這一調(diào)節(jié)效應(yīng)對上游企業(yè)的信用政策更加明顯;企業(yè)財務(wù)重述對商業(yè)信用融資的潛在影響渠道包括企業(yè)市場地位與供應(yīng)商采購額等方面。本研究的潛在創(chuàng)新之處主要體現(xiàn)在三個方面。(1)目前關(guān)于財務(wù)重述經(jīng)濟后果的研究,大多聚集在市場反應(yīng)與資本成本兩個方面,研究結(jié)論也較為統(tǒng)一,即財務(wù)重述一般會引起公司負(fù)面市場反應(yīng)[1]和資本成本上升[14],但當(dāng)前研究基本忽視了企業(yè)財務(wù)重述行為對商業(yè)信用融資這一非正式融資渠道的潛在影響。本研究將企業(yè)財務(wù)重述類型和供應(yīng)鏈關(guān)系置于一個完整的分析框架之中,使得我們對企業(yè)財務(wù)重述與非正式融資渠道之間理論關(guān)系的理解和認(rèn)識更為全面和具體。(2)在行業(yè)供應(yīng)鏈層面上,供應(yīng)鏈中的企業(yè)若發(fā)生財務(wù)重述行為,這一財務(wù)報告質(zhì)量的信號機制如何對重述企業(yè)與上游供應(yīng)商企業(yè)、重述企業(yè)和下游客戶企業(yè)之間的商業(yè)信用融資信任關(guān)系產(chǎn)生影響?以及上述關(guān)系是否在不同財務(wù)重述類型間存在差異、影響渠道是什么?對這些問題的回答能夠拓展關(guān)于企業(yè)財務(wù)報告質(zhì)量與企業(yè)融資決策行為之間的關(guān)系研究。(3)本文從企業(yè)供應(yīng)鏈關(guān)系的角度出發(fā),進一步檢驗了財務(wù)報告信號機制與公司治理機制信號之間的關(guān)聯(lián)響應(yīng)對企業(yè)商業(yè)融資決策行為的影響,有助于從企業(yè)財務(wù)重述視角增進信息披露機制與公司治理機制互動關(guān)系的文獻積累。

第二部分為理論分析與研究假設(shè),第三部分為研究設(shè)計,第四部分為實證結(jié)果分析,第五部分為進一步分析與討論,包括渠道檢驗、內(nèi)生性討論與穩(wěn)健性分析,最后部分為研究結(jié)論與啟示。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 企業(yè)財務(wù)重述與商業(yè)信用融資

企業(yè)年度財務(wù)報告的如實披露對投資者了解企業(yè)財務(wù)狀況和經(jīng)營業(yè)績、預(yù)測公司發(fā)展?jié)摿哂兄匾饔?在企業(yè)對外公開披露信息的大數(shù)據(jù)中,審計后的企業(yè)財務(wù)報告是投資者進行決策的主要客觀依據(jù)。財務(wù)重述作為年度財務(wù)報告信息披露階段的重要現(xiàn)象,是一種對存在錯誤或誤導(dǎo)性信息的歷史財務(wù)報告進行事后補救的公告行為。

首先,從信息披露的角度來看,一方面,財務(wù)重述作為一種管理者操縱會計信息的手段,不僅會給公司股東帶來負(fù)超額回報,直接或者間接的降低公司市場價值[4],而且會引起投資者對企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營能力的質(zhì)疑,給其造成巨額損失。另一方面,財務(wù)重述是對違背當(dāng)前會計準(zhǔn)則的財務(wù)報告進行重新披露,其潛在的違規(guī)風(fēng)險將進一步加劇資本市場中的信息不對稱,使外部會計信息使用者較難甄別蓄意披露的機會主義行為與與非蓄意的會計準(zhǔn)則偏離行為之間的區(qū)別,不利于供應(yīng)鏈信任關(guān)系的建立和鞏固,容易激發(fā)企業(yè)間交易關(guān)系的不確定性并導(dǎo)致交易成本上升。因此,企業(yè)財務(wù)重述行為會影響到與企業(yè)訂立合約的利益相關(guān)者,商業(yè)信用作為供應(yīng)鏈上下游企業(yè)之間的非正式融資方式,其供給決策是基于企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略和財務(wù)狀況量身定制的[22]。然而,財務(wù)重述公告的發(fā)布則意味著企業(yè)前期會計信息披露存在虛假和故意隱瞞的嫌疑,企業(yè)潛在的經(jīng)營風(fēng)險導(dǎo)致供應(yīng)商傾向于執(zhí)行更加保守的商業(yè)信用決策,為了消除客戶企業(yè)的信用風(fēng)險、保障自身利益安全,供應(yīng)商會及時收緊原本較為寬松的商業(yè)信用供給,從而導(dǎo)致財務(wù)重述企業(yè)的商業(yè)信用供給規(guī)模下降的可能性更大,商業(yè)信用變化呈現(xiàn)下降趨勢。對于下游客戶企業(yè)而言,為了降低由于供應(yīng)商企業(yè)會計信息風(fēng)險所帶來的潛在破產(chǎn)風(fēng)險以及產(chǎn)品質(zhì)量風(fēng)險,下游客戶企業(yè)也會擇機降低對供應(yīng)商企業(yè)預(yù)收賬款的支付概率和比例。

其次,基于信號傳遞理論,財務(wù)重述作為企業(yè)信息披露環(huán)節(jié)的重要事件,具有明顯的信號傳遞效應(yīng),其不僅向資本市場傳遞出企業(yè)會計信息的低質(zhì)量信號,而且說明企業(yè)管理當(dāng)局存在基于代理沖突及私有收益動機而導(dǎo)致的潛在盈余管理甚至財務(wù)舞弊。財務(wù)重述的發(fā)生并不是簡單的記賬錯誤,而是存在更深層次的原因[23],很可能是公司經(jīng)營或管理上存在嚴(yán)重問題,這無疑會對外部投資者或者債權(quán)人的相關(guān)決策產(chǎn)生負(fù)面影響。因此,當(dāng)企業(yè)披露的年度財務(wù)報告中存在“年報補丁”時,這一負(fù)面信號將會在整個相關(guān)聯(lián)的利益鏈條中不斷傳遞,從而導(dǎo)致重述的負(fù)面經(jīng)濟后果不斷被加劇,企業(yè)的契約方尤其是供應(yīng)商和客戶勢必會提高市場交易的警惕性和謹(jǐn)慎性,從而降低履約機制的效率和商業(yè)信用契約雙方的信任水平。在這種情形下,根據(jù)企業(yè)會計信息的披露狀況,供應(yīng)商或客戶會擇機修訂相關(guān)契約條款,通過提高企業(yè)融資門檻、執(zhí)行更為苛刻的還款條件,以期盡快收回企業(yè)所欠貨款或減少企業(yè)銷售貨款的提前支付等。因此,商業(yè)信用融資在重述公告年度后下降的可能性更大,對商業(yè)信用變化額產(chǎn)生顯著負(fù)面影響。

基于以上分析,本文提出研究假設(shè)H1。

H1限定其他條件,企業(yè)財務(wù)重述導(dǎo)致商業(yè)信用融資額下降的可能性更大,對商業(yè)信用變化額產(chǎn)生一定的負(fù)面影響。

企業(yè)財務(wù)重述主要有兩種類型:一種是由于非故意的會計差錯引起的,它通常來源于會計人員的疏忽、計算錯誤、會計處理不當(dāng)?shù)?此類財務(wù)重述行為負(fù)面影響程度較小;另一種是由蓄意的財務(wù)舞弊行為引起的,由財務(wù)舞弊引起的重述行為對資本市場的負(fù)面影響更為嚴(yán)重,它通常會伴隨著證券監(jiān)管部門的介入和查處。因為這種行為不僅預(yù)示著企業(yè)對外提供的會計信息存在嚴(yán)重的質(zhì)量問題,還與財務(wù)壓力、管理層誠信以及風(fēng)險高的復(fù)雜交易具有密切關(guān)系[24],這將進一步加劇供應(yīng)鏈企業(yè)間的信息不對稱程度,使舞弊類財務(wù)重述企業(yè)失去投資者信任[9]。一旦企業(yè)財務(wù)舞弊行被證券監(jiān)管部門查處后公告,繼而發(fā)生企業(yè)財務(wù)重述行為,這將向資本市場傳遞關(guān)于企業(yè)前期會計信息虛假的負(fù)面信號[3],在證券市場信息披露的信號機制作用下,舞弊類財務(wù)重述的經(jīng)濟后果將會被無限放大,導(dǎo)致企業(yè)聲譽價值下降,使得供應(yīng)鏈利益相關(guān)者對企業(yè)產(chǎn)生懷疑,從而降低利益主體間資源互換的信任程度、提高合約簽訂和履行的交易成本。

財務(wù)重述行為意味著企業(yè)前期會計信息披露存在一定的問題,向資本市場傳遞出企業(yè)存在潛在風(fēng)險的負(fù)面信號[25],而證券監(jiān)管部門的舞弊查處公告將會導(dǎo)致舞弊類財務(wù)重述的負(fù)面影響更加嚴(yán)重,企業(yè)的供應(yīng)商與客戶很難與這樣的企業(yè)繼續(xù)保持以往建立的信任合作關(guān)系。因為商業(yè)信用作為典型的關(guān)系型融資,其不僅受到債務(wù)法律執(zhí)行力的約束,更受到交易雙方及區(qū)域信任程度的影響[26-27],這也使得供應(yīng)鏈企業(yè)間的合作更加具有風(fēng)險共擔(dān)的性質(zhì)。舞弊類財務(wù)重述傳遞的負(fù)面信號勢必會導(dǎo)致商業(yè)信用的供給方提高對企業(yè)違約可能性的初始判斷,為降低借貸風(fēng)險而執(zhí)行更為嚴(yán)苛的賒銷條件,比如增加還款成本、縮小融資額度、停止供應(yīng)商品等[28]。因此,相對于差錯類財務(wù)重述,舞弊類財務(wù)重述企業(yè)的商業(yè)信用融資更容易受到其供應(yīng)商和客戶企業(yè)的限制和約束,導(dǎo)致企業(yè)發(fā)生舞弊類財務(wù)重述行為的前后年度商業(yè)信用額度下降的可能性更大。

基于以上分析,本文提出研究假設(shè)H2。

H2相比于非舞弊類財務(wù)重述,舞弊類財務(wù)重述會導(dǎo)致商業(yè)信用融資額下降的可能性更大,對商業(yè)信用變化額的負(fù)面影響更明顯。

1.2 企業(yè)財務(wù)重述與商業(yè)信用融資:基于供應(yīng)鏈關(guān)系的理論分析

賒購供應(yīng)商產(chǎn)品的企業(yè)應(yīng)付賬款、預(yù)收客戶貨款的企業(yè)預(yù)收賬款均是企業(yè)獲得商業(yè)信用融資的具體表現(xiàn)形式,這些商業(yè)信用融資主要來自供應(yīng)鏈關(guān)系中的上游企業(yè)(供應(yīng)商)和下游企業(yè)(客戶)。從新制度經(jīng)濟學(xué)的角度來看,首先,不同的商業(yè)信用供給模式代表了不同的交易成本,上游企業(yè)(供應(yīng)商)對外提供商業(yè)信用的方式主要有應(yīng)付賬款和應(yīng)付票據(jù)兩種方式。應(yīng)付票據(jù)往往意味著復(fù)雜的核對簽發(fā)過程,并增加了銀行這一中間程序,流轉(zhuǎn)環(huán)節(jié)的交易成本較高,并且只有在企業(yè)商業(yè)票據(jù)無法按期兌現(xiàn)的情況下,上游提供商業(yè)信用的企業(yè)(供應(yīng)商)才將應(yīng)收票據(jù)計入應(yīng)收賬款,所以上游企業(yè)(供應(yīng)商)對于商業(yè)信用的受償風(fēng)險較高[29]。其次,下游企業(yè)(客戶)主要通過預(yù)收賬款的形式為企業(yè)提供商業(yè)信用融資。與應(yīng)付票據(jù)與應(yīng)付賬款這兩種“先購貨,后付款”模式不同,預(yù)收賬款是“先收款,后發(fā)貨”模式,下游企業(yè)(客戶)對外提供商業(yè)信用融資會占用自身資金,喪失投資機會,其付出資金的機會成本換取交易的進行。因此,當(dāng)企業(yè)作為收款方接受下游企業(yè)(客戶)提供的預(yù)收賬款作為商業(yè)信用融資方式時,其面臨的成本和風(fēng)險均相對較小,相反,這種融資方式對下游企業(yè)(客戶)來說交易成本則相對較高[30]。簡言之,相比于來自上游供應(yīng)商的應(yīng)付賬款和應(yīng)付票據(jù)等商業(yè)信用融資方式而言,來自下游客戶的預(yù)收賬款這一商業(yè)信用融資方式交易成本更高。然而,企業(yè)預(yù)收賬款這一商業(yè)信用融資額度的獲取與融資企業(yè)在供應(yīng)鏈關(guān)系中的市場地位密不可分。具體來說,商業(yè)信用融資的供給方因為供應(yīng)鏈的合約關(guān)系具有一定的信息優(yōu)勢,在債權(quán)人治理過程中有更強的談判力[31],提供應(yīng)付款項等商業(yè)信用的上游企業(yè)(供應(yīng)商)對接收商業(yè)信用的下游企業(yè)(客戶)具有一定的控制力[32];而下游企業(yè)(客戶)提供的預(yù)收賬款的隱含前提是只有市場地位較高的上游企業(yè)才有資質(zhì)和能力獲得該預(yù)收賬款融資,所以,相比于下游企業(yè)(客戶),通過預(yù)收賬款獲得商業(yè)信用融資的企業(yè)在供應(yīng)鏈的市場地位博弈中更占據(jù)優(yōu)勢,這類企業(yè)在上下游關(guān)系中具有較強的市場影響力。

綜上所述,一方面,企業(yè)在獲取來自上游供應(yīng)商的應(yīng)付款項等商業(yè)信用融資額度后,作為債權(quán)人的上游企業(yè)(供應(yīng)商)必然承擔(dān)了潛在的違約風(fēng)險和違約成本,當(dāng)企業(yè)對外釋放出財務(wù)重述的負(fù)面信號時,為控制債權(quán)違約風(fēng)險、減少違約損失,上游企業(yè)(供應(yīng)商)完全可以憑借自身對供求關(guān)系的控制,能夠主動做出停止或者降低商業(yè)信用供給的經(jīng)濟決策。為了降低下游客戶企業(yè)的債務(wù)違約風(fēng)險,上游供應(yīng)商企業(yè)必然對下游客戶企業(yè)的信息披露質(zhì)量信號如財務(wù)重述披露、社會責(zé)任披露等披露行為更加敏感,因此,下游客戶企業(yè)財務(wù)重述行為的發(fā)生,將可能導(dǎo)致上游供應(yīng)商企業(yè)收縮商業(yè)信用對外供給規(guī)模,使得重述企業(yè)商業(yè)信用融資額下降的可能性更大、商業(yè)信用融資變化額呈現(xiàn)負(fù)向變化。另一方面,企業(yè)在獲取來自下游客戶企業(yè)的預(yù)收賬款融資額度后,預(yù)收賬款的特殊性質(zhì)使得下游客戶企業(yè)雖然承擔(dān)了高昂的交易成本,但由于該預(yù)收賬款融資額度的取得是建立在供應(yīng)商企業(yè)較強的市場地位的基礎(chǔ)之上,供應(yīng)商企業(yè)的較強市場地位導(dǎo)致供應(yīng)鏈中的下游客戶企業(yè)缺少一定的合約話語權(quán),下游客戶企業(yè)對上游供應(yīng)商企業(yè)提供商業(yè)信用的營運政策決策完全取決于上游供應(yīng)商的壟斷市場地位,從而使得下游客戶企業(yè)對上游供應(yīng)商企業(yè)形成一定的依賴度。即便上游供應(yīng)商企業(yè)發(fā)生財務(wù)重述并釋放一定的風(fēng)險信號,但基于自身在產(chǎn)品市場中的壟斷力量和供應(yīng)商依賴,下游客戶企業(yè)為了規(guī)避債權(quán)風(fēng)險收縮商業(yè)信用供給的能力和程度也是有限的。此時,對下游客戶企業(yè)而言,上游供應(yīng)商企業(yè)的“斷供”成本要超過其規(guī)避預(yù)付款債權(quán)風(fēng)險的收益。

基于上述分析,本文提出研究假設(shè)H3。

H3限定其他條件,相比于下游客戶企業(yè),從上游供應(yīng)商企業(yè)獲取的企業(yè)商業(yè)信用融資對財務(wù)重述釋放的負(fù)面信號更加敏感。

1.3 企業(yè)財務(wù)重述與商業(yè)信用融資:公司治理機制的調(diào)節(jié)作用

財務(wù)重述通常被認(rèn)為是會計準(zhǔn)則制定和會計實踐執(zhí)行的函數(shù),其背后的原因是公司治理機制的失效[33]。財務(wù)重述是管理者操縱會計信息的一種手段,當(dāng)企業(yè)發(fā)生財務(wù)重述甚至是財務(wù)舞弊行為時,在資本市場中釋放出一定的風(fēng)險信號后,企業(yè)會在公司治理層面上采取補救措施,比如變更董事會成員、聘用更高質(zhì)量的審計師等,以此對外釋放公司治理機制的正面信號[34],通過轉(zhuǎn)移資本市場參與者的注意力以及改進公司治理水平,試圖彌補或者緩解財務(wù)重述行為對企業(yè)社會聲譽、供應(yīng)鏈信任關(guān)系等造成的消極影響。

從外部公司治理的角度來看,財務(wù)重述帶來的最直接后果就是加劇了供應(yīng)鏈中企業(yè)之間的信息不對稱,外部審計是企業(yè)財務(wù)報告質(zhì)量的重要擔(dān)保機制,管理當(dāng)局會通過選擇提供高質(zhì)量審計服務(wù)的大規(guī)模審計師對企業(yè)進行審計來降低與投資者之間存在信息不對稱[35],因為大規(guī)模審計師往往會提供較高質(zhì)量的審計服務(wù),大規(guī)模審計師具有更多可觀察的與審計質(zhì)量相聯(lián)系的特征,通常被作為高質(zhì)量審計的一個有效替代變量。提高外部審計質(zhì)量、聘用更大規(guī)模的審計師能夠有效緩解信息不對稱,迎合投資者的市場預(yù)期[36]。當(dāng)企業(yè)發(fā)生財務(wù)重述時,一方面,行業(yè)供應(yīng)鏈中企業(yè)之間建立起來的長期合作關(guān)系,不僅以交易雙方的信任關(guān)系為基礎(chǔ),更是共同抵御行業(yè)政策風(fēng)險、技術(shù)風(fēng)險的戰(zhàn)略群組。與外部審計機構(gòu)相比,供應(yīng)商或者客戶借由交易關(guān)系獲取到的關(guān)于彼此的非公開信息更具有決策參考價值和信息優(yōu)勢,進而使得無論是供應(yīng)商企業(yè)還是客戶企業(yè)在對外提供商業(yè)信用決策時更加信賴它們直接獲得的第一手非公開信息,從而使得它們對第三方中介機構(gòu)所傳遞的公開信息需求度不高。這些非公開私有信息的獲取,自然而然會緩解甚至擠占審計師類型及其審計報告所傳遞的信號效應(yīng),即審計師類型、審計報告所傳遞的企業(yè)財務(wù)信息質(zhì)量信號被供應(yīng)商或者客戶從企業(yè)處獲取的私有信息所替代。另一方面,考慮到監(jiān)管環(huán)境與法律訴訟風(fēng)險的影響,審計師的規(guī)模與審計質(zhì)量之間的關(guān)系并不是絕對的,已有文獻發(fā)現(xiàn)“四大”的審計費用雖然更高,然而其提供的審計服務(wù)卻并非高質(zhì)量的[37],并且收取的審計費用越高,意味著審計師對被審計客戶的經(jīng)濟依賴性越強[38],密切的經(jīng)濟關(guān)系會誘使審計師幫助客戶逃避市場監(jiān)管,進而影響審計實施的獨立性。企業(yè)發(fā)生財務(wù)重述后,為了獲取大規(guī)模審計師出具的標(biāo)準(zhǔn)審計意見,有可能采取隱蔽的購買手段來購買審計意見,以此避開投資者和債權(quán)人的監(jiān)督[39]。此種情形的發(fā)生意味著審計師類型、審計報告的信號機制可能失效,使得企業(yè)商業(yè)信用的供給方無法根據(jù)企業(yè)外部審計的信號機制有效識別其潛在的債務(wù)違約風(fēng)險,這些信息使用者將降低對外部審計信號機制的信任程度,進而更多地尋求、挖掘并依賴企業(yè)非公開信息進行商業(yè)信用供給決策。

因此,本文預(yù)期審計師類型并不能有效緩解企業(yè)財務(wù)重述對商業(yè)信用融資產(chǎn)生的負(fù)面效應(yīng)?；谝陨戏治?提出如下研究假設(shè)H4。

H4限定其他條件,審計師選擇類型信號不能有效緩解企業(yè)財務(wù)重述對商業(yè)信用融資的負(fù)面影響。

從內(nèi)部公司治理的角度出發(fā),財務(wù)重述很大程度上反映了公司治理機制存在缺陷和缺乏效率,并且大部分財務(wù)重述都是由內(nèi)部控制缺陷引起的[40]。財務(wù)報告作為企業(yè)會計信息披露的載體,完善上市公司內(nèi)部控制機制無疑能為提高信息披露質(zhì)量以及避免財務(wù)重述的發(fā)生打下堅實的基礎(chǔ)[41]。一方面,高質(zhì)量的內(nèi)部控制機制可以降低信息不對稱,重塑交易雙方的信息環(huán)境,保證企業(yè)會計信息披露的及時和準(zhǔn)確,因為內(nèi)部控制本身即對財務(wù)重述甚至財務(wù)舞弊行為有一定的抑制作用。毫無疑問,內(nèi)部控制有效運行會對企業(yè)會計信息質(zhì)量產(chǎn)生積極影響,也必然會對企業(yè)商業(yè)信用債務(wù)契約的簽訂產(chǎn)生一定的積極影響。有效的企業(yè)內(nèi)部控制能夠作為一種有利的信號傳遞機制,向上下游企業(yè)傳遞積極正面的企業(yè)經(jīng)營信號,使得上下游企業(yè)能夠客觀真實地了解企業(yè)的持續(xù)經(jīng)營能力,從而增強契約雙方的信任關(guān)系,減小因信息不對稱引發(fā)的融資成本,增加企業(yè)商業(yè)信用融資的供給。內(nèi)部控制質(zhì)量較高的企業(yè)會獲得更多的商業(yè)信用融資[42],其更愿意通過自身高質(zhì)量信息披露機制來傳遞企業(yè)誠信可靠、持續(xù)經(jīng)營的信號,即使這些企業(yè)發(fā)生財務(wù)重述,商業(yè)信用的供給方依然可以通過企業(yè)的財務(wù)狀況對未來的利益預(yù)期做出準(zhǔn)確判斷[43],避免了因信息不對稱造成的經(jīng)濟損失,重述企業(yè)也得益于完善的內(nèi)部治理從而扭轉(zhuǎn)了低信貸配給的局面。另一方面,良好的內(nèi)部控制機制可以緩解因代理問題帶來的利益侵占現(xiàn)象,企業(yè)財務(wù)重述的發(fā)生往往意味著企業(yè)內(nèi)部治理的失效,經(jīng)理人更有可能出于私利凌駕于企業(yè)規(guī)章制度之上,進而通過資金占用等行為侵占供應(yīng)鏈其他主體的利益,在降低公司價值的同時也會減損供應(yīng)商或客戶利益。相反,在企業(yè)的內(nèi)部控制機制設(shè)計得當(dāng)且運行有效的情況下,企業(yè)發(fā)生財務(wù)重述且可能給經(jīng)理人帶來“可乘之機”時,高質(zhì)量的內(nèi)部控制便成為了一種有效的信號釋放機制和傳遞信息的方式[44],與企業(yè)建立了商業(yè)信用關(guān)系的上下游合作伙伴,可以憑借企業(yè)購貨與銷售環(huán)節(jié)的內(nèi)部控制機制以及交易渠道獲取的私有信息,適時、準(zhǔn)確地對“信貸政策”做出調(diào)整[29],最大限度地防止企業(yè)經(jīng)理人因機會主義行為損害自身利益。同時,與內(nèi)部控制相關(guān)的風(fēng)險評價程序等控制活動,同樣可以有效地保證信息披露的真實和完整,降低供應(yīng)商對企業(yè)的風(fēng)險判斷等級,企業(yè)面臨的融資條件也因此較為寬松[45],即便貨款存在受償風(fēng)險,供應(yīng)商也可以第一時間修正信貸配給標(biāo)準(zhǔn),從而規(guī)避因企業(yè)重述帶來的經(jīng)濟損失,有效地降低了商業(yè)信用契約雙方的交易成本,并維持了這一關(guān)系型融資所需的信任基礎(chǔ),幫助企業(yè)獲取更多的信用配給。

基于以上分析,本文提出如下研究假設(shè)H5。

H5限定其他條件,內(nèi)部控制質(zhì)量信號能夠緩解企業(yè)財務(wù)重述對商業(yè)信用融資的負(fù)面影響。

2 研究設(shè)計

2.1 構(gòu)建模型與變量定義

為驗證假設(shè)H1,本文構(gòu)建如下回歸模型:

在模型(1)中,TCt+1_D為被解釋變量,是商業(yè)信用變化額的啞變量形式。本文借鑒Petersen 和Rajan[32]以及陸正飛和楊德明[46]的做法,將(應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù)+預(yù)收賬款)/總資產(chǎn)作為商業(yè)信用融資規(guī)模的替代變量,因此第(t+1)年商業(yè)信用的變化額TCt+1_C為:[(t+1)年末(應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù)+預(yù)收賬款)-t 年末(應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù)+預(yù)收賬款)]/t 年末總資產(chǎn)。TCt+1_D衡量標(biāo)準(zhǔn)是:若TCt+1_C＞0,則取值為1,否則為0。當(dāng)因變量為TCt+1_D時采用LOGIT 回歸方法,當(dāng)因變量為TCt+1_C時采用OLS 回歸方法。模型(1)的解釋變量為公司財務(wù)重述RES,針對年度財務(wù)報告發(fā)布“補充”“更正”“補充更正”公告的RES取值為1,否則為0。

根據(jù)已有文獻,本文還控制了如下變量:ROA用企業(yè)的凈利潤與總資產(chǎn)之比衡量,盈利能力越強的企業(yè),越容易獲得更多的商業(yè)信用[32];GROW用企業(yè)主營業(yè)務(wù)增長率來表示,供應(yīng)商往往愿意將商業(yè)信用提供給成長能力較強的企業(yè);SIZE等于企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù),企業(yè)的規(guī)模越大,獲得的商業(yè)信用越多[32];FIXED用企業(yè)的固定資產(chǎn)凈額與總資產(chǎn)之比衡量,企業(yè)抵押能力越強,與供應(yīng)商之間的信任度越高,因而得到更多的商業(yè)信用;BANK用企業(yè)的長短借款之和與總資產(chǎn)之比衡量,企業(yè)從正規(guī)金融機構(gòu)獲得的貸款越多,需要供應(yīng)商提供的商業(yè)信用就越少[46];CFO用企業(yè)的經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量與總資產(chǎn)之比衡量,商業(yè)信用融資在一定程度上緩解了企業(yè)的融資約束,所以商業(yè)信用與現(xiàn)金流之間存在著某種替代關(guān)系[20];AGE為企業(yè)上市年限的自然對數(shù),用來控制企業(yè)上市年限對商業(yè)信用融資的影響;本文還控制了年度和行業(yè)固定效應(yīng)。

為驗證假設(shè)H2,本文構(gòu)建如下的回歸模型:

本文在模型(1)的基礎(chǔ)上,被解釋變量為TCt+1_D和TCt+1_C,解釋變量為舞弊類財務(wù)重述RES_FRA和非舞弊類財務(wù)重述RES_OTH:針對年度財務(wù)報告因為會計舞弊原因發(fā)布“補充”“更正”“補充更正”公告的RES_FRA取值為1,否則為0;針對年度財務(wù)報告因為會計舞弊之外的原因發(fā)布“補充”“更正”“補充更正”公告的RES_OTH取值為1,否則為0。此外,在模型(3)和模型(4)中控制了ROA、GROW、SIZE、BANK、CFO、AGE以及年度和行業(yè)固定效應(yīng)。

為驗證假設(shè)H3,本文構(gòu)建如下的回歸模型:

本文借鑒黃珺和黃妮[47]的做法將被解釋變量TCt+1_D和TCt+1_C替換為來自上游供應(yīng)商的商業(yè)信用變化額UTCt+1_C和來自下游客戶的商業(yè)信用變化額DTCt+1_C以及它們的啞變量形式UTCt+1_D和DTCt+1_D。UTCt+1_C定義為[(t+1)年末(應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù))-t 年末(應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù))]/t 年末總資產(chǎn);其啞變量UTCt+1_D的衡量標(biāo)準(zhǔn)是:若UTCt+1_C＞0 則取值為1,否則為0。DTCt+1_C定義為[(t+1)年末預(yù)收賬款-t 年末預(yù)收賬款)]/t 年末總資產(chǎn);其啞變量DTCt+1_D的衡量標(biāo)準(zhǔn)是:若DTCt+1_C＞0 則取值為1,否則為0。在模型(5)和模型(6) 中控制了ROA、GROW、SIZE、BANK、CFO、AGE以及年度和行業(yè)固定效應(yīng)。

為驗證假設(shè)H4 和H5,本文構(gòu)建如下的回歸模型:

被解釋變量為TCt+1_D和TCt+1_C,借鑒王永海和章濤[48]的具體做法,將聘用國內(nèi)前十大會計師事務(wù)所BIG10以及國際前四大會計師事務(wù)所BIG4 作為企業(yè)審計師類型的替代變量;迪博數(shù)據(jù)庫中的中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)是從企業(yè)內(nèi)部控制五大目標(biāo)的實現(xiàn)程度對企業(yè)內(nèi)部控制水平進行評價的客觀數(shù)據(jù),是綜合反映我國上市公司內(nèi)部控制水平與風(fēng)險管理能力的量化指數(shù)體系,本文借鑒楊旭東等[49]的做法,選取迪博數(shù)據(jù)庫各上市公司2005 至2017 年內(nèi)部控制指數(shù)作為企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量IC的替代變量。模型(7)主要考察財務(wù)重述RES_ALL與審計師類型BIG4/BIG10 和內(nèi)部控制質(zhì)量IC的交乘項。在模型(7)中控制了ROA、GROW、SIZE、BANK、CFO、AGE以及年度和行業(yè)固定效應(yīng)。具體變量定義見表1。

表1 變量定義表Table 1 Variables definition table

2.2 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2005 至2017 年全部A 股上市公司作為初始樣本,按照以下標(biāo)準(zhǔn)進行篩選:(1)考慮到金融業(yè)適用的會計準(zhǔn)則的特殊性,剔除行業(yè)分類為金融業(yè)的樣本;(2)剔除當(dāng)年被ST 和PT 的公司樣本;(3)剔除相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)缺失樣本。經(jīng)過上述處理后,最終得到24917 個觀測值。為了消除極端值的影響,本文對所有連續(xù)變量進行了上下1%的winsorize處理。本文財務(wù)數(shù)據(jù)均來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫,內(nèi)部控制指數(shù)來自迪博數(shù)據(jù)庫。

3 實證結(jié)果分析

3.1 描述性統(tǒng)計

表2 列示的是主要變量的描述性統(tǒng)計情況。TCt+1_C均值為0.0182,標(biāo)準(zhǔn)差為0.0606;TCt+1_D均值為0.3348,這說明33.48%的樣本公司獲得的商業(yè)信用年變化額大于0。RES_ALLt均值為0.1131,這說明平均每十個上市公司中就有一個上市公司發(fā)生財務(wù)重述,可見上市公司的財務(wù)報表重述現(xiàn)象較為普遍;RES_FRAt均值為0.0137,這說明1.37%的上市公司因從事財務(wù)舞弊而被強制進行財務(wù)報表重述行為。關(guān)于控制變量,ROAt的均值與標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.0364、0.0546;GROWt的均值與標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.1994、0.4618;SIZEt的均值與標(biāo)準(zhǔn)差分別為21.9623、1.2535;FIXEDt的均值與標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.2408、0.1752;BANKt的均值與標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.1660、0.1449;CFOt的均值與標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.0437、0.0749。

表2 變量描述性統(tǒng)計Table 2 Descriptive statistics of variables

表3 列示了根據(jù)商業(yè)信用變化額啞變量TCt+1_D分組后的所有變量均值與中位數(shù)對比檢驗結(jié)果,可以看出,除變量CFO 外,其他變量在不同變化方向下的分組均值檢驗的T 值和分組中位數(shù)檢驗的Wilcoxon Z 值均具有統(tǒng)計意義,這說明上述變量在一定程度上與企業(yè)商業(yè)信用融資相關(guān),應(yīng)在模型中予以控制。相比于TCt+1_D=1 組,TCt+1_D=0 組中RES_ALL、RES_FRA、RES_OTH的均值與中位數(shù)均較大、且存在顯著性差異(p＜5%),這說明企業(yè)商業(yè)信用下降組的樣本公司中發(fā)生財務(wù)重述的比例更高。

表3 基于變量TCt+1_D 分組的均值與中位數(shù)檢驗Table 3 The mean and median tests based on TCt+1_D

3.2 相關(guān)性分析

表4 列示的是主要變量的Pearson 相關(guān)系數(shù)。從表中可以看出RES_ALL與TCt+1_C的相關(guān)系數(shù)為-0.0151,且在5%的水平上顯著,這說明了企業(yè)財務(wù)重述行為會導(dǎo)致商業(yè)信用變化額負(fù)向變化;RES_ALL與TCt+1_D的相關(guān)系數(shù)為-0.0271,且在1%的水平上顯著,這說明企業(yè)的財務(wù)重述行為導(dǎo)致商業(yè)信用變化額下降的可能性更大。同樣的,RES_FRA與TCt+1_C和TCt+1_D之間的系數(shù)均在1%的水平上顯著,說明舞弊重述對商業(yè)信用融資不論是方向還是變化額都會產(chǎn)生負(fù)面影響。為了更精確地檢驗企業(yè)財務(wù)重述與商業(yè)信用融資之間的關(guān)系,還需要加入控制變量進行回歸分析。

表4 主要變量相關(guān)系數(shù)Table 4 Correlation matrix

3.3 多元回歸分析

3.3.1 企業(yè)財務(wù)重述與商業(yè)信用融資

為了檢驗企業(yè)財務(wù)重述與商業(yè)信用融資之間的關(guān)系,本文對模型(1)和模型(2)進行了回歸檢驗,回歸結(jié)果如表5所示。根據(jù)表5 的第(1)列和第(4)列所示,當(dāng)因變量為商業(yè)信用變化額的啞變量TCt+1_D時,財務(wù)重述RES_ALL的系數(shù)為-0.1402(Z 值為3.3009)且在1%的水平上顯著,該結(jié)果說明企業(yè)的財務(wù)重述行為預(yù)示著企業(yè)較高的內(nèi)部控制風(fēng)險和持續(xù)經(jīng)營風(fēng)險,增加了交易關(guān)系的不確定性,從而使供應(yīng)商在向企業(yè)提供商業(yè)信用時采取更加謹(jǐn)慎的資金支持方案,為了規(guī)避未來收回資金的風(fēng)險,商業(yè)信用供給方會考慮降低向企業(yè)提供商業(yè)信用的額度,從而導(dǎo)致商業(yè)信用融資額下降的可能性更大。當(dāng)因變量為商業(yè)信用變化額TCt+1_C時,財務(wù)重述RES_ALL的系數(shù)為-0.0025(T 值為-2.0802)且在5%的水平上顯著。上述回歸結(jié)果說明企業(yè)財務(wù)重述行為的發(fā)生釋放了有關(guān)企業(yè)財務(wù)指標(biāo)不可信的風(fēng)險信號,這種信號會引起商業(yè)信用供給方對企業(yè)會計信息質(zhì)量和公司經(jīng)營治理現(xiàn)狀的關(guān)注和擔(dān)憂,因此對商業(yè)信用變化額產(chǎn)生顯著負(fù)面影響。這均與假設(shè)H1 的理論預(yù)測相一致。

為了檢驗上下游企業(yè)對財務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系的不同反應(yīng),通過模型(5)和模型(6)對不同的企業(yè)商業(yè)信用融資類型進行了檢驗。LOGIT 回歸結(jié)果如表5 的第(2)列和第(3)列所示,當(dāng)因變量為上游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額的啞變量UTCt+1_D時,財務(wù)重述RES_ALL的系數(shù)為-0.1197(Z 值為-2.8444),在1%的水平上顯著;當(dāng)因變量為下游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額的啞變量DTCt+1_D時,財務(wù)重述RES_ALL的系數(shù)為-0.0867(Z 值為-2.1222),在5%的水平上顯著;同時,對模型(5)上下游企業(yè)的RES_ALL回歸系數(shù)(-0.1197 與-0.0867)進行卡方檢驗,但P 值為0.5606。上述結(jié)果在一定程度上表明,企業(yè)發(fā)生財務(wù)重述行為釋放負(fù)面信號后,使得利益相關(guān)者對其產(chǎn)生信任危機,進而導(dǎo)致上下游企業(yè)提供的商業(yè)信用融資額在重述年度后下降的可能性更大,換言之,上下游企業(yè)均會對此風(fēng)險信號做出反應(yīng),但二者的反應(yīng)差別不大。OLS 模型回歸結(jié)果如第(5)列和第(6)列所示,當(dāng)因變量為上游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額UTCt+1_C時,財務(wù)重述RES_ALL的系數(shù)為-0.0022(T 值為-2.3961),在5%的水平上顯著;當(dāng)因變量為下游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額DTCt+1_C時,財務(wù)重述RES_ALL的系數(shù)為-0.0004(T 值為-0.6528),不顯著;同時,對模型(6)上下游企業(yè)的RES_ALL回歸系數(shù)(-0.0022與-0.0004)進行卡方檢驗,P 值為0.0893,說明當(dāng)因變量分別為UTCt+1_C和DTCt+1_C時,RES_ALL的系數(shù)在10%的水平上存在顯著性差異。上述結(jié)果均表明,不論是回歸系數(shù)的顯著性水平還是回歸系數(shù)的組間差異性檢驗,相比于下游企業(yè),財務(wù)重述釋放的風(fēng)險信號對上游企業(yè)提供的商業(yè)信用融資變化額的負(fù)面影響更加顯著。即相比于下游企業(yè),上游企業(yè)會更大幅度的壓縮其對外提供的商業(yè)信用融資額,以規(guī)避未來不可預(yù)期的風(fēng)險,由此可見,上游企業(yè)對重述行為釋放的負(fù)面信號更加敏感。這基本上與假設(shè)H3的理論預(yù)測相一致。

表5 財務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系的檢驗結(jié)果Table 5 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement

控制變量的檢驗結(jié)果表明,當(dāng)因變量為TCt+1_D時,ROA和SIZE的系數(shù)均在1%水平上顯著為正,這說明盈利能力越強、規(guī)模越大的企業(yè)越容易獲得商業(yè)信用融資,從而導(dǎo)致商業(yè)信用融資增加的可能性更大,這與Petersen 和Rajan[32]的研究結(jié)論一致;當(dāng)因變量為TCt+1_C時,GROW的系數(shù)在1%水平上顯著為正,這說明成長能力越強的企業(yè)潛力越大,對商業(yè)信用變化額的正面影響越顯著,與前文預(yù)期一致;同時當(dāng)因變量為TCt+1_D和TCt+1_C時,CFO的系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù),這說明企業(yè)的經(jīng)營活動現(xiàn)金流與商業(yè)信用融資之間確實存在某種替代作用,與前文預(yù)期一致。

3.3.2 企業(yè)財務(wù)重述類型與商業(yè)信用融資

為了檢驗財務(wù)重述不同類型對商業(yè)信用融資的潛在影響,本文對模型(3)和模型(4)進行了檢驗,回歸結(jié)果如表6所示。LOGIT 模型回歸結(jié)果如表6 的第(1)列所示,當(dāng)因變量為商業(yè)信用變化額的啞變量TCt+1_D時,舞弊類財務(wù)重述RES_FRA的系數(shù)為-0.4092(Z 值為-3.7123),在1%的水平上顯著;非舞弊類財務(wù)重述RES_OTH的系數(shù)為-0.1015(Z值為-2.2215),在5%的水平上顯著;同時,對模型(3)舞弊類財務(wù)重述RES_FRA與非舞弊類財務(wù)重述RES_OTH的系數(shù)進行組內(nèi)系數(shù)差異性檢驗,P 值為0.0092(卡方值為6.79),意味著因變量為TCt+1_D時的自變量RES_FRA和RES_OTH的系數(shù)在1%的水平上存在顯著性差異,這說明了相比于非舞弊類財務(wù)重述,舞弊類財務(wù)重述導(dǎo)致商業(yè)信用融資額下降的可能性更大。OLS 模型回歸結(jié)果如表6 的第(4)列所示,當(dāng)因變量為商業(yè)信用變化額的TCt+1_C時,舞弊類財務(wù)重述RES_FRA的系數(shù)為-0.0103(T 值為-2.6304),在1%的水平上顯著;非舞弊類財務(wù)重述RES_OTH的系數(shù)為-0.0015(T 值為-1.1598),但不顯著;同時,對模型(4)舞弊類財務(wù)重述RES_FRA與非舞弊類財務(wù)重述RES_OTH的系數(shù)進行組內(nèi)系數(shù)差異性檢驗,P 值為0.0324(卡方值為4.58),意味著因變量為TCt+1_C時的自變量RES_FRA和RES_OTH的系數(shù)在5%的水平上存在顯著性差異,該結(jié)果進一步說明舞弊類財務(wù)重述對商業(yè)信用變化額的負(fù)面影響更大。上述結(jié)果表明,舞弊類重述引起的商業(yè)信用融資下降可能性與下降程度均遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于非舞弊類重述,對企業(yè)商業(yè)信用的供給方來說,目標(biāo)企業(yè)舞弊類重述意味著企業(yè)修正的前期會計差錯在性質(zhì)上更嚴(yán)重、影響范圍更大,因此會導(dǎo)致企業(yè)供應(yīng)商對其執(zhí)行更謹(jǐn)慎的商業(yè)信用供給決策,從而使商業(yè)信用融資額下降的可能性更大,對商業(yè)信用變化額的負(fù)面影響更明顯。這與假設(shè)H2 的理論預(yù)測相一致。

為了檢驗上下游企業(yè)對不同類型財務(wù)重述與商業(yè)信用融資決策之間關(guān)系的差異性,對模型(5)和模型(6)進行了回歸檢驗。根據(jù)表6 的第(2)列所示,當(dāng)因變量為上游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額的啞變量UTCt+1_D時,舞弊類財務(wù)重述RES_FRA的系數(shù)為-0.3192(Z 值為2.8988),在1%的水平上顯著;非舞弊類財務(wù)重述RES_OTH的系數(shù)為-0.0914(Z 值為-2.0207),在5%的水平上顯著;RES_FRA和RES_OTH的組內(nèi)系數(shù)差異性檢驗,P 值為0.0538(卡方值為3.72),意味著當(dāng)因變量為UTCt+1_D時,自變量RES_FRA和RES_OTH的系數(shù)在10%的水平上存在顯著性差異。根據(jù)表6 的第(3)列所示,當(dāng)因變量為下游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額的啞變量DTCt+1_D時,舞弊類財務(wù)重述RES_FRA的系數(shù)為-0.3122(Z 值為-2.8639),在1%的水平上顯著;非舞弊類財務(wù)重述RES_OTH的系數(shù)為-0.0551(Z 值為-1.2703),不顯著;RES_FRA和RES_OTH的組內(nèi)系數(shù)差異性檢驗,P 值為0.0259(卡方值為4.96),意味著當(dāng)因變量為DTCt+1_D時的自變量RES_FRA和RES_OTH的系數(shù)在5%的水平上存在顯著性差異。同時,當(dāng)因變量分別為UTCt+1_D和DTCt+1_D時,對上下游企業(yè)的RES_FRA回歸系數(shù)進行卡方檢驗,但P值為0.9648。上述結(jié)果在一定程度上說明,相比于非舞弊類財務(wù)重述,上下游企業(yè)均對舞弊類財務(wù)重述的負(fù)面反應(yīng)更強烈,與假設(shè)H2 的理論預(yù)測相一致。

根據(jù)表6 的第(5)列所示,當(dāng)因變量為上游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額UTCt+1_C時,舞弊類財務(wù)重述RES_FRA的系數(shù)為-0.0096(T 值為-3.2797),在1%的水平上顯著;非舞弊類財務(wù)重述RES_OTH的系數(shù)為-0.0012 (T 值為-1.2291),不顯著;RES_FRA和RES_OTH的組內(nèi)系數(shù)差異性檢驗,P 值為0.0074(卡方值為7.17),意味著當(dāng)因變量為UTCt+1_C時的自變量RES_FRA和RES_OTH的系數(shù)在1%的水平上存在顯著性差異。根據(jù)表6 的第(6)列所示,當(dāng)因變量為下游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額DTCt+1_C時,舞弊類財務(wù)重述RES_FRA的系數(shù)為-0.0012(T 值為-0.7314),不顯著;非舞弊類財務(wù)重述RES_OTH的系數(shù)為-0.0003(T 值為-0.4375),不顯著;RES_FRA和RES_OTH的組內(nèi)系數(shù)差異性檢驗,P 值為0.6275(卡方值為0.24),不顯著。同時,當(dāng)因變量分別為UTCt+1_C和DTCt+1_C時,對上下游企業(yè)的RES_FRA回歸系數(shù)進行卡方檢驗,P 值為0.0095,說明當(dāng)因變量分別為UTCt+1_C和DTCt+1_C時,RES_FRA的系數(shù)在1%水平存在顯著性差異。上述結(jié)果說明,不論是回歸系數(shù)的顯著性水平還是回歸系數(shù)組間比較的卡方檢驗,上游企業(yè)對于重述風(fēng)險信號的反應(yīng)都強于下游企業(yè),相比于下游企業(yè),舞弊類財務(wù)重述更有可能促使上游的商業(yè)信用提供者執(zhí)行更嚴(yán)苛的商業(yè)信用供給政策,其為了最大限度降低款項受償風(fēng)險,將會大幅收縮原有的商業(yè)信用對外供給規(guī)模,從而導(dǎo)致上游企業(yè)提供商業(yè)信用的負(fù)向變化程度顯著大于下游企業(yè)。

表6 重述類型與商業(yè)信用融資關(guān)系的檢驗結(jié)果Table 6 Regression results of corporate trade credit financing on types of financial restatement

3.3.3 企業(yè)財務(wù)重述與商業(yè)信用融資:治理機制的調(diào)節(jié)效應(yīng)

(1)外部公司治理信號——審計師類型

為了檢驗審計師類型BIG10 對財務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系的影響,對模型(7)進行了回歸檢驗,回歸結(jié)果列示于表7 中。如表7 所示,只有第(1)列的財務(wù)重述RES_ALL與審計師類型BIG10 的交乘項在10%的水平上顯著,除此之外,第(2)、(3)、(4)、(5)、(6)列的交乘項結(jié)果均不顯著,這說明審計師類型信號對財務(wù)重述與商業(yè)信用融資額之間關(guān)系的影響較弱,這是因為財務(wù)重述行為背后潛在的公司治理機制失效風(fēng)險增加了企業(yè)信息不確定性,上下游企業(yè)有理由懷疑大規(guī)模審計師在面對重大錯報風(fēng)險時的風(fēng)險揭示能力;同時,上下游企業(yè)作為供應(yīng)鏈關(guān)系中合作伙伴,其憑借交易關(guān)系獲取到的非公開信息更具有決策參考價值和信息優(yōu)勢,供應(yīng)商會更加關(guān)注能夠自己獲取到的合作企業(yè)的非公開信息,從而降低了對審計師提供的公開披露信息的需求。因此,即使財務(wù)重述企業(yè)對外釋放出審計師類型信號,但大規(guī)模審計師信號并不會成為上下游企業(yè)做出商業(yè)信用供給決策的主要參考依據(jù),這使得審計師類型BIG10 并不會對財務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系產(chǎn)生影響。這與假設(shè)H4 的理論預(yù)測相一致。

表7 審計師類型對財務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系的影響的檢驗結(jié)果Table 7 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement:the moderating effect of auditor types

為了進一步保證上述研究結(jié)論的穩(wěn)健性,表8 列示了審計師類型BIG4 對財務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系的影響。如表8 所示,只有第(3)列的財務(wù)重述RES_ALL與審計師類型BIG4 的交乘項在10%的水平上顯著,第(1)、(2)、(4)、(5)、(6)列的交乘項結(jié)果均不顯著。上述回歸結(jié)果同樣說明,“國際四大所”審計師類型信號并不會對財務(wù)重述與商業(yè)信用融資額之間的關(guān)系產(chǎn)生顯著影響,供應(yīng)鏈關(guān)系中的私有信息降低了上下游企業(yè)對審計師傳遞的財務(wù)重述企業(yè)財務(wù)信息的信任程度和需求度,這與前文的理論預(yù)測一致,假設(shè)H4進一步得到支持。

表8 審計師類型對財務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系的影響的檢驗結(jié)果Table 8 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement:the moderating effect of auditor types

(2)內(nèi)部公司治理信號——內(nèi)部控制質(zhì)量

表9 報告了模型(7)關(guān)于檢驗企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量IC對財務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系的影響的回歸結(jié)果。根據(jù)表9的第(1)列所示,當(dāng)因變量為商業(yè)信用變化額的啞變量TCt+1_D時,財務(wù)重述RES_ALL與內(nèi)部控制質(zhì)量IC的交乘項的系數(shù)為0.0006(Z 值為2.1327),在5%的水平上顯著;根據(jù)表9的第(4)列所示,當(dāng)因變量為商業(yè)信用變化額TCt+1_C時,財務(wù)重述RES_ALL與內(nèi)部控制質(zhì)量IC的交乘項的系數(shù)為0.0001(T 值為3.5814),在1%的水平上顯著。上述結(jié)果說明,財務(wù)重述企業(yè)在對外釋放出高質(zhì)量的內(nèi)部控制信號后,企業(yè)商業(yè)信用的上下游供給者會考慮企業(yè)內(nèi)部控制有效性對企業(yè)潛在違約風(fēng)險的抑制作用,并選擇信任企業(yè)的持續(xù)經(jīng)營不存在重大不確定問題,從而選擇放緩對重述企業(yè)的商業(yè)信用融資限制條件。

根據(jù)表9 的第(2)列所示,當(dāng)因變量為上游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額的啞變量UTCt+1_D時,財務(wù)重述RES_ALL與內(nèi)部控制質(zhì)量IC的交乘項的系數(shù)為0.0005(Z 值為-2.1791),在5%的水平上顯著;根據(jù)表9 的第(3)列所示,當(dāng)因變量為下游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額的啞變量DTCt+1_D時,財務(wù)重述RES_ALL與內(nèi)部控制質(zhì)量IC的交乘項的系數(shù)為0.0006(Z 值為2.1461),在5%的水平上顯著。根據(jù)表9 的第(5)列所示,當(dāng)因變量為上游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額UTCt+1_C時,財務(wù)重述RES_ALL與內(nèi)部控制質(zhì)量IC的交乘項的系數(shù)為0.0001(T 值為3.7672),在1%的水平上顯著;根據(jù)表9 的第(6)列所示,當(dāng)因變量為下游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額DTCt+1_C時,財務(wù)重述RES_ALL與內(nèi)部控制質(zhì)量IC的交乘項的系數(shù)為0.0000(T 值為0.9698),不顯著;同時,對該OLS 模型上下游企業(yè)的RES_ALL與IC的交乘項系數(shù)進行卡方檢驗,P 值為0.0018,在1%的水平上顯著,說明當(dāng)因變量分別為UTCt+1_C和DTCt+1_C時,RES_ALL與IC的交乘項系數(shù)存在顯著性差異。上述結(jié)果說明,上下游企業(yè)對待重述企業(yè)釋放的內(nèi)部控制質(zhì)量信號存在顯著差異,相比于下游企業(yè),上游企業(yè)對企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的正面信號更加敏感,因而上游企業(yè)所做出的商業(yè)信用供給決策也更加寬松,導(dǎo)致財務(wù)重述對商業(yè)信用融資的消極影響被企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量信號所削弱,這與假設(shè)H5 的理論預(yù)測相一致。

表9 內(nèi)部控制質(zhì)量對財務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系影響的檢驗結(jié)果Table 9 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement:the moderating effect of internal control quality

4 進一步分析與討論

4.1 渠道檢驗

如前所述,企業(yè)財務(wù)重述行為通過降低會計信息披露質(zhì)量以及破壞企業(yè)與供應(yīng)商之間的信任基礎(chǔ)等方式,對企業(yè)的商業(yè)信用融資帶來負(fù)面影響。因此,本研究擬從財務(wù)重述企業(yè)買方市場地位變化和供應(yīng)商采購額變化作為兩種渠道分析路徑。首先,財務(wù)報告是企業(yè)向利益相關(guān)者傳遞信息的主要途徑,財務(wù)重述行為的發(fā)生無疑會向市場傳遞企業(yè)財務(wù)報告低質(zhì)量的信號,影響投資者的投資信心和市場預(yù)期,嚴(yán)重

損害公司價值[50],使得其在激烈的市場競爭中處于被動地位,不利于企業(yè)市場地位的提升。其次,根據(jù)傳染效應(yīng)理論,供應(yīng)鏈關(guān)系中的客戶和供應(yīng)商之間是一榮俱榮、一損俱損的利益共同體,對于企業(yè)來說,大供應(yīng)商的采購額直接影響了其當(dāng)期的經(jīng)營業(yè)績[51];財務(wù)重述行為背后潛在的管理層機會主義行為和盈余管理問題反映出企業(yè)經(jīng)營不善的現(xiàn)狀,企業(yè)和大供應(yīng)商之間的經(jīng)濟聯(lián)系使得大供應(yīng)商在面對消極事件時也無法獨善其身[52],為了最大限度降低損失以及保護自身利益,可以預(yù)期重述企業(yè)的主要供應(yīng)商會大幅降低未來采購額。

企業(yè)市場地位是衡量企業(yè)買方市場環(huán)境的重要指標(biāo),現(xiàn)有研究中關(guān)于企業(yè)市場地位的衡量標(biāo)準(zhǔn)有很多,比如使用銷售增長率作為企業(yè)在產(chǎn)品市場中競爭地位的度量[53],或者通過衡量企業(yè)向單一或少數(shù)大客戶的銷售情況,來判斷企業(yè)市場地位的高低[54]。因此本文借鑒曹春方等[53]以及Fabbri和Klapper[54]的做法,采用下述三個變量作為衡量企業(yè)市場地位變化的替代變量:(1)MP1t+1=第(t+1)年末企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入的自然對數(shù)與第t 年末企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入的自然對數(shù)之差相對于年度行業(yè)均值的變化,具體計算公式為:MP1t+1=(lnsalest+1-lnsalest)-mean(lnsalest+1-lnsalest);(2)MP2t+1為MP1t+1的啞變量形式,若MP1t+1＞=0,則取值為1,否則為0;(3)MP3t+1=[(t+1)年末企業(yè)向第一大客戶的銷售額-第t 年末企業(yè)向第一大客戶的銷售額]/t 年末營業(yè)收入。為驗證上述結(jié)論,本文構(gòu)建如下回歸模型:

其中新增控制變量有:CON為企業(yè)實際控制人類別,若企業(yè)實際控制人為國有性質(zhì)時則取值為1,否則為0;GDP為各地級市年度人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù);CHAIR_PC為董事長政治聯(lián)系啞變量,用董事長是否為人大代表或者政協(xié)委員來衡量,若是則取值為1,否則為0;LEV用企業(yè)總負(fù)債與總資產(chǎn)之比來衡量;MKT為市場化指數(shù);DUALITY為企業(yè)兩職設(shè)置情況,若企業(yè)董事長與總經(jīng)理兩職合一,則取值為1,否則為0;CEOCHANGE為企業(yè)總經(jīng)理是否變更,若變更則取值為1,否則為0。其余控制變量與前文一致,不再贅述。

同時,考慮到企業(yè)與供應(yīng)商之間的關(guān)系大多是穩(wěn)定存在的,且主要供應(yīng)商在賣方市場中占有絕對的話語權(quán),因此本文選擇下述三個變量作為衡量企業(yè)供應(yīng)商采購額變化的替代變量:(1)FNt+1_FIRST=[(t+1)年末第一大供應(yīng)商采購額-第t 年末第一大供應(yīng)商采購額]/t 年末總資產(chǎn);(2)FNt+1_SECOND=[(t+1)年末第二大供應(yīng)商采購額-第t 年末第二大供應(yīng)商采購額]/t 年末總資產(chǎn);(3)FNt+1_TOTAL=[(t+1)年末前兩供應(yīng)商的采購總額-第t 年末前兩供應(yīng)商的采購總額]/t 年末前兩大供應(yīng)商采購總額。為驗證上述結(jié)論,本文構(gòu)建如下回歸模型:

其中新增控制變量有:INDEP用獨立董事人數(shù)與董事會人數(shù)之比來衡量;BOARD為董事會規(guī)模,用董事會人數(shù)來衡量;Z為股權(quán)集中度,用公司第一大股東與第二大股東持股比例之比來衡量;PARTJOB_CEO為總經(jīng)理是否兼任其他公司董事,若是則取值為1,否則為0。其余控制變量與前文一致,不再贅述。

渠道檢驗的回歸結(jié)果如表10 所示。根據(jù)表10 的第(1)、(2)與(3)列所示,當(dāng)因變量為企業(yè)市場地位變化MPt+1時,RES_ALL的系數(shù)分別為-0.0241(T 值為-2.4115、5%水平上顯著)、-0.1054(Z 值為-2.1394、5%水平上顯著)和-0.0120(T 值為-1.6494、10%水平上顯著),這說明企業(yè)財務(wù)重述行為會對其市場地位產(chǎn)生消極影響,降低其產(chǎn)品競爭能力,打擊投資者和消費者信心,減弱企業(yè)外部融資能力,最終使企業(yè)面臨融資約束、陷入融資困境。根據(jù)表10 的第(4)、(5)與(6)列所示,當(dāng)因變量分別為大供應(yīng)商采購程度變化時,RES_ALL的系數(shù)分別為-0.0033(T 值為-1.9723、5%水平上顯著)、-0.0031(T 值為-2.7046、1%水平上顯著)和-0.4638(T 值為-1.9241、10%水平上顯著),這說明企業(yè)財務(wù)重述行為會對企業(yè)的主要供應(yīng)商采購額度帶來負(fù)面影響,大供應(yīng)商為了最大限度規(guī)避風(fēng)險,勢必會大幅調(diào)整下一年的采購額度,進而減少對外提供的商業(yè)信用融資額,降低對客戶企業(yè)的商業(yè)信用供給水平。

表10 渠道檢驗回歸結(jié)果Table 10 Regression results of channels analysis

4.2 內(nèi)生性討論

企業(yè)商業(yè)信用的供給方可能會主動選擇向會計信息質(zhì)量相對較高的企業(yè)提供商業(yè)信用,為了控制這一自選擇問題對研究結(jié)論的潛在影響,本文采用HECKMAN 以及PSM 方法,選取董事會會議次數(shù)BM和臨時股東大會會議次數(shù)EGM作為財務(wù)重述的工具變量對上述內(nèi)生性問題進行處理。

根據(jù)現(xiàn)有文獻,李彬等[50]發(fā)現(xiàn)董事會會議頻率越高,發(fā)生財務(wù)重述的可能性越大;Huang[55]發(fā)現(xiàn)召開臨時股東大會增加提案引起的重述比例相對較高,深市和滬市三年平均重述比例為16.43%和13.92%。因此,董事會會議次數(shù)和臨時股東大會會議次數(shù)都在不同程度上影響了企業(yè)的財務(wù)重述行為,上市公司在發(fā)布財務(wù)重述公告前,大多會召開較為密集的董事會會議以協(xié)商并批準(zhǔn)重述公告的發(fā)布;同時臨時股東大會通過的補充公告更有可能發(fā)生重述行為的現(xiàn)象,也使得臨時股東大會會議頻率與財務(wù)重述的正向關(guān)系更為明顯。但董事會會議次數(shù)和臨時股東大會會議次數(shù)在理論上與企業(yè)商業(yè)信用融資不相關(guān)。

HECKMAN 與PSM 方法的第一階段的企業(yè)財務(wù)重述選擇模型如下:

變量BM為董事會會議次數(shù),變量EGM為臨時股東大會會議次數(shù),第一階段的回歸結(jié)果如表11 所示。可以看出,當(dāng)因變量為RES_ALL時,BM的系數(shù)為0.0211(Z 值為3.44),且在1%水平上顯著;EGM的系數(shù)為0.0742(Z 值為5.04),且在1%水平上顯著。這說明董事會會議次數(shù)BM和臨時股東大會會議次數(shù)EGM都對企業(yè)的財務(wù)重述行為產(chǎn)生了一定的影響,工具變量與內(nèi)生解釋變量顯著相關(guān),因此BM和EGM可以作為財務(wù)重述RES_ALL的工具變量。

表11 第一階段工具變量的回歸結(jié)果Table 11 First-state regression results of instrumental variables

4.2.1 HECKMAN 兩階段回歸法

HECKMAN 第二階段回歸結(jié)果如表12 所示,第(1)、(2)、(3)列是HECKMAN 第二階段LOGIT 模型回歸結(jié)果,第(4)、(5)、(6)列是HECKMAN 第二階段OLS 模型回歸結(jié)果。可以看出,在加入與工具變量擬合后得到的控制自選擇偏差變量LAMBDA后,LOGIT 模型回歸結(jié)果中當(dāng)因變量為商業(yè)信用變化額啞變量TCt+1_D時,財務(wù)重述RES_ALL的回歸系數(shù)為-0.1446(Z 值為-3.2113),在1%水平上顯著;當(dāng)因變量為上游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額啞變量UTCt+1_D時,財務(wù)重述RES_ALL的回歸系數(shù)為-0.1143(Z 值為-2.5661),在5%水平上顯著;當(dāng)因變量為下游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額啞變量DTCt+1_D時,財務(wù)重述RES_ALL的回歸系數(shù)為-0.0819(Z 值為-1.8760),在1%水平上顯著。OLS 模型回歸結(jié)果中當(dāng)因變量為商業(yè)信用變化額TCt+1_C時,財務(wù)重述RES_ALL的回歸系數(shù)為-0.0027(T 值為-2.0605),在5%水平上顯著;當(dāng)因變量為上游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額UTCt+1_C時,財務(wù)重述RES_ALL的回歸系數(shù)為-0.0027(T 值為-2.7655),在1%水平上顯著;當(dāng)因變量為下游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額DTCt+1_C時,財務(wù)重述RES_ALL的回歸系數(shù)為-0.0001(T 值為-0.1086)。上述結(jié)果表明,企業(yè)財務(wù)重述會導(dǎo)致商業(yè)信用融資下降的可能性更大,對商業(yè)信用變化額產(chǎn)生負(fù)面影響,上游企業(yè)對財務(wù)重述企業(yè)的商業(yè)信用供給下降更多,重述企業(yè)從上游供應(yīng)商獲取的商業(yè)信用下降的可能性更大,這與前文研究發(fā)現(xiàn)相一致。

表12 HECKMAN 第二階段檢驗結(jié)果Table 12 HECKMAN second-stage regression results of corporate trade credit financing on financial restatement

4.2.2 傾向得分匹配法(PSM)

本文進一步利用傾向得分匹配法來解決研究過程中源于自選擇效應(yīng)而導(dǎo)致的樣本選擇偏差問題,采用模型(8)計算傾向性得分并對全樣本進行1 ∶1 配對,最終得到5008 個樣本。

PSM 的第二階段回歸結(jié)果如表13 所示。根據(jù)表13 的第(1)、(2)與(3)列,當(dāng)因變量為商業(yè)信用變化額啞變量TCt+1_D時,財務(wù)重述RES_ALL的回歸系數(shù)為-0.1782(Z值為-2.9539),在1%水平上顯著;當(dāng)因變量為上游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額啞變量UTCt+1_D時,財務(wù)重述RES_ALL的回歸系數(shù)為-0.1487(Z 值為-2.4796),在5%水平上顯著;當(dāng)因變量為下游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額啞變量DTCt+1_D時,財務(wù)重述RES_ALL的回歸系數(shù)為-0.0884(Z值為-1.5078)。根據(jù)表13 的第(4)、(5)與(6)列,當(dāng)因變量為上游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額UTCt+1_C時,財務(wù)重述RES_ALL的回歸系數(shù)為-0.0023(T 值為-1.7059),在10%水平上顯著;當(dāng)因變量為下游企業(yè)提供的商業(yè)信用變化額DTCt+1_C時,財務(wù)重述RES_ALL的回歸系數(shù)為0.0000(T 值為-0.0470),不顯著。上述結(jié)果說明企業(yè)財務(wù)重述會導(dǎo)致商業(yè)信用融資下降的可能性更大,且上游企業(yè)對這種負(fù)面信號更加敏感,因而導(dǎo)致在企業(yè)重述年度后,上游企業(yè)提供的商業(yè)信用融資減少,這與前文的研究發(fā)現(xiàn)基本一致。

表13 PSM 第二階段的回歸結(jié)果Table 13 PSM second-stage regression results of corporate trade credit financing on financial restatement

表14 報告了PSM 方法下對樣本進行1∶1匹配后的平衡性檢驗結(jié)果,匹配后的標(biāo)準(zhǔn)偏誤的絕對值小于5%可被認(rèn)為是匹配質(zhì)量較佳且結(jié)果可信[56]。從表14 中可以看出工具變量與控制變量匹配后的控制變量的標(biāo)準(zhǔn)偏誤均在4%以下,匹配后處理組與控制組各變量不存在顯著性差異,匹配效果較為理想。

表14 PSM 平衡性檢驗結(jié)果Table 14 PSM balance test results

4.3 穩(wěn)健性檢驗

4.3.1 改變重述度量標(biāo)準(zhǔn)后假設(shè)H1 的檢驗

根據(jù)財務(wù)重述內(nèi)容可以將財務(wù)重述分為技術(shù)問題、會計問題、敏感問題、應(yīng)法律法規(guī)或交易所要求、重大會計差錯、會計舞弊或會計丑聞以及其他和未知等7 大類,其中技術(shù)問題是指因錄入、校對、排版等技術(shù)原因造成的報表遺漏或錯誤,以及由于統(tǒng)計失誤、計算錯誤導(dǎo)致的報表內(nèi)容錯誤等帶來的更正?？紤]到因技術(shù)問題導(dǎo)致的財務(wù)重述數(shù)據(jù)并不涉及財務(wù)報表的更改,其重述公告對投資者決策并不會產(chǎn)生實質(zhì)影響,也不會對公司整體價值產(chǎn)生重大的消極影響,因此本文選擇將財務(wù)重述類型為技術(shù)問題的數(shù)據(jù)刪掉,重新定義財務(wù)重述的度量標(biāo)準(zhǔn)后,對前述4 個假設(shè)進行檢驗。

如表15 所示,改變重述度量標(biāo)準(zhǔn)后,當(dāng)因變量為TCt+1_D時,刪除技術(shù)原因?qū)е碌闹厥鯮ES_NOTECH的系數(shù)為-0.1156(Z 值為-2.3272)且在5%水平上顯著;當(dāng)因變量為TCt+1_C時,刪除技術(shù)原因?qū)е碌闹厥鯮ES_NOTECH的系數(shù)為-0.0026(T 值為-1.6574)且在10%水平上顯著。以上結(jié)果說明刪除因技術(shù)原因?qū)е碌呢攧?wù)重述后,財務(wù)重述仍舊會導(dǎo)致企業(yè)商業(yè)信用融資下降的可能性更大,對商業(yè)信用變化產(chǎn)生顯著負(fù)面影響?；貧w結(jié)果與預(yù)期一致,這表明改變財務(wù)重述的度量方法不影響假設(shè)1 的研究結(jié)論。

表15 改變重述度量標(biāo)準(zhǔn)后財務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系的檢驗結(jié)果Table 15 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement after changing the measure of financial restatement

4.3.2 改變重述度量標(biāo)準(zhǔn)后假設(shè)H2 和假設(shè)H3 的檢驗

如表16 所示,改變重述度量標(biāo)準(zhǔn)后,當(dāng)因變量為TCt+1_D時,RES_FRA的系數(shù)為-0.4361(Z 值為-3.4064)且在1%水平上顯著,RES_OTH的系數(shù)為-0.0645(Z 值為-1.1889)但不顯著;當(dāng)因變量為TCt+1_C時,RES_FRA的系數(shù)為-0.0127(T 值為-2.6966)且在1%水平上顯著,RES_OTH的系數(shù)為-0.0010(T 值為-0.6289)但不顯著;對表16 的第(1)列與第(2)列RES_FRA和RES_OTH的不同系數(shù)進行組內(nèi)系數(shù)差異性檢驗,P 值分別為0.0075(卡方值為7.16)和0.0200(卡方值為5.41),這說明兩組RES_FRA和RES_OTH的系數(shù)分別在1%和5%水平上存在顯著性差異,即相比于其他類財務(wù)重述,舞弊類財務(wù)重述會導(dǎo)致企業(yè)商業(yè)信用融資下降的可能性更大,對商業(yè)信用變化的消極影響更大。此外,對表16 的第(5)列與第(6)列的RES_FRA系數(shù)進行卡方檢驗,組間系數(shù)差異性檢驗P 值為0.0180,這說明企業(yè)的上下游商業(yè)信用供給方對舞弊重述的反應(yīng)在5%的水平上存在顯著差異,上游企業(yè)(供應(yīng)商)明顯比下游企業(yè)(客戶)對舞弊重述的負(fù)面信號更加敏感,進而導(dǎo)致財務(wù)重述對上游企業(yè)提供的商業(yè)信用的負(fù)面影響更顯著。上述結(jié)果說明本文假設(shè)H3 的相關(guān)結(jié)論不受財務(wù)重述度量方法的影響。

表16 改變重述度量標(biāo)準(zhǔn)后重述類型與商業(yè)信用融資關(guān)系的檢驗結(jié)果Table 16 Regression results of corporate trade credit financing on different types of financial restatement after changing the measure of financial restatement

4.3.3 改變重述度量標(biāo)準(zhǔn)后假設(shè)H4 和假設(shè)H5 的檢驗

如表17 所示,改變重述度量標(biāo)準(zhǔn)后,當(dāng)因變量為TCt+1_D時,RES_NOTECH與BIG10 的交乘項系數(shù)為-0.1747(Z 值為-1.7644),在10% 的水平上顯著。除此以外,RES_NOTECH與BIG10 的交乘項系數(shù)均不顯著,這說明刪掉因技術(shù)問題導(dǎo)致的重述后,外部審計質(zhì)量的提高不能緩解因重述帶來的對企業(yè)商業(yè)信用融資的負(fù)面影響。與前文結(jié)論一致,說明假設(shè)4 在改變財務(wù)重述度量方法后,仍然成立。

表17 改變重述度量標(biāo)準(zhǔn)后審計師類型對財務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系的影響的檢驗結(jié)果Table 17 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement:the moderating effect of auditor typesafter changing the measure of financial restatement

如表18 所示,改變重述度量標(biāo)準(zhǔn)后,RES_NOTECH與BIG4 的交乘項系數(shù)均不顯著,這說明刪掉因技術(shù)問題導(dǎo)致的重述后,外部治理的正面信號對財務(wù)重述與商業(yè)信用融資額之間的關(guān)系沒有產(chǎn)生影響。與前文結(jié)論一致,說明假設(shè)4在改變財務(wù)重述度量方法后,仍然成立。

表18 改變重述度量標(biāo)準(zhǔn)后審計師類型對財務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系的影響的檢驗結(jié)果Table 18 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement:the moderating effect of auditor typesafter changing the measure of financial restatement

當(dāng)重述企業(yè)釋放內(nèi)部治理正面信號時,如表19 所示,當(dāng)因變量為TCt+1_D時,RES_NOTECH與IC的交乘項系數(shù)為0.0006(Z 值為2.0492),在5%的水平上顯著;當(dāng)因變量為TCt+1_C時,RES_NOTECH與IC的交乘項系數(shù)為0.0001(T值為3.6600),在1%的水平上顯著。該結(jié)果進一步驗證了本文的假設(shè)5,即企業(yè)發(fā)生重述并進行公告后,釋放內(nèi)部控制有效性的正面信號,更有可能緩解重述對商業(yè)信用融資的負(fù)面影響。

表19 改變重述度量標(biāo)準(zhǔn)后內(nèi)部控制質(zhì)量對財務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系影響的檢驗結(jié)果Table 19 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement:the moderating effect of internal control quality after changing the measure of financial restatement

4.3.4 改變商業(yè)信用度量指標(biāo)后假設(shè)H1 和假設(shè)H2 的檢驗

本文參考Petersen 和Rajan[32]的做法,采用下述兩個變量作為重新衡量商業(yè)信用融資規(guī)模的替代變量:(1)將(應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù))/總資產(chǎn)作為商業(yè)信用融資規(guī)模的替代變量,(t+1)年商業(yè)信用的變化額TCt+1_C1 為:[(t+1)年末(應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù))-t 年末(應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù))]/t 年末總資產(chǎn),TCt+1_D1 衡量標(biāo)準(zhǔn)是:若第(t+1)年TCt+1_C1＞0 則取值為1,否則為0;(2)將應(yīng)付賬款/總資產(chǎn)作為商業(yè)信用融資規(guī)模的替代變量,(t+1)年商業(yè)信用的變化額TCt+1_C2為:[(t+1)年末應(yīng)付賬款-t 年末應(yīng)付賬款]/t 年末總資產(chǎn)TCt+1_D2 衡量標(biāo)準(zhǔn)是:若(t+1)年TCt+1_C2＞0 則取值為1,否則為0。

本文重新對主假設(shè)進行了回歸檢驗,回歸結(jié)果如表20所示。可以看出,當(dāng)因變量為TCt+1_D1、TCt+1_C1 以及TCt+1_D2 和TCt+1_C2 時,第(1)、(2)、(3)和(4)列RES_ALL的系數(shù)均顯著為負(fù),說明企業(yè)財務(wù)重述導(dǎo)致商業(yè)信用融資額下降的可能性更大,對商業(yè)信用變化額產(chǎn)生一定的負(fù)面影響,假設(shè)H1 得到支持;第(5)、(6)、(7)和(8)列RES_FRA與RES_OTH的組內(nèi)系數(shù)差異性檢驗結(jié)果分別為:P 值為0.0617(卡方值3.49)、在10%水平上顯著;P 值為0.0351(卡方值4.44)、在5%水平上顯著;P 值為0.1451(卡方值2.12)、不顯著;P 值為0.0443(卡方值4.05)、在5%水平上顯著,這說明RES_FRA與RES_OTH的系數(shù)存在顯著性差異,即相比于非舞弊類財務(wù)重述,舞弊類財務(wù)重述會導(dǎo)致商業(yè)信用融資額下降的可能性更大,對商業(yè)信用變化額的負(fù)面影響更明顯,上述結(jié)論未發(fā)生變化,假設(shè)2 依然成立。

表20 改變商業(yè)信用度量標(biāo)準(zhǔn)后財務(wù)重述及財務(wù)重述類型與商業(yè)信用融資關(guān)系的檢驗結(jié)果Table 20 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement(different types of financial restatement)after changing the measure of corporate trade credit financing

4.3.5 排除金融危機和會計準(zhǔn)則變更的影響

考慮到2007 年我國會計準(zhǔn)則變遷以及2008 年金融危機兩個自然事件對研究結(jié)論的潛在影響,本文選擇2009—2017 年上市公司作為樣本,重新對主假設(shè)H1 和H2 的結(jié)論進行檢驗。

如表21 所示,當(dāng)因變量為TCt+1_D時,RES_ALL的系數(shù)為-0.1402(Z 值為-2.8570),在1%的水平上顯著;當(dāng)因變量為TCt+1_C時,RES_ALL的系數(shù)為-0.0029(T 值為-2.1616),在5%的水平上顯著,上述結(jié)果說明企業(yè)的財務(wù)重述行為會導(dǎo)致商業(yè)信用融資額下降的可能性更大,對商業(yè)信用變化額產(chǎn)生一定的負(fù)面影響。與假設(shè)1 的理論預(yù)測一致,說明本文主要結(jié)論仍然成立。

表21 改變樣本量后財務(wù)重述與商業(yè)信用融資關(guān)系的再檢驗Table 21 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement after changing the samples

同時如表22 所示,當(dāng)因變量為TCt+1_D時,RES_FRA和RES_OTH系數(shù)分別為-0.4251(Z 值為-3.5479、1%水平上顯著)和-0.0897(Z 值為-1.6867、10%水平上顯著),組內(nèi)系數(shù)差異性檢驗P 值為0.0092(卡方值為6.78),該結(jié)果說明當(dāng)因變量為TCt+1_D時,RES_FRA和RES_OTH的系數(shù)在1%的水平上存在顯著性差異;當(dāng)因變量為TCt+1_C時,RES_FRA和RES_OTH系數(shù)分別為-0.0101(T 值為-2.5248、5%水平上顯著)和-0.0017(T 值為-1.2089、不顯著),組內(nèi)系數(shù)差異性檢驗P 值為0.0404(卡方值為4.20),該結(jié)果說明當(dāng)因變量為TCt+1_C時,RES_FRA和RES_OTH的系數(shù)在5%的水平上存在顯著性差異。綜上所述,相比于非舞弊類財務(wù)重述,舞弊類財務(wù)重述導(dǎo)致商業(yè)信用融資額下降的可能性更大且其對商業(yè)信用變化額的負(fù)面影響更大,與假設(shè)2 的理論預(yù)測一致。因此本文主要研究結(jié)論并未發(fā)生改變。

表22 改變樣本量后重述類型與商業(yè)信用融資關(guān)系的再檢驗Table 22 Regression results of corporate trade credit financing on different types of financial restatement after changing the samples

5 研究結(jié)論與啟示

本文以我國證券市場2005 至2017 年非金融行業(yè)A 股上市公司為樣本,實證檢驗了財務(wù)重述對企業(yè)商業(yè)信用融資的影響。研究發(fā)現(xiàn):(1)財務(wù)重述會導(dǎo)致企業(yè)商業(yè)信用融資額下降的可能性更大,對商業(yè)信用融資變化額產(chǎn)生顯著負(fù)面影響;(2)不同類型的財務(wù)重述會帶來不同的經(jīng)濟后果,因涉嫌欺詐或者舞弊引起的財務(wù)重述會使得商業(yè)信用提供者采取更加嚴(yán)苛的商業(yè)信用供給決策,具體表現(xiàn)為舞弊重述年度后的商業(yè)信用融資額(方向和大小)負(fù)向變化;(3)相比于下游客戶企業(yè),上游供應(yīng)商可憑借其對供應(yīng)鏈關(guān)系的控制而采取更加有利的營運政策,這使得提供商業(yè)信用的上游供應(yīng)商對客戶企業(yè)財務(wù)重述釋放的負(fù)面信號會更加敏感,從而擇機降低對客戶企業(yè)商業(yè)信用的供給量,以最大限度地控制客戶企業(yè)的商業(yè)信用違約風(fēng)險和違約成本;(4)相比于審計師類型的選擇,商業(yè)信用供給方更加看重財務(wù)重述企業(yè)內(nèi)部控制的運行有效性,企業(yè)內(nèi)部控制的有效性能夠改變商業(yè)信用供給方對企業(yè)商業(yè)信用的違約風(fēng)險預(yù)期,從而有助于重構(gòu)上下游企業(yè)交易關(guān)系的信任基礎(chǔ),使得商業(yè)信用供給方對財務(wù)重述企業(yè)提供較為寬松的商業(yè)信用供給;(5)企業(yè)市場地位以及主要供應(yīng)商采購額是財務(wù)重述影響商業(yè)信用融資的兩個影響渠道,財務(wù)重述會改變供應(yīng)商、客戶對企業(yè)自身違約風(fēng)險及持續(xù)經(jīng)營能力的預(yù)期,從而影響企業(yè)市場競爭地位和主要供應(yīng)商決策。

根據(jù)本文的研究結(jié)論,得到以下研究啟示。第一,基于提供商業(yè)信用的上下游企業(yè)異質(zhì)性,從兩者對合作企業(yè)會計信息風(fēng)險的不同反應(yīng)出發(fā),本文突破了以往對商業(yè)信用中“供應(yīng)商與客戶”的二元關(guān)系視角,同時考察財務(wù)重述與內(nèi)外部公司治理機制的互動關(guān)系對供應(yīng)鏈中企業(yè)商業(yè)信用融資的潛在影響,對供應(yīng)鏈中合作伙伴之間信任關(guān)系重構(gòu)以及企業(yè)商業(yè)信用融資決策調(diào)整具有一定的現(xiàn)實指導(dǎo)意義。第二,本文進一步考察了舞弊類財務(wù)重述和非舞弊類財務(wù)重述對企業(yè)商業(yè)信用融資的影響,誠信與聲譽是企業(yè)是否對外提供商業(yè)信用的重要決定因素。因此,監(jiān)管部門應(yīng)該加強對企業(yè)財務(wù)重述原因詳細(xì)程度的披露要求,明確界定不同類型的財務(wù)重述范圍,提高證券市場會計信息透明度,切實建立起基于誠信與聲譽的商業(yè)信用以及銀行貸款等債權(quán)人權(quán)益保護機制,這對完善我國證券市場中上市公司的融資渠道具有積極意義。第三,傳統(tǒng)信貸市場因信息不對稱導(dǎo)致了嚴(yán)重的信貸配給問題,審計師類型在某種程度上緩解了這種信息不對稱,但重述行為大多與管理層的機會主義行為直接相關(guān),其隱蔽性使得外部審計可能無法完全識別審計風(fēng)險,所以監(jiān)管部門以及企業(yè)均應(yīng)加強內(nèi)部控制制度設(shè)計、運行和維護有效性,從企業(yè)內(nèi)部控制角度遏制或減少財務(wù)重述行為,以期緩解重述企業(yè)的信息不對稱以及其自身面臨的融資約束問題。第四,本研究通過渠道檢驗發(fā)現(xiàn),企業(yè)財務(wù)重述行為釋放了有關(guān)企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險和信息風(fēng)險信號,其產(chǎn)生的負(fù)面影響具有傳染效應(yīng),不僅會損害公司整體價值,降低企業(yè)市場地位,也會對供應(yīng)鏈關(guān)系中主要供應(yīng)商帶來一定的交易風(fēng)險。因此,關(guān)于供應(yīng)鏈關(guān)系信息披露有利于相關(guān)企業(yè)及時識別交易風(fēng)險、規(guī)避經(jīng)濟損失,本研究為監(jiān)管層在供應(yīng)鏈信息披露政策制定方面提供了一定的經(jīng)驗證據(jù)支持。