内部控制有效性与金融性债务治理效应——董事社会关系的调节作用

刘洪彬，彭陈夏

（浙江理工大学 经济管理学院，浙江 杭州 310018）

一、引言

相较于股权融资，债务治理效应主要是要求各类企业均需定期还本付息、监督股东和管理者以及在企业破产时债权人拥有优先偿还权等。Fama 等（1972）[1]证明如果管理人员与持股人员利益一致，信息不对称会激化股权持有人与债权人二者之间在选择投资方案方面的矛盾，但是Williamson（2005）[2]表明如果使用债务融资方法，可以减缓二者分歧。Hart 等（1988）[3]认为随着经济制度不断深化，负债条款对企业治理效应显著提升，但是作用大小受到契约完善程度的影响，缔约双方在初始时难以制定出“完全契约”，未来将会不断修订，在修订过程中需要企业传递相关信息，订立合约之前的信息披露对于契约双方来说至关重要，债权人不是企业经营者，相对于债务人而言，不能全面掌握企业内部信息，债权人需要更加了解债务人的情况以便进行更加专业的评估。

李志斌和卢闯（2013）[4]认为内部控制有效性通过内控五要素对代理人进行约束，增加会计信息的透明度，减少投资者对企业财务报告的疑虑。杨有红和毛新述（2011）[5]的研究表明在企业内部控制确实有效的情形下，对外公开的信息不但可以维护投资人的个人利益，还起到传送企业信号的作用。董事社会关系作为外部机制，对企业生产经营活动产生影响。董事作为委托人的代表，对代理人的行为进行监督，董事享有的各种社会关系可以为公司带来资源及信息优势，对各类企业内部控制有效性带来直接影响。

现有文献研究银企关联对债务融资成本的影响；研究政治关系对企业绩效的影响；采用银行关联作为调节变量，研究其对内部控制与债务融资成本的影响。金融性债务受政策性影响较大，内部控制有效性对金融性债务治理效应有无正向影响，以及董事社会关系在其中的作用值得探讨。基于此，本文研究内部控制有效性与金融性债务治理效应的关系，并加入董事社会关系，研究其在二者关系中的作用，在此基础上结合债务期限异质性，更进一步研究金融性债务。

二、理论分析与研究假设

杨兴全和陈旭东（2004）[6]研究发现金融负债契约的债权人通常具备较强的专业评估能力和完善的风险控制体系，而且李心合等（2014）[7]认为我国银行等金融机构大多具有国有性质，存在较强的政府政策导向，金融市场中债务履约机制更加严格。金融负债债权人可以根据其规定的条款和机制来监管企业，有效抑制信息不对称下发生“道德风险”和“逆向选择”问题。西方学者认为，银行无论在相关经验还是专业技能方面，都能有效地得到企业的生产经营活动和财务状况方面的信息，并在提供贷款以后监督企业管理者行为。Gady 等（2018）[8]研究推断出如果公司中存在内部控制缺陷，其在融资过程中需要支付的成本相对较高。建立和完善内部控制制度，会导致企业加强对管理者日常经营活动的监督，提高内部控制有效性，约束和规范管理者的行为，减少委托代理成本，弥补委托代理带来的漏洞，并且可以提升财务报告可靠性，为企业健康发展和持续经营提供更多可能。

基于此，提出本文假设1：

H1：内部控制有效性与金融性债务治理效应有显著正相关关系。

Fracassi 等（2012）[9]、Adler 等（2002）[10]研究说明上市公司基于社会关系在投资决策上进行信息交流，高管社会关系可以通过减少信息成本、提高信息及时性与关联性，为该公司带来潜在盈利。胡建雄等（2015）[11]分析发现上下游企业愈发了解对方经营管理情况，更能精确度量企业资产的具体价值。董事具有丰富的商业关系，与上下游企业之间关系密切，作为提供资金的一方更加了解借款企业日常经营状况，债务契约双方信息不对称程度较低，加强债权人对管理人员的束缚。吴明礼和戴荣波（2015）[12]实证证明了具有商业关系的企业，其信息披露质量与异质性债务治理效应之间的相关性愈发强烈。邹国庆和倪昌红（2010）[13]认为管理人员的商业关系可以使企业更多地与外界其他企业展开互动，第一时间了解到市场和产品的具体变动情况。魏群（2018）[14]从中国社会注重“关系”与“人情”的角度，研究发现商业信用的债权人，由于与企业管理者有着比较亲密的关系，可能会获得企业内部经营管理与投融资决策相关的信息，进而监督管理人员经营管理与投融资决策。

基于此，提出本文假设2：

H2：董事商业关系加强内部控制有效性与金融性债务治理效应显著正相关性。

杜兴强和周泽（2010）[15]研究发现，企业在政治上的关联会对信息披露质量造成影响，具有政治上关联的企业其会计信息质量会大大降低。雷光勇等（2009）[16]、黄新建等（2011）[17]研究发现存有政治关联的企业使其可能并没有动力提高其信息披露质量，当企业管理层具备政治关联时，会消减信息披露质量对债务融资成本的正向影响（吴明礼等，2015）。Faccio 等（2006）[18]通过研究推断出存在政治上关联的各企业，会引起银行借贷资金方面软约束问题，造成金融机构无法根据不确定性变更债务人的贷款标准，造成不同政治关联度的企业在信贷标准上存在差别，从而使得债务融资治理功能失灵。内部控制有效性可以减缓会计信息的不确定性，使投资人从外部也能更为真实了解到企业的营运情况、获利能力和持续发展情况（程小可等，2013；Jeffrey 等，2007）[19-20]，高管具有明显的政治背景，内部控制有效性越高（池国华等，2014）[21]。Fishman（2001）[22]认为企业在确立政治上关联性时，一般需要投入大量资金，同时政治关联可以为企业助长额外的收益，让企业有足够的经费去确立内部控制管理制度，提升内部控制有效性。

基于此，提出本文假设3：

H3：董事政治关系加强内部控制有效性与金融性债务治理效应显著正相关性。

政界和商界关系是现代我国政治上的职权、行政方面的资源与经济上利益、市场行为互相交融在一起的，一种值得关注的社会关系。谢佩洪（2014）[23]认为利益相关者应该尽可能区分政治关系与商业关系，主要原因在于政治关系和商业关系之间存在不同，管理人员商业方面的关系推动了组织深造学习提升企业绩效，而管理者政治关系正好相反。刘鑫和蒋春燕（2016）[24]结果表明企业两类董事社会关系对探索式创新的影响有较大差异，比较丰富的商业关系，可以带来更多有用的信息，而具有政治关联的公司可能并没有动力提高其信息披露质量。与董事政治关系或商业关系相比，董事政商关系可能也会影响内部控制有效性对异质性债务治理效应的影响。

基于此，提出本文假设4：

H4：董事政商关系加强内部控制有效性与金融性债务治理效应之间显著正相关性。

三、研究设计

（一）变量界定

1.金融性债务治理效应。本文被解释变量为金融性债务治理效应，将金融性债务作为控制变量。现有文献衡量债务治理效应，主要从是否改善公司财务状况或者减少代理成本出发，由于本文主要探究债权人对管理者机会主义的约束，而代理成本往往是因为管理人员通过不合规消费蓄意谋取私人利益而造成，代理成本越低，则表示债权人对债务人的约束作用越好，债务治理效应越好。基于此，本文借鉴李世辉和雷新途（2008）[25]的方法，选取管理费用率（MFR）指标衡量代理成本。

2.内部控制有效性。本文解释变量为内部控制有效性。现有文献衡量企业内部控制有效性的方法主要分为以下三种：一是内容分析法，即参照相关内部控制基本规范，根据内部控制五大目标，建立内部控制综合评价指数，来衡量内部控制水平的高低；二是分组法，根据样本企业的经营情况、外部审计报告、内部控制自我评价报告等来获取企业内部控制信息，并划分为高、中和低三个内部控制质量层次进行研究；三是指标替代法。

通过比较三种方法，认为内容分析法衡量内部控制有效性更全面，包含的内容更广泛。迪博内部控制指数属于内容分析法，基于实现内部控制中五大目标的程度，构建内部控制指数，并通过内部控制缺陷修订指数大小，综合反映了上市公司的内部控制质量和监控风险能力，科学衡量内部控制有效性。俞俊利等（2018）[26]众多文献采用迪博上市公司内部控制指数来衡量内部控制质量，本文也采用迪博指数来衡量解释变量，指数取值在0～1000 之间，数值越大，企业内部控制有效性越好。

3.董事社会关系。董事社会关系作为调节变量，将其分为董事政治关系、董事商业关系和董事政商关系。

（1）董事政治关系（D_POLR）。国外关于政治关联的衡量，有通过高管的政治捐献来验证或者是通过议会成员和公司高管之间的地缘关系或校友关系来研究（Faccio 等，2006），有通过管理者与各级政府部门的领导、工商部门和税务局官员以及国有银行官员的关系的平均值来衡量（Peng 等，2000）[27]。借鉴吴明礼等（2015）衡量上市公司政治关系的方法，本文衡量董事政治关系是根据上市公司的董事是否曾在或者正在人大、政协和政府机关任职，如果曾经或者正在任职，赋值为1，否则赋值为0。

（2）董事商业关系（COMR）。借鉴徐超和池仁勇（2016）[28]用前五名供应商/ 客户合计采购/ 销售金额占年度采购/销售总额比衡量市场社会资本的方法以及任宏达和王琨（2018）[29]衡量企业社会关系的方法，本文衡量董事商业关系采用以下方法，即至少符合下述条件中的一个，赋值为1；否则，赋值为0。条件如下：①公司前5 大供应商的购买量占总购买量40%以上；②公司前5 大客户的销售量占总销售量40%以上。

（3）董事政商关系（DCR）。政商关系主要特点是政商相结合或政商联盟，政商结合表明企业家既在政治方面扮演角色，也在经济方面扮演角色，表现为政商双重角色，同时存在董事商业关系和董事政治关系赋值为1，否则为0。

4.控制变量。将金融性债务水平（F_Debt）作为控制变量。企业的债务治理效应可能会受到很多因素的影响，为了尽量避免其他因素的影响，通过梳理企业债务治理效应相关文献，本文还控制现金流（Cash）、公司成长性（Growth）、公司规模（Size）、行业（Industry）、年份（Year）。

借鉴宋淑琴和姚凯丽（2014）[30]、王珏和刘钇沅（2015）[31]衡量金融债务的方法，金融性债务水平（F_Debt）=（短期借款＋应付债券＋一年内到期的非流动负债＋长期应付款＋长期借款＋应付利息）/债务总额。现金流（Cash）：本年经营活动产生的现金流量净额/本年营业收入衡量，评价企业获得现金的能力。公司成长性（Growth）：采用营业收入增长率作为成长性的衡量指标。公司规模（Size）：表示公司所拥有资源的总和，规模越大，公司的融资能力越强，利用期末总资产的自然对数来衡量。行业（Industry）：不同行业企业规模以及内部控制管理各不相同，加入行业控制变量。年份（Year）：目的是排除宏观经济因素波动的影响，避免干扰模型回归结果，采用虚拟变量，衡量本年为1，其余为0。

模型中涉及的变量类型和测算方法具体如表1所示。

表1 研究变量一览表

（二）样本选择与数据来源

通过比较深市各板块管理费用率标准差，本文选取我国2013—2018 年深圳证券交易所A 股主板511 家上市公司为初始样本，并对样本进行如下筛选：（1）剔除金融类上市公司；（2）剔除ST、*ST 类公司；（3）剔除董事个人简历存在缺陷的样本；（4）剔除变量存在缺失或明显异常的上市公司，通过筛选最终得到405 家上市公司，共2 430 个样本值。

借助国泰安数据库中有关高级管理人员个人资料，与巨潮资讯网站进行对比，去除董事个人简历存在缺陷的样本，逐条阅读高管简历来搜集董事与政府以及供应商的关系，根据衡量方法，逐条对照，获取董事政治关系和商业关系的数据。衡量内部控制有效性的数据来自迪博内部控制数据库，本研究所涉及的财务数据来自国泰安（CSMAR）数据库，分析处理数据使用Excel、Stata 14.0 软件。

（三）模型构建

参考宋淑琴（2013）[32]构建模型检验内部控制有效性对金融性债务治理效应的影响，参考赵玉珍等（2012）[33]构建模型检验董事社会关系调节作用，根据本文研究假设，共提出以下4 个模型。

为了检验本文H1 建立模型（1），具体如下：

为了检验本文H2 建立模型（2），具体如下：

为了检验本文H3 建立模型（3），具体如下：

为了检验本文H4 建立模型（4），具体如下：

四、实证分析

（一）描述性统计

主要变量的描述性统计结果如表2 所示。从总体上看，管理费用率最小值为0.002 1，最大值为4.82，标准差为0.200 8，变异系数为1.797 7，说明债务在束缚管理者行为这块存在差异。内部控制有效性是根据迪博数据库获得，最小值与最大值二者之间差异比较大，意味着公司之间内部控制环境参差不齐，但是平均值为613.71，从总体上来说，内部控制有效性较高，这说明了各企业也更加注重内部控制有效性建设。

表2 公司总样本描述统计量

在控制变量部分，金融性债务水平在企业之间相差较大，公司规模是一个常见的控制变量指标，根据结果表明不同企业的规模之间确实存在一定差异，不同生产规模，经营方针会有所不同，进而会影响内部控制有效性的差异。从经营活动现金流（Cash）可以看出，最大值和最小值之间差距非常大，说明企业生产经营活动之间有所不同，其对债务水平的需求可能也大不一样，从而影响债务治理效应。

（二）相关性检验

本文对模型所涉及到的主要变量做了Pearson 相关性分析，具体分析结果如表3 所示。结果表明金融性债务水平与管理费用率之间相关系数为-0.082，且在1%水平下显著，说明金融性债务有治理效应。内部控制有效性与金融性债务之间相关系数为-0.007，但是不显著，有待于回归分析中进一步验证。通过系数分析可以初步确定模型构建合理，不存在多重共线性问题。

表3 Pearson 相关性检验结果

（三）回归分析

表4 在模型（1）的回归结果中，内部控制有效性（IC）与管理费用率（MFR）之间回归系数为-0.000 03，尽管不显著，但是内部控制有效性对金融性债务的治理效应有正向作用，假设1 成立，其中控制变量中现金流（Cash）、规模（Size）和公司成长性（Growth）系数均为负，且均在1%水平下具有显著性。在模型（2）的回归结果中，内部控制有效性和董事商业关系交互项与管理费用率回归系数为-0.000 1，且在1%水平下显著，说明了董事商业关系促进内部控制有效性对金融性债务治理效应的影响，假设2 成立。在模型（3）的回归结果中，内部控制有效性和董事政治关系交互项与管理费用率回归系数为-0.000 1，且在1%的水平下显著，说明董事政治关系促进内部控制有效性对金融性债务治理效应的作用，假设3 成立。在模型（4）的回归结果中，内部控制有效性和董事政商关系交互项与管理费用率的回归系数为-0.000 1，且在1%水平下显著，说明董事政商关系加强内部控制有效性对金融性债务治理效应的影响，假设4 成立。基于上述实证分析，说明董事社会关系显著正向调节内部控制有效性对金融性债务治理效应的影响。

表4 模型（1）—（4）回归结果

（四）进一步研究

在上述实证分析基础上，结合债务期限异质性，将金融性债务进一步分为短期金融性债务水平（S_F）和长期金融性债务水平（L_F）。长期债务不确定性程度更高，因此将长期金融性债务水平（L_F）进一步分为长期借款（L_term）、应付债券（B_pay）和长期应付款（L_pay），对前文假设2、假设3、假设4进一步分析，回归结果如表5 所示。为了便于比较分析债务之间的差异，表5 省略控制变量回归结果以及F值等，其中F值的检验系数均在1%的水平下显著，表明固定效应模型明显优于混合回归，回归方法选择合理。

表5 进一步研究回归结果分析

短期金融性债务水平下，交互项和内部控制有效性（IC）分别与管理费用率回归系数相比，发现董事社会关系弱化内部控制有效性对短期金融性债务治理效应的影响。长期金融性债务下，交互项和内部控制有效性分别与管理费用率回归系数相比，董事社会关系加强内部控制有效性对长期金融性债务治理效应的正向影响，并且与董事政治关系和董事政商关系相比，董事商业关系对二者正向作用最明显。进一步分析长期金融性债务，董事社会关系加强内部控制有效性与长期借款治理效应正向影响，且董事商业关系正向作用最显著，董事社会关系对内部控制有效性与应付债券和长期应付款治理效应的影响较小，可能是因为长期借款风险很高。

五、稳健性检验

借鉴闫伟宸和肖星（2019）[34]衡量代理成本的方法，使用经营费用率衡量债务治理效应，即经营费用率=（管理费用+销售费用）/ 营业收入，并用公司总营业收入自然对数作为公司规模替代变量，按前文步骤重新进行实证研究，实证假设得到检验。

六、结语

通过实证分析得出以下结论：内部控制有效性促进金融性债务治理效应；董事社会关系有利于内部控制有效性对金融性债务治理效应的正向影响；进一步分析发现董事社会关系对短期金融性债务治理效应有弱化作用，而对长期金融性债务治理效应有正向影响，其中董事商业关系的正向调节作用最明显，特别是对长期借款。基于上述结论，建议如下：

第一，签订契约前，金融性债权人应该更加关注企业内部控制有效性。内部控制有效性越高，代表企业披露信息越真实，出具的财务报告也更可靠，更具有可读性，债权人可以更好地发挥自身债务治理效应，保护自身利益不受伤害。

第二，金融性债权人应该更加关注董事社会关系，特别是针对长期借款债权人。对于长期借款债权人在签订债务契约前，应该分析企业是否存在董事社会关系，尤其是董事商业关系。