李蕙婷 段新生

【摘要】? 文章以2010—2017年滬深A股上市公司為研究樣本，應用中介效應的研究方法，實證檢驗了會計信息質(zhì)量在機構(gòu)投資者與融資約束關(guān)系間的中介作用。研究結(jié)果表明：機構(gòu)投資者持股比例的增加，會減少企業(yè)面臨的融資約束;機構(gòu)投資者持股比例對融資約束的部分影響是通過會計信息質(zhì)量來實現(xiàn)的，即會計信息質(zhì)量在二者的關(guān)系中發(fā)揮著顯著的中介作用。研究結(jié)論：文章在一定程度上揭示了機構(gòu)投資者對融資約束產(chǎn)生的影響及影響途徑，為緩解上市公司面臨的融資約束問題提供了一定的參考。

【關(guān)鍵詞】? ?融資約束;會計信息質(zhì)量;機構(gòu)投資者

【中圖分類號】? F275? 【文獻標識碼】? A? 【文章編號】? 1002-5812（2019）06-0019-04

一、引言

融資約束是指企業(yè)因?qū)嵤┮庠竿顿Y所需資金大于自有資金，而對外尋求融資時所面臨的摩擦[1]。融資約束產(chǎn)生的主要原因是信息不對稱和代理問題。Hubbard（1998）認為由于企業(yè)比投資方掌握更多的信息，投資方可能因面臨逆向選擇和道德風險而要求更高的投資回報率，這對于企業(yè)來說就意味著更高的融資成本[2]。Jensen和Meckling（1976）認為，企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流的增加可能使公司管理者以職權(quán)之便濫用資金，過度留存收益致使投資過度，進而投資者會要求公司為外部融資支付額外的費用，這種內(nèi)外部融資成本的差異就形成了融資約束[3]。融資約束問題在我國普遍存在，已經(jīng)成為制約我國企業(yè)發(fā)展的重要障礙，而國家經(jīng)濟的發(fā)展離不開企業(yè)，因此有效解決企業(yè)的融資困難問題至關(guān)重要。

2004年國務院頒布的《關(guān)于推進資本市場改革開放和穩(wěn)定發(fā)展的若干意見》，標志著我國機構(gòu)投資者進入加快發(fā)展階段，國家制定機構(gòu)投資者發(fā)展戰(zhàn)略的主要目標，是促使機構(gòu)投資者發(fā)揮強化公司治理和穩(wěn)定資本市場的作用。近年來我國機構(gòu)投資者持股比例不斷增加，機構(gòu)投資者正逐漸向資本市場上的主要投資主體發(fā)展，作為獨立于投資者和上市公司的第三方，機構(gòu)投資者對資本市場的影響力也在逐步提升。然而，關(guān)于機構(gòu)投資者是否發(fā)揮了監(jiān)督企業(yè)行為、穩(wěn)定資本市場的積極作用存在著較多的爭議。楊海燕等（2012）通過區(qū)分不同類型的機構(gòu)投資者，研究發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者總體持股降低了財務報告可靠性，但是提高了信息披露的透明度，不同類型的機構(gòu)投資者持股對上市公司會計信息質(zhì)量的影響存在差異[4]。甄紅線和王謹樂（2016）認為機構(gòu)投資者對企業(yè)信息披露發(fā)揮了積極的監(jiān)督和促進作用，改善了公司外部融資環(huán)境，降低了公司對內(nèi)部資金的依賴程度，且企業(yè)面臨的融資約束越高，機構(gòu)投資者發(fā)揮的積極作用越大[5]。鄧可斌和曾海艦（2014）認為機構(gòu)投資者持股比例對融資約束不存在顯著影響[6]。而范海峰和石水平（2016）研究發(fā)現(xiàn)，自由裁量的信息透明度與股權(quán)融資成本呈現(xiàn)倒U形關(guān)系，只有股權(quán)融資成本較低時，機構(gòu)持股比例的增加才能增強財務信息透明度與股權(quán)融資成本的負相關(guān)關(guān)系[7]?，F(xiàn)有相關(guān)文獻大多是對二者關(guān)系的理論研究，缺乏我國市場經(jīng)驗數(shù)據(jù)的進一步討論，對于機構(gòu)投資具體如何緩解企業(yè)面臨的融資約束問題，仍有待研究。

鑒于此，本文針對2010—2017年我國滬深A股上市公司進行實證研究。以證券投資基金為機構(gòu)投資者的衡量指標，探討機構(gòu)投資者持股比例對融資約束的影響和影響路徑，并依據(jù)中介效應分析方法，檢驗了會計信息質(zhì)量在二者關(guān)系中的中介作用。本文完善了機構(gòu)投資者及企業(yè)融資約束影響因素的相關(guān)研究，同時為如何緩解企業(yè)融資困難問題提供了新的思路。

二、理論分析與研究假設

融資約束的研究框架最早由Myers和Majluf（1984）提出，信息不對稱和代理問題是造成融資約束的主要原因[8]。國外學者從會計信息不同機理的角度進行研究，發(fā)現(xiàn)高質(zhì)量的會計信息，有利于企業(yè)從股權(quán)、債券市場進行融資。Bharath（2008）從風險評估的角度研究發(fā)現(xiàn)，會計信息質(zhì)量較低的企業(yè)更傾向于私人債務，因為在會計信息質(zhì)量相同的情況下，公共債務所要求的利率是私人債務的數(shù)倍之多，但無論對于何種類型的債務，債權(quán)人都會對會計信息質(zhì)量較低的企業(yè)要求更高的風險溢價補償，從而提高企業(yè)的融資成本[9]。Hope（2009）從會計信息透明度角度研究發(fā)現(xiàn)，會計信息透明度會影響信息的不對稱性，會計信息透明度越高越容易獲得外部融資[10]。國內(nèi)學者也針對我國市場進行了部分相關(guān)研究。陸正華和謝智敏（2015）從信息不對稱理論出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)提高會計盈余質(zhì)量能顯著地緩解上市公司的融資約束[11]。張金鑫和王逸（2013）則以會計穩(wěn)健性作為會計信息質(zhì)量的衡量指標，并將會計穩(wěn)健性具體分為條件穩(wěn)健性、非條件穩(wěn)健性兩類，采用Granger因果檢驗的方法，研究發(fā)現(xiàn)非條件穩(wěn)健性能更好地緩解企業(yè)的融資約束，其緩解效果在2008年金融危機后更為明顯[12]。

會計信息質(zhì)量引發(fā)的經(jīng)濟效應值得關(guān)注，高質(zhì)量的會計信息對于緩解投資者和融資企業(yè)之間的信息不對稱問題，降低企業(yè)的融資成本意義重大。然而，現(xiàn)階段我國上市公司的會計信息質(zhì)量普遍不高，違規(guī)披露、虛增資產(chǎn)等問題不僅損害了財務信息使用者的利益，也嚴重擾亂了我國的經(jīng)濟秩序。因此，國內(nèi)部分學者也針對如何確保和提高會計信息質(zhì)量等問題進行了大量研究。胡元木等（2016）基于可操控R&D 費用視角，發(fā)現(xiàn)技術(shù)獨立董事可以提高盈余信息質(zhì)量[13]。李明等（2014）研究發(fā)現(xiàn)，媒體報道能夠促使公司提高透明度，而且媒體負面報道對公司提高透明度的影響作用更大[14]。崔學剛（2004）以自愿性信息披露水平作為公司透明度的替代變量，發(fā)現(xiàn)董事長與總經(jīng)理兩職合一會對公司透明度產(chǎn)生負面影響，而前十大股東持股比例、前十大股東中具有機構(gòu)投資者等公司治理變量能夠提高公司透明度[15]。為提高會計信息質(zhì)量，我國監(jiān)管機構(gòu)也發(fā)布了一系列政策規(guī)范，作為資本市場上的重要投資主體，機構(gòu)投資者在遏制財務造假、提高會計信息質(zhì)量等方面發(fā)揮著關(guān)鍵作用。

已有研究表明，機構(gòu)投資者更具信息優(yōu)勢，能有效緩解投資者和企業(yè)間的信息不對稱問題。一方面由于機構(gòu)投資者持股比例較高，更容易接近企業(yè)管理層，獲取信息的動力更強，因此能獲得更多的私有信息，并將其傳遞給利益相關(guān)者（Maug，1998）[16]。另一方面機構(gòu)投資者具有專業(yè)的分析師團隊，能夠更有效地收集和消化信息，對于公開信息有更專業(yè)的解釋能力，從而將公開信息更好地反映到市場價格中去（趙歡，2017）[17]。機構(gòu)投資者可以通過交易信號將自己掌握的信息傳遞給整個證券市場，降低證券市場信息不對稱程度，一方面加強對企業(yè)監(jiān)督的作用，另一方面也會降低企業(yè)的股權(quán)融資成本。因此，本文借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）[18]的研究理論，通過中介效應檢驗方法提出如下假設：

H1：提高機構(gòu)投資者的持股比例，能夠顯著降低企業(yè)面臨的融資約束。

H2：會計信息質(zhì)量存在中介效應，機構(gòu)投資者可以通過改善會計信息質(zhì)量來降低企業(yè)的融資約束。

三、研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以2010—2017年滬深A股上市公司為樣本數(shù)據(jù)，為確保數(shù)據(jù)的可靠性與準確性，按照如下標準對其進行篩選：（1）剔除金融保險類上市公司的數(shù)據(jù)樣本;（2）剔除被ST、*ST的上市公司數(shù)據(jù);（3）剔除數(shù)據(jù)缺失樣本;（4）剔除觀測值明顯異常的樣本數(shù)據(jù)。本文對全部連續(xù)變量進行了1%的縮尾處理，最終依照上述方法得到了12 265個研究樣本。本文主要用Stata 13.1統(tǒng)計分析軟件進行數(shù)據(jù)處理。本文全部研究數(shù)據(jù)均來自WIND金融數(shù)據(jù)庫和CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

1.融資約束。融資約束的度量方法較多，較為普遍應用的有WW指數(shù)、投資-現(xiàn)金流敏感性方法等，本文參考李君平和徐龍炳（2015）[19]的衡量方法，用KZ指數(shù)度量融資約束。KZ指數(shù)越高，則企業(yè)面臨的融資約束越大。計算公式如下：

其中Cashi，t代表i公司第t年現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物，Ai，t代表總資產(chǎn)，CFi，t代表經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額，Di，t/Ai，t代表現(xiàn)金股利，Levi，t代表資產(chǎn)負債率。

2.會計信息質(zhì)量。本文用修正的Jones模型計算可操縱性應計項（ACCi，t）的絕對值來衡量會計信息質(zhì)量，也可稱為應計質(zhì)量。將公式（2）分年度、行業(yè)進行回歸后，再將所得的回歸系數(shù)代入公式（3），計算應計質(zhì)量的絕對值。應計質(zhì)量的絕對值越小，會計信息質(zhì)量越好。

其中，Asset為資產(chǎn)總額;PPE為固定資產(chǎn)原值;TA為總應計項，是營業(yè)利潤與經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量之差;ΔREV為銷售收入變動額;ΔREC為應收賬款變動額。

3.機構(gòu)投資者。用證券投資基金每年年底的持股比例代表機構(gòu)投資者持股比例。證券投資基金在我國機構(gòu)投資者中占比極大，能夠說明機構(gòu)投資者整體持股的情況。

4.控制變量?？紤]到其他因素可能會對研究結(jié)果產(chǎn)生影響，本文選取了如下控制變量：公司規(guī)模、成長性、盈利能力、負債比率、股權(quán)性質(zhì)。變量的定義如表1所示。

（二）模型設計

按照溫忠麟（2014）[10]等修正的中介效應檢驗流程及本文的研究假設，構(gòu)建如下模型：

首先根據(jù)中介效應分析方法，先檢驗模型（1）中的系數(shù)α1是否顯著，若顯著則依次對模型（2）中的系數(shù)β1和模型（3）中的系數(shù)γ2依次進行檢驗，如果均顯著，再分析模型（3）中γ1的顯著性。如果模型（3）中γ1不顯著，說明會計信息質(zhì)量發(fā)揮了完全中介作用，若顯著則說明會計信息質(zhì)量發(fā)揮了部分中介作用。利用Sobel檢驗得出中介作用的顯著性，Sobel檢驗的統(tǒng)計量Z的表達式如公式（4），其中Sβ1和Sγ2分別是系數(shù)β1及γ2估計值的標準差。

為了更準確地檢驗會計信息質(zhì)量的中介效應程度，我們用中介效應占總效應的比重做進一步的分析，公式如下：

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

由表2的描述性統(tǒng)計結(jié)果可知，上市公司的融資約束最大值為28.78，最小值為0，表明不同公司的融資約束情況存在差異較大，且從均值1.226可以看出我國上市公司的融資困難問題較為普遍。應計質(zhì)量（ACC）的最大值為7.827，而最小值僅為0，說明我國不同上市公司的會計信息的質(zhì)量良莠不齊，存在較大的差距。機構(gòu)投資者持股比例的平均值是42.3%，而最高能達到98.6%，這說明機構(gòu)投資者是公司資金的重要來源?？刂谱兞砍砷L性（Growth）的最小值是-0.531，最大值是3.854，說明我國上市公司仍處于發(fā)展上升期。負債水平（Lev）的中值與均值分別是0.456和0.453，說明我國上市公司的負債水平比較平穩(wěn)。

（二）相關(guān)性分析

表3的相關(guān)性檢驗是對模型主要變量間相互關(guān)系的初步判斷。Inst的系數(shù)為正，表明機構(gòu)投資者持股比例與融資約束正相關(guān)，即機構(gòu)持股會提高企業(yè)的融資約束。融資約束與應計質(zhì)量的相關(guān)系數(shù)為0.174且在1%的水平上顯著，說明會計信息質(zhì)量和融資約束呈負相關(guān)關(guān)系，會計信息質(zhì)量的提高能夠降低企業(yè)面臨的融資約束。同理，機構(gòu)持股比例與應計質(zhì)量在1%的水平上顯著正相關(guān)，說明機構(gòu)投資者持股比例的增加能提高企業(yè)的會計信息質(zhì)量。融資約束與控制變量盈利能力的相關(guān)系數(shù)為負，說明公司盈利能力的提高能夠?qū)档腿谫Y約束產(chǎn)生積極影響。因為各變量之間的相關(guān)系數(shù)均遠遠小于0.8，因此可以認為變量之間不存在嚴重的多重共線性的問題。

（三）回歸結(jié)果分析

表4是回歸分析結(jié)果。其中模型（1）報告了機構(gòu)投資者對融資約束的影響。在控制了其他影響融資約束的前提下，機構(gòu)投資者的回歸系數(shù)是-0.160，且在1%的水平上顯著，說明機構(gòu)持股比例的增加能夠顯著降低企業(yè)的融資約束。假設1得以證明。

從模型（2）可以看出，機構(gòu)投資者與應計質(zhì)量ACC的回歸系數(shù)為-0.028且在1%的水平顯著，說明機構(gòu)投資者的持股比例與會計信息質(zhì)量呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，提高機構(gòu)投資者持股比例可以改善會計信息質(zhì)量。模型（3）是在模型（1）的基礎上納入會計信息質(zhì)量，結(jié)果顯示應計質(zhì)量ACC的回歸系數(shù)為0.973，且在1%的水平上顯著。說明會計信息質(zhì)量與融資約束顯著負相關(guān)，即提高會計信息質(zhì)量會顯著降低企業(yè)的融資約束。因此機構(gòu)投資者通過提高會計信息質(zhì)量來降低企業(yè)的融資約束。假設2得以證明。

根據(jù)中介效應分析方法，由于α2、β2、γ3都是顯著的，因此會計信息質(zhì)量在機構(gòu)投資者和融資約束之間存在部分中介作用。模型（3）的回歸結(jié)果顯示，機構(gòu)投資者的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著，說明我們在模型（1）的基礎上控制了會計信息質(zhì)量后，機構(gòu)投資者對融資約束的影響依然顯著。相比模型（1）的回歸結(jié)果，機構(gòu)投資者指標的回歸系數(shù)（t值）由-0.160（-3.78）增加到-0.133（-2.86），說明提高會計信息質(zhì)量可以強化機構(gòu)投資者持股比例對融資約束的積極影響。

另外，我們依據(jù)公式（5）對中介作用的程度進行了檢驗，會計信息質(zhì)量的中介效應占總效應的比例為17.03%。說明會計信息質(zhì)量在機構(gòu)投資者與融資約束的關(guān)系中發(fā)揮了部分中介作用。

為了更可靠地檢驗信息透明度的中介效應，本文同時進行了Sobel檢驗，以會計信息質(zhì)量為中介變量時計算的Z統(tǒng)計值為2.31，達到5%的顯著性水平，表明會計信息質(zhì)量的中介效應顯著。以上檢驗結(jié)果說明，機構(gòu)投資者能夠通過提高會計信息質(zhì)量來降低融資約束，即會計信息質(zhì)量存在顯著的部分中介效應。

五、結(jié)論

本文以2010—2017年我國滬深A股上市公司為研究對象，分析了機構(gòu)投資者與融資約束的關(guān)系，并從會計信息質(zhì)量角度深入分析了機構(gòu)投資者持股對于緩解企業(yè)融資約束的影響及影響路徑，實證研究發(fā)現(xiàn)：（1）機構(gòu)投資者持股比例的提高能夠顯著降低企業(yè)面臨的融資約束;（2）機構(gòu)投資者對于改善會計信息質(zhì)量具有積極作用;（3）較高質(zhì)量的會計信息可以顯著降低企業(yè)的融資約束;（4）會計信息質(zhì)量存在顯著的部分中介效應，即機構(gòu)投資者通過提高會計信息質(zhì)量來緩解企業(yè)面臨的融資約束。本文的研究不僅擴展了機構(gòu)投資者與企業(yè)融資約束影響關(guān)系的研究視角，也為降低企業(yè)普遍存在的融資約束問題找到了一個參考途徑，對促進企業(yè)健康發(fā)展、實現(xiàn)資本市場持續(xù)穩(wěn)定具有重要的理論和現(xiàn)實意義。Z

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