摘" "要：基于我國利率市場化改革的準自然實驗，考察資本要素市場管制放松后會計信息信號傳遞功能的變化及影響路徑。研究發(fā)現(xiàn)，2004年貸款利率上限和2013年貸款利率下限放開后，企業(yè)會計穩(wěn)健性水平顯著提高。并且，2004年貸款利率上限放開后，民營企業(yè)基于獲取銀行貸款動機而更顯著地提高了其會計穩(wěn)健性；2013年貸款利率下限放開后，國有企業(yè)基于降低融資成本動機而更顯著地提高了其會計穩(wěn)健性。異質性分析顯示，貸款利率上下限放開對民營和國有企業(yè)的影響，均在企業(yè)成長性較高、多元化程度較低時更為明顯。基于經濟效應的研究表明，2004年貸款利率上限放開后，民營企業(yè)會計穩(wěn)健性水平提高，獲得的銀行短期貸款更多；而2013年貸款利率下限放開后，國有企業(yè)會計穩(wěn)健性水平提高，銀行貸款成本顯著降低。研究證實了利率政策、會計信息與企業(yè)行為間的相互影響，豐富了對我國利率市場化改革經濟效應的認識。

關鍵詞：金融市場改革；貸款利率市場化；會計穩(wěn)健性；銀行貸款

中圖分類號：F830.5" 文獻標識碼：A" 文章編號：1674-2265（2024）11-0016-12

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2024.11.002

一、引言

利率市場化改革是中國金融市場改革的核心內容之一，其目的是逐步建立由市場供求決定的金融機構利率形成機制，通過貨幣政策工具，來調控和引導市場利率，使市場機制在金融資源配置中發(fā)揮主導作用，并以此促進實體經濟的發(fā)展（劉莉亞等，2017）[1]。自1996年6月1日放開銀行間同業(yè)拆借利率開始，中國人民銀行先后多次通過擴大貸款利率的浮動空間來推進貸款利率的市場化進程。其中，標志性的兩項事件分別為2004年10月中國人民銀行取消金融機構人民幣貸款利率上限管制和2013年7月取消金融機構人民幣貸款利率下限管制。至此，我國銀行業(yè)貸款利率的市場化改革基本完成。

針對我國利率市場化改革這一重要事件，諸多學者開展了充分的討論。早期研究發(fā)現(xiàn)，利率市場化有助于緩解企業(yè)融資約束（王東靜和張祥建，2007；王嘉鑫等，2020）[2，3]，抑制企業(yè)非效率投資（楊箏等，2017）[4]；近期研究進一步表明，貸款利率上限和下限放開會對高風險公司商業(yè)信用產生影響（陳勝藍和馬慧，2018）[5]，還有助于過度負債企業(yè)杠桿水平的降低（鄭曼妮等，2018）[6]；此外，也有研究顯示公司債務融資成本也會隨著利率市場化而降低（張偉華等，2018）[7]。諸多文獻從融資約束、投資決策、商業(yè)信用和融資成本等方面探究了利率市場化改革對公司經營的影響，其中部分文獻將企業(yè)會計信息披露質量視為關鍵作用路徑展開分析（馬黎珺等，2022）[8]，但對于利率市場化改革在企業(yè)層面信息溢出效應的直接探討仍然較少，且鮮有研究從會計穩(wěn)健性視角出發(fā)探討利率市場化改革對企業(yè)信息披露的影響，對其機制路徑的挖掘和異質性差異的探索也有待補充完善。

會計穩(wěn)健性指企業(yè)在處理不確定的經濟業(yè)務時應持的謹慎態(tài)度，表現(xiàn)為會計在公司收益和損失確認上的非對稱性，即寧可低估凈收益或凈資產，也不愿高估凈收益或凈資產（Basu，1977）[9]。過去三十年間企業(yè)會計穩(wěn)健性程度不斷提高（Watts ，2003）[10]，作為會計信息質量的重要特征，會計穩(wěn)健性受到學術界的廣泛討論。綜合現(xiàn)有文獻，影響會計穩(wěn)健性的因素主要包括股權結構、銀行借款、董事會特征和審計質量等（Ramalingegowda和Yu，2012；Aier等，2014；Lara等，2009；梁上坤等，2018；劉峰和周福源，2007）[11-15]。可以看出，大多探索集中于企業(yè)微觀層面，從宏觀層面探究企業(yè)會計穩(wěn)健性影響因素的研究較少，僅有部分文獻結合股票發(fā)行制度改革（林志偉和肖逸靈，2024）[16]、證券交易所問詢函（石昕等，2021）[17]等直接涉及資本市場信息披露的制度改革和監(jiān)管規(guī)制開展分析。

利率作為資金價格，在引導資金流向和優(yōu)化資源配置方面發(fā)揮著重要作用，過度的利率管制不僅會造成信貸資金錯配，也有損利率相關的市場調節(jié)機制與信號傳遞渠道（楊箏等，2017）[4]。企業(yè)會計穩(wěn)健性是債務市場中的重要信號，在嚴格的貸款利率管制下，其降低債務契約成本、減少借貸雙方信息不對稱及促進債務契約達成的作用均無法充分發(fā)揮，同時也會嚴重削弱銀行等金融機構對企業(yè)會計信號的關注和重視（鄢翔和耀友福，2020）[18]。而利率市場化通過引入市場調節(jié)機制，能夠強化會計穩(wěn)健性應有的信號作用，進而改善債務市場的資源配置效率。基于2004年和2013年我國貸款利率上下限放開的準自然實驗，本文對貸款利率市場化改革如何影響企業(yè)會計穩(wěn)健性進行了考察。研究發(fā)現(xiàn)，2004年貸款利率上限放開和2013年貸款利率下限放開，均提高了企業(yè)利用會計信息發(fā)送信號的收益，并由此促進了企業(yè)會計穩(wěn)健性水平的提升。而且，相比于國有企業(yè)，2004年貸款利率上限放開后，民營企業(yè)獲取銀行貸款的動機更顯著地提高了其會計穩(wěn)健性；相比于民營企業(yè)，2013年貸款利率下限放開后，國有企業(yè)降低貸款成本的動機更顯著地提高了其會計穩(wěn)健性。進一步分析顯示，當企業(yè)成長性越高和多元化經營程度越低時，貸款利率市場化改革對企業(yè)會計穩(wěn)健性的提升作用更明顯，這表明利率市場化后，銀行能夠更好地識別企業(yè)發(fā)展?jié)摿?，內部融資渠道較少的企業(yè)更傾向于提高自身信息質量來獲取銀行貸款。經濟后果檢驗發(fā)現(xiàn)，2004年貸款利率上限放開后，民營企業(yè)會計穩(wěn)健性水平越高，其獲得的銀行短期貸款越多；而2013年貸款利率下限放開后，國有企業(yè)會計穩(wěn)健性水平越高，其貸款成本顯著降低。

本文的研究貢獻體現(xiàn)在以下幾方面。首先，區(qū)別于以往利率市場化對企業(yè)融資約束、投資效率、資本結構以及商業(yè)信用影響的研究，本文借助放松利率管制這一準自然實驗，在較好控制內生性問題的基礎上，實證檢驗了利率市場化對企業(yè)會計穩(wěn)健性的積極作用，豐富了利率市場化影響后果的研究，為金融市場改革影響企業(yè)微觀行為的研究提供了經驗證據。其次，拓展了企業(yè)會計穩(wěn)健性影響因素的研究視角，以往研究指出會計穩(wěn)健性主要受外部法律環(huán)境、資本市場發(fā)展程度以及投資者保護等因素影響，而本文考察了宏觀層面的利率政策對企業(yè)會計穩(wěn)健性的促進作用，從宏觀層面豐富相關研究，深化了對企業(yè)會計穩(wěn)健性變化的理解。再次，本文結論在一定程度上豐富了產權性質與會計信息需求關系的研究，在以往產權性質影響企業(yè)會計信息需求的基礎上（Chen等，2010）[19]，本文從獲取銀行貸款與降低貸款成本兩方面，探討了不同產權性質企業(yè)在貸款情景中對于會計信息的披露動機和需求，為此類研究提供了新的探索角度。最后，本文以利率市場化為切入點探究金融市場改革的經濟效應，為促進市場在資源配置中起決定性作用提供了理論依據，對于持續(xù)深化放管服、推進金融體制市場化具有一定的政策啟示。

二、理論分析與研究假說

利率市場化是指資金的價格（利率）由金融市場的供求決定，即金融機構根據金融市場中資金的供求及其對市場的預期自主調節(jié)利率水平，形成以中央銀行基準利率為基礎，由市場資金供求決定金融機構存貸款利率的市場利率體系和利率形成機制（邱兆祥等，2013）20]。當前，我國金融市場發(fā)展的模式是以銀行為主導的間接融資體系，銀行信貸是實體企業(yè)最主要的融資來源（江春等，2023）[21]。但由于我國金融市場尚未完全實現(xiàn)市場化，實踐中信貸資源配置的非競爭中性現(xiàn)象與金融信貸錯配問題仍然存在（葉康濤和祝繼高，2009）[22]，這不僅會降低資本定價有效性，而且不利于資本有效配置。貸款利率市場化作為經濟金融領域核心的改革之一，是利率市場化改革進程中的“先行軍”，直接影響銀行風險承擔，也深刻影響著實體經濟的投融資活動與經營管理行為（孫志紅和劉炳榮，2022）[23]，并呈現(xiàn)在企業(yè)財務與會計行為特征上。

金融抑制理論與金融深化理論認為利率管制會降低金融市場資源配置效率，削弱利率價格的有效性，使利率價格偏低，利率水平不能反映資金的稀缺性、偏離市場均衡（Shaw，1973）[24]。在非中性的資本市場競爭環(huán)境下，大量廉價的金融資源流入國有企業(yè)，引起過度投資現(xiàn)象；與此同時，信貸錯配的存在又使大量優(yōu)質民營企業(yè)可能被排除在信貸市場之外（Cull，2015）[25]，導致有效投資不足。因此，利率管制不僅制約了銀行的市場競爭力，使其無法根據借款企業(yè)的個體風險水平自主調整利率，進而呈現(xiàn)出對大型企業(yè)、國有企業(yè)貸款的規(guī)模競爭（戰(zhàn)明華等，2013）[26]，引發(fā)信貸資源配置扭曲；也限制了信貸市場信號機制作用的發(fā)揮，使銀行缺少根據會計信息來識別借款企業(yè)財務狀況和風險水平的動力，進而導致企業(yè)不重視財務信息質量，弱化其利用會計信息向銀行發(fā)送信號的動機。而利率市場化改革的實行能夠有效緩解信貸市場資源的錯配與市場調節(jié)機制的缺失，促進企業(yè)會計穩(wěn)健性的提高。

對于銀行而言，貸款利率管制放松通過引入市場調節(jié)機制，提高了銀行經營效率，給予銀行更多的貸款定價權，使商業(yè)銀行可以根據資金成本、客戶價值、風險程度及目標利潤進行自主定價（王東靜和張祥健，2007）[2]。因此，銀行在與企業(yè)簽訂債務契約的過程中會更加關注企業(yè)財務信息，提高對企業(yè)財務信息的鑒別能力和搜集企業(yè)會計信號的動機，而非依賴于產權性質決定信貸分配。

對于企業(yè)而言，貸款利率市場化則提高了穩(wěn)健性會計的實施意愿。會計穩(wěn)健性是債務市場上重要的信號特征，有助于滿足企業(yè)債權人對會計報告的可靠性要求。會計穩(wěn)健性通過及時確認損失，推遲確認收入，減少了企業(yè)高估凈利潤的可能，使債權人更充分地了解企業(yè)的可能損失（劉柏和琚濤，2020）[27]。而且，由于會計穩(wěn)健性對收益的確認采取更謹慎的態(tài)度，因此，增加了企業(yè)報告盈利狀況的可信性，緩解了企業(yè)與債權人之間的信息不對稱程度，銀行等債權人可以通過篩選和識別穩(wěn)健的會計信息保護自己的利益。此外，因減少列報的企業(yè)凈資產，會計穩(wěn)健性還能減少企業(yè)向股東發(fā)放過多股利的可能，進而緩解債權人與股東之間的利益沖突，促使債權人提供更低利率的貸款（Beaver和Ryan，2005）[28]；因更保守地估計利潤，會計穩(wěn)健性也能夠削弱管理層操縱和高估企業(yè)利潤的能力、抑制其掏空企業(yè)的行為，進而有助于債權人對企業(yè)進行監(jiān)督和管理以制約管理者的自利行為，使債權人更愿意提供借款，降低公司的債務成本（鄭登津和閆天一，2016）[29]，促進企業(yè)與銀行之間債務契約的簽訂。

綜上，會計穩(wěn)健性是銀行貸款市場上重要的信號機制和契約交易機制，能夠降低企業(yè)和銀行之間的事前搜尋成本、事中談判成本及事后監(jiān)督成本，促進債務契約的達成。貸款利率市場化改革會提升信貸關系中銀行對企業(yè)會計信息的關注，增強企業(yè)對自身會計穩(wěn)健性的重視程度，進而推動企業(yè)會計穩(wěn)健性的提升。由此，提出如下研究假說：

假說1：貸款利率市場化改革有助于提高企業(yè)會計穩(wěn)健性。

2004年貸款利率上限放開后，金融機構可依據商業(yè)原則自行決定向企業(yè)發(fā)放貸款的利率水平，高風險的貸款市場得到開放，市場調節(jié)機制開始發(fā)揮作用。已有研究認為，貸款利率限制的放松增大了銀行議價空間，銀行獲得了貸款的自主定價權，能夠根據企業(yè)的風險、盈利狀況決定貸款利率（García Lara等，2016）[30]，銀行會更加注重鑒別貸款市場上企業(yè)發(fā)送的信號，此時更加積極、更需資金周轉的民營企業(yè)更易得到關注。就企業(yè)而言，貸款利率上限的放開增加了企業(yè)貸款的可得性，提高了企業(yè)通過提高會計穩(wěn)健性向銀行發(fā)送信號的動機。尤其是獲取信貸資源難度相對較大的民營企業(yè)，為了獲得貸款，有更強的動機提高自身的會計穩(wěn)健性，向債權人發(fā)送穩(wěn)健的會計信號，以吸引銀行放貸，縮減信號接收方銀行的事前搜尋和鑒別成本，促成債務契約，緩解自身融資約束。

2013年貸款利率下限的放開主要為企業(yè)降低融資成本提供了機會。貸款利率下限放開后，銀行間的競爭程度提高，為爭取并擴大市場份額，銀行會更加主動地識別低風險、財務穩(wěn)健的企業(yè)（李四海等，2015）[31]，并向其發(fā)放貸款。對于公司而言，也有動機主動提升會計穩(wěn)健性，以獲得更優(yōu)惠的借款合約。尤其是對于國有企業(yè)而言，因其銀行貸款的可得性更高，可以通過發(fā)出會計穩(wěn)健的信號吸引更多銀行參與債務契約競爭，從而進一步壓低貸款利率，降低融資成本。基于以上分析，本文提出如下研究假說：

假說2：貸款利率上限放開后，企業(yè)會計穩(wěn)健性水平提高，且民營企業(yè)會計穩(wěn)健性提高的程度更明顯。

假說3：貸款利率下限放開后，企業(yè)會計穩(wěn)健性水平提高，且國有企業(yè)會計穩(wěn)健性提高的程度更明顯。

三、研究設計

（一）樣本選擇和數(shù)據來源

為考察貸款利率市場化對企業(yè)會計穩(wěn)健性的影響，本文以2004年貸款利率上限放開和2013年貸款利率下限放開為政策時間點，分別選取了政策前后三年的上市公司數(shù)據作為研究樣本，并剔除了政策實施當年的上市公司數(shù)據。本文對初始研究數(shù)據進行了如下處理：（1）剔除金融業(yè)上市公司；（2）剔除變量缺失的樣本；（3）剔除研究期間被ST、*ST的上市公司樣本。本文研究數(shù)據主要來自國泰安數(shù)據庫。為緩解潛在異常值的影響，本文對所有連續(xù)變量上下兩端各1%的觀測值進行了縮尾處理。

（二）模型設計和變量定義

構造模型（1）和模型（2）分別檢驗貸款利率上限放開和貸款利率下限放開對上市企業(yè)會計穩(wěn)健性的影響。模型（1）的數(shù)據期間為2001—2007年，模型（2）的數(shù)據期間為2010—2016年。

[Cscore=β0+β1Year_dummy2004×Priv+β2Priv+β3Year_dummy2004+β4Size+β5Lev+β6ROA+β7MTB+β8Share1 +β9Age+YEAR+FIRM+ε] （1）

[Cscore=β0+β1Year_dummy2013×SOE+β2SOE+β3Year_dummy2013+β4Size+β5Lev+β6ROA+β7MTB+β8Share1+β9Age+YEAR+FIRM+ε] （2）

其中，會計穩(wěn)健性[Cscore]借鑒Khan和Watts（2009）[32]的研究方法，使用擴展后的Basu模型來計算，其數(shù)值越大表示企業(yè)會計信息越穩(wěn)健。

[EPSt/Pt-1=β0+ +β1Sizet+β2MBt+β3Levt+Dt+Rt+Dt×Rt+εt]" " " （3）

上式中，[Size]為總資產的自然對數(shù)；[MB]為權益的市場價值與賬面價值的比率；[Lev]為債務權益比率；[R]為市場調整的年個股回報率；[D]為虛擬變量，當[Rlt;0]時，[D=1]，當[R＞0]時，[D=0]。對模型（3）進行回歸，獲得回歸系數(shù)后，代入模型（4）計算穩(wěn)健性指標。

[Cscore=φ0+ +φ1Size+φ2MB+φ3Lev]" "（4）

此外，模型（1）和模型（2）中[Year_dummy2004]為貸款利率上限放開虛擬變量，貸款利率上限放開后時間段（2005—2007年）取值為1，否則為0。[Year_dummy2013]為貸款利率下限放開虛擬變量，貸款利率下限放開后時間段（2014—2016年）取值為1，否則為0。模型（1）中[Priv]為民營企業(yè)虛擬變量，當樣本為民營企業(yè)時，[Priv]取值為1，否則為0；模型（2）中[SOE]為國有企業(yè)虛擬變量，當樣本為國有企業(yè)時，[SOE]取值為1，否則為0。

其他控制變量包括企業(yè)規(guī)模（Size）、公司負債率（Lev）、公司經營業(yè)績（ROA）、企業(yè)成長性（MTB），企業(yè)上市年限（Age）、第一大股東持股比例（Share1）。為避免年度宏觀因素及公司不可觀測因素可能對結論產生的影響，模型納入了年度固定效應和公司固定效應。具體變量定義見表1。

四、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。Panel A展示了貸款利率上限放開前后三年間的數(shù)據統(tǒng)計，其中會計穩(wěn)健性（Cscore）的均值為0.017，與已有研究一致，民營企業(yè)（Priv）的均值為0.263，表明該期間樣本中有約26.3%的企業(yè)為民營企業(yè)。Panel B報告了貸款利率下限放開前后三年的描述性統(tǒng)計，其中會計穩(wěn)健性（Cscore）的均值為0.018，中值為0.013，與上一研究期間相比略有提升，國有企業(yè)（SOE）的均值為0.458，表明該期間樣本中國有企業(yè)占比約為45.8%。

（二）貸款利率市場化與會計穩(wěn)健性

表3報告了模型（1）和模型（2）的回歸結果。第（1）列結果顯示，貸款利率上限放開（Year_dummy2004）的系數(shù)為0.178，在1%的水平上顯著，表明2004年貸款利率上限放開后，企業(yè)會計穩(wěn)健性水平顯著提高。在第（3）列回歸結果中，貸款利率下限放開（Year_dummy2013）系數(shù)為0.031，在1%的水平上顯著，說明2013年貸款利率下限放開后，企業(yè)會計穩(wěn)健性水平也得到了顯著提升，由此驗證假說H1。

表3第（2）列和第（4）列進一步檢驗了利率市場化對會計穩(wěn)健性的影響在國有企業(yè)和民營企業(yè)中的差異。第（2）列回歸結果顯示，交乘項（Year_dummy2004×Priv）的系數(shù)為0.019，在1%水平上顯著，表明2004年貸款利率上限放開后，相比于國有企業(yè)，民營企業(yè)會計穩(wěn)健性得到了更明顯的提高。當貸款利率上限放開后，民營企業(yè)更有動機通過會計信息向銀行發(fā)送信號，以獲取銀行貸款，會計穩(wěn)健性由此提高。第（4）列的回歸結果中，交乘項（Year_dummy2013×SOE）的系數(shù)為0.003，在5%的水平上顯著，說明2013年貸款利率下限放開后，相比于民營企業(yè)，國有企業(yè)會計穩(wěn)健性水平提高得更明顯。即當貸款利率下限放開后，國有企業(yè)更有動機通過穩(wěn)健的會計向銀行傳遞信號，以降低銀行貸款的成本。

（三）公司成長性的異質性影響

貸款利率市場化改革對會計穩(wěn)健性的影響可能因公司成長性差異而不同。從企業(yè)角度來看，高成長性民營企業(yè)具有更強烈的外部資金需求，利率上限放開使民營企業(yè)有機會以較高的貸款成本借入急需的資金，企業(yè)提供穩(wěn)健性會計的動機增強（宣揚等，2022）[33]；高成長性國有企業(yè)的貸款需求較大且財務費用較高，利率下限放開有助于國有企業(yè)憑借更高的會計穩(wěn)健性吸引銀行競爭，降低貸款成本。而從銀行角度來看，高成長性企業(yè)在收入確認更加嚴格的情況下還能維持可觀的收入增長率，更能證明未來的還款能力，從而愿意提供更多借款或降低借款成本。因此，前述結論在成長性更高的企業(yè)中應更為明顯。 表4列示了利率市場化對會計穩(wěn)健性的影響在不同成長性公司中的差異。以總資產增長率衡量公司成長性，當企業(yè)總資產增長率高于樣本中位數(shù)時，為高成長性企業(yè)樣本組，否則為低成長性企業(yè)樣本組。第（1）列和第（2）列貸款利率上限放開的回歸結果顯示，在高成長性樣本組，交乘項（Year_dummy2004×Priv）的系數(shù)顯著為正，而在低成長性樣本組，回歸系數(shù)不顯著。由此表明，貸款利率上限放開對會計穩(wěn)健性的提高作用主要存在于高成長性的民營企業(yè)。第（3）列和第（4）列報告了貸款利率下限放開的回歸結果?；貧w結果顯示，交乘項（Year_dummy2013×SOE）在高成長性樣本組的回歸系數(shù)顯著為正，而在低成長性樣本組不顯著。由此說明，貸款利率下限放開對會計穩(wěn)健性的提高作用主要存在于成長性較高的國有企業(yè)。

（四）企業(yè)多元化經營的異質性影響

貸款利率市場化改革對會計穩(wěn)健性的影響還可能因企業(yè)多元化程度的不同而有差異。企業(yè)多元化經營能夠降低經營風險并構建內部資本市場（Gopalan等，2007）[34]，便利內部的資金調配和運作，由此降低外部融資需求和融資成本?；谌谫Y意愿及融資成本的視角，當企業(yè)多元化程度較低時，其經營風險的增加和內源融資渠道的缺乏使得企業(yè)具有更為強烈的動機提升會計穩(wěn)健性以傳播“信號效應”，進而獲得更多融資并降低融資成本。因此，前述結論在多元化程度較低的企業(yè)中應更為明顯。 表5進一步考察了利率市場化對會計穩(wěn)健性的影響在不同多元化程度公司中的差異。我們以業(yè)務收入的赫芬達爾指數(shù)衡量公司多元化經營程度，若公司業(yè)務收入赫芬達爾指數(shù)高于樣本中位數(shù)，為低多元化程度企業(yè)樣本組，否則為高多元化程度企業(yè)樣本組。第（1）列和第（2）列報告了貸款利率上限放開的回歸結果。交乘項（Year_dummy2004×Priv）在多元化程度高樣本組的回歸系數(shù)小于多元化程度低樣本組的回歸系數(shù)，且通過組間系數(shù)檢驗，該差異在統(tǒng)計學上具有顯著特征，表明貸款利率上限放開更顯著地提高了多元化程度低的民營企業(yè)的會計穩(wěn)健性。第（3）列和第（4）列為貸款利率下限放開的回歸結果，在多元化程度高的樣本組，交乘項（Year_dummy2013×SOE）的系數(shù)不顯著，而在多元化程度低的樣本組，系數(shù)顯著為正。該回歸結果證實，貸款利率下限放開對會計穩(wěn)健性的提高作用對于多元化程度低的國有企業(yè)更明顯。

五、進一步分析

前述研究表明，貸款利率上限放開和利率下限放開均能提高企業(yè)會計穩(wěn)健性，但作用路徑有所不同。2004年貸款利率上限放開后，民營企業(yè)通過提高會計穩(wěn)健性向銀行發(fā)送信號，以便于債務契約的達成，獲取銀行貸款；2013年貸款利率下限放開后，國有企業(yè)利用會計穩(wěn)健性同樣向銀行發(fā)送信號，但更多是為了吸引銀行競爭，壓低貸款成本?；诖耍疚慕Y合企業(yè)產權特征對前述效應的經濟后果展開進一步探討。

表6列示了2004年貸款利率上限放開的檢驗結果。企業(yè)短期貸款（Sloan）用公司短期借款與總資產的比值衡量；企業(yè)銀行總貸款（Tloan）為公司短期借款與長期借款之和與總資產的比值；公司債務融資成本（Cost）采用債務利息支出除以企業(yè)年平均含息稅負債衡量。第（1）列與第（2）列的回歸結果顯示，對于企業(yè)短期貸款（Sloan），交乘項（Cscore×Year_dummy2004×Priv）的系數(shù)在5%水平顯著為正，而對于企業(yè)銀行總貸款（Tloan），該交乘項的系數(shù)不顯著?；貧w結果說明，2004年貸款利率上限放開后，民營企業(yè)會計穩(wěn)健性的提高使其獲得了更多銀行借款，且該效應主要體現(xiàn)在短期借款的增加上。第（3）列的回歸結果顯示，對于公司債務融資成本（Cost），交乘項的系數(shù)并不顯著，表明2004年貸款利率上限放開后，民營企業(yè)會計穩(wěn)健性的提升并沒有降低其借款成本?；貧w結果說明，2004年貸款利率上限放開后，民營企業(yè)向銀行發(fā)出會計穩(wěn)健的信號，能夠降低與債權人的信息不對稱，有助于增加銀行貸款，但對降低貸款成本沒有影響。進一步分析，企業(yè)獲取的貸款主要集中于短期貸款的原因可能是，利率上限放開導致的銀行競爭加劇促使銀行縮短貸款期限來降低代理問題（馬君潞等，2013；劉自強和封秋碩，2023）[35，36]，且競爭可能會引起銀行系統(tǒng)性風險的提升（王道平，2016）[37]，從而使得銀行傾向采用能夠快速重新修訂契約及篩選客戶的短期模式提升自身的競爭力及收益。

表7列示了貸款利率下限放開的檢驗結果。第（1）列與第（2）列的回歸結果顯示，交乘項（Cscore×Year_dummy2013×SOE）的系數(shù)均不顯著，表明2013年貸款利率下限放開后，國有企業(yè)會計穩(wěn)健性的提高并未使其獲得更多銀行借款。第（3）列的回歸結果顯示，交乘項的系數(shù)為-5.163，在10%水平上顯著，說明2013年貸款利率下限放開后，國有企業(yè)提高會計穩(wěn)健性，有助于進一步降低債務融資成本。結合回歸結果分析，2013年貸款利率下限放開后，國有企業(yè)向銀行發(fā)出會計穩(wěn)健的信號主要是為了降低貸款成本，而非提高貸款額度。

上述檢驗進一步支持了本文結論，即利率管制放松強化了企業(yè)利用會計信息發(fā)送信號的動機，由此導致企業(yè)會計穩(wěn)健性提高。而且，2004年貸款利率上限放開后，民營企業(yè)提高會計穩(wěn)健性有助于獲取更多銀行貸款；2013年貸款利率下限放開后，國有企業(yè)提高會計穩(wěn)健性則更有助于降低債務融資成本。

六、穩(wěn)健性檢驗

（一）擴展樣本區(qū)間

只分析政策前后三年的數(shù)據，可能存在特定年份的影響導致的誤差。本文補充政策前后4年及5年的數(shù)據，驗證企業(yè)會計穩(wěn)健性對貸款利率市場化的反應。如表8所示，在不同的時間區(qū)間下，交乘項（Year_dummy2004×Priv）以及交乘項（Year_dummy2013×SOE）的系數(shù)依舊顯著為正，證明貸款利率上限和下限放開分別提升了民營企業(yè)和國有企業(yè)的會計穩(wěn)健性。

（二）傾向得分匹配法

為緩解民營企業(yè)和國有企業(yè)間公司特征差異對回歸結果的影響，本文分別在放開貸款利率上限和下限的回歸模型中，以所有控制變量為基準，使用傾向得分匹配法分別對民營企業(yè)和國有企業(yè)進行1∶1匹配，重新進行回歸，結果如表9所示。第（1）列顯示，交乘項（Year_dummy2004×Priv）的系數(shù)顯著為正，表明2004年放開貸款利率上限后，民營企業(yè)更顯著地提高了其會計穩(wěn)健性；第（2）列顯示，交乘項（Year_dummy2013×SOE）的系數(shù)顯著為正，說明2013年放開貸款利率下限后，國有企業(yè)更顯著地提高了其會計穩(wěn)健性。

（三）安慰劑檢驗

為緩解分析中可能存在的不可觀測性宏觀因素對研究結論的影響，將利率市場化實施時間向后推一年進行安慰劑檢驗，即分別以2005年及2014年為虛擬的利率管制放開年限重新進行回歸，結果如表10所示?？梢钥吹剑瑢⒗适袌龌哐舆t一年后，無論是貸款利率上限放開的回歸，還是貸款利率下限放開的檢驗，回歸系數(shù)都反向顯著，從而排除了同期宏觀因素可能對本文回歸的干擾。

（四）Basu模型檢驗

使用Basu模型對相關模型進行檢驗。表11報告了2004年放開貸款利率上限的回歸結果，其中EPS為公司每股稅后凈利潤，P為上期期末股票價格，R是公司年回報率，D為虛擬變量，若R為負數(shù)，取值為1，否則為0。當交乘項（D×R）的回歸系數(shù)大于0時，表示會計盈余對壞消息的反應程度超過好消息，企業(yè)會計較為穩(wěn)健。第（1）列的回歸結果顯示，交乘項（Year_dummy2004×D×R）的系數(shù)為0.056，在1%水平上顯著，表明2004年放開貸款利率上限后，公司整體的會計穩(wěn)健性水平都得到提高。進一步，第（2）和（3）列分組回歸結果顯示，交乘項（Year_dummy2004×D×R）在民營企業(yè)樣本的回歸系數(shù)大于國有企業(yè)，且組間系數(shù)存在顯著差異，表明2004年放開貸款利率上限對企業(yè)會計穩(wěn)健性的促進作用在民營企業(yè)中更明顯。

表11報告了2013年放開貸款利率下限后Basu模型的回歸結果。第（1）列結果中，交乘項（Year_dummy2013×D×R）的回歸系數(shù)不顯著，第（2）和（3）列結果顯示，交乘項（Year_dummy2013×D×R）在民營企業(yè)組中不顯著，但在國有企業(yè)組中顯著為正，說明2013年放開貸款利率下限后，國有企業(yè)會計穩(wěn)健性水平顯著提高。

（五）連續(xù)趨勢檢驗

為進一步驗證本文結論，本文使用所有年度作為樣本，并建立模型（5）對主要結論重新進行驗證。結果如表13所示，交乘項（Year_dummy2004×SOE）的回歸系數(shù)顯著為負，表明在全樣本區(qū)間內，相較于國有企業(yè)，民營企業(yè)在利率上限放開后會計穩(wěn)健性顯著得到提升；而交乘項（Year_dummy2013×SOE）的回歸系數(shù)顯著為正，表明在利率下限放開后，國有企業(yè)的會計穩(wěn)健性有更明顯的提高，進一步強化了本文結論。

[Csocre=β0+β1Year_dummy2004×SOE+β2Year_dummy2013×SOE+β3Year_dummy2004+β4Year_dummy2013+β5SOE+β6Size+β7Lev+β8ROA+β9MTB+β10Share1+β11Age+YEAR+FIRM+ε]" （5）

（六）產權性質分樣本檢驗

在前述分析中，2004年放開利率上限對融資約束嚴重、貸款利率較高的民營企業(yè)作用更大，而2013年放開利率下限對資金相對充足、貸款利率更低的國有企業(yè)作用更顯著，從產權性質視角闡明了貸款利率市場化對于不同類型企業(yè)的影響。然而，國有企業(yè)與民營企業(yè)間除融資約束及貸款利率外，還可能存在其他因素影響不同時期企業(yè)的會計穩(wěn)健性。為排除企業(yè)產權性質的影響，本文分別以2004年以及2013年企業(yè)的貸款利率中位數(shù)為基準，將樣本區(qū)分為貸款利率較高組（Treat=1和Treat1=0）以及貸款利率較低組（Treat=0和Treat1=1），重新進行回歸。

回歸結果見表14，無論是在全樣本還是單獨在國有企業(yè)或民營企業(yè)樣本中，2004年利率上限放開時，相比于貸款利率較低組（Treat=0），貸款利率較高組（Treat=1）的企業(yè)會計穩(wěn)健性提升程度更加明顯；而在2013年利率下限放開時，相比于貸款利率較高組（Treat1=0），貸款利率較低組（Treat1=1）的企業(yè)會計穩(wěn)健性提升更顯著。這與本文論述邏輯一致，進一步驗證本文結論。

七、結論與啟示

借助我國貸款利率市場化改革的準自然實驗，本文研究了對資本要素市場的管制放松后會計信息的信號傳遞作用。研究顯示，當貸款利率管制放松后，企業(yè)存在利用穩(wěn)健會計向銀行發(fā)送信號的動機，由此提高了企業(yè)會計穩(wěn)健性。而且，相比于國有企業(yè)，2004年貸款利率上限放開后，民營企業(yè)獲取銀行貸款的動機更顯著地提高了其會計穩(wěn)健性；相比于民營企業(yè)，2013年貸款利率下限放開后，國有企業(yè)降低貸款成本的動機更顯著地提高了其會計穩(wěn)健性。異質性分析顯示，貸款利率上下限放開對民營和國有企業(yè)的影響均在企業(yè)成長性較高、多元化程度較低時更為明顯。經濟后果檢驗顯示，2004年貸款利率上限放開后，民營企業(yè)會計穩(wěn)健性水平提高，其獲得的銀行短期貸款增多；而2013年貸款利率下限放開后，國有企業(yè)會計穩(wěn)健性水平提高，其銀行貸款成本顯著降低。上述研究的政策意義與啟示在于：

第一，持續(xù)推進利率市場化改革進程，優(yōu)化信貸配置機制與結構。貸款利率市場化改革能促使企業(yè)積極提高會計穩(wěn)健性，具有正外部性，因此，應切實發(fā)揮利率管制放松帶來的企業(yè)治理效應，加快完善銀行與企業(yè)之間的信息溝通體系，促進市場參與各方信號的釋放與接收，促進金融體系和實體經濟協(xié)同發(fā)展。第二，加強政策引導與監(jiān)督，健全多層次資金配置體系，強化利率市場化改革的普惠性。放寬貸款利率上限與下限對不同產權性質企業(yè)的影響存在差異，信貸機構可結合不同企業(yè)特征開發(fā)具有針對性的貸款風險定價模型及評價機制，有效改善信貸市場的非中性競爭現(xiàn)象。第三，市場化的信貸要素定價機制通過資源配置為企業(yè)改善會計穩(wěn)健性提供了內生動力，企業(yè)應主動提高信息披露質量與內部治理水平，降低金融機構、投資者與企業(yè)之間的信息不對稱，把握貸款利率市場化改革的契機，多渠道多方式向市場釋放積極信號，更大程度地獲取信貸資源支持以緩解融資約束，促進生產經營發(fā)展。

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