刘艳华，刘晓静，李文璐

(河北工业大学 经济管理学院，天津 300401)

引言

在我国经济结构调整，经济增长减缓以及外部环境不确定的背景下，企业融资举步维艰，融资约束成为阻碍企业快速发展的关键问题。2020年中国企业家调查系统的报告显示，在新冠疫情冲击下大多数企业家期望政府能降息减税，降低融资成本，缓解企业资金紧张问题。外源融资通常是企业解决资金紧张问题的主要方法，但由于资本市场不完备造成外源融资成本过高，企业出于成本考虑会减少外部融资规模，进而无法获得足够资金产生融资约束问题。这不仅影响企业经营活动甚至还会制约新时期经济高质量发展。因此，有效降低融资成本和缓解融资约束对促进企业健康发展，实现经济高质量增长具有重要的现实意义。企业与市场间的信息不对称和代理冲突是造成企业融资约束的主要成因。针对信息不对称和代理冲突问题，内部控制制度作为公司治理的重要机制能有效缓解，且随着内部控制信息披露的完善，内部控制质量成为投资者决策的重要依据[1]。但内部控制存在缺陷会加剧信息不对称和委托代理问题，向市场传递出企业内部控制质量差的信号，有学者发现内部控制缺陷会加剧企业的融资约束程度[2-3]。而以往研究大多基于内部控制缺陷的静态视角开展，少有文献探究内部控制缺陷修复这一动态行为对融资约束的影响。同时国务院在2020年发布的《关于进一步提高上市公司质量的意见》中强调要推进内部控制规范体系、提升内部控制有效性以改善上市公司质量，因此，对内部控制缺陷修复后果的研究意义重大。此外，在证监会“超常发展机构投资者”战略思想影响下，我国机构投资者迅速壮大，成为资本市场重要参与者。随着机构投资者的发展学者们逐渐开展了对其治理作用的研究，研究发现机构持股能显著地提升公司治理水平[4]，对内部控制存在监督约束作用[5-6]，且政府和投资者也期盼机构能凭借持股优势提高公司质量。而机构持股能否有效调节内部控制缺陷和缺陷修复与融资约束之间的关系，发挥监督治理作用，还需进一步分析研究。

选取2013-2020年我国A股上市公司为样本，首先从静态视角研究内部控制缺陷对融资约束的影响，进一步研究不同程度的内部控制缺陷对融资约束的影响是否存在差异，丰富内部控制经济后果研究；其次从动态视角研究内部控制缺陷修复对融资约束的影响，为我国企业融资约束的缓解提供新路径，以推进内部控制持续改进；最后研究机构持股在上述影响中发挥的调节作用，为其更好发挥监督治理作用提供依据。

一、理论分析与研究假设

(一)内部控制缺陷与融资约束

在不完备的市场中，信息不对称与代理成本问题是造成融资约束的主因。而在内部控制存在缺陷的企业，信息不对称与代理成本问题更加突出，加剧了企业融资约束。一方面，投资者需要可靠的信息来辨别企业存在的风险，以做出投资决策，企业通过财务报告向投资者传递信息，而内部控制的目标就包括合理保证信息的可靠性。企业内部控制存在缺陷，就会影响财务报告可靠性目标的实现[7]，流程可能出现的无意识错误会损害会计核算准确性，管理层容易操纵信息进行财务舞弊[8]。存在内部控制缺陷的企业财务报告信息质量降低，投资者无法了解企业的真实状况，加剧了信息不对称程度。另一方面，内部控制作为治理机制，在约束代理人行为中发挥重要作用。而内部控制缺陷会使得企业日常经营出现漏洞，代理人可能利用漏洞进行盈余管理[9]，或投资NPV为负的项目构建商业帝国。内部控制缺陷加剧了委托代理问题，投资者承担的风险增加。同时企业内部控制存在缺陷会向投资者传递内部控制质量低，具有较高财务与运营风险等信息。投资者根据信息进行风险衡量，为保证自身收益会要求更高的风险补偿或直接不予投资。因此，企业的外部融资能力下降，融资约束程度加大。

按照影响程度不同，内部控制缺陷可以分为一般缺陷、重要缺陷与重大缺陷。缺陷严重程度不同造成的漏洞和反映的风险存在差异，对投资者产生的影响也不同。内部控制缺陷越严重潜在的风险越高，企业与投资者间的信息不对称程度更高，管理层与大股东也更易有机会行为，投资者相应要求更高风险溢价。刘中华等(2015)[10]认为企业内部控制缺陷越严重，面临的信贷约束程度越高。据此，提出以下假设：

假设1：与不存在内部控制缺陷的企业相比，企业存在内部控制缺陷面临的融资约束程度更高。且内部控制缺陷越严重，面临的融资约束程度越高。

(二)机构持股、内部控制缺陷与融资约束

随着机构投资者在资本市场中所持份额不断增长，其在公司治理中扮演重要角色。机构持股比例越高，其利益与企业经营状况联系越密切[11]，相比于“用脚投票”，积极参与治理能节约交易成本，带来更多长期利益。针对内部控制缺陷导致的问题，高持股比例机构投资者有动机进行监督。内部控制缺陷越严重造成的负面影响也越大，越会影响内部控制的有效性，机构投资者对严重的内部控制缺陷有更强动机予以监管。持股比例越高，机构投资者话语权与表决权越多，能通过直接参与决策或抛售股票施压，有效约束管理层盈余管理等机会主义行为[4]，提高相关信息披露质量[12]，有助于减轻内部控制缺陷企业尤其是缺陷严重企业存在的信息不对称与代理问题，抑制内部控制缺陷对融资约束的影响。机构投资者还对企业内部控制进行改善，机构持股越多，内部控制有效性越高[5]，内部控制发生缺陷的可能性越小[6]，进而融资约束得到缓解。据此，提出以下假设：

假设2a：机构持股会抑制内部控制缺陷与融资约束的关系

假设2b：机构持股会抑制内部控制缺陷程度与融资约束的关系

(三)内部控制缺陷修复与融资约束

内部控制缺陷修复是对内部控制漏洞整改完善的过程，缺陷修复后内部控制质量提高，能有效降低信息不对称程度和委托代理成本。一方面，企业在将内部控制缺陷修复后，财务报告发生错报可能性降低，财务报告质量提高[13]，管理层操纵会计信息行为得到约束[9]，引发的信息偏差减小。缺陷修复使得财务报告与相关信息的可靠性得到合理保证，信息不对称程度降低。另一方面，内部控制缺陷得到修复后管理层盈余管理程度显著降低[9]，盈余持续性提高[14]。缺陷修复能抑制代理人对投资者利益侵占的行为，缓解了代理中存在的问题，投资者利益得到保证。

内部控制缺陷的修复改善了企业财务信息质量，有效约束了代理人行为，从而有利于投资者根据信息做出准确投资决策，降低对风险补偿的要求。同时，缺陷修复作为企业重要特质信息，会向投资者传递内部控制有效的信号，使其能了解企业的真实内控情况和风险水平，有助于消除缺陷披露带来的负面影响，投资者对企业的信任度提高。内部控制缺陷修复后降低了投资者的风险感知，表现为企业债务融资成本[15]与权益成本[16]降低，企业信贷约束缓解[10]。据此，提出以下假设：

假设3：企业修复内部控制缺陷后，面临的融资约束程度降低。

(四)机构持股、内部控制缺陷修复与融资约束

当内部控制受损、无法发挥功能时，管理层虽然有动力去修复完善，但企业过分追求利润或缺乏专业知识和风险意识都会影响其修复行为，其基于成本效益权衡可能会投入少量资源修复，甚至不修复。因此内部控制缺陷的修复即离不开企业自身的主动，同时也需要外部力量进行督促，机构投资者就是很好的外部力量。一方面，机构持股比例越高，越有动机和能力督促企业修复内部控制缺陷，被持股企业缺陷修复的及时性和有效性提升[17]。另一方面，机构投资者可以将从其他企业获取的成功内部控制经验移植到内控缺陷企业，并借助专业人员帮助企业完善内部控制。在机构投资者的监督与帮助下，企业的内部控制缺陷得到更好完善，从而进一步缓解了企业的融资约束问题。据此，提出以下假设：

假设4：机构持股会促进内部控制缺陷修复与融资约束的关系。

二、研究设计

(一)样本选择

财政部等五部委2010年发布《企业内部控制配套指引》，要求主板上市公司2012年后必须披露内部控制信息。内部控制进入强制披露阶段，但2012年是该政策施行第一年，上市公司披露的数据具有偶然性，自2013年起有关信息和披露方式更加可靠和规范。故选取2013-2020年沪深A股上市公司作为研究对象，并做以下处理：(1)剔除金融类公司；(2)剔除相关数据资料缺失公司；(3)对所有连续变量在1%和99%水平上缩尾，防止极端异常值对回归结果产生影响。内部控制缺陷数据来自CSMAR和DIB数据库，其他财务数据来自CSMAR数据库，通过Excel与Stata15进行整理加工，最终确定19167个样本总量。

(二)变量定义

1.被解释变量

Almeida等(2004)[18]认为企业受到融资约束时，会从经营现金流中提取更多现金来满足未来投资需求，表现为经营现金流系数越大，现金—现金流敏感度越高，故提出用现金—现金流敏感模型衡量融资约束。该模型被认为是考察中国上市公司融资约束问题的有效工具，借助该模型的扩展模型进行研究。

2.解释变量

解释变量为内部控制缺陷Icw，内部控制缺陷程度Icd，与内部控制缺陷修复△Ic。内部控制缺陷为虚拟变量，借鉴宫义飞等(2018)[14]的做法，当《内部控制评价报告》或《内部控制审计报告》中披露内控缺陷时取值为1，否则取值为0。内部控制缺陷程度为内控缺陷的类型变量，按严重程度不同可将内部控制缺陷分为重大缺陷、重要缺陷与一般缺陷，将重大缺陷取值3，重要缺陷取值2，一般缺陷取值1。内部控制缺陷修复为虚拟变量，参考林钟高等(2017)[15]的做法，如果企业在上一年披露内部控制缺陷基础上在本年没有披露，则认为其内部控制缺陷得到了修复，取值为1，否则取值为0。

3.调节变量

调节变量为机构投资者持股比例。机构投资者按照CSMAR的分类，包括基金、券商、QFII、保险公司、社保基金、信托公司、财务公司、银行等。该变量定义为公司年末机构投资者持股数占公司总股数的比例。

4.控制变量

参考以往研究，从影响融资约束和公司层面两个角度选取了控制变量以保证模型的合理性。变量具体定义如表1所示。

表1 变量定义与度量

(三)模型设计

采用模型(1)和模型(2)检验假设1。模型中系数β1为现金—现金流敏感系数，系数越大融资约束程度越高。在现金—现金流量扩展模型中加入Icw和Icw*Cashflow交乘项形成了模型1，Icw*Cashflow的系数β3衡量内部控制缺陷对融资约束的增量影响。在扩展模型中加入Icd和Icd*Cashflow交乘项形成模型2，Icd*Cashflow的系数β3衡量内部控制缺陷程度对融资约束的增量影响。

ΔCashit=β0+β1Cashflowit+β2Icwit+β3Icwit*Cashflowit+βλControls+ΣYear+ΣInd+εit

(1)

ΔCashit=β0+β1Cashflowit+β2Icdit+β3Icdit*Cashflowit+βλControls+ΣYear+ΣInd+εit

(2)

采用模型(3)和模型(4)检验假设2。在模型(1)中加入INS和INS*Icw*Cashflow交乘项形成模型3，系数β5衡量机构持股对内部控制缺陷和融资约束关系的影响。在模型(2)中加入INS和INS*Icd*Cashflow交乘项形成模型4，系数β5衡量机构持股对内部控制缺陷程度和融资约束关系的影响。

ΔCashit=β0+β1Cashflowit+β2Icwit+β3Icwit*Cashflowit+β4INSit+β5INSit*Icwit*Cashflowit+βλControls+ΣYear+ΣInd+εit

(3)

ΔCashit=β0+β1Cashflowit+β2Icdit+β3Icdit*Cashflowit+β4INSit+β5INSit*Icdit*Cashflowit+βλControls+ΣYear+ΣInd+εit

(4)

采用模型(5)检验假设3。在现金—现金流量扩展模型中加入△Ic和△Ic*Cashflow交乘项形成模型5，△Ic*Cashflow的系数β3衡量内部控制缺陷修复对融资约束的增量影响。

ΔCashi,t=β0+β1Cashflowit+β2ΔIcit+β3ΔIcit*Cashflowit+βλControls+ΣYear+ΣInd+εit

(5)

采用模型模型(6)检验假设4。在模型(5)中加入INS和INS*Icw*Cashflow交乘项形成模型6，系数β5衡量机构持股对内部控制缺陷修复和融资约束关系的影响。

ΔCashit=β0+β1Cashflowit+β2ΔIcit+β3ΔIcit*Cashflowit+β4INSit+β5INSit*ΔIcit*Cashflowit+βλControls+ΣYear+ΣInd+εit(6)

三、实证分析

(一)描述性统计

表2 变量描述性统计

表2为变量的描述统计结果。ΔCash均值为0.013，说明样本现金持有量变动均值占期初总资产的1.3%。Cashflow均值为0.052，说明样本经营现金流均值占期初总资产的5.2%。Icw均值为0.343，说明34.3%的公司存在内部控制缺陷，我国公司内部控制建设还有待完善。Icd均值为1.191，中位数为1，表示大多数公司存在的内部控制缺陷为一般缺陷。ΔIc均值为0.232，表示23.2%存在内部控制缺陷的公司进行了修复，仍有多数公司没修复缺陷，还需加强对我国上市公司内部控制修复的监管。INS均值为0.06，表示机构投资者在样本公司拥有一定话语权，标准差为0.064，说明机构投资者在各公司持股比例存在差异。其他控制变量的描述性结果，与我国上市公司总体情况相符，样本整体具有一定代表性。

(二)相关性分析

限于篇幅，相关性分析结果未列示。对变量进行Pearson相关系数检验得知，现金持有量变动与经营现金流净额的相关系数为0.275，两者在1%水平上显著正相关，表示我国上市公司普遍遭受融资约束的困扰。企业为预防融资困境与确保投资机会，会预留27.5%的新增经营现金流量以满足未来资金需求。其余各变量间相关系数都在0.5以下，且经测算VIF值均小于10，说明各变量间不存在严重的多重共线性问题。

(三)回归分析

采用固定效应模型进行实证检验，来消除不随时间变化的不可观测变量对回归结果造成的干扰。

1.内部控制缺陷、缺陷程度与融资约束

表3第(1)和第(2)列为内部控制缺陷与缺陷程度对融资约束的回归结果。结果显示，Cashflow的系数均显著为正，表明我国上市公司普遍面临融资约束问题。Icw与Cashflow的交乘项的系数衡量内部控制缺陷对融资约束的增量影响，第(1)列结果显示，其系数为0.194，在1%水平显著，与现金持有量变动Cash存在显著的正相关关系，这表明内部控制缺陷会加剧公司融资约束问题，假设1前半部分得到验证。进一步把内部控制缺陷按严重程度分为重大缺陷、重要缺陷和一般缺陷，研究不同缺陷程度对融资约束的影响。第(2)列中Icd与Cashflow的交乘项的系数衡量内部控制缺陷程度对融资约束的增量影响，其系数为0.102，在1%水平显著为正，这表明内部控制缺陷程度与融资约束存在显著正相关关系，不同严重程度的缺陷对融资约束的影响存在差异，即内控缺陷越严重融资约束程度就越高，假设1后半部分得到验证，至此假设1全部得到验证。

2.机构持股、内部控制缺陷与融资约束

表3第(3)和(4)列是机构持股对内部控制缺陷与融资约束关系调节效应的检验结果。第(3)列结果显示，Icw*Cashflow的系数仍显著为正，进一步验证了假设1。INS的系数显著为正，表明机构持股会增加企业的现金持有量。交乘项INS*Icw*Cashflow的系数用来衡量机构持股对内部控制缺陷和融资约束关系，系数为-0.854，在1%水平上显著，说明机构持股抑制了内部控制缺陷与融资约束的关系，假设2a得到验证。第(4)列结果显示，Icd*Cashflow的系数显著为正，与假设1相符。交乘项INS*Icd*Cashflow的系数用来衡量机构持股对内部控制缺陷程度和融资约束关系的影响，系数为-0.44，在1%水平上显著，说明机构持股抑制了内部控制缺陷程度与融资约束间的关系，假设2b得到验证。

3.内部控制缺陷修复与融资约束

表3第(5)列是对存在内部控制缺陷的样本进一步整理缺陷修复的数据后，研究缺陷修复对融资约束影响的结果。ΔIc与Cashflow交乘项系数衡量缺陷修复对融资约束的影响，其系数为-0.341，在1%水平上显著，说明内部控制缺陷修复与融资约束存在负相关关系，即企业修复内部控制缺陷，能有效缓解信息不对称问题，约束代理人行为，并向投资者传递内部控制良好信息，有利于投资者做出正确决策，从而缓解企业融资约束问题。假设3得到验证。

4.机构持股、内部控制缺陷修复与融资约束

表3第(6)列是机构持股对内部控制缺陷修复与融资约束关系调节效应的检验结果。结果显示，ΔIc*Cashflow的系数仍显著为负，再次验证了假设3。交乘项INS*ΔIc*Cashflow的系数衡量机构持股对内部控制缺陷修复和融资约束关系的影响，系数为-0.944，在1%水平上显著，说明机构持股时内部控制缺陷修复更能有效缓解企业面临的融资约束，即机构持股对两者关系产生促进作用，假设4得到验证。

表3 机构持股、内部控制缺陷及修复与融资约束的回归结果

(四)稳健性检验

采取以下稳健性检验：第一，替换变量。一方面，以SA指数替换现金-现金流敏感度模型来衡量融资约束。SA指数避免了内生性的干扰，能很好度量企业的融资约束程度，计算公式为：-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age。取SA指数的绝对值衡量融资约束，该绝对值越大说明企业的融资约束越严重。变量替换后的结果仍支持上文结论。另一方面，用内部控制指数IC替代内控缺陷和内控缺陷修复。指数越大说明内部控制质量越高，内部控制越有效，IC来自迪博数据库，并除以100进行标准化处理。结果显示内控质量会负向影响融资约束，与上文结论相符。第二，剔除ST、*ST公司样本。前文的样本包括ST、*ST公司，ST和*ST公司的融资约束可能受内部控制缺陷的影响更大，影响回归结果的稳健性，这里对ST与*ST公司样本进行剔除，经检验剔除样本后的回归结果与前文结论基本吻合。第三，Cluster处理。异方差和时间序列可能会影响回归结果的稳健性。为保证研究可靠，对变量回归系数的标准误进行公司层面的Cluster处理。再次检验后结果未发生实质性变化。多次稳健检验的回归结果与上文结论保持一致，结论的稳健性得到保证。因篇幅限制未报告稳健测试结果。

四、研究结论

选取2013-2020年我国沪深A股上市公司为研究对象，考察了内部控制缺陷及修复对融资约束的影响，以及机构持股对该影响的调节效应。研究发现：(1)内部控制存在缺陷会加剧融资约束问题，且缺陷严重程度不同对融资约束的影响也有差异，企业的融资约束程度随缺陷程度的增加而提高；(2)机构投资者持股抑制了内部控制缺陷对融资约束的影响；(3)修复内部控制缺陷后内控质量改善，显著缓解了企业的融资约束；(4)机构投资者持股促进了内部控制缺陷修复对融资约束的影响，能够产生积极的监督治理作用。因此，企业应对内部控制缺陷修复予以重视，加强内部控制建设；积极采取措施修复缺陷，推动完善内部控制体系，以减轻信息不对称和代理问题，从根本上缓解融资约束问题，实现企业健康、持续发展。相关部门要加强对内部控制的监管，推进企业缺陷修复进程；出台相关惩罚法规，提高企业违法成本；强化机构投资者参与公司治理的意愿，引导其对内部控制建设的监督，充分发挥治理功能，确保企业获取足够资金支持。