制度环境/审计意见与银行贷款

干预程度、审计意见与银行贷款
　　在制度环境的几个因素中，政府干预这个因素最为复杂，因为政府是一个非常复杂的团体，很难用一种理论去解释它。“无为之手”理论认为，市场是一只“看不见的手”，自由竞争的市场可以导致社会福利最大化，政府这只“有形的手”应该是一只无为的手，除了提供国防、治安、法律、制度规范这些公共物品外，不应该过多地干预经济生活和企业的经济行为。“帮助之手”理论认为，政府是善意的，政府是为公共利益服务的，其目标是使社会福利最大化。政府干预是解决市场失灵的手段。“掠夺之手”（grabbing hand）理论认为，政府是由政府官员构成的一个组织，政府官员不会真正追求社会福利最大化，相反，他们追求自身利益最大化。政府权力越大，政府干预强度越大，政府官员的腐败问题越严重。
　　诺斯悖论也指出，国家是一种强制性的制度安排，一方面，国家权力是保护个人权利的最有效工具，因为它具有规模效益，国家的出现及其存在的合理性，也正是为了满足保护个人权利和节约交易费用之需要；但是，另一方面，国家权力又是个人权利的最大和最危险的侵害者，国家权力不仅具有扩张的性质，而且其扩张总是伴随着侵蚀个人权利来进行的。在国家的侵权面前，个人是无能为力的。诺斯悖论其实就是对政府的“帮助之手”与“掠夺之手”的一种权衡。
　　不论政府是“帮助之手”与“掠夺之手”，只要政府强力介入经济生活，审计意见的信号显示效应就无足轻重，在这种情况下，审计意见的披露制约效应处于主导地位。标准无保留审计意见可能促使企业披露更多的对企业不利的信息，唤起商业银行的风险防范意识，不利于企业获得银行贷款；而其他类型的审计意见，意味着被审企业可以较少披露对企业自身不利的信息，反而有利于企业获得银行贷款，缓解贷款融资约束。政府干预程度与审计意见对银行贷款的交互影响见表3。
　　为此，本文提出第三个研究假设：在政府干预程度比较强的地区，上市家族企业的标准无保留审计意见具有较强的披露制约效应，不利于企业获得银行贷款；反之，在政府干预程度比较弱的地区，上市家族企业的标准无保留审计意见具有积极的信号显示效应，一定程度上抵减了披露制约效应。
　　三、研究设计
　　（一）变量定义
　　1. 因变量。因变量为银行贷款比例（Leverage），银行贷款比例=（年初全部银行借款+年末全部银行借款）/（年初总资产+年末总资产）。
　　2. 解释变量。（1）市场环境（Environment），分别由以下三个变量构成，法制制度环境指数Lawindex。其数值来源于樊纲、王小鲁和朱恒鹏编制的《中国市场化指数》（2010）中的“市场中介组织和法律制度环境”指标数值①；金融市场化水平指数Financeindex，数值同样来源于樊纲等编制的《中国市场化指数》中的“金融业的市场化”指标数值②；政府干预指数Govindex，其数值同样来源于樊纲等编制的《中国市场化指数》中的“政府与市场的关系”指标数值③。（2）审计意见（Audit），本变量为二分变量，当上市家族企业获得标准无保留审计意见时，Audit取值为1，反之，当上市家族企业获得除标准无保留审计意见以外的其他类型的审计意见（统称为非清洁审计意见）时，Audit取值为0。（3）市场环境与审计意见交乘项（Denvironment* Audit），用来检验不同市场环境下审计意见对企业银行贷款的影响。
　　3. 控制变量。（1）行业虚拟变量（Industry），用来控制行业因素对银行贷款比例的影响。已有研究表明，公司所处行业不同，其银行贷款比例会存在差别。根据中国证监会《上市公司行业分类指引》，除去金融行业后，行业为21类，以农业类上市公司为参照系，设置20个行业控制变量。（2）年份虚拟变量（Year），用来控制宏观经济对银行贷款比例的可能影响。在经济比较景气的年份，上市公司受到的银行贷款约束往往较低；反之，在经济不景气的年份，上市公司受到的银行贷款约束往往较强。本文选取样本的时间是2005—2009年共5个年度，以2005年为参照系，因此有4个年度虚拟变量，各变量定义见表4。
　　（二）研究模型
　　为了验证以上三个研究假设，本文构造如下回归方程：
　　上述模型的设计原理是：市场环境较差（法制环境较差、金融市场化水平较低、政府干预较强）条件下，审计意见对企业银行贷款的影响由系数“α2”来捕捉；而市场环境较好条件下，审计意见对银行贷款的影响由系数“α2+α3”来衡量。
　　四、实证研究过程与结果
　　（一）样本选取
　　以2005—2009年所有民营上市公司作为初选样本，全部样本取自国泰安《中国民营上市公司数据库（2010）》。根据研究目标，对初选样本执行了如下筛选程序：
　　第一步，根据“实际控制人类型”字段，保留实际控制人是“自然人或家族”的样本，剔除实际控制人是“国家控制”、“员工持股或工会”、“集体企业”、“外商投资企业”、“港澳台投资企业”、“公众持股”、“其他”的样本。在此基础上，剔除自然人之间非血亲或姻亲的样本。个别实际控制人为自然人的公司，自然人人数较多，相互之间没有血亲或姻亲关系，不符合家族企业的涵义，故剔除掉，这样就可以将上市家族企业与一般的民营企业区分开来。
　　第二步，根据“上市日期”字段，剔除2000年及以前上市的民营企业。之所以这样处理，是因为旧的《证券法》不允许自然人直接持股比例超过0.5%，这项制度安排使得2000年及以前上市的家族企业被迫采取非家族企业的形式。
　　第三步，根据“实际控制人拥有上市公司控制权比例”字段，剔除实际控制人控制权不足10%的样本。控制权又称表决权，该数据控制权的计算采用La Porta，Lopez-de-Salinas，Shleifer[13]和Claessens，Djankov and Lang[14]的计算方法，即为实际控制人与上市公司股权关系链或若干股权关系链中最弱的一层或最弱的一层的总和。
　　第四步，剔除ST、S*ST样本、金融行业的样本以及相关数据缺失的样本。本文还采用Winsorize方法，将1%以下和99%以上的数值分别替代为1%和99%的取值，以剔除极端值对计量分析的影响。这种处理方法与谭劲松、陈艳艳、谭燕等文献的处理方法一致[15]。最后得到731个样本，其中：2005年70个，2006年92个，2007年149个，2008年174个，2009年246个。
　　（二）主要变量的描述性统计
　　表5是主要变量的描述性统计表，从中可以看出，银行贷款比例的均值与中位数分别是0.19、0.18，审计意见的均值与中位数分别是0.96、1，三个计量市场环境指标的均值与中位数分别是9.37、9.07，9.67、9.97，9.42、10.02，这些变量的均值与中位数比较接近，表明变量的数值分布基本上呈正态分布。
　　（三）回归结果分析
　　1. 就法制环境、审计意见对上市家族企业银行贷款影响而言：（1）法制环境在5%显著性水平上与银行贷款负相关，表明法制环境越好，上市家族企业获得的银行贷款越少。一般而言，从理论上讲，法制环境越好，对投资者的产权保护程度就越高，可以刺激商业银行发放贷款的积极性，有利于企业获得银行贷款。显然实证检验结果与理论预期不一致，可能的原因是，家族企业是一个正式契约与非正式契约的结合体[16]，在家族企业中既有正式的契约治理，又有非正式的关系治理。法制环境改善，有利于正式契约治理，但不利于非正式的关系治理，只要法制环境作用于正式契约治理给家族企业带来的边际收益没有超过法制环境作用于非正式契约的关系治理所产生的边际成本，法制环境提升的好处就没有从总体上显现出来，从而表现出法制环境越好，家族企业获得银行贷款越难这一现象。（2）审计意见在5%显著性水平上与银行贷款负相关，表明上市家族企业的无保留审计意见并不有助于企业获得银行贷款，披露制约效应处于主导地位。（3）法制环境与审计意见的交乘项在5%显著性水平上与银行贷款正相关，表明在较好的法制环境下，无保留审计意见具有一定的信号显示效应，能在一定程度上抵减其披露制约效应，研究假设一得到验证。
　　2. 就金融市场化水平、审计意见对上市家族企业银行贷款影响而言：（1）金融市场化在1%显著性水平上与银行贷款负相关，表明金融市场化水平越高，上市家族企业获得的银行贷款越少。从理论上讲，金融市场化水平越高，银企之间的信息不对称程度越低，越有利于企业获得银行贷款。可是，实证检验结果与理论预期不一致，可能的原因是，金融市场化水平提升，有利于家族企业的正式契约治理，但不利于其非正式契约的关系治理，只要金融市场化水平作用于正式契约治理给家族企业带来的边际收益没有超过金融市场化水平作用于非正式契约的关系治理所产生的边际成本，金融市场化水平提升的好处就无法从总体上显现出来，从而表现出金融市场化水平越高，家族企业获得银行贷款越难。（2）审计意见在5%显著性水平上与银行贷款负相关，表明上市家族企业的无保留审计意见并不有助于企业获得银行贷款，披露制约效应处于主导地位。（3）金融市场化水平与审计意见的交乘项在5%显著性水平上与银行贷款正相关，表明在金融市场化水平较高的条件下，无保留审计意见具有一定的信号显示效应，能在一定程度上抵减其披露制约效应，研究假设二得到验证。
　　3. 就政府干预、审计意见对上市家族企业银行贷款影响而言：（1）政府干预与家族企业银行贷款在统计意义上没有显著关系