如果不能有效控制高負債的融資成本，就無法緩解企業(yè)負債壓力大，限制資金周轉(zhuǎn)，對企業(yè)的進一步發(fā)展不利。此外，由于存在市場上信息不對稱等問題，對公司債券的融資成本也產(chǎn)生一定的影響，因此本文主要探討內(nèi)部控制質(zhì)量對債券融資成本的影響，使投資者和企業(yè)認識到內(nèi)部控制的重要性，并為其提供參考。

研究設(shè)計

一、假設(shè)提出

周宏等（2013）研究表明信息非對稱性會影響投資者的投資決策，對公司的債務(wù)成本造成一定的影響 。Hermalin et al（2012）研究得出，高質(zhì)量的會計信息披露會緩解信息的不對稱。姚海鑫等（2013）研究得出，披露公司內(nèi)部控制信息能夠提高公司的信息產(chǎn)出，同時會向債券市場釋放積極或者消極的信號，對投資者與企業(yè)間的信息交流產(chǎn)生影響，有助于解決信息不對稱問題進而影響債券融資成本。因此，本文提出假設(shè)一：內(nèi)部控制質(zhì)量與債券融資成本兩者呈負相關(guān)。

方紅星等（2013）研究認為，國有企業(yè)往往會有政府的“最后擔(dān)?！?。因此投資者會認為其安全性較好，違約風(fēng)險較低，對國有企業(yè)的約束條件相對較為寬松，而對于非國有企業(yè)，即使經(jīng)營狀況良好，也會受到投資者各種指標的約束，要求企業(yè)披露更加細致的信息，進而會增加其債券融資成本。李志軍（2011）研究表明，國有企業(yè)由于經(jīng)營時間久遠，其自身擁有更多的資本用來擔(dān)保，進而更易獲得投資者的青睞，有效降低投資者的風(fēng)險預(yù)期，進而有助于減少債券融資成本。因此，本文提出假設(shè)二：內(nèi)部控制質(zhì)量對債券融資成本的影響對非國有企業(yè)比對國有企業(yè)更明顯。

金融市場發(fā)達的地區(qū)，公司的經(jīng)濟活動活躍，由此需要增加必要的融資，致使該地區(qū)的金融市場異常發(fā)達，從而公司可以從多樣的渠道進行融資。經(jīng)過多次融資，市場通過往年的信息對公司經(jīng)營情況等信息保留記錄，有效緩解市場信息不對稱，從而內(nèi)部控制對該地區(qū)公司信息只是補充。金融市場落后地區(qū)，由于缺乏良好的經(jīng)營環(huán)境，因此，市場中公司的經(jīng)濟情況等信息可能存在巨大的不確定性。當(dāng)投資者選擇投資時，會更加嚴格地審查公司，在此情況下，內(nèi)部控制質(zhì)量會成為投資者關(guān)注的重點之一。因此，本文提出假設(shè)三：內(nèi)部控制質(zhì)量對債券融資成本的影響中，金融市場發(fā)展滯后地區(qū)的企業(yè)比對金融市場繁榮地區(qū)的企業(yè)更突顯。

二、樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取滬深在2016―2020年發(fā)行債券的上市公司為樣本，通過Wind數(shù)據(jù)7Bpery1bDa6tDWFY6RF9RA==庫和國泰安數(shù)據(jù)庫查詢公司數(shù)據(jù)，以樊綱等（2021）發(fā)表的《中國分省份市場化指數(shù)報告》作為區(qū)域金融市場發(fā)展指數(shù)，內(nèi)部控制指數(shù)以“迪博”數(shù)據(jù)為依據(jù)。

對樣本數(shù)據(jù)進行如下篩選：1.剔除ST類上市公司；2.剔除非上市公司發(fā)行的債券；3.剔除內(nèi)部控制指數(shù)等變量有缺失的公司；4.剔除金融行業(yè)、房地產(chǎn)行業(yè)的上市公司。經(jīng)過篩選，本文總體發(fā)行債券的樣本公司409個，其中國有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)為309個，非國有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)為100個；金融市場發(fā)展繁榮地區(qū)的企業(yè)有317個，金融市場發(fā)展落后地區(qū)的企業(yè)有92個。

本文被解釋變量為債券融資成本（Cs），是以發(fā)行日的債券票面利率作為代理變量。同時，內(nèi)部控制質(zhì)量（Icp），該變量以“迪博·中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)”作為代理變量；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（State），設(shè)國有企業(yè)為1，非國有企業(yè)為0；金融市場發(fā)展（Market），以樊綱等（2021）編制的“各省份的市場化進程相對指數(shù)”作為代理變量，該三個變量作為解釋變量。另外，控制變量為債券擔(dān)保（Guarantee），有債券擔(dān)保人為1，沒有債券擔(dān)保人為0；資產(chǎn)收益率（ROA）、資產(chǎn)負債率（LEV）和成長性（Growth），該變量是以營業(yè)總收入增長率來核算。

三、模型構(gòu)建

本文為研究內(nèi)部控制質(zhì)量與債券融資成本的關(guān)系，采用回歸分析法。

為檢驗本文假設(shè)，建立模型：

實證結(jié)果分析

一、描述性統(tǒng)計分析

（一） 整體樣本的描述性統(tǒng)計

通過對整體樣本的描述性統(tǒng)計分析可得：公司債券融資成本（Cs）的最大值、最小值分別為8.000和2.3900，這說明每個企業(yè)間債券融資成本是存在差異的。內(nèi)部控制質(zhì)量（Icp）的均值、標準差分別為688.43、82.0200，這說明在債券市場上的企業(yè)其內(nèi)部控制質(zhì)量高、低都是存在的，進而會影響其所傳遞信息的質(zhì)量和投資者的判斷，從而導(dǎo)致不同公司間的債券融資成本的差異。金融市場發(fā)展水平（Market）的最大值、最小值分別為11.3000和9.9300，說明公司所處的金融市場的特點對于公司債券融資也有一定的影響。在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)上，對國企和非國企的賦值，得出其均值、標準差分別為0.7560和0.4303，說明在債券市場中兩種性質(zhì)的企業(yè)都占有一定的比例，債券融資成本會受到產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的約束。

在控制變量上，債券擔(dān)保（Guarantee）的均值為0.2270，該值相對較低，說明是否存在擔(dān)保對于債券發(fā)行的約束力較低，大部分的債券融資都是以無擔(dān)保的形式所發(fā)行的。資產(chǎn)收益率（ROA）、資產(chǎn)負債率（LEV）和成長性（Growth）的均值分別為4.3162、62.5051和123.7159，這說明不同企業(yè)間的經(jīng)營水平與負債水平也有一定的差異，進而會影響其債券融資成本。

（二）分組樣本的描述性統(tǒng)計

通過對國有企業(yè)和非國有企業(yè)的描述性統(tǒng)計分析可得：國有企業(yè)債券融資成本（Cs）的均值、標準差均為4.5033和1.0702，而非國有企業(yè)債券融資成本（Cs）的均值、標準差均為5.4747和1.2729，國有企業(yè)的債券融資成本相比于非國有企業(yè)數(shù)值較低，說明政府對國有企業(yè)最后的擔(dān)保在某種程度上可以減少公司的債券融資成本。在內(nèi)部控制質(zhì)量方面，國有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量（Icp）和非國有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量（Icp）的標準差分別為82.830、79.061，可見兩者內(nèi)部控制指數(shù)標準差數(shù)值仍有差距，說明企業(yè)間的內(nèi)部控制質(zhì)量都是有差別的。

通過對金融市場發(fā)展繁榮和落后地區(qū)的描述性統(tǒng)計分析可得：金融市場蓬勃發(fā)展的區(qū)域的債券融資成本（Cs）的均值為4.6233，而處于金融發(fā)展落后地區(qū)的均值為5.1455，發(fā)達地區(qū)的數(shù)值明顯低于落后地區(qū)，這表明，在發(fā)達的金融市場中，信息不對稱現(xiàn)象相對較少，從而其債券融資成本相對較低。在內(nèi)部控制質(zhì)量水平中，二者的均值分別為695.29和664.79，標準差分別為83.157和73.622，金融市場發(fā)展繁榮地區(qū)明顯高于落后地區(qū)，說明在金融市場發(fā)展繁榮地區(qū)內(nèi)部控制質(zhì)量較高，進而對債券融資成本產(chǎn)生一定影響。在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)方面，金融市場發(fā)展水平落后地區(qū)的均值與標準差都略高于發(fā)展繁榮地區(qū)，可見政治因素的隱性擔(dān)保在落后地區(qū)表現(xiàn)得更加明顯。

二、相關(guān)性分析

根據(jù)對各變量間相關(guān)性分析可知：債券融資成本（Cs）與內(nèi)部控制質(zhì)量（Icp）的相關(guān)系數(shù)為-0.335，說明內(nèi)部控制質(zhì)量與債券融資成本間呈負相關(guān)，同時兩者間的顯著性水平為1%，相關(guān)性較強，因此證明了本文的第一個假設(shè)。金融市場發(fā)展水平（Market）與債券融資成本（Cs）在1%的置信度水平上負相關(guān)，其相關(guān)系數(shù)為-0.232，在金融市場繁榮地區(qū)的企業(yè)，其市場信息交流活躍，信息不對稱情況相對較少，因此內(nèi)部控制質(zhì)量對債券融資成本影響相對較低，初步證明了本文假設(shè)三。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（State）與債券融資成本（Cs）的相關(guān)系數(shù)為-0.349，說明內(nèi)部控制質(zhì)量對債券融資成本影響會因為國有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)而減少，兩者的相關(guān)性較強，因此證明了本文第二個假設(shè)。

此外，資產(chǎn)收益率（ROA）與債券融資成本（Cs）間存在負相關(guān)關(guān)系；成長性（Growth）、資產(chǎn)負債率（LEV）、債券擔(dān)保（Guarantee）與債券融資成本（Cs）間存在正相關(guān)關(guān)系。

三、 回歸分析

如表1，債券融資成本（Cs）與內(nèi)部控制質(zhì)量（Icp）的回歸系數(shù)為-0.003，結(jié)果表明，債券融資成本與內(nèi)部控制之間為顯著的負相關(guān)關(guān)系，驗證本文第一個假設(shè)。說明企業(yè)完善內(nèi)部控制體系，有助于降低債券融資成本。同時，金融市場發(fā)展水平（Market）對債券融資成本（Cs）的回歸系數(shù)為-0.774，說明金融市場繁榮地區(qū)的企業(yè)債券融資成本與內(nèi)部控制質(zhì)量間關(guān)系不顯著，驗證了本文假設(shè)三。此外，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（State）對債券融資成本（Cs）的回歸系數(shù)為-0.900，表明國有產(chǎn)權(quán)在債券市場中對公司會產(chǎn)生隱性擔(dān)保的作用，提高投資者對債券的信心，降低債券的融資成本，進一步驗證了本文假設(shè)二。

最后，本文在其他控制變量資產(chǎn)收益率（ROA）與債券融資成本（Cs）間為反比關(guān)系，而債券擔(dān)保（Guarantee）、資產(chǎn)負債率（LEV）、營業(yè)收入增長率（Growth）與債券融資成本為正比關(guān)系，存在債券擔(dān)保，或者資產(chǎn)負債率、營業(yè)收入增長率越低，債券融資成本就越高。

四、穩(wěn)健性檢驗

本文將資產(chǎn)收益率（ROA）轉(zhuǎn)換為凈資產(chǎn)收益率（ROE）的形式表示；成長性由總營業(yè)收入增長率轉(zhuǎn)換為凈利潤增長率作為代理變量，根據(jù)回歸分析結(jié)果可知，內(nèi)部控制質(zhì)量與債券融資成本的關(guān)系與上文的結(jié)果相似，進一步證實了本文的結(jié)論。

研究結(jié)論

綜上分析，本文得出以下三個結(jié)論：

1.企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量與債券融資成本兩者呈負關(guān)系。內(nèi)部控制質(zhì)量越完善，有助于企業(yè)財務(wù)報表反映內(nèi)容的真實可靠，有助于投資者對資金運營的監(jiān)督，減輕了我國債券市場中存在的信息不對稱性，從而降低了公司債券融資的成本。

2.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)會影響內(nèi)部控制質(zhì)量與債券融資成本間的關(guān)系。國有產(chǎn)權(quán)為企業(yè)的債券融資帶來諸多便利，政府作為國有企業(yè)的最后擔(dān)保，相比于非國有企業(yè)來說，其更易獲得投資，因此，對于債券融資成本，內(nèi)部控制的改變并不突出。

3.金融市場情況對內(nèi)部控制質(zhì)量與債券融資成本間的影響。在金融市場蓬勃發(fā)展的地區(qū)，債券市場上的信息較為全面，信息不對稱的問題得以緩解，進而對于有關(guān)內(nèi)部控制的改進，提高公司財務(wù)信息的執(zhí)行力，對公司債券融資成本無顯著影響；相反，金融市場發(fā)展落后地區(qū)，投資者與公司間存在信息不對稱性，從而投資者會借助內(nèi)部控制質(zhì)量和企業(yè)財務(wù)報表等信息進行了解和判斷，由此內(nèi)部控制質(zhì)量對于債券融資成本影響較大。（作者單位：新疆財經(jīng)大學(xué)）

（責(zé)任編輯：吳輝）