劉翰林，劉家琛

(杭州電子科技大學(xué) 會計學(xué)院，杭州 310018)

引 言

根據(jù)金融學(xué)的基本原理，投資期限要與融資期限相匹配，否則就會發(fā)生投融資期限錯配現(xiàn)象，即通過不斷滾動的短期債務(wù)來滿足長期投資，抑或以長期債務(wù)用于短期投資(由于短期資金滿足長期投資的危害性更大，范圍更廣，因此本文研究的投融資錯配主要指代短貸長投問題)。雖然企業(yè)可以通過短期債務(wù)滿足臨時性的融資需要，但是長期投資回報周期與資金回籠周期均較長，資金期限錯配會客觀上增大企業(yè)流動性危機、償還壓力和審計風(fēng)險，降低企業(yè)的全要素生產(chǎn)率、創(chuàng)新能力和企業(yè)表現(xiàn)[1-4]，嚴重制約實體經(jīng)濟的發(fā)展。盡管已有文獻對造成投融資錯配的成因和經(jīng)濟后果進行了大量的探討，但少有文獻從內(nèi)部和外部治理機制入手，聚焦于通過內(nèi)外兩條路徑來綜合治理投融資錯配問題。

企業(yè)為何會面臨資金錯配？根據(jù)現(xiàn)有文獻劃分，分為企業(yè)主動選擇行為與被動選擇行為。主動選擇行為是短期貸款利息率較低，這一點主要集中在國外學(xué)者中[5-6]，國內(nèi)學(xué)者主要集中在管理層對于營運資金運轉(zhuǎn)的過度自信上[7-8]。被動選擇包括長短期信貸市場的失調(diào)[9]、貨幣政策適度水平[10]、商業(yè)銀行偏愛利用提供短期貸款控制違約風(fēng)險與經(jīng)理人侵占資金風(fēng)險等。雖然國內(nèi)研究承認投融資錯配對企業(yè)造成的負面影響，但對是否存在治理要素卻少有研究。目前已有研究主要集中在外部環(huán)境上，外部環(huán)境包括貨幣政策寬松程度、貨幣政策適度水平的提高、銀行業(yè)之間的競爭[10-12]。關(guān)于內(nèi)部治理，馬紅等(2018)[2]從企業(yè)內(nèi)部產(chǎn)融結(jié)合角度探討了對投融資錯配的治理作用。內(nèi)部控制能否緩解投融資錯配？它與貨幣政策在緩解投融資錯配上是什么關(guān)系？本文針對這些問題進行探討。

一、文獻回顧與研究假設(shè)

企業(yè)會根據(jù)自身投融資需求、財務(wù)狀況、杠桿率、成長性、預(yù)期通貨膨脹等內(nèi)外部因素，圍繞最優(yōu)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)對短期債務(wù)與長期債務(wù)的比例進行調(diào)配[13]。根據(jù)期限匹配原則，融資和投資的期限要相匹配，否則會產(chǎn)生相應(yīng)的風(fēng)險[14]。

由于客觀原因抑或主觀原因，企業(yè)仍然面臨著投融資錯配的現(xiàn)實?？陀^原因上，中國金融抑制程度較高，銀行仍然是市場資金的主要提供者，銀行放貸意愿和規(guī)模部分決定了企業(yè)是否面臨資金約束。一方面,銀行不愿意放貸的制度原因在于貨幣政策，貨幣政策的松緊程度直接影響銀行(長短期)信貸供給水平[15]；另一方面，由于信息不對稱、流動性管理、風(fēng)險控制、規(guī)避逆向選擇、降低代理成本和短期資金監(jiān)督治理效應(yīng)等原因[16-18]，金融機構(gòu)只愿意放貸給企業(yè)短期資金。加之企業(yè)融資渠道單一，雖然存在商業(yè)信用這種非正式融資渠道，但利用短期資金去彌補長期投資資金的不足，仍然是眾多企業(yè)的無奈之舉。主觀原因方面，在外部融資上企業(yè)會優(yōu)先選擇債務(wù)融資而非權(quán)益融資，因為短期貸款資金成本低，高質(zhì)量的公司對企業(yè)債務(wù)結(jié)構(gòu)調(diào)整和承受能力較高，流動性危機較小，采取短貸長投策略會促進企業(yè)業(yè)績，因此存在企業(yè)主動采取短貸長投的可能性[5-6]，但這一研究結(jié)論僅局限于國外公司。與此相反的是，鐘凱等(2016)[10]首先采用中國上市公司數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)投融資錯配會顯著降低公司業(yè)績。孫鳳娥(2017)[7]認為中國企業(yè)采取短貸長投策略是因為管理層過度自信而不是制度政策的被迫選擇。

對投融資錯配的治理分為外部治理和內(nèi)部治理，但目前的研究主要集中在外部治理，包括貨幣政策、銀行業(yè)之間的競爭。在內(nèi)部解決機制上的研究則較少，外部治理機制通常是在內(nèi)部治理機制失靈時才強制介入的，而且外部環(huán)境作為一種客觀的存在，企業(yè)是很難改變或影響的，因此，在有效的內(nèi)部治理機制沒有建立健全的情況下，僅討論外部治理是有局限的。

內(nèi)部控制作為重要的內(nèi)部治理機制可以從以下三點來抑制企業(yè)投融資錯配：(1)內(nèi)部控制從一開始就被賦予公司治理職責(zé)，其內(nèi)涵表明要負責(zé)財務(wù)報告的可靠性與真實性[19]。不管是企業(yè)內(nèi)部還是企業(yè)外部產(chǎn)生的信息堵塞，都使得金融機構(gòu)無法準(zhǔn)確及時獲取企業(yè)內(nèi)部真實的運行信息，造成金融機構(gòu)“信息劣勢”，信貸資源更加失衡。因此良好的內(nèi)部控制導(dǎo)致信息透明度增大，資本市場可以識別企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量[20]，影響銀行信貸決策，從而緩解融資約束的同時減少企業(yè)資金錯配風(fēng)險。(2)內(nèi)部控制是保證企業(yè)正常運轉(zhuǎn)、持續(xù)經(jīng)營的重要手段，不僅可以提高投資效率、營運效率，還可以提高資金管理效率。內(nèi)部控制可以幫助公司決策者審時度勢地進行投融資決策，明晰應(yīng)收應(yīng)付資金的期限，盡量回籠應(yīng)收賬款，推遲應(yīng)付賬款，降低資金的機會成本和短缺成本，力爭達到短期資金滿足短期投資，長期資金滿足長期投資，資金期限趨于一致，風(fēng)險和收益達到最佳平衡狀態(tài)。這樣，在長期資金不足的情況下，管理層將根據(jù)投融資期限匹配原理減少長期投資。(3)內(nèi)部控制要求公司內(nèi)部實現(xiàn)權(quán)利制約，互相監(jiān)督，減少代理成本，進而制約管理者做出過于主觀的投融資決策，抑制那些有利于短期業(yè)績不利于長期價值實現(xiàn)的私利行為。同時內(nèi)部控制通過一系列制度安排來進行群體決策，力求全公司上下目標(biāo)一致，實現(xiàn)長期價值和短期業(yè)績的相統(tǒng)一。由此提出如下假設(shè)：

H：在其他條件限定下，高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以顯著緩解企業(yè)投融資錯配

二、研究設(shè)計

(一)選擇樣本

本文選擇2008—2018年我國滬深兩市A股上市公司作為樣本，研究內(nèi)部控制對短貸長投的治理效應(yīng)。為了保證研究過程的嚴謹性和結(jié)論的可靠性，對數(shù)據(jù)處理如下：剔除掉金融業(yè)企業(yè)；剔除掉ST、PT等企業(yè)；剔除掉財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)。為了緩解異常值的影響，對所有連續(xù)變量進行上下1%Winsorize處理。經(jīng)過篩選和處理后，得到22 350個數(shù)據(jù)樣本。財務(wù)數(shù)據(jù)均來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，內(nèi)部控制指數(shù)來源于迪博數(shù)據(jù)庫。

(二)變量測度

1.短貸長投(SFLI)的測量

以往的研究對短貸長投的測量存在兩種方法，一是利用資產(chǎn)負債表中短期負債與短期資產(chǎn)、長期資金與長期資產(chǎn)所匹配程度來衡量[21]，二是利用現(xiàn)金流量表構(gòu)建資金缺口來衡量，首先計算出本期長期借款的增加額(本期長期借款+一年內(nèi)到期非流動負債-上期長期借款)，然后利用現(xiàn)金流量表相關(guān)數(shù)據(jù)計算得出短貸長投的代理指標(biāo)[購建固定資產(chǎn)等投資活動現(xiàn)金支出-(長期借款本期增加額+本期權(quán)益增加額+經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量+出售固定資產(chǎn)現(xiàn)金流入)]，并利用期初總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化處理[5-6,9]。這兩種方法存在互補性，因此本文采用第二種方法計算企業(yè)資金錯配的代理變量，此外構(gòu)建錯配的啞變量SFLI_Dum，如果SFLI>0，SFLI_Dum=1，否則為0。第一種方法作為穩(wěn)健性檢驗。

2.內(nèi)部控制(IC)質(zhì)量的衡量

根據(jù)前人的研究，內(nèi)部控制質(zhì)量存在多種測度方式。運用最廣泛的是迪博內(nèi)部控制與風(fēng)險數(shù)據(jù)庫公布的數(shù)據(jù)，此數(shù)據(jù)可以綜合評估五大目標(biāo)實現(xiàn)程度，因此可以科學(xué)地評估內(nèi)部控制質(zhì)量，本文具體處理為指數(shù)除以100。除此之外也有學(xué)者利用企業(yè)是否存在實質(zhì)性內(nèi)部控制缺陷、內(nèi)部控制審計報告、內(nèi)部控制有效度方面來衡量內(nèi)部控制質(zhì)量[22-23]。本文主回歸采取第一種方法，第二、三、四種方法在穩(wěn)健性檢驗中采用。

(三)模型構(gòu)建和變量說明

首先，在研究主要假設(shè)之前，先討論短貸長投存在性問題。因為只有代理指標(biāo)無法清晰地表明存在性問題，所以改進白云霞等(2014)[11]構(gòu)建的“投資-流動負債”現(xiàn)金流敏感性模型(1)來檢驗：

ΔLRi,t=β0+β1INVi,t+βiXi+ξi,t

(1)

其中不同之處在于INV為現(xiàn)金流表中“購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金”項目除以期初總資產(chǎn)，沒有使用資產(chǎn)負債表中長期資產(chǎn)的變化量，原因在于企業(yè)現(xiàn)金流更能真實反映企業(yè)用于長期資產(chǎn)的資金額，而資產(chǎn)負債表中的長期資產(chǎn)伴隨著一部分金融活動，并不屬于正常的企業(yè)經(jīng)營。ΔLR為流動負債和流動資產(chǎn)比率在第t期的變化值，即流動比率倒數(shù)的變化值。X則為影響營運資本的控制變量，包括企業(yè)規(guī)模(Size)、盈利能力(ROA)、應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率(ART)、存貨周轉(zhuǎn)率(IT)，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)、年齡(Age)和行業(yè)(Industry)、年份(Year)虛擬變量。

其次，證實企業(yè)確實利用短期負債來滿足長期資產(chǎn)的需要后，我們開始研究內(nèi)部控制對企業(yè)投融資錯配的治理問題。參照以前鐘凱等(2016)、白云霞等(2014)、孫鳳娥(2019)的研究，設(shè)計如下模型：

SFLIi,t=λ0+λ1ICi,t+λi∑Controlsi,t+∑Industry+∑Year+ζi,t

(2)

其中，SFLI為用資金缺口模型計算出的短貸長投的代理變量和啞變量?？刂谱兞堪ü疽?guī)模(Size)、財務(wù)杠桿(Lev)、投資機會(托賓Q)、盈利能力(ROE)、存貨周轉(zhuǎn)率(IT)、應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率(ART)，此外還控制了行業(yè)(Industry)和年份(Year)虛擬變量。IC為內(nèi)部控制質(zhì)量，根據(jù)前文計算得來。下表1為變量定義表。

表1 變量定義表

(四)描述性統(tǒng)計與相關(guān)系數(shù)

由于短貸長投存在性問題是研究的基礎(chǔ)，因此本文也列出模型(1)相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計，如表2的Panel A，但省去相關(guān)系數(shù)。從中位數(shù)可以看到，上市公司每年流動負債與流動資產(chǎn)比例的增加值有一半超過1.4%，流動負債已超過流動資產(chǎn)的需要，其余部分則去滿足長期資產(chǎn)的融資需要，而每年用于長期資產(chǎn)的現(xiàn)金流占期初總資產(chǎn)的4.2%。表2中PanelB為模型(2)的描述性統(tǒng)計。由于均值和中位數(shù)檢驗的需要，表2中Panel B亦列出內(nèi)部控制實質(zhì)缺陷(IC_Dum和IC_Num) 的描述性統(tǒng)計以及企業(yè)投融資錯配SFLI的均值-0.12，中位數(shù)為-0.07，與以往研究基本吻合。結(jié)合短貸長投啞變量的平均數(shù)0.26，說明有26%的公司面臨資金錯配情況，且結(jié)合鐘凱等(2016)研究的結(jié)論有24%的數(shù)據(jù)表明近些年越來越多的上市公司面臨融資期限錯配問題。內(nèi)部控制IC最小值與最大值差距比較大，說明公司之間內(nèi)部控制質(zhì)量存在顯著差異。在內(nèi)部控制缺陷指標(biāo)上，IC_Dum均值為0.11，IC_N均值為0.13，說明樣本中有11%存在實質(zhì)性內(nèi)部控制缺陷，每個樣本有0.13個缺陷。

表2 描述性統(tǒng)計 PanelA模型(1)

Panel BVariableNmeanp50sdminmaxSFLI22 350-0.12-0.070.29-20.29SFLI_Dum22 3500.2600.4401IC22 3506.486.741.3609.04IC_Dum22 3500.1100.3201IC_Num22 3500.1300.3804ROE22 3500.060.070.12-0.610.32LEV22 3500.440.440.210.050.93Tobin’Q22 3502.071.631.340.98.76ART22 35051.286.35198.810.891603.24IT22 35012.663.6844.260.13380.16SIZE22 35022.121.931.319.5726.06

從相關(guān)系數(shù)表中看到(見表3)，主要變量IC與投融資錯配兩個代理標(biāo)量均顯著負相關(guān)，即內(nèi)部控制越好，企業(yè)資金投融資錯配程度越低。初步支持假設(shè)1。在其他控制變量上，盈利能力、投資機會、企業(yè)規(guī)模、應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率、存貨周轉(zhuǎn)率均與投融資錯配負相關(guān)，說明公司越大，盈利和營運能力越強，面臨的投資機會越多，企業(yè)面臨的錯配問題越低，均符合預(yù)期。多重相關(guān)性檢驗平均VIF小于10，低于經(jīng)驗閾值，因此無需調(diào)整模型。

三、實證結(jié)果

由于隨機擾動項可能與解釋變量相關(guān)，因此以下回歸均采用固定效應(yīng)模型(FE)。

(一)“投資-流動負債”現(xiàn)金流敏感性回歸結(jié)果

為了說明企業(yè)內(nèi)部普遍存在投融資錯配問題，我們設(shè)計了模型(1)證實企業(yè)構(gòu)建長期資產(chǎn)的現(xiàn)金流是否依賴短期負債，即檢驗兩者的線性關(guān)系。表4為其檢驗結(jié)果，可以看到無論是單變量回歸還是全面板、民營企業(yè)還是國有企業(yè)等數(shù)據(jù)，其回歸均顯著正相關(guān)，說明企業(yè)不分性質(zhì)均存在投融資期限錯配現(xiàn)象，即利用短期負債來滿足長期投資的需要。值得注意的是，在企業(yè)性質(zhì)因素方面，與短期負債負相關(guān)，說明民營企業(yè)很有可能面臨的錯配問題比國有企業(yè)更為嚴重，下文將會繼續(xù)檢驗討論這個問題。

(二)主回歸

根據(jù)是否存在實質(zhì)性內(nèi)部控制缺陷進行分組初步檢驗假設(shè)，結(jié)果如表5。可以看到，不存在缺陷組錯配的代理變量均值為-0.128，中位數(shù)為-0.074，而存在缺陷組均值為-0.079，中位數(shù)-0.036，不論是均值還是中位數(shù),存在缺陷組的錯配程度均大于不存在缺陷組，且均通過均值T檢驗和卡方檢驗，初步支持了主假設(shè)。剩余變量除存貨周轉(zhuǎn)率不存在差異外，其余變量均存在顯著差異，說明控制變量選擇比較適當(dāng)。

表5 差異檢驗

表6報告了主檢驗的結(jié)果。不論是使用OLS普通回歸還是FE回歸和Logit回歸，內(nèi)部控制質(zhì)量與投融資錯配代理變量(SFLI)和啞變量(SFLI_Dum)均在1%水平上顯著負相關(guān)，說明高質(zhì)量的內(nèi)部控制對企業(yè)投融資錯配產(chǎn)生了治理效應(yīng)，內(nèi)部控制質(zhì)量越高，投融資錯配的程度越低，主假設(shè)得到了通過。此外在加入控制變量后，企業(yè)盈利能力越強，規(guī)模越大，投資機會越充足，錯配程度就越低。

表6 主效應(yīng)回歸

(三)異質(zhì)性分析

1.企業(yè)規(guī)模與性質(zhì)影響

在“投資-流動負債”敏感性檢驗中，實證結(jié)果中企業(yè)性質(zhì)與流動負債是呈現(xiàn)負向線性關(guān)系的，可能暗示了相較于國有企業(yè)，民營企業(yè)面臨的投融資錯配問題會更加嚴重，學(xué)者的研究結(jié)果也表明民營企業(yè)與銀行之間信息不對稱程度更大，國有企業(yè)利用政府背景做背書更容易獲得銀行(長期)信貸資源[24]，因此需要檢驗內(nèi)部控制對于不同企業(yè)的治理效應(yīng)是否存在異同。除此之外，企業(yè)規(guī)模也有可能會影響獲取信貸的難易程度。林毅夫(2019)[25]的新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學(xué)指出，我國現(xiàn)有以國有銀行為主的銀行結(jié)構(gòu)對待不同規(guī)模企業(yè)的風(fēng)險特質(zhì)存在差異，比如從風(fēng)險管控、抵押品的貴賤程度角度，在貸款問題上存在差別對待，由此中小企業(yè)會面臨更為嚴重的融資約束，因此我們也檢驗企業(yè)規(guī)模在內(nèi)部控制治理效應(yīng)上的邊界調(diào)節(jié)作用。區(qū)分企業(yè)規(guī)模的標(biāo)準(zhǔn)為：分行業(yè)分年度取企業(yè)規(guī)模中位數(shù)，當(dāng)年樣本企業(yè)規(guī)模大于中位數(shù)時，則劃分為為大型企業(yè)樣本組，小于中位數(shù)則劃分為中小企業(yè)樣本組。

表7為異質(zhì)性分析的檢驗結(jié)果。我們可以看到,內(nèi)部控制與兩個投融資錯配代理變量在民營企業(yè)中均在1%水平上顯著負相關(guān)，而在國有企業(yè)中內(nèi)部控制與投融資錯配代理變量(SFLI)在5%水平上顯著負相關(guān)。在回歸系數(shù)上，民營企業(yè)中系數(shù)的絕對值大于國有企業(yè)中系數(shù)的絕對值，因此不論是在P值上還是系數(shù)上都表明，內(nèi)部控制對于民營企業(yè)的治理程度要高于國有企業(yè)。在企業(yè)規(guī)模調(diào)節(jié)作用方面，與企業(yè)性質(zhì)相類似，中小企業(yè)組內(nèi)部控制與投融資錯配之間無論是回歸P值還是系數(shù)絕對值均大于大型企業(yè)，因此可以得到類似的結(jié)論：高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以幫助中小企業(yè)更好地緩解投融資錯配。

2.公司治理結(jié)構(gòu)影響

內(nèi)部控制有效性源于內(nèi)部控制制度對其目標(biāo)實現(xiàn)的保證程度，內(nèi)部控制的制定與實施離不開公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)的支持。一方面較強的公司治理結(jié)構(gòu)可以保證內(nèi)部控制在各個環(huán)節(jié)相互緊密銜接，有條不紊地進行；另一方面中國資本市場發(fā)展還不成熟，公司整體治理水平較弱，因此企業(yè)內(nèi)部治理制度之間需要相互配合，發(fā)揮互補作用，才能有效提高公司整體的治理水平。為此進一步考察公司治理結(jié)構(gòu)對內(nèi)部控制治理效用的影響，本文選擇兩職是否合一、股權(quán)集中度、董事會獨立性三個方面來衡量公司綜合治理水平。具體地，兩職是否合一按照董事長和總經(jīng)理是否為同一人為劃分標(biāo)準(zhǔn)；股權(quán)集中度代理變量為第一大股東持股與第二大股東持股的比值，并按照年度中位數(shù)劃分，高于中位數(shù)的劃分為股權(quán)集中度高的組別，否則為低組別；董事會獨立性代理變量為獨立董事占董事會人數(shù)的比例，處理過程與股權(quán)集中度相類似。

表7 性質(zhì)與規(guī)模影響

表8展示了公司綜合治理水平對內(nèi)部控制治理效應(yīng)的影響。在兩職合一、股權(quán)集中度高、董事會獨立性低的組別，內(nèi)部控制治理效應(yīng)得到了削弱甚至不再顯著，充分說明公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)對內(nèi)部控制的支持作用，也進一步支持了內(nèi)部控制與其他治理機制可以共同緩解企業(yè)投融資錯配。

表8 治理結(jié)構(gòu)影響

(四)穩(wěn)健性檢驗及內(nèi)生性處理

為了保證實證結(jié)論的可靠性和穩(wěn)健性，本文進行了一系列穩(wěn)健性檢驗：(1)替代變量。首先，改變內(nèi)部控制質(zhì)量的衡量程度，李萬福等(2020)[22]認為當(dāng)內(nèi)部控制存在以下任何一種情況時，內(nèi)部控制質(zhì)量都將會受到重大影響：當(dāng)年違規(guī)被證監(jiān)會等出具處罰；當(dāng)年被會計師事務(wù)所出具非標(biāo)準(zhǔn)審計意見；當(dāng)年因為出現(xiàn)信息虛假披露導(dǎo)致財務(wù)重述行為；內(nèi)部控制審計報告披露存在重大缺陷。因此，當(dāng)公司出現(xiàn)以上任意一種情況時候，就被認定為存在實質(zhì)性內(nèi)部控制缺陷，啞變量IC_Dum取1，否則取0，同時構(gòu)建實質(zhì)性內(nèi)部控制缺陷數(shù)量的變量IC_Num，表示企業(yè)在同一年存在以上四種情況的數(shù)量。其次，劉斌和吳錫皓(2019)[23]采取外部注冊會計師評價內(nèi)部控制是否有效的方法，當(dāng)披露內(nèi)部控制審計報告且出具的審計意見為無保留意見時，內(nèi)部控制質(zhì)量啞變量IC_Opinon取1，其余情況均取0。需要說明的是，內(nèi)部控制審計報告在研究期間內(nèi)存在三個時期，第一個時期為2008—2011年，這段時期的《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》允許上市公司自愿披露，2012—2015年，此階段為分批次進行披露，2015—2018年，實行主板全部披露，新上市公司本年不披露、中小板兩年一次披露、發(fā)生重大資產(chǎn)重組或者借殼上市可以申請不披露等等情況。因此在2008—2018年時期雖然存在沒有披露的上市公司，但并不代表內(nèi)部控制一定存在缺陷，所以我們只選擇披露的樣本，沒有披露的樣本刪去，得到15 690個樣本。最后，內(nèi)部控制評價報告屬于公司內(nèi)部自己評價項目，因此當(dāng)企業(yè)自愿披露的內(nèi)部控制評價報告的結(jié)論為有效時啞變量IC_Eva取1，否則取0；同時內(nèi)部控制自評報告結(jié)論中存在內(nèi)部控制缺陷時，啞變量IC_Defect取1，否則取0，樣本處理過程與內(nèi)部控制審計報告處理過程相似，不再贅述。改變投融資錯配的衡量程度，由于尚未統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，因此利用劉曉光和劉元春(2019)使用資產(chǎn)負債表計算出來的方法，選取企業(yè)短期負債比例( 短期負債/總負債) 與短期資產(chǎn)比例( 短期資產(chǎn)/總資產(chǎn)) 之差(LS)，衡量短期負債與短期資產(chǎn)的匹配程度，與鐘凱等(2016)構(gòu)建的流量指標(biāo)存在互補性。數(shù)值越大，表明短期負債規(guī)模超過短期資產(chǎn)規(guī)模，投融資錯配程度也越大。表9的Panel A與Panel B詳細展現(xiàn)了替代變量的回歸結(jié)果，多種衡量指標(biāo)之間的線性關(guān)系均通過顯著性檢驗，當(dāng)企業(yè)存在實質(zhì)性內(nèi)部控制缺陷且缺陷數(shù)量越多，投融資錯配程度也越大。在外部注冊會計師與企業(yè)自己出具的評價報告上，當(dāng)內(nèi)部控制審計報告被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計意見、內(nèi)部控制自評無效、自評存在缺陷時，企業(yè)資金錯配程度就越高。(2)剔除掉債券融資影響[9]。隨著市場化進程的加速，越來越多的企業(yè)選擇通過發(fā)行債券來籌集投資資金，因此企業(yè)在面臨銀行信貸匱乏時，存在通過發(fā)行債券融資的可能性，這對本文的回歸結(jié)果可能存在噪聲影響。因此選擇剔除掉“應(yīng)付債券”大于0的上市公司樣本，對模型(2)重新回歸(結(jié)果如表10)，內(nèi)部控制與兩個錯配代理變量均顯著負相關(guān)，結(jié)論沒有發(fā)生顯著變化。(3)為了緩解可能存在的內(nèi)生性問題，如遺漏變量、反向因果和測量誤差，本文選擇二階段最小二乘法(2SLS)對模型(2)重新回歸。按照前文研究方法，使用分行業(yè)分年度內(nèi)部控制平均指數(shù)作為工具變量(IV)，使用第一階段的回歸系數(shù)來估計第二階段的回歸系數(shù)，結(jié)果如表10，結(jié)果沒有發(fā)生顯著變化。綜上所述，本文主回歸的結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。

表9 穩(wěn)健性檢驗 Panel A

Panel B

續(xù)表

四、進一步研究

(一)機制分析

上述實證結(jié)果已充分表明高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以緩解企業(yè)投融資錯配，那么，這種治理效應(yīng)究竟是如何發(fā)生的呢？據(jù)COSO委員會發(fā)布的《內(nèi)部控制整合框架》規(guī)定，內(nèi)部控制由控制環(huán)境、風(fēng)險評估、控制活動、信息溝通與交流、內(nèi)部監(jiān)督五要素構(gòu)成。其中控制環(huán)境決定了內(nèi)部控制有效性的基調(diào)，控制活動是控制風(fēng)險所實施的措施，風(fēng)險評估則需要企業(yè)識別相應(yīng)的風(fēng)險，信息與溝通要求企業(yè)保持公司內(nèi)部與內(nèi)部、內(nèi)部與外部溝通流暢，內(nèi)部監(jiān)督要求企業(yè)實時監(jiān)督內(nèi)部控制的正常運行。本文認為，如果內(nèi)部控制能對公司投融資錯配發(fā)揮治理效應(yīng)，那一定是通過其內(nèi)部構(gòu)成要素產(chǎn)生作用的。

為了研究內(nèi)部控制各要素的治理作用，本文利用迪博內(nèi)控數(shù)據(jù)庫公布的企業(yè)各要素分指標(biāo)數(shù)據(jù)，對投融資錯配指標(biāo)分別進行回歸。這些指標(biāo)與內(nèi)部控制總指標(biāo)一致，指數(shù)越大表明這一要素建設(shè)得越好(表11為五要素的描述性統(tǒng)計)?？梢钥吹?，表現(xiàn)最好的是內(nèi)部監(jiān)督和內(nèi)部環(huán)境指標(biāo)，不論是均值還是中位數(shù)都遠遠大于其他指標(biāo)。值得注意的是，五要素中的信息與溝通指標(biāo)分值最低，表明中國絕大部分上市公司信息在公司內(nèi)部與向外傳遞過程中不夠理想，公司擁有內(nèi)幕消息使得相較于市場投資者存在“信息優(yōu)勢”，但相較于金融機構(gòu)存在“信息劣勢”，金融機構(gòu)因此有較少意愿提供信貸支持。

表10 穩(wěn)健性檢驗

續(xù)表

表11 內(nèi)部控制五要素描述性統(tǒng)計

進一步地，對分指標(biāo)處理仍然與總指標(biāo)相同，即Envio=內(nèi)部環(huán)境指標(biāo)分值/100，其他分指標(biāo)處理相類似。表12報告了回歸結(jié)果，第(1)列中內(nèi)部環(huán)境與投融資錯配顯著負相關(guān)，表明內(nèi)部環(huán)境越好，錯配程度越低；列(2)與列(3)回歸系數(shù)并不顯著，說明風(fēng)險評估與控制活動沒有對資金錯配產(chǎn)生決定性影響；列(4)為信息與溝通的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)信息與溝通越好，投融資錯配越低，表明信息在企業(yè)內(nèi)部、內(nèi)部向外部傳遞過程中減少了信息不對稱，對錯配產(chǎn)生了治理效應(yīng)；列(5)為內(nèi)部監(jiān)督，顯著正相關(guān)；第(6)列為各要素與控制變量共同回歸，結(jié)果與單變量回歸結(jié)果相似，其他要素不顯著的原因可能在于信貸市場沒有關(guān)注或者關(guān)注較少，造成這些因素對銀行信貸決策沒有影響。

表12 內(nèi)控五要素與融資約束

綜上可以發(fā)現(xiàn)企業(yè)加強內(nèi)部控制環(huán)境的治理，加強內(nèi)部與內(nèi)部、內(nèi)部與外部信息的溝通可以顯著緩解錯配問題，當(dāng)然內(nèi)部控制五要素是你中有我、我中有你、互相耦合的關(guān)系，只有作為一個整體才能發(fā)揮最大作用。比較內(nèi)部環(huán)境、信息和溝通兩者的P值和系數(shù)，表明信息與溝通更能發(fā)揮治理作用，這也與理論相一致：前文分析銀行作為主要信貸提供者，與公司之間存在的信息阻礙會影響放貸意愿。因此加強企業(yè)上下級部門之間、內(nèi)外部之間信息傳遞機制，構(gòu)建溝通渠道，更能緩解企業(yè)長期信貸不足、短貸長投的頑疾。

在分析完內(nèi)部控制五要素發(fā)揮的治理效應(yīng)之后，并沒有完全解答內(nèi)部控制五要素整體上究竟應(yīng)如何發(fā)揮治理效應(yīng)。MM理論認為在完全有效資本市場，企業(yè)可以同時選擇內(nèi)源融資和外源融資。但因為存在信息不對稱緣故，外部融資成本越來越高，企業(yè)所依賴的內(nèi)部融資不夠時便產(chǎn)生了融資約束。而企業(yè)投融資錯配是來源于融資約束，企業(yè)內(nèi)部融資無法滿足長期投資的需要，但從外界獲取長期信貸又很有可能面臨苛刻條件，無形之中增加了融資成本，所以緩解融資約束是治理投融資錯配的重要渠道。具體而言，高質(zhì)量的內(nèi)部控制提供了高質(zhì)量的會計信息，向外界傳遞積極信號進而增加企業(yè)獲得長期信貸的可能性，最終降低融資約束[26]、緩解投融資錯配問題，因此融資約束可能是治理效應(yīng)傳導(dǎo)的中介因素。為了檢驗中介效應(yīng)，根據(jù)溫忠麟等(2014)[27]研究結(jié)果，采取分步法檢驗，設(shè)計如下模型：

FCi,t=α0+α1ICi,t+αi∑Controlsi,t+∑Industry+∑Year+ηi,t

(3)

SFLIi,t=λ0+λ1ICi,t+λ3FCi,t+λi∑Controlsi,t+∑Industry+∑Year+ξi,t

(4)

其中FC為公司面臨的融資約束，其余自變量、因變量和控制變量均與主回歸一致。需要說明的是，衡量融資約束的指標(biāo)眾多，包括投資-現(xiàn)金流敏感性、SA指數(shù)、WW指數(shù)和KZ指數(shù)等，本文選擇WW指數(shù)作為衡量融資約束的代理變量，因為該指數(shù)不僅考慮了企業(yè)自身狀況特點，也包含了行業(yè)特征，同時剔除了托賓Q值，提高了精準(zhǔn)度[30]，具體計算如下：

WWi,t=b1TLTDi,t+b2DIVPOSi,t+b3LNTAi,t+b4SGi,t+b5ISGi,t+b6CFi,t

(5)

其中TLTD為公司長期負債與總資產(chǎn)之比，DIVPOS為啞變量，當(dāng)企業(yè)年末分紅時取1，否則取0，LNTA是總資產(chǎn)對數(shù)，SG為企業(yè)銷售增長率，ISG為企業(yè)所處行業(yè)銷售增長率，CF是現(xiàn)金流與總資產(chǎn)比值，各變量系數(shù)b有White和Wu(2006)給出，b值越大，表示企業(yè)面臨的融資約束過程越高。表12的第(8)列、第(9)列為中介效應(yīng)檢驗過程，在第一階段，內(nèi)部控制可以有效降低企業(yè)融資約束，進一步地把兩者放入到同一模型中，內(nèi)部控制系數(shù)仍然顯著為負，結(jié)合模型(2)的回歸結(jié)果，融資約束發(fā)揮了部分中介作用，中介效應(yīng)在8.14%左右(-0.0065*0.00852/(-0.0068))。

表13 內(nèi)外治理效應(yīng)

(二)內(nèi)部治理與外部政策環(huán)境：是協(xié)同效應(yīng)抑或替代效應(yīng)

微觀企業(yè)處于宏觀經(jīng)濟環(huán)境之中，任何宏觀經(jīng)濟政策都會對微觀企業(yè)產(chǎn)生影響，因此在研究內(nèi)部控制治理效應(yīng)的同時不能忽視外部政策的共同影響?，F(xiàn)有研究表明，在貨幣政策緊縮時期，銀行銀根收緊，中央法定儲備金率降低，銀行不得不降低信貸融資規(guī)模和期限[28-30]，相比較于寬松時期，企業(yè)更難獲得信貸資源。馬紅等(2018)也認為在貨幣緊縮時期短貸長投對企業(yè)創(chuàng)新活動抑制程度更大[2]。而內(nèi)部控制作為企業(yè)內(nèi)部治理機制，可以通過幫助企業(yè)緩解融資約束降低投融資錯配，而貨幣政策作為外部宏觀因素，當(dāng)處于寬松時期時也可以幫助企業(yè)獲得長期信貸，緩解融資約束。那么，內(nèi)部控制與貨幣政策在治理投融資錯配方面是什么關(guān)系呢？具體地看二者是協(xié)同效應(yīng)還是替代效應(yīng)？可否共同發(fā)揮它們的治理作用對投融資錯配進行綜合治理呢？為了檢驗猜想，在模型(2)基礎(chǔ)上加入貨幣政策(MP)交乘項進行研究：

SFLIi,t=μ0+μ1ICi,t+μ2MPt+μ3ICi,t*MPt+μi∑Controlsi,t+∑Industry+∑Year+ζi,t

(6)

其中，MPt表示第t年的貨幣政策寬松程度，貨幣政策(MP)的寬松程度利用陸正飛和楊德明(2011)[31]的計算方法：采用貨幣供給量M2為基礎(chǔ)，MP=M2增長率-GDP增長率-CPI增長率。MP越大表示貨幣政策越寬松，越小表示越緊縮。從2008—2018年，MP分別為2.2、19.8、5.8、-1.4、3.3、3.2、2.8、4.9、2.5、-0.4、-0.7、-0.3?？梢钥吹剑?009年貨幣政策最為寬松，原因在于2008年四萬億計劃，近些年貨幣政策開始收緊，其余控制變量同上(貨幣政策相關(guān)數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局)。系數(shù)μ3就是我們所關(guān)注交互相應(yīng)，當(dāng)系數(shù)小于0時，說明貨幣政策與內(nèi)部控制發(fā)揮了協(xié)同效應(yīng)，緩解了投融資錯配問題；當(dāng)系數(shù)大于0時，說明兩者為替代關(guān)系。此外，我們也分析了企業(yè)性質(zhì)與企業(yè)規(guī)模的調(diào)節(jié)作用，劃定標(biāo)準(zhǔn)同上。

表13報告了結(jié)果，全樣本回歸中，MP與IC的交乘項與兩個資金錯配代理變量均在1%水平上顯著負相關(guān)，說明良好的內(nèi)部控制與貨幣政策發(fā)揮了協(xié)同效應(yīng)而非替代效應(yīng)，共同治理企業(yè)資金錯配問題。在區(qū)分企業(yè)性質(zhì)之后，可以發(fā)現(xiàn)無論是國有企業(yè)還是民營企業(yè)，協(xié)同效應(yīng)均可以有效降低短貸長投現(xiàn)象。在企業(yè)規(guī)模大小方面存在一定的差別，中小企業(yè)組的回歸P值和系數(shù)絕對值均大于大型企業(yè)，說明相較于大型企業(yè)，中小企業(yè)中的協(xié)同效應(yīng)更能減輕資金錯配程度。

五、結(jié)論與啟示

本文利用2008—2018年A股上市公司數(shù)據(jù)，在證明投融資錯配存在的基礎(chǔ)上，實證檢驗了內(nèi)部控制對企業(yè)投融資錯配的治理問題。實證結(jié)果表明：高質(zhì)量的內(nèi)部控制顯著降低了企業(yè)投融資錯配的程度，并且發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制治理效應(yīng)在民營企業(yè)和中小企業(yè)中更加顯著。內(nèi)部控制五要素中的內(nèi)部環(huán)境和信息與溝通發(fā)揮了突出作用，通過減輕融資約束來緩解投融資錯配。內(nèi)部控制配合寬松的貨幣政策將會共同減輕投融資錯配問題，發(fā)揮了協(xié)同治理作用而不是替代效用。本文拓展了對企業(yè)投融資錯配現(xiàn)象的內(nèi)部治理制度的研究，并區(qū)分了治理效應(yīng)在不同特征企業(yè)中的顯著性。同時探究了內(nèi)部控制對投融資錯配的影響途徑，為企業(yè)重點加強內(nèi)部控制五要素建設(shè)提供了經(jīng)驗證據(jù)，提高了企業(yè)資源配置效率。

基于實證結(jié)果本文給出如下建議：(1)加強內(nèi)部控制建設(shè)。由于內(nèi)部控制的治理效用，因此企業(yè)在面臨長期信貸不足、短貸長投情況下，更應(yīng)該加強自身建設(shè)，完善內(nèi)部控制制度，修復(fù)內(nèi)部控制漏洞，保障內(nèi)部控制制度正常運轉(zhuǎn)，尤其是對信息與溝通要素的投入程度。特別是當(dāng)民營企業(yè)和中小企業(yè)在面臨信貸“歧視”時，更應(yīng)該注重內(nèi)部控制的建設(shè)與管理，從自身做起。(2)國家在制定貨幣政策時更應(yīng)考慮到對微觀企業(yè)融資的影響，刺激實體經(jīng)濟發(fā)展時需制定合適的貨幣政策，動態(tài)調(diào)整貨幣政策，疏通資金流向?qū)嶓w經(jīng)濟的渠道，內(nèi)外部因素共同發(fā)揮作用才能最大程度地治理投融資錯配問題。