企业财务重述、供应链关系与商业信用融资

修宗峰 刘 然

(中南大学 商学院,湖南 长沙 410083)

0 引言

企业财务重述现象自20 世纪90 年代以来日趋频繁。1997 至2006 年美国上市公司发生财务重述的数量增加了18 倍[1],在我国2004 至2009 年平均每年大约有20%的上市公司发布名目繁多的各类补充更正公告[2]。这种频繁使用重述对年度财务报告进行更正的行为反映了企业会计信息披露的不规范,以及部分企业“不怀好意”利用补充更正公告粉饰财务信息。企业年报重述行为干扰了投资者对信息的全面获取,会打击投资者信心,降低证券市场中资本配置的效率和合理性,损害资本市场信息透明度,从而造成严重的经济后果[3]。财务重述是企业修正前期会计差错的过程[4],一直被视为上市公司会计信息质量的“晴雨表”。目前国内外关于财务重述相关研究主要集中于影响因素与经济后果两个方面,如高管团队规模和性别[5]、外部董事的比例[6]、审计质量[7]以及公司财务特征[8]均会对企业财务重述行为产生影响。此外,财务重述带来的经济后果也是多方面的,如年报更正公告、因会计、收入确认等问题导致的重述会带来负面的市场反应[9]。企业涉嫌欺诈引发的财务重述将会导致更严重的负面市场效应,涉嫌欺诈的公司在重述公告前后三天的累计超常收益高达-21.80%[10],这将对企业控制市场经济资源配置带来直接的消极影响[11]。同时,对财务重述负有直接责任的管理者会面临更大的法律诉讼风险[12],即便因间接追责而被公司辞退的高管,也有近92%的被辞退管理人员前途黯淡,无法重新找到工作[13]。尽管财务重述是公司对以往年度中错误会计处理的修正行为,但重述公告以后一个月的时间内,公司的股权资本成本平均增加20%[14],企业财务重述后首次办理贷款的银行将会对企业要求更高的利差、更短的期限以及更多的安全性要求和契约限制条件[15],企业重述行为将直接关系到美国市政贷款的投入决策[16]。

尽管目前对财务重述的融资经济后果的研究趋于成熟,但这些研究大多关注财务重述对正式融资渠道的影响。重述公告后企业债务融资成本明显增加,且二级贷款市场将先于股票市场,更早一步对重述信息做出反应[17],企业财务重述行为也会直接影响贷款机构的债务定价[18]。但是,企业财务重述行为对商业信用融资这一非正式融资渠道的影响机理研究还不够深入和具体,仅有钱爱民和朱大鹏[19]考察了财务重述是否会影响上游企业(供应商)向企业提供商业信用,但忽略了不同类型财务重述的潜在影响以及供应链中下游企业(客户)的商业信用融资供给。此外,我国企业尤其是民营企业的融资约束已经成为制约其发展的重要制度性障碍,而商业信用作为低成本的融资渠道,能够有效缓解企业融资约束,并降低资本市场的信息不对称[20]。交易双方签订及履行合约的依据是高质量的财务报告,因为市场中的购销关系具有重复博弈的性质,这使得利用信息获取信任成为合约双方谋求长期利益最大化的有效手段[21],上游企业(供应商)和下游企业(客户)作为企业商业信用的主要融资来源,是企业的核心合作伙伴和重要利益相关者,他们必然会密切关注企业财务报告质量以及会计信息披露行为。基于上述分析,本研究着重回答如下问题:(1)企业财务重述行为是否会对其商业信用融资变化(方向和大小)产生影响?(2)这种影响是否会因企业处于不同的供应链关系(供应商或客户)中而有所不同? (3)企业内外部治理机制如外部审计、内部控制等如何对上述关系产生作用?影响财务重述与商业信用融资之间关系的渠道机制是什么?

本文以我国证券市场2005 至2017 年A 股上市公司为研究样本,实证检验了企业财务重述行为及其类型对其商业信用融资变化(方向和大小)的影响,并从供应链关系角度区分了企业商业信用融资的类型,进一步考察了外部审计、内部控制等公司治理机制对上述关系的潜在影响,最后识别了财务重述对商业信用融资影响的潜在渠道机制。研究发现,企业财务重述导致商业信用融资额下降的可能性更大,对商业信用变化额产生一定的负面影响,并且上述关系在舞弊类财务重述企业中更加明显;相比于供应链中的下游企业,上游企业对企业财务重述带来的商业信用融资负面影响更加明显;相比于审计师类型信号,企业内部控制质量信号更能够缓解财务重述与商业信用融资变化之间的负相关关系,且这一调节效应对上游企业的信用政策更加明显;企业财务重述对商业信用融资的潜在影响渠道包括企业市场地位与供应商采购额等方面。本研究的潜在创新之处主要体现在三个方面。(1)目前关于财务重述经济后果的研究,大多聚集在市场反应与资本成本两个方面,研究结论也较为统一,即财务重述一般会引起公司负面市场反应[1]和资本成本上升[14],但当前研究基本忽视了企业财务重述行为对商业信用融资这一非正式融资渠道的潜在影响。本研究将企业财务重述类型和供应链关系置于一个完整的分析框架之中,使得我们对企业财务重述与非正式融资渠道之间理论关系的理解和认识更为全面和具体。(2)在行业供应链层面上,供应链中的企业若发生财务重述行为,这一财务报告质量的信号机制如何对重述企业与上游供应商企业、重述企业和下游客户企业之间的商业信用融资信任关系产生影响?以及上述关系是否在不同财务重述类型间存在差异、影响渠道是什么?对这些问题的回答能够拓展关于企业财务报告质量与企业融资决策行为之间的关系研究。(3)本文从企业供应链关系的角度出发,进一步检验了财务报告信号机制与公司治理机制信号之间的关联响应对企业商业融资决策行为的影响,有助于从企业财务重述视角增进信息披露机制与公司治理机制互动关系的文献积累。

第二部分为理论分析与研究假设,第三部分为研究设计,第四部分为实证结果分析,第五部分为进一步分析与讨论,包括渠道检验、内生性讨论与稳健性分析,最后部分为研究结论与启示。

1 理论分析与研究假设

1.1 企业财务重述与商业信用融资

企业年度财务报告的如实披露对投资者了解企业财务状况和经营业绩、预测公司发展潜力具有重要作用,在企业对外公开披露信息的大数据中,审计后的企业财务报告是投资者进行决策的主要客观依据。财务重述作为年度财务报告信息披露阶段的重要现象,是一种对存在错误或误导性信息的历史财务报告进行事后补救的公告行为。

首先,从信息披露的角度来看,一方面,财务重述作为一种管理者操纵会计信息的手段,不仅会给公司股东带来负超额回报,直接或者间接的降低公司市场价值[4],而且会引起投资者对企业生产经营能力的质疑,给其造成巨额损失。另一方面,财务重述是对违背当前会计准则的财务报告进行重新披露,其潜在的违规风险将进一步加剧资本市场中的信息不对称,使外部会计信息使用者较难甄别蓄意披露的机会主义行为与与非蓄意的会计准则偏离行为之间的区别,不利于供应链信任关系的建立和巩固,容易激发企业间交易关系的不确定性并导致交易成本上升。因此,企业财务重述行为会影响到与企业订立合约的利益相关者,商业信用作为供应链上下游企业之间的非正式融资方式,其供给决策是基于企业发展战略和财务状况量身定制的[22]。然而,财务重述公告的发布则意味着企业前期会计信息披露存在虚假和故意隐瞒的嫌疑,企业潜在的经营风险导致供应商倾向于执行更加保守的商业信用决策,为了消除客户企业的信用风险、保障自身利益安全,供应商会及时收紧原本较为宽松的商业信用供给,从而导致财务重述企业的商业信用供给规模下降的可能性更大,商业信用变化呈现下降趋势。对于下游客户企业而言,为了降低由于供应商企业会计信息风险所带来的潜在破产风险以及产品质量风险,下游客户企业也会择机降低对供应商企业预收账款的支付概率和比例。

其次,基于信号传递理论,财务重述作为企业信息披露环节的重要事件,具有明显的信号传递效应,其不仅向资本市场传递出企业会计信息的低质量信号,而且说明企业管理当局存在基于代理冲突及私有收益动机而导致的潜在盈余管理甚至财务舞弊。财务重述的发生并不是简单的记账错误,而是存在更深层次的原因[23],很可能是公司经营或管理上存在严重问题,这无疑会对外部投资者或者债权人的相关决策产生负面影响。因此,当企业披露的年度财务报告中存在“年报补丁”时,这一负面信号将会在整个相关联的利益链条中不断传递,从而导致重述的负面经济后果不断被加剧,企业的契约方尤其是供应商和客户势必会提高市场交易的警惕性和谨慎性,从而降低履约机制的效率和商业信用契约双方的信任水平。在这种情形下,根据企业会计信息的披露状况,供应商或客户会择机修订相关契约条款,通过提高企业融资门槛、执行更为苛刻的还款条件,以期尽快收回企业所欠货款或减少企业销售货款的提前支付等。因此,商业信用融资在重述公告年度后下降的可能性更大,对商业信用变化额产生显著负面影响。

基于以上分析,本文提出研究假设H1。

H1限定其他条件,企业财务重述导致商业信用融资额下降的可能性更大,对商业信用变化额产生一定的负面影响。

企业财务重述主要有两种类型:一种是由于非故意的会计差错引起的,它通常来源于会计人员的疏忽、计算错误、会计处理不当等,此类财务重述行为负面影响程度较小;另一种是由蓄意的财务舞弊行为引起的,由财务舞弊引起的重述行为对资本市场的负面影响更为严重,它通常会伴随着证券监管部门的介入和查处。因为这种行为不仅预示着企业对外提供的会计信息存在严重的质量问题,还与财务压力、管理层诚信以及风险高的复杂交易具有密切关系[24],这将进一步加剧供应链企业间的信息不对称程度,使舞弊类财务重述企业失去投资者信任[9]。一旦企业财务舞弊行被证券监管部门查处后公告,继而发生企业财务重述行为,这将向资本市场传递关于企业前期会计信息虚假的负面信号[3],在证券市场信息披露的信号机制作用下,舞弊类财务重述的经济后果将会被无限放大,导致企业声誉价值下降,使得供应链利益相关者对企业产生怀疑,从而降低利益主体间资源互换的信任程度、提高合约签订和履行的交易成本。

财务重述行为意味着企业前期会计信息披露存在一定的问题,向资本市场传递出企业存在潜在风险的负面信号[25],而证券监管部门的舞弊查处公告将会导致舞弊类财务重述的负面影响更加严重,企业的供应商与客户很难与这样的企业继续保持以往建立的信任合作关系。因为商业信用作为典型的关系型融资,其不仅受到债务法律执行力的约束,更受到交易双方及区域信任程度的影响[26-27],这也使得供应链企业间的合作更加具有风险共担的性质。舞弊类财务重述传递的负面信号势必会导致商业信用的供给方提高对企业违约可能性的初始判断,为降低借贷风险而执行更为严苛的赊销条件,比如增加还款成本、缩小融资额度、停止供应商品等[28]。因此,相对于差错类财务重述,舞弊类财务重述企业的商业信用融资更容易受到其供应商和客户企业的限制和约束,导致企业发生舞弊类财务重述行为的前后年度商业信用额度下降的可能性更大。

基于以上分析,本文提出研究假设H2。

H2相比于非舞弊类财务重述,舞弊类财务重述会导致商业信用融资额下降的可能性更大,对商业信用变化额的负面影响更明显。

1.2 企业财务重述与商业信用融资:基于供应链关系的理论分析

赊购供应商产品的企业应付账款、预收客户货款的企业预收账款均是企业获得商业信用融资的具体表现形式,这些商业信用融资主要来自供应链关系中的上游企业(供应商)和下游企业(客户)。从新制度经济学的角度来看,首先,不同的商业信用供给模式代表了不同的交易成本,上游企业(供应商)对外提供商业信用的方式主要有应付账款和应付票据两种方式。应付票据往往意味着复杂的核对签发过程,并增加了银行这一中间程序,流转环节的交易成本较高,并且只有在企业商业票据无法按期兑现的情况下,上游提供商业信用的企业(供应商)才将应收票据计入应收账款,所以上游企业(供应商)对于商业信用的受偿风险较高[29]。其次,下游企业(客户)主要通过预收账款的形式为企业提供商业信用融资。与应付票据与应付账款这两种“先购货,后付款”模式不同,预收账款是“先收款,后发货”模式,下游企业(客户)对外提供商业信用融资会占用自身资金,丧失投资机会,其付出资金的机会成本换取交易的进行。因此,当企业作为收款方接受下游企业(客户)提供的预收账款作为商业信用融资方式时,其面临的成本和风险均相对较小,相反,这种融资方式对下游企业(客户)来说交易成本则相对较高[30]。简言之,相比于来自上游供应商的应付账款和应付票据等商业信用融资方式而言,来自下游客户的预收账款这一商业信用融资方式交易成本更高。然而,企业预收账款这一商业信用融资额度的获取与融资企业在供应链关系中的市场地位密不可分。具体来说,商业信用融资的供给方因为供应链的合约关系具有一定的信息优势,在债权人治理过程中有更强的谈判力[31],提供应付款项等商业信用的上游企业(供应商)对接收商业信用的下游企业(客户)具有一定的控制力[32];而下游企业(客户)提供的预收账款的隐含前提是只有市场地位较高的上游企业才有资质和能力获得该预收账款融资,所以,相比于下游企业(客户),通过预收账款获得商业信用融资的企业在供应链的市场地位博弈中更占据优势,这类企业在上下游关系中具有较强的市场影响力。

综上所述,一方面,企业在获取来自上游供应商的应付款项等商业信用融资额度后,作为债权人的上游企业(供应商)必然承担了潜在的违约风险和违约成本,当企业对外释放出财务重述的负面信号时,为控制债权违约风险、减少违约损失,上游企业(供应商)完全可以凭借自身对供求关系的控制,能够主动做出停止或者降低商业信用供给的经济决策。为了降低下游客户企业的债务违约风险,上游供应商企业必然对下游客户企业的信息披露质量信号如财务重述披露、社会责任披露等披露行为更加敏感,因此,下游客户企业财务重述行为的发生,将可能导致上游供应商企业收缩商业信用对外供给规模,使得重述企业商业信用融资额下降的可能性更大、商业信用融资变化额呈现负向变化。另一方面,企业在获取来自下游客户企业的预收账款融资额度后,预收账款的特殊性质使得下游客户企业虽然承担了高昂的交易成本,但由于该预收账款融资额度的取得是建立在供应商企业较强的市场地位的基础之上,供应商企业的较强市场地位导致供应链中的下游客户企业缺少一定的合约话语权,下游客户企业对上游供应商企业提供商业信用的营运政策决策完全取决于上游供应商的垄断市场地位,从而使得下游客户企业对上游供应商企业形成一定的依赖度。即便上游供应商企业发生财务重述并释放一定的风险信号,但基于自身在产品市场中的垄断力量和供应商依赖,下游客户企业为了规避债权风险收缩商业信用供给的能力和程度也是有限的。此时,对下游客户企业而言,上游供应商企业的“断供”成本要超过其规避预付款债权风险的收益。

基于上述分析,本文提出研究假设H3。

H3限定其他条件,相比于下游客户企业,从上游供应商企业获取的企业商业信用融资对财务重述释放的负面信号更加敏感。

1.3 企业财务重述与商业信用融资:公司治理机制的调节作用

财务重述通常被认为是会计准则制定和会计实践执行的函数,其背后的原因是公司治理机制的失效[33]。财务重述是管理者操纵会计信息的一种手段,当企业发生财务重述甚至是财务舞弊行为时,在资本市场中释放出一定的风险信号后,企业会在公司治理层面上采取补救措施,比如变更董事会成员、聘用更高质量的审计师等,以此对外释放公司治理机制的正面信号[34],通过转移资本市场参与者的注意力以及改进公司治理水平,试图弥补或者缓解财务重述行为对企业社会声誉、供应链信任关系等造成的消极影响。

从外部公司治理的角度来看,财务重述带来的最直接后果就是加剧了供应链中企业之间的信息不对称,外部审计是企业财务报告质量的重要担保机制,管理当局会通过选择提供高质量审计服务的大规模审计师对企业进行审计来降低与投资者之间存在信息不对称[35],因为大规模审计师往往会提供较高质量的审计服务,大规模审计师具有更多可观察的与审计质量相联系的特征,通常被作为高质量审计的一个有效替代变量。提高外部审计质量、聘用更大规模的审计师能够有效缓解信息不对称,迎合投资者的市场预期[36]。当企业发生财务重述时,一方面,行业供应链中企业之间建立起来的长期合作关系,不仅以交易双方的信任关系为基础,更是共同抵御行业政策风险、技术风险的战略群组。与外部审计机构相比,供应商或者客户借由交易关系获取到的关于彼此的非公开信息更具有决策参考价值和信息优势,进而使得无论是供应商企业还是客户企业在对外提供商业信用决策时更加信赖它们直接获得的第一手非公开信息,从而使得它们对第三方中介机构所传递的公开信息需求度不高。这些非公开私有信息的获取,自然而然会缓解甚至挤占审计师类型及其审计报告所传递的信号效应,即审计师类型、审计报告所传递的企业财务信息质量信号被供应商或者客户从企业处获取的私有信息所替代。另一方面,考虑到监管环境与法律诉讼风险的影响,审计师的规模与审计质量之间的关系并不是绝对的,已有文献发现“四大”的审计费用虽然更高,然而其提供的审计服务却并非高质量的[37],并且收取的审计费用越高,意味着审计师对被审计客户的经济依赖性越强[38],密切的经济关系会诱使审计师帮助客户逃避市场监管,进而影响审计实施的独立性。企业发生财务重述后,为了获取大规模审计师出具的标准审计意见,有可能采取隐蔽的购买手段来购买审计意见,以此避开投资者和债权人的监督[39]。此种情形的发生意味着审计师类型、审计报告的信号机制可能失效,使得企业商业信用的供给方无法根据企业外部审计的信号机制有效识别其潜在的债务违约风险,这些信息使用者将降低对外部审计信号机制的信任程度,进而更多地寻求、挖掘并依赖企业非公开信息进行商业信用供给决策。

因此,本文预期审计师类型并不能有效缓解企业财务重述对商业信用融资产生的负面效应。基于以上分析,提出如下研究假设H4。

H4限定其他条件,审计师选择类型信号不能有效缓解企业财务重述对商业信用融资的负面影响。

从内部公司治理的角度出发,财务重述很大程度上反映了公司治理机制存在缺陷和缺乏效率,并且大部分财务重述都是由内部控制缺陷引起的[40]。财务报告作为企业会计信息披露的载体,完善上市公司内部控制机制无疑能为提高信息披露质量以及避免财务重述的发生打下坚实的基础[41]。一方面,高质量的内部控制机制可以降低信息不对称,重塑交易双方的信息环境,保证企业会计信息披露的及时和准确,因为内部控制本身即对财务重述甚至财务舞弊行为有一定的抑制作用。毫无疑问,内部控制有效运行会对企业会计信息质量产生积极影响,也必然会对企业商业信用债务契约的签订产生一定的积极影响。有效的企业内部控制能够作为一种有利的信号传递机制,向上下游企业传递积极正面的企业经营信号,使得上下游企业能够客观真实地了解企业的持续经营能力,从而增强契约双方的信任关系,减小因信息不对称引发的融资成本,增加企业商业信用融资的供给。内部控制质量较高的企业会获得更多的商业信用融资[42],其更愿意通过自身高质量信息披露机制来传递企业诚信可靠、持续经营的信号,即使这些企业发生财务重述,商业信用的供给方依然可以通过企业的财务状况对未来的利益预期做出准确判断[43],避免了因信息不对称造成的经济损失,重述企业也得益于完善的内部治理从而扭转了低信贷配给的局面。另一方面,良好的内部控制机制可以缓解因代理问题带来的利益侵占现象,企业财务重述的发生往往意味着企业内部治理的失效,经理人更有可能出于私利凌驾于企业规章制度之上,进而通过资金占用等行为侵占供应链其他主体的利益,在降低公司价值的同时也会减损供应商或客户利益。相反,在企业的内部控制机制设计得当且运行有效的情况下,企业发生财务重述且可能给经理人带来“可乘之机”时,高质量的内部控制便成为了一种有效的信号释放机制和传递信息的方式[44],与企业建立了商业信用关系的上下游合作伙伴,可以凭借企业购货与销售环节的内部控制机制以及交易渠道获取的私有信息,适时、准确地对“信贷政策”做出调整[29],最大限度地防止企业经理人因机会主义行为损害自身利益。同时,与内部控制相关的风险评价程序等控制活动,同样可以有效地保证信息披露的真实和完整,降低供应商对企业的风险判断等级,企业面临的融资条件也因此较为宽松[45],即便货款存在受偿风险,供应商也可以第一时间修正信贷配给标准,从而规避因企业重述带来的经济损失,有效地降低了商业信用契约双方的交易成本,并维持了这一关系型融资所需的信任基础,帮助企业获取更多的信用配给。

基于以上分析,本文提出如下研究假设H5。

H5限定其他条件,内部控制质量信号能够缓解企业财务重述对商业信用融资的负面影响。

2 研究设计

2.1 构建模型与变量定义

为验证假设H1,本文构建如下回归模型:

在模型(1)中,TCt+1_D为被解释变量,是商业信用变化额的哑变量形式。本文借鉴Petersen 和Rajan[32]以及陆正飞和杨德明[46]的做法,将(应付账款+应付票据+预收账款)/总资产作为商业信用融资规模的替代变量,因此第(t+1)年商业信用的变化额TCt+1_C为:[(t+1)年末(应付账款+应付票据+预收账款)-t 年末(应付账款+应付票据+预收账款)]/t 年末总资产。TCt+1_D衡量标准是:若TCt+1_C＞0,则取值为1,否则为0。当因变量为TCt+1_D时采用LOGIT 回归方法,当因变量为TCt+1_C时采用OLS 回归方法。模型(1)的解释变量为公司财务重述RES,针对年度财务报告发布“补充”“更正”“补充更正”公告的RES取值为1,否则为0。

根据已有文献,本文还控制了如下变量:ROA用企业的净利润与总资产之比衡量,盈利能力越强的企业,越容易获得更多的商业信用[32];GROW用企业主营业务增长率来表示,供应商往往愿意将商业信用提供给成长能力较强的企业;SIZE等于企业总资产的自然对数,企业的规模越大,获得的商业信用越多[32];FIXED用企业的固定资产净额与总资产之比衡量,企业抵押能力越强,与供应商之间的信任度越高,因而得到更多的商业信用;BANK用企业的长短借款之和与总资产之比衡量,企业从正规金融机构获得的贷款越多,需要供应商提供的商业信用就越少[46];CFO用企业的经营活动现金净流量与总资产之比衡量,商业信用融资在一定程度上缓解了企业的融资约束,所以商业信用与现金流之间存在着某种替代关系[20];AGE为企业上市年限的自然对数,用来控制企业上市年限对商业信用融资的影响;本文还控制了年度和行业固定效应。

为验证假设H2,本文构建如下的回归模型:

本文在模型(1)的基础上,被解释变量为TCt+1_D和TCt+1_C,解释变量为舞弊类财务重述RES_FRA和非舞弊类财务重述RES_OTH:针对年度财务报告因为会计舞弊原因发布“补充”“更正”“补充更正”公告的RES_FRA取值为1,否则为0;针对年度财务报告因为会计舞弊之外的原因发布“补充”“更正”“补充更正”公告的RES_OTH取值为1,否则为0。此外,在模型(3)和模型(4)中控制了ROA、GROW、SIZE、BANK、CFO、AGE以及年度和行业固定效应。

为验证假设H3,本文构建如下的回归模型:

本文借鉴黄珺和黄妮[47]的做法将被解释变量TCt+1_D和TCt+1_C替换为来自上游供应商的商业信用变化额UTCt+1_C和来自下游客户的商业信用变化额DTCt+1_C以及它们的哑变量形式UTCt+1_D和DTCt+1_D。UTCt+1_C定义为[(t+1)年末(应付账款+应付票据)-t 年末(应付账款+应付票据)]/t 年末总资产;其哑变量UTCt+1_D的衡量标准是:若UTCt+1_C＞0 则取值为1,否则为0。DTCt+1_C定义为[(t+1)年末预收账款-t 年末预收账款)]/t 年末总资产;其哑变量DTCt+1_D的衡量标准是:若DTCt+1_C＞0 则取值为1,否则为0。在模型(5)和模型(6) 中控制了ROA、GROW、SIZE、BANK、CFO、AGE以及年度和行业固定效应。

为验证假设H4 和H5,本文构建如下的回归模型:

被解释变量为TCt+1_D和TCt+1_C,借鉴王永海和章涛[48]的具体做法,将聘用国内前十大会计师事务所BIG10以及国际前四大会计师事务所BIG4 作为企业审计师类型的替代变量;迪博数据库中的中国上市公司内部控制指数是从企业内部控制五大目标的实现程度对企业内部控制水平进行评价的客观数据,是综合反映我国上市公司内部控制水平与风险管理能力的量化指数体系,本文借鉴杨旭东等[49]的做法,选取迪博数据库各上市公司2005 至2017 年内部控制指数作为企业内部控制质量IC的替代变量。模型(7)主要考察财务重述RES_ALL与审计师类型BIG4/BIG10 和内部控制质量IC的交乘项。在模型(7)中控制了ROA、GROW、SIZE、BANK、CFO、AGE以及年度和行业固定效应。具体变量定义见表1。

表1 变量定义表Table 1 Variables definition table

2.2 样本选择与数据来源

本文选取2005 至2017 年全部A 股上市公司作为初始样本,按照以下标准进行筛选:(1)考虑到金融业适用的会计准则的特殊性,剔除行业分类为金融业的样本;(2)剔除当年被ST 和PT 的公司样本;(3)剔除相关财务数据缺失样本。经过上述处理后,最终得到24917 个观测值。为了消除极端值的影响,本文对所有连续变量进行了上下1%的winsorize处理。本文财务数据均来自CSMAR 数据库,内部控制指数来自迪博数据库。

3 实证结果分析

3.1 描述性统计

表2 列示的是主要变量的描述性统计情况。TCt+1_C均值为0.0182,标准差为0.0606;TCt+1_D均值为0.3348,这说明33.48%的样本公司获得的商业信用年变化额大于0。RES_ALLt均值为0.1131,这说明平均每十个上市公司中就有一个上市公司发生财务重述,可见上市公司的财务报表重述现象较为普遍;RES_FRAt均值为0.0137,这说明1.37%的上市公司因从事财务舞弊而被强制进行财务报表重述行为。关于控制变量,ROAt的均值与标准差分别为0.0364、0.0546;GROWt的均值与标准差分别为0.1994、0.4618;SIZEt的均值与标准差分别为21.9623、1.2535;FIXEDt的均值与标准差分别为0.2408、0.1752;BANKt的均值与标准差分别为0.1660、0.1449;CFOt的均值与标准差分别为0.0437、0.0749。

表2 变量描述性统计Table 2 Descriptive statistics of variables

表3 列示了根据商业信用变化额哑变量TCt+1_D分组后的所有变量均值与中位数对比检验结果,可以看出,除变量CFO 外,其他变量在不同变化方向下的分组均值检验的T 值和分组中位数检验的Wilcoxon Z 值均具有统计意义,这说明上述变量在一定程度上与企业商业信用融资相关,应在模型中予以控制。相比于TCt+1_D=1 组,TCt+1_D=0 组中RES_ALL、RES_FRA、RES_OTH的均值与中位数均较大、且存在显著性差异(p＜5%),这说明企业商业信用下降组的样本公司中发生财务重述的比例更高。

表3 基于变量TCt+1_D 分组的均值与中位数检验Table 3 The mean and median tests based on TCt+1_D

3.2 相关性分析

表4 列示的是主要变量的Pearson 相关系数。从表中可以看出RES_ALL与TCt+1_C的相关系数为-0.0151,且在5%的水平上显著,这说明了企业财务重述行为会导致商业信用变化额负向变化;RES_ALL与TCt+1_D的相关系数为-0.0271,且在1%的水平上显著,这说明企业的财务重述行为导致商业信用变化额下降的可能性更大。同样的,RES_FRA与TCt+1_C和TCt+1_D之间的系数均在1%的水平上显著,说明舞弊重述对商业信用融资不论是方向还是变化额都会产生负面影响。为了更精确地检验企业财务重述与商业信用融资之间的关系,还需要加入控制变量进行回归分析。

表4 主要变量相关系数Table 4 Correlation matrix

3.3 多元回归分析

3.3.1 企业财务重述与商业信用融资

为了检验企业财务重述与商业信用融资之间的关系,本文对模型(1)和模型(2)进行了回归检验,回归结果如表5所示。根据表5 的第(1)列和第(4)列所示,当因变量为商业信用变化额的哑变量TCt+1_D时,财务重述RES_ALL的系数为-0.1402(Z 值为3.3009)且在1%的水平上显著,该结果说明企业的财务重述行为预示着企业较高的内部控制风险和持续经营风险,增加了交易关系的不确定性,从而使供应商在向企业提供商业信用时采取更加谨慎的资金支持方案,为了规避未来收回资金的风险,商业信用供给方会考虑降低向企业提供商业信用的额度,从而导致商业信用融资额下降的可能性更大。当因变量为商业信用变化额TCt+1_C时,财务重述RES_ALL的系数为-0.0025(T 值为-2.0802)且在5%的水平上显著。上述回归结果说明企业财务重述行为的发生释放了有关企业财务指标不可信的风险信号,这种信号会引起商业信用供给方对企业会计信息质量和公司经营治理现状的关注和担忧,因此对商业信用变化额产生显著负面影响。这均与假设H1 的理论预测相一致。

为了检验上下游企业对财务重述与商业信用融资关系的不同反应,通过模型(5)和模型(6)对不同的企业商业信用融资类型进行了检验。LOGIT 回归结果如表5 的第(2)列和第(3)列所示,当因变量为上游企业提供的商业信用变化额的哑变量UTCt+1_D时,财务重述RES_ALL的系数为-0.1197(Z 值为-2.8444),在1%的水平上显著;当因变量为下游企业提供的商业信用变化额的哑变量DTCt+1_D时,财务重述RES_ALL的系数为-0.0867(Z 值为-2.1222),在5%的水平上显著;同时,对模型(5)上下游企业的RES_ALL回归系数(-0.1197 与-0.0867)进行卡方检验,但P 值为0.5606。上述结果在一定程度上表明,企业发生财务重述行为释放负面信号后,使得利益相关者对其产生信任危机,进而导致上下游企业提供的商业信用融资额在重述年度后下降的可能性更大,换言之,上下游企业均会对此风险信号做出反应,但二者的反应差别不大。OLS 模型回归结果如第(5)列和第(6)列所示,当因变量为上游企业提供的商业信用变化额UTCt+1_C时,财务重述RES_ALL的系数为-0.0022(T 值为-2.3961),在5%的水平上显著;当因变量为下游企业提供的商业信用变化额DTCt+1_C时,财务重述RES_ALL的系数为-0.0004(T 值为-0.6528),不显著;同时,对模型(6)上下游企业的RES_ALL回归系数(-0.0022与-0.0004)进行卡方检验,P 值为0.0893,说明当因变量分别为UTCt+1_C和DTCt+1_C时,RES_ALL的系数在10%的水平上存在显著性差异。上述结果均表明,不论是回归系数的显著性水平还是回归系数的组间差异性检验,相比于下游企业,财务重述释放的风险信号对上游企业提供的商业信用融资变化额的负面影响更加显著。即相比于下游企业,上游企业会更大幅度的压缩其对外提供的商业信用融资额,以规避未来不可预期的风险,由此可见,上游企业对重述行为释放的负面信号更加敏感。这基本上与假设H3的理论预测相一致。

表5 财务重述与商业信用融资关系的检验结果Table 5 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement

控制变量的检验结果表明,当因变量为TCt+1_D时,ROA和SIZE的系数均在1%水平上显著为正,这说明盈利能力越强、规模越大的企业越容易获得商业信用融资,从而导致商业信用融资增加的可能性更大,这与Petersen 和Rajan[32]的研究结论一致;当因变量为TCt+1_C时,GROW的系数在1%水平上显著为正,这说明成长能力越强的企业潜力越大,对商业信用变化额的正面影响越显著,与前文预期一致;同时当因变量为TCt+1_D和TCt+1_C时,CFO的系数均在1%水平上显著为负,这说明企业的经营活动现金流与商业信用融资之间确实存在某种替代作用,与前文预期一致。

3.3.2 企业财务重述类型与商业信用融资

为了检验财务重述不同类型对商业信用融资的潜在影响,本文对模型(3)和模型(4)进行了检验,回归结果如表6所示。LOGIT 模型回归结果如表6 的第(1)列所示,当因变量为商业信用变化额的哑变量TCt+1_D时,舞弊类财务重述RES_FRA的系数为-0.4092(Z 值为-3.7123),在1%的水平上显著;非舞弊类财务重述RES_OTH的系数为-0.1015(Z值为-2.2215),在5%的水平上显著;同时,对模型(3)舞弊类财务重述RES_FRA与非舞弊类财务重述RES_OTH的系数进行组内系数差异性检验,P 值为0.0092(卡方值为6.79),意味着因变量为TCt+1_D时的自变量RES_FRA和RES_OTH的系数在1%的水平上存在显著性差异,这说明了相比于非舞弊类财务重述,舞弊类财务重述导致商业信用融资额下降的可能性更大。OLS 模型回归结果如表6 的第(4)列所示,当因变量为商业信用变化额的TCt+1_C时,舞弊类财务重述RES_FRA的系数为-0.0103(T 值为-2.6304),在1%的水平上显著;非舞弊类财务重述RES_OTH的系数为-0.0015(T 值为-1.1598),但不显著;同时,对模型(4)舞弊类财务重述RES_FRA与非舞弊类财务重述RES_OTH的系数进行组内系数差异性检验,P 值为0.0324(卡方值为4.58),意味着因变量为TCt+1_C时的自变量RES_FRA和RES_OTH的系数在5%的水平上存在显著性差异,该结果进一步说明舞弊类财务重述对商业信用变化额的负面影响更大。上述结果表明,舞弊类重述引起的商业信用融资下降可能性与下降程度均远远高于非舞弊类重述,对企业商业信用的供给方来说,目标企业舞弊类重述意味着企业修正的前期会计差错在性质上更严重、影响范围更大,因此会导致企业供应商对其执行更谨慎的商业信用供给决策,从而使商业信用融资额下降的可能性更大,对商业信用变化额的负面影响更明显。这与假设H2 的理论预测相一致。

为了检验上下游企业对不同类型财务重述与商业信用融资决策之间关系的差异性,对模型(5)和模型(6)进行了回归检验。根据表6 的第(2)列所示,当因变量为上游企业提供的商业信用变化额的哑变量UTCt+1_D时,舞弊类财务重述RES_FRA的系数为-0.3192(Z 值为2.8988),在1%的水平上显著;非舞弊类财务重述RES_OTH的系数为-0.0914(Z 值为-2.0207),在5%的水平上显著;RES_FRA和RES_OTH的组内系数差异性检验,P 值为0.0538(卡方值为3.72),意味着当因变量为UTCt+1_D时,自变量RES_FRA和RES_OTH的系数在10%的水平上存在显著性差异。根据表6 的第(3)列所示,当因变量为下游企业提供的商业信用变化额的哑变量DTCt+1_D时,舞弊类财务重述RES_FRA的系数为-0.3122(Z 值为-2.8639),在1%的水平上显著;非舞弊类财务重述RES_OTH的系数为-0.0551(Z 值为-1.2703),不显著;RES_FRA和RES_OTH的组内系数差异性检验,P 值为0.0259(卡方值为4.96),意味着当因变量为DTCt+1_D时的自变量RES_FRA和RES_OTH的系数在5%的水平上存在显著性差异。同时,当因变量分别为UTCt+1_D和DTCt+1_D时,对上下游企业的RES_FRA回归系数进行卡方检验,但P值为0.9648。上述结果在一定程度上说明,相比于非舞弊类财务重述,上下游企业均对舞弊类财务重述的负面反应更强烈,与假设H2 的理论预测相一致。

根据表6 的第(5)列所示,当因变量为上游企业提供的商业信用变化额UTCt+1_C时,舞弊类财务重述RES_FRA的系数为-0.0096(T 值为-3.2797),在1%的水平上显著;非舞弊类财务重述RES_OTH的系数为-0.0012 (T 值为-1.2291),不显著;RES_FRA和RES_OTH的组内系数差异性检验,P 值为0.0074(卡方值为7.17),意味着当因变量为UTCt+1_C时的自变量RES_FRA和RES_OTH的系数在1%的水平上存在显著性差异。根据表6 的第(6)列所示,当因变量为下游企业提供的商业信用变化额DTCt+1_C时,舞弊类财务重述RES_FRA的系数为-0.0012(T 值为-0.7314),不显著;非舞弊类财务重述RES_OTH的系数为-0.0003(T 值为-0.4375),不显著;RES_FRA和RES_OTH的组内系数差异性检验,P 值为0.6275(卡方值为0.24),不显著。同时,当因变量分别为UTCt+1_C和DTCt+1_C时,对上下游企业的RES_FRA回归系数进行卡方检验,P 值为0.0095,说明当因变量分别为UTCt+1_C和DTCt+1_C时,RES_FRA的系数在1%水平存在显著性差异。上述结果说明,不论是回归系数的显著性水平还是回归系数组间比较的卡方检验,上游企业对于重述风险信号的反应都强于下游企业,相比于下游企业,舞弊类财务重述更有可能促使上游的商业信用提供者执行更严苛的商业信用供给政策,其为了最大限度降低款项受偿风险,将会大幅收缩原有的商业信用对外供给规模,从而导致上游企业提供商业信用的负向变化程度显著大于下游企业。

表6 重述类型与商业信用融资关系的检验结果Table 6 Regression results of corporate trade credit financing on types of financial restatement

3.3.3 企业财务重述与商业信用融资:治理机制的调节效应

(1)外部公司治理信号——审计师类型

为了检验审计师类型BIG10 对财务重述与商业信用融资关系的影响,对模型(7)进行了回归检验,回归结果列示于表7 中。如表7 所示,只有第(1)列的财务重述RES_ALL与审计师类型BIG10 的交乘项在10%的水平上显著,除此之外,第(2)、(3)、(4)、(5)、(6)列的交乘项结果均不显著,这说明审计师类型信号对财务重述与商业信用融资额之间关系的影响较弱,这是因为财务重述行为背后潜在的公司治理机制失效风险增加了企业信息不确定性,上下游企业有理由怀疑大规模审计师在面对重大错报风险时的风险揭示能力;同时,上下游企业作为供应链关系中合作伙伴,其凭借交易关系获取到的非公开信息更具有决策参考价值和信息优势,供应商会更加关注能够自己获取到的合作企业的非公开信息,从而降低了对审计师提供的公开披露信息的需求。因此,即使财务重述企业对外释放出审计师类型信号,但大规模审计师信号并不会成为上下游企业做出商业信用供给决策的主要参考依据,这使得审计师类型BIG10 并不会对财务重述与商业信用融资关系产生影响。这与假设H4 的理论预测相一致。

表7 审计师类型对财务重述与商业信用融资关系的影响的检验结果Table 7 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement:the moderating effect of auditor types

为了进一步保证上述研究结论的稳健性,表8 列示了审计师类型BIG4 对财务重述与商业信用融资关系的影响。如表8 所示,只有第(3)列的财务重述RES_ALL与审计师类型BIG4 的交乘项在10%的水平上显著,第(1)、(2)、(4)、(5)、(6)列的交乘项结果均不显著。上述回归结果同样说明,“国际四大所”审计师类型信号并不会对财务重述与商业信用融资额之间的关系产生显著影响,供应链关系中的私有信息降低了上下游企业对审计师传递的财务重述企业财务信息的信任程度和需求度,这与前文的理论预测一致,假设H4进一步得到支持。

表8 审计师类型对财务重述与商业信用融资关系的影响的检验结果Table 8 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement:the moderating effect of auditor types

(2)内部公司治理信号——内部控制质量

表9 报告了模型(7)关于检验企业内部控制质量IC对财务重述与商业信用融资关系的影响的回归结果。根据表9的第(1)列所示,当因变量为商业信用变化额的哑变量TCt+1_D时,财务重述RES_ALL与内部控制质量IC的交乘项的系数为0.0006(Z 值为2.1327),在5%的水平上显著;根据表9的第(4)列所示,当因变量为商业信用变化额TCt+1_C时,财务重述RES_ALL与内部控制质量IC的交乘项的系数为0.0001(T 值为3.5814),在1%的水平上显著。上述结果说明,财务重述企业在对外释放出高质量的内部控制信号后,企业商业信用的上下游供给者会考虑企业内部控制有效性对企业潜在违约风险的抑制作用,并选择信任企业的持续经营不存在重大不确定问题,从而选择放缓对重述企业的商业信用融资限制条件。

根据表9 的第(2)列所示,当因变量为上游企业提供的商业信用变化额的哑变量UTCt+1_D时,财务重述RES_ALL与内部控制质量IC的交乘项的系数为0.0005(Z 值为-2.1791),在5%的水平上显著;根据表9 的第(3)列所示,当因变量为下游企业提供的商业信用变化额的哑变量DTCt+1_D时,财务重述RES_ALL与内部控制质量IC的交乘项的系数为0.0006(Z 值为2.1461),在5%的水平上显著。根据表9 的第(5)列所示,当因变量为上游企业提供的商业信用变化额UTCt+1_C时,财务重述RES_ALL与内部控制质量IC的交乘项的系数为0.0001(T 值为3.7672),在1%的水平上显著;根据表9 的第(6)列所示,当因变量为下游企业提供的商业信用变化额DTCt+1_C时,财务重述RES_ALL与内部控制质量IC的交乘项的系数为0.0000(T 值为0.9698),不显著;同时,对该OLS 模型上下游企业的RES_ALL与IC的交乘项系数进行卡方检验,P 值为0.0018,在1%的水平上显著,说明当因变量分别为UTCt+1_C和DTCt+1_C时,RES_ALL与IC的交乘项系数存在显著性差异。上述结果说明,上下游企业对待重述企业释放的内部控制质量信号存在显著差异,相比于下游企业,上游企业对企业内部控制质量的正面信号更加敏感,因而上游企业所做出的商业信用供给决策也更加宽松,导致财务重述对商业信用融资的消极影响被企业内部控制质量信号所削弱,这与假设H5 的理论预测相一致。

表9 内部控制质量对财务重述与商业信用融资关系影响的检验结果Table 9 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement:the moderating effect of internal control quality

4 进一步分析与讨论

4.1 渠道检验

如前所述,企业财务重述行为通过降低会计信息披露质量以及破坏企业与供应商之间的信任基础等方式,对企业的商业信用融资带来负面影响。因此,本研究拟从财务重述企业买方市场地位变化和供应商采购额变化作为两种渠道分析路径。首先,财务报告是企业向利益相关者传递信息的主要途径,财务重述行为的发生无疑会向市场传递企业财务报告低质量的信号,影响投资者的投资信心和市场预期,严重

损害公司价值[50],使得其在激烈的市场竞争中处于被动地位,不利于企业市场地位的提升。其次,根据传染效应理论,供应链关系中的客户和供应商之间是一荣俱荣、一损俱损的利益共同体,对于企业来说,大供应商的采购额直接影响了其当期的经营业绩[51];财务重述行为背后潜在的管理层机会主义行为和盈余管理问题反映出企业经营不善的现状,企业和大供应商之间的经济联系使得大供应商在面对消极事件时也无法独善其身[52],为了最大限度降低损失以及保护自身利益,可以预期重述企业的主要供应商会大幅降低未来采购额。

企业市场地位是衡量企业买方市场环境的重要指标,现有研究中关于企业市场地位的衡量标准有很多,比如使用销售增长率作为企业在产品市场中竞争地位的度量[53],或者通过衡量企业向单一或少数大客户的销售情况,来判断企业市场地位的高低[54]。因此本文借鉴曹春方等[53]以及Fabbri和Klapper[54]的做法,采用下述三个变量作为衡量企业市场地位变化的替代变量:(1)MP1t+1=第(t+1)年末企业主营业务收入的自然对数与第t 年末企业主营业务收入的自然对数之差相对于年度行业均值的变化,具体计算公式为:MP1t+1=(lnsalest+1-lnsalest)-mean(lnsalest+1-lnsalest);(2)MP2t+1为MP1t+1的哑变量形式,若MP1t+1＞=0,则取值为1,否则为0;(3)MP3t+1=[(t+1)年末企业向第一大客户的销售额-第t 年末企业向第一大客户的销售额]/t 年末营业收入。为验证上述结论,本文构建如下回归模型:

其中新增控制变量有:CON为企业实际控制人类别,若企业实际控制人为国有性质时则取值为1,否则为0;GDP为各地级市年度人均国内生产总值的自然对数;CHAIR_PC为董事长政治联系哑变量,用董事长是否为人大代表或者政协委员来衡量,若是则取值为1,否则为0;LEV用企业总负债与总资产之比来衡量;MKT为市场化指数;DUALITY为企业两职设置情况,若企业董事长与总经理两职合一,则取值为1,否则为0;CEOCHANGE为企业总经理是否变更,若变更则取值为1,否则为0。其余控制变量与前文一致,不再赘述。

同时,考虑到企业与供应商之间的关系大多是稳定存在的,且主要供应商在卖方市场中占有绝对的话语权,因此本文选择下述三个变量作为衡量企业供应商采购额变化的替代变量:(1)FNt+1_FIRST=[(t+1)年末第一大供应商采购额-第t 年末第一大供应商采购额]/t 年末总资产;(2)FNt+1_SECOND=[(t+1)年末第二大供应商采购额-第t 年末第二大供应商采购额]/t 年末总资产;(3)FNt+1_TOTAL=[(t+1)年末前两供应商的采购总额-第t 年末前两供应商的采购总额]/t 年末前两大供应商采购总额。为验证上述结论,本文构建如下回归模型:

其中新增控制变量有:INDEP用独立董事人数与董事会人数之比来衡量;BOARD为董事会规模,用董事会人数来衡量;Z为股权集中度,用公司第一大股东与第二大股东持股比例之比来衡量;PARTJOB_CEO为总经理是否兼任其他公司董事,若是则取值为1,否则为0。其余控制变量与前文一致,不再赘述。

渠道检验的回归结果如表10 所示。根据表10 的第(1)、(2)与(3)列所示,当因变量为企业市场地位变化MPt+1时,RES_ALL的系数分别为-0.0241(T 值为-2.4115、5%水平上显著)、-0.1054(Z 值为-2.1394、5%水平上显著)和-0.0120(T 值为-1.6494、10%水平上显著),这说明企业财务重述行为会对其市场地位产生消极影响,降低其产品竞争能力,打击投资者和消费者信心,减弱企业外部融资能力,最终使企业面临融资约束、陷入融资困境。根据表10 的第(4)、(5)与(6)列所示,当因变量分别为大供应商采购程度变化时,RES_ALL的系数分别为-0.0033(T 值为-1.9723、5%水平上显著)、-0.0031(T 值为-2.7046、1%水平上显著)和-0.4638(T 值为-1.9241、10%水平上显著),这说明企业财务重述行为会对企业的主要供应商采购额度带来负面影响,大供应商为了最大限度规避风险,势必会大幅调整下一年的采购额度,进而减少对外提供的商业信用融资额,降低对客户企业的商业信用供给水平。

表10 渠道检验回归结果Table 10 Regression results of channels analysis

4.2 内生性讨论

企业商业信用的供给方可能会主动选择向会计信息质量相对较高的企业提供商业信用,为了控制这一自选择问题对研究结论的潜在影响,本文采用HECKMAN 以及PSM 方法,选取董事会会议次数BM和临时股东大会会议次数EGM作为财务重述的工具变量对上述内生性问题进行处理。

根据现有文献,李彬等[50]发现董事会会议频率越高,发生财务重述的可能性越大;Huang[55]发现召开临时股东大会增加提案引起的重述比例相对较高,深市和沪市三年平均重述比例为16.43%和13.92%。因此,董事会会议次数和临时股东大会会议次数都在不同程度上影响了企业的财务重述行为,上市公司在发布财务重述公告前,大多会召开较为密集的董事会会议以协商并批准重述公告的发布;同时临时股东大会通过的补充公告更有可能发生重述行为的现象,也使得临时股东大会会议频率与财务重述的正向关系更为明显。但董事会会议次数和临时股东大会会议次数在理论上与企业商业信用融资不相关。

HECKMAN 与PSM 方法的第一阶段的企业财务重述选择模型如下:

变量BM为董事会会议次数,变量EGM为临时股东大会会议次数,第一阶段的回归结果如表11 所示。可以看出,当因变量为RES_ALL时,BM的系数为0.0211(Z 值为3.44),且在1%水平上显著;EGM的系数为0.0742(Z 值为5.04),且在1%水平上显著。这说明董事会会议次数BM和临时股东大会会议次数EGM都对企业的财务重述行为产生了一定的影响,工具变量与内生解释变量显著相关,因此BM和EGM可以作为财务重述RES_ALL的工具变量。

表11 第一阶段工具变量的回归结果Table 11 First-state regression results of instrumental variables

4.2.1 HECKMAN 两阶段回归法

HECKMAN 第二阶段回归结果如表12 所示,第(1)、(2)、(3)列是HECKMAN 第二阶段LOGIT 模型回归结果,第(4)、(5)、(6)列是HECKMAN 第二阶段OLS 模型回归结果。可以看出,在加入与工具变量拟合后得到的控制自选择偏差变量LAMBDA后,LOGIT 模型回归结果中当因变量为商业信用变化额哑变量TCt+1_D时,财务重述RES_ALL的回归系数为-0.1446(Z 值为-3.2113),在1%水平上显著;当因变量为上游企业提供的商业信用变化额哑变量UTCt+1_D时,财务重述RES_ALL的回归系数为-0.1143(Z 值为-2.5661),在5%水平上显著;当因变量为下游企业提供的商业信用变化额哑变量DTCt+1_D时,财务重述RES_ALL的回归系数为-0.0819(Z 值为-1.8760),在1%水平上显著。OLS 模型回归结果中当因变量为商业信用变化额TCt+1_C时,财务重述RES_ALL的回归系数为-0.0027(T 值为-2.0605),在5%水平上显著;当因变量为上游企业提供的商业信用变化额UTCt+1_C时,财务重述RES_ALL的回归系数为-0.0027(T 值为-2.7655),在1%水平上显著;当因变量为下游企业提供的商业信用变化额DTCt+1_C时,财务重述RES_ALL的回归系数为-0.0001(T 值为-0.1086)。上述结果表明,企业财务重述会导致商业信用融资下降的可能性更大,对商业信用变化额产生负面影响,上游企业对财务重述企业的商业信用供给下降更多,重述企业从上游供应商获取的商业信用下降的可能性更大,这与前文研究发现相一致。

表12 HECKMAN 第二阶段检验结果Table 12 HECKMAN second-stage regression results of corporate trade credit financing on financial restatement

4.2.2 倾向得分匹配法(PSM)

本文进一步利用倾向得分匹配法来解决研究过程中源于自选择效应而导致的样本选择偏差问题,采用模型(8)计算倾向性得分并对全样本进行1 ∶1 配对,最终得到5008 个样本。

PSM 的第二阶段回归结果如表13 所示。根据表13 的第(1)、(2)与(3)列,当因变量为商业信用变化额哑变量TCt+1_D时,财务重述RES_ALL的回归系数为-0.1782(Z值为-2.9539),在1%水平上显著;当因变量为上游企业提供的商业信用变化额哑变量UTCt+1_D时,财务重述RES_ALL的回归系数为-0.1487(Z 值为-2.4796),在5%水平上显著;当因变量为下游企业提供的商业信用变化额哑变量DTCt+1_D时,财务重述RES_ALL的回归系数为-0.0884(Z值为-1.5078)。根据表13 的第(4)、(5)与(6)列,当因变量为上游企业提供的商业信用变化额UTCt+1_C时,财务重述RES_ALL的回归系数为-0.0023(T 值为-1.7059),在10%水平上显著;当因变量为下游企业提供的商业信用变化额DTCt+1_C时,财务重述RES_ALL的回归系数为0.0000(T 值为-0.0470),不显著。上述结果说明企业财务重述会导致商业信用融资下降的可能性更大,且上游企业对这种负面信号更加敏感,因而导致在企业重述年度后,上游企业提供的商业信用融资减少,这与前文的研究发现基本一致。

表13 PSM 第二阶段的回归结果Table 13 PSM second-stage regression results of corporate trade credit financing on financial restatement

表14 报告了PSM 方法下对样本进行1∶1匹配后的平衡性检验结果,匹配后的标准偏误的绝对值小于5%可被认为是匹配质量较佳且结果可信[56]。从表14 中可以看出工具变量与控制变量匹配后的控制变量的标准偏误均在4%以下,匹配后处理组与控制组各变量不存在显著性差异,匹配效果较为理想。

表14 PSM 平衡性检验结果Table 14 PSM balance test results

4.3 稳健性检验

4.3.1 改变重述度量标准后假设H1 的检验

根据财务重述内容可以将财务重述分为技术问题、会计问题、敏感问题、应法律法规或交易所要求、重大会计差错、会计舞弊或会计丑闻以及其他和未知等7 大类,其中技术问题是指因录入、校对、排版等技术原因造成的报表遗漏或错误,以及由于统计失误、计算错误导致的报表内容错误等带来的更正。考虑到因技术问题导致的财务重述数据并不涉及财务报表的更改,其重述公告对投资者决策并不会产生实质影响,也不会对公司整体价值产生重大的消极影响,因此本文选择将财务重述类型为技术问题的数据删掉,重新定义财务重述的度量标准后,对前述4 个假设进行检验。

如表15 所示,改变重述度量标准后,当因变量为TCt+1_D时,删除技术原因导致的重述RES_NOTECH的系数为-0.1156(Z 值为-2.3272)且在5%水平上显著;当因变量为TCt+1_C时,删除技术原因导致的重述RES_NOTECH的系数为-0.0026(T 值为-1.6574)且在10%水平上显著。以上结果说明删除因技术原因导致的财务重述后,财务重述仍旧会导致企业商业信用融资下降的可能性更大,对商业信用变化产生显著负面影响。回归结果与预期一致,这表明改变财务重述的度量方法不影响假设1 的研究结论。

表15 改变重述度量标准后财务重述与商业信用融资关系的检验结果Table 15 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement after changing the measure of financial restatement

4.3.2 改变重述度量标准后假设H2 和假设H3 的检验

如表16 所示,改变重述度量标准后,当因变量为TCt+1_D时,RES_FRA的系数为-0.4361(Z 值为-3.4064)且在1%水平上显著,RES_OTH的系数为-0.0645(Z 值为-1.1889)但不显著;当因变量为TCt+1_C时,RES_FRA的系数为-0.0127(T 值为-2.6966)且在1%水平上显著,RES_OTH的系数为-0.0010(T 值为-0.6289)但不显著;对表16 的第(1)列与第(2)列RES_FRA和RES_OTH的不同系数进行组内系数差异性检验,P 值分别为0.0075(卡方值为7.16)和0.0200(卡方值为5.41),这说明两组RES_FRA和RES_OTH的系数分别在1%和5%水平上存在显著性差异,即相比于其他类财务重述,舞弊类财务重述会导致企业商业信用融资下降的可能性更大,对商业信用变化的消极影响更大。此外,对表16 的第(5)列与第(6)列的RES_FRA系数进行卡方检验,组间系数差异性检验P 值为0.0180,这说明企业的上下游商业信用供给方对舞弊重述的反应在5%的水平上存在显著差异,上游企业(供应商)明显比下游企业(客户)对舞弊重述的负面信号更加敏感,进而导致财务重述对上游企业提供的商业信用的负面影响更显著。上述结果说明本文假设H3 的相关结论不受财务重述度量方法的影响。

表16 改变重述度量标准后重述类型与商业信用融资关系的检验结果Table 16 Regression results of corporate trade credit financing on different types of financial restatement after changing the measure of financial restatement

4.3.3 改变重述度量标准后假设H4 和假设H5 的检验

如表17 所示,改变重述度量标准后,当因变量为TCt+1_D时,RES_NOTECH与BIG10 的交乘项系数为-0.1747(Z 值为-1.7644),在10% 的水平上显著。除此以外,RES_NOTECH与BIG10 的交乘项系数均不显著,这说明删掉因技术问题导致的重述后,外部审计质量的提高不能缓解因重述带来的对企业商业信用融资的负面影响。与前文结论一致,说明假设4 在改变财务重述度量方法后,仍然成立。

表17 改变重述度量标准后审计师类型对财务重述与商业信用融资关系的影响的检验结果Table 17 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement:the moderating effect of auditor typesafter changing the measure of financial restatement

如表18 所示,改变重述度量标准后,RES_NOTECH与BIG4 的交乘项系数均不显著,这说明删掉因技术问题导致的重述后,外部治理的正面信号对财务重述与商业信用融资额之间的关系没有产生影响。与前文结论一致,说明假设4在改变财务重述度量方法后,仍然成立。

表18 改变重述度量标准后审计师类型对财务重述与商业信用融资关系的影响的检验结果Table 18 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement:the moderating effect of auditor typesafter changing the measure of financial restatement

当重述企业释放内部治理正面信号时,如表19 所示,当因变量为TCt+1_D时,RES_NOTECH与IC的交乘项系数为0.0006(Z 值为2.0492),在5%的水平上显著;当因变量为TCt+1_C时,RES_NOTECH与IC的交乘项系数为0.0001(T值为3.6600),在1%的水平上显著。该结果进一步验证了本文的假设5,即企业发生重述并进行公告后,释放内部控制有效性的正面信号,更有可能缓解重述对商业信用融资的负面影响。

表19 改变重述度量标准后内部控制质量对财务重述与商业信用融资关系影响的检验结果Table 19 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement:the moderating effect of internal control quality after changing the measure of financial restatement

4.3.4 改变商业信用度量指标后假设H1 和假设H2 的检验

本文参考Petersen 和Rajan[32]的做法,采用下述两个变量作为重新衡量商业信用融资规模的替代变量:(1)将(应付账款+应付票据)/总资产作为商业信用融资规模的替代变量,(t+1)年商业信用的变化额TCt+1_C1 为:[(t+1)年末(应付账款+应付票据)-t 年末(应付账款+应付票据)]/t 年末总资产,TCt+1_D1 衡量标准是:若第(t+1)年TCt+1_C1＞0 则取值为1,否则为0;(2)将应付账款/总资产作为商业信用融资规模的替代变量,(t+1)年商业信用的变化额TCt+1_C2为:[(t+1)年末应付账款-t 年末应付账款]/t 年末总资产TCt+1_D2 衡量标准是:若(t+1)年TCt+1_C2＞0 则取值为1,否则为0。

本文重新对主假设进行了回归检验,回归结果如表20所示。可以看出,当因变量为TCt+1_D1、TCt+1_C1 以及TCt+1_D2 和TCt+1_C2 时,第(1)、(2)、(3)和(4)列RES_ALL的系数均显著为负,说明企业财务重述导致商业信用融资额下降的可能性更大,对商业信用变化额产生一定的负面影响,假设H1 得到支持;第(5)、(6)、(7)和(8)列RES_FRA与RES_OTH的组内系数差异性检验结果分别为:P 值为0.0617(卡方值3.49)、在10%水平上显著;P 值为0.0351(卡方值4.44)、在5%水平上显著;P 值为0.1451(卡方值2.12)、不显著;P 值为0.0443(卡方值4.05)、在5%水平上显著,这说明RES_FRA与RES_OTH的系数存在显著性差异,即相比于非舞弊类财务重述,舞弊类财务重述会导致商业信用融资额下降的可能性更大,对商业信用变化额的负面影响更明显,上述结论未发生变化,假设2 依然成立。

表20 改变商业信用度量标准后财务重述及财务重述类型与商业信用融资关系的检验结果Table 20 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement(different types of financial restatement)after changing the measure of corporate trade credit financing

4.3.5 排除金融危机和会计准则变更的影响

考虑到2007 年我国会计准则变迁以及2008 年金融危机两个自然事件对研究结论的潜在影响,本文选择2009—2017 年上市公司作为样本,重新对主假设H1 和H2 的结论进行检验。

如表21 所示,当因变量为TCt+1_D时,RES_ALL的系数为-0.1402(Z 值为-2.8570),在1%的水平上显著;当因变量为TCt+1_C时,RES_ALL的系数为-0.0029(T 值为-2.1616),在5%的水平上显著,上述结果说明企业的财务重述行为会导致商业信用融资额下降的可能性更大,对商业信用变化额产生一定的负面影响。与假设1 的理论预测一致,说明本文主要结论仍然成立。

表21 改变样本量后财务重述与商业信用融资关系的再检验Table 21 Regression results of corporate trade credit financing on financial restatement after changing the samples

同时如表22 所示,当因变量为TCt+1_D时,RES_FRA和RES_OTH系数分别为-0.4251(Z 值为-3.5479、1%水平上显著)和-0.0897(Z 值为-1.6867、10%水平上显著),组内系数差异性检验P 值为0.0092(卡方值为6.78),该结果说明当因变量为TCt+1_D时,RES_FRA和RES_OTH的系数在1%的水平上存在显著性差异;当因变量为TCt+1_C时,RES_FRA和RES_OTH系数分别为-0.0101(T 值为-2.5248、5%水平上显著)和-0.0017(T 值为-1.2089、不显著),组内系数差异性检验P 值为0.0404(卡方值为4.20),该结果说明当因变量为TCt+1_C时,RES_FRA和RES_OTH的系数在5%的水平上存在显著性差异。综上所述,相比于非舞弊类财务重述,舞弊类财务重述导致商业信用融资额下降的可能性更大且其对商业信用变化额的负面影响更大,与假设2 的理论预测一致。因此本文主要研究结论并未发生改变。

表22 改变样本量后重述类型与商业信用融资关系的再检验Table 22 Regression results of corporate trade credit financing on different types of financial restatement after changing the samples

5 研究结论与启示

本文以我国证券市场2005 至2017 年非金融行业A 股上市公司为样本,实证检验了财务重述对企业商业信用融资的影响。研究发现:(1)财务重述会导致企业商业信用融资额下降的可能性更大,对商业信用融资变化额产生显著负面影响;(2)不同类型的财务重述会带来不同的经济后果,因涉嫌欺诈或者舞弊引起的财务重述会使得商业信用提供者采取更加严苛的商业信用供给决策,具体表现为舞弊重述年度后的商业信用融资额(方向和大小)负向变化;(3)相比于下游客户企业,上游供应商可凭借其对供应链关系的控制而采取更加有利的营运政策,这使得提供商业信用的上游供应商对客户企业财务重述释放的负面信号会更加敏感,从而择机降低对客户企业商业信用的供给量,以最大限度地控制客户企业的商业信用违约风险和违约成本;(4)相比于审计师类型的选择,商业信用供给方更加看重财务重述企业内部控制的运行有效性,企业内部控制的有效性能够改变商业信用供给方对企业商业信用的违约风险预期,从而有助于重构上下游企业交易关系的信任基础,使得商业信用供给方对财务重述企业提供较为宽松的商业信用供给;(5)企业市场地位以及主要供应商采购额是财务重述影响商业信用融资的两个影响渠道,财务重述会改变供应商、客户对企业自身违约风险及持续经营能力的预期,从而影响企业市场竞争地位和主要供应商决策。

根据本文的研究结论,得到以下研究启示。第一,基于提供商业信用的上下游企业异质性,从两者对合作企业会计信息风险的不同反应出发,本文突破了以往对商业信用中“供应商与客户”的二元关系视角,同时考察财务重述与内外部公司治理机制的互动关系对供应链中企业商业信用融资的潜在影响,对供应链中合作伙伴之间信任关系重构以及企业商业信用融资决策调整具有一定的现实指导意义。第二,本文进一步考察了舞弊类财务重述和非舞弊类财务重述对企业商业信用融资的影响,诚信与声誉是企业是否对外提供商业信用的重要决定因素。因此,监管部门应该加强对企业财务重述原因详细程度的披露要求,明确界定不同类型的财务重述范围,提高证券市场会计信息透明度,切实建立起基于诚信与声誉的商业信用以及银行贷款等债权人权益保护机制,这对完善我国证券市场中上市公司的融资渠道具有积极意义。第三,传统信贷市场因信息不对称导致了严重的信贷配给问题,审计师类型在某种程度上缓解了这种信息不对称,但重述行为大多与管理层的机会主义行为直接相关,其隐蔽性使得外部审计可能无法完全识别审计风险,所以监管部门以及企业均应加强内部控制制度设计、运行和维护有效性,从企业内部控制角度遏制或减少财务重述行为,以期缓解重述企业的信息不对称以及其自身面临的融资约束问题。第四,本研究通过渠道检验发现,企业财务重述行为释放了有关企业经营风险和信息风险信号,其产生的负面影响具有传染效应,不仅会损害公司整体价值,降低企业市场地位,也会对供应链关系中主要供应商带来一定的交易风险。因此,关于供应链关系信息披露有利于相关企业及时识别交易风险、规避经济损失,本研究为监管层在供应链信息披露政策制定方面提供了一定的经验证据支持。