审计功能、产权歧视与银行贷款担保

闫焕民，王浩宇

(南昌大学经济管理学院，江西 南昌 330031)

一、引 言

我国资本市场发展至今，银行贷款一直是非金融类企业外部融资的最主要渠道[1]，银行信贷资金对企业发展乃至经济增长具有至关重要的作用。然而，由于银企之间存在信息不对称，银行通常设置诸多信贷约束条件以控制企业信贷风险并保障资本金安全，于是担保作为重要的债务契约要素成为最常见的银行信贷条款之一[2]。已有研究表明，企业的信用评级、产权性质及外部监督机制等因素共同影响着银行贷款担保策略[3]；而且，因政府干预行为的存在，银行对贷款企业存在“产权歧视”现象[4]。那么，外部审计作为企业治理机制的重要一环，能否在银行信贷决策程序中发挥市场中介功能？以及，审计功能与国企的政府隐性担保功能之间究竟是互补效应还是替代效应？政府干预与市场调节如何制衡？目前研究付之阙如。

鉴于此，本文基于审计鉴证及保险功能视角，系统考察外部审计功能在银行贷款担保决策中的作用效率及约束条件。本文贡献主要有三：其一，基于信号传递理论及保险假说理论，在银行贷款担保的视角丰富了独立审计在银行信贷决策中的功能及作用机制研究；其二，不同于已有关于国企贷款额度或利率优待问题的研究[5]，本文拓展检验了国企的政府担保功能对审计功能的替代效应及其市场调节机制；其三，基于审计信息获取的视角，首次同时在会计师事务所及审计师个体两个层面检验了银行对审计师特征的敏感性差异，发现这种“选择”敏感性主要取决于银行获取审计师特征信息的难易程度。总之，本文通过考察银行信贷决策与企业审计状况之间的敏感关系，既拓展了银企关系及行为结果的文献研究，也为审计服务如何促进金融资源优化配置提供了决策参考。

二、文献回顾

结合本文研究主题，为了逻辑明晰性，本文主要从两方面进行文献梳理：(1)银行贷款担保的影响因素。其一，企业财务状况及治理结构。诸多研究表明，企业规模及资产负债水平[6]、经营风险[7]、盈利能力及利息保障倍数[8]等反映企业财务状况的核心指标会影响企业取得贷款的成本及担保比例。此外，蒋琰和陆正飞(2009)等研究认为良好的企业治理结构能够降低担保贷款成本[9]。其二，企业产权性质。刘运国等(2010)研究发现，政府为国有企业提供的隐性担保，使银行在贷款担保决策方面给予国企“优待”[10]。而且，王艳艳等(2014)研究亦表明，相比非国有企业，国有企业通常被认为违约风险和破产风险较低，银行要求的抵押资产相对更少[4]。其三，货币政策。近年来，公司财务领域越发重视宏观经济因素，特别是货币政策对企业贷款融资行为的影响研究。比如，陆正飞等(2009)发现在银根紧缩期间，非国有企业的外部融资极易受到限制，担保融资成本较高[11]，Dell’ Ariccia等(2017)研究亦为此提供了相应的经验证据[12]。(2)外部审计如何影响企业担保贷款。众所周知，高质量审计能够增强审计意见的风险揭示功能，而审计意见在债务契约中具有信息价值[13]。已有研究表明，企业获得标准无保留的审计意见，有利于企业获得银行短期贷款和长期贷款以及降低担保费用比例[14][15]。进一步地，周楷唐等(2016)研究表明持续经营审计意见具有额外信息价值，会影响企业的银行贷款担保费用比例及成本[16]。

三、理论分析与研究假设

(一)审计功能与银行贷款担保决策

研究表明，经过审计鉴证的企业财务信息是影响银行授信决策的关键因素。首先，假定暂不考虑其他外部因素，根据信号传递理论及审计保险假说，初步构建外部审计发挥鉴证与保险功能的作用路径(图1)；然后，分别纳入企业产权性质、政府干预及市场化发展等因素予以拓展分析。

图1 审计功能作用路径

根据图1所示，首先假定暂不考虑其他外部因素，在银行贷款担保决策程序中，外部审计师出具的审计报告理论上具有重要的信号价值，其发挥审计鉴证与保险功能的作用路径可以大致分为三个步骤。第一步，一方面，就审计鉴证功能而言，在企业的银行贷款融资程序中，企业需向银行提供必要的财务信息，以资银行评估企业偿债能力及违约风险等；在这一环节中，审计师可以通过发表不同审计报告的方式，向银行传递决策价值信号，增强银行对贷款企业财务信息质量的甄别能力。另一方面，就审计保险功能而言，审计是财务报告风险的一种转移机制[17]。审计的风险转移功能是将财务信息错报责任部分地转移给审计师，由审计师承担财务报告的担保责任。此时，审计报告实质上也就成为财务报表附带的“保单”[18]，这种风险转移机制促使审计师保持职业独立性与审慎性，避免因审计失败而遭致诉讼损失。第二步，银行在接收审计报告信息之后，可以依据不同审计意见传递的审计信号，有效甄别贷款企业的财务状况及未来履约能力，评估授信风险。第三步，银行在企业风险评估的基础上进行贷款担保决策。众所周知，担保是银行应对贷款企业信用风险、逆向选择及道德风险的重要手段[5][19]。那么，相对于标准审计意见而言，当审计师为贷款企业出具非标意见时，银行会提高企业的风险评估水平，提高贷款担保比例。由此提出假设1：

H1：限定其他条件，企业被出具的审计报告意见类型越差，银行贷款担保比例越高，即我国新兴资本市场的审计功能有效。

(二)企业产权性质与审计功能

根据产权性质相关理论，在图1所示审计功能作用路径的基础上纳入企业产权性质因素展开探析。第一，隐性担保的角度。政府与国企之间的天然关联导致政府对国企存在“父爱主义”偏好[20]，这提供了一种隐性担保，使得银行在评估企业贷款未来履约能力时经常存在“产权歧视”现象，因为国企产权性质向银行传递了重要的政府隐性担保信号，从而形成一种刚性兑付预期。换言之，与审计功能相比，政府对国企的隐性担保是更可靠的“保证”，这在很大程度上降低了银行对审计报告信号及其他信号的敏感性，表现为弱化审计报告信号价值效应。第二，政府干预的角度。相比非国有企业，当国企出现资金周转困难甚至陷入财务危机时，政府“支持之手”通过资源配置的方式为国企提供必要的资金支持，这一政府干预行为降低了国企贷款违约风险，提高了银行资金安全性。因此，政府干预导致银行对国企与民企在风险预期及授信决策的“差别对待”，这种“产权歧视”会弱化审计报告信号价值及保险功能。由此提出假设2：

H2：限定其他条件，相比非国企，国企凭借产权优势获得政府支持及隐性担保功能对审计功能存在替代效应，体现为银行贷款担保决策中“产权歧视”弱化了审计功能。

(三)市场化发展水平对企业产权性质与审计功能之关系的调节作用

我国地域辽阔，企业分布广泛，不同地区的经济社会法制发展水平不尽相同。因此，纳入企业归属地市场发展因素，探讨市场化发展水平对产权性质与审计功能之间的关系是否具有调节作用。已有研究表明，地区金融市场发展有助于培育公开透明的金融市场环境，促进声誉机制的发挥，抑制政府干预行为[5]。依此推之，当企业归属地的市场化发展水平较低时，政府的行政干预及隐性担保效应通常较强，致使银行更多地依据企业产权信号进行授信决策，产权歧视对审计功能的弱化效应更加明显。相反，当企业归属地的市场化发展水平较高时，有助于划清政府与市场的边界，市场调节机制在资源配置方面更多地发挥基础性作用，政府就越难以实施信贷干预行为，缓解政府干预在市场机制调节信贷资源配置过程中产生的扭曲效应，降低产权歧视对审计信号功能的弱化效应。换言之，市场化发展对产权性质与审计功能之间关系理论上具有调节作用。由此提出假设3：

H3：限定其他条件，企业归属地区的市场化发展水平具有调节作用，能够调节银行贷款担保决策中“产权歧视”对审计功能的弱化效应。

四、研究设计

(一)研究样本

鉴于我国会计师事务所特殊普通合伙制改革事件的影响，本文选取2010～2013年我国沪深A股非金融类上市公司作为主测试样本，公司财务数据来自CSMAR数据库。然后，借鉴沈红波等(2011)[5]及陈燕等(2012)[21]的研究经验，进行样本筛选：剔除上市不满两年等原因导致没有上市之后的滞后一期审计报告的公司，剔除资产负债率大于1的公司，剔除ST类及经营亏损的公司，剔除银行贷款或担保贷款信息缺失的公司，最终样本观测值5544个。此外，对模型中存在极端值的连续变量进行首尾1%的缩尾处理。

(二)研究模型与变量定义

1.为了检验假设H1至H3，借鉴沈红波等(2011)[5]、周楷唐等(2016)[16]的研究经验构建模型如下：

Secure=α0+α1MAO+∑controls+∑year+∑ind+ε

(1)

Secure=α0+α1MAO+α2SOE+α3MAO*SOE+∑controls+∑year+∑ind+ε

(2)

Secure=α0+α1MAO+α2SOE+α3Market+α4MAO*SOE+α5MAO*Market

+α6SOE*Market+α7MAO*SOE*Market+∑controls+∑year+∑ind+ε

(3)

在模型(1)中，被解释变量为银行贷款担保比例Secure，采用全部银行借款中的担保借款比例Secure_all和短期借款中的担保借款比例Secure_short衡量；MAO表示滞后一期的年度审计报告意见类型，非标准审计意见取1，否则取0；controls表示控制变量组合，涵盖公司与审计师层面的因素，包括公司规模size，财务杠杆lev，每股经营活动现金净流量CF，总资产收益率ROA，经营微利SP(若ROA介于0-1%之间取1，否则取0)，总资产增长率Grow，总资产周转率TAT，营运资金周转率WCT，第一大股东持股比例Top1，管理费用率MF，事务所规模Big(国际四大及国内十大所取1，否则取0)，此外控制了年度与行业固定效应。在模型(2)中，SOE表示企业产权性质，国有企业取1，否则取0，交乘项MAO*SOE反映产权性质对审计功能的影响。在模型(3)中，Market表示企业归属地区的市场化发展水平，根据王小鲁等(2017)[22]各地区市场化进程总指数的75%分位数为界点，发展水平高的地区Market取1，否则取0；交乘项MAO*SOE*Market反映市场化发展水平的调节作用。

五、实证分析

(一)描述统计分析

表1的描述性统计结果表明，Secure_all、Secure_short均值约为71.2%和69.5%，表明我国新兴资本市场中银行要求企业贷款的担保比例较高；存在担保型银行贷款的上市公司获得非标审计意见的概率约为1.8%，低于上市公司获得非标审计意见的平均水平，说明存在担保型银行贷款的公司更需要获得审计师“认可”，这间接表明审计报告在银行贷款担保决策中具有信号价值与风险揭示功能。此外，样本公司规模、财务状况及股权结构等变量的数据分布较为合理。

表1 描述性统计

(二)单变量分析

表2列示了主要变量之间的相关系数。在全样本中，MAO与Secure_all、Secure_short的相关系数均显著为正，初步表明企业获得的审计意见类型越差，银行贷款担保比例越高，审计功能有效。进一步区分企业产权性质发现，在非国企样本中，MAO与Secure_all、Secure_short的相关系数更大，显著性水平更高，这说明企业产权性质会影响审计功能。表3显示，在全样本中，相比标准审计意见，企业被出具非标审计意见时，银行要求的贷款担保比例都显著更高。进一步区分企业产权性质，在非国企样本中，企业被出具非标审计意见与标准审计意见的银行贷款担保比例差异更大，显著性水平也更高，这初步表明银行贷款担保决策对非国企的审计报告信号更加敏感，对拥有政府支持与隐性担保的国企的审计报告信号的敏感度相对较低，“产权歧视”影响了审计功能的发挥效率。此外，本文也检验了MAO与SOE的相关系数是-0.001，说明企业产权性质不会直接影响审计报告意见类型。

表2 相关性检验

表3 单变量均值检验

(三)多元回归分析

首先，表4第2、3列结果显示：无论全部银行贷款担保比例Secure_all还是短期银行贷款担保比例Secure_short，审计报告意见类型MAO的回归系数均在1%的水平显著为正，支持假设H1。企业产权性质的系数显著为负，说明国企的银行贷款担保比例较低；企业规模越大意味着贷款履约能力更强，银行贷款担保比例越低；但企业财务杠杆越高，银行贷款担保比例越高；企业资产周转效率高、管理费用率低都意味着企业经营管理状况良好，银行贷款担保比例越低。

其次，表4第4至9列结果显示：在区分企业产权性质之后，无论全部银行贷款担保比例Secure_all还是短期银行贷款担保比例Secure_short，仅在非国企组MAO的系数均在1%的水平显著为正，但在国企组MAO的系数不显著；而且，交乘项MAO*SOE系数至少在10%的水平显著为负；这综合表明，审计报告发挥鉴证与保险功能的作用效率受到企业产权性质的制约，银行贷款决策中的“产权歧视”显著弱化了审计功能，支持假设H2。

第三，考虑企业归属地的市场化发展因素，表5的结果显示：仅在市场化水平低的地区，交乘项MAO*SOE的系数显著为负，但在市场化水平高的地区不显著；而且交乘项MAO*SOE*Market的系数均为正但不显著；这表明市场化发展有助于缓解银行“产权歧视”对审计功能的削弱效应，但效果不明显。

表4 审计功能、产权性质与银行贷款担保的多元回归分析

注：括号内为t值，*** 、** 和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

表5 市场化发展水平、产权性质与审计功能

续表

变量Secure_all模型(2)市场化水平高市场化水平低模型(3)全样本Secure_short模型(2)市场化水平高市场化水平低模型(3)全样本SOE∗Market-0.0030.006(-0.11)(0.23)MAO∗SOE∗Market0.1060.102(1.03)(1.00)Size-0.077∗∗∗-0.072∗∗∗-0.075∗∗∗-0.103∗∗∗-0.094∗∗∗-0.099∗∗∗(-9.11)(-8.91)(-11.24)(-12.13)(-9.52)(-12.64)Lev0.013∗∗∗0.011∗∗∗0.011∗∗∗0.011∗∗0.011∗∗∗0.011∗∗∗(3.76)(3.60)(5.03)(2.32)(3.47)(3.83)CF0.0020.0070.0050.003-0.008-0.001(0.14)(0.81)(0.54)(0.24)(-1.02)(-0.08)ROA-0.136-0.485∗∗-0.319-0.325-0.461∗-0.400(-0.51)(-2.01)(-1.58)(-0.92)(-1.71)(-1.52)SP0.0160.0230.0190.006-0.004-0.000(1.17)(1.39)(1.37)(0.43)(-0.30)(-0.00)Grow-0.027-0.010-0.016-0.017-0.038-0.024(-1.04)(-0.24)(-0.55)(-0.39)(-1.10)(-0.66)TAT-0.046∗∗-0.059∗∗-0.050∗∗∗-0.028-0.042∗-0.034∗∗(-2.05)(-2.41)(-3.30)(-1.17)(-1.95)(-2.22)WCT-0.00020.000-0.0001-0.001∗∗-0.0001-0.000∗(-0.91)(0.14)(-0.62)(-2.30)(-0.42)(-1.67)Top1-0.000-0.001∗∗-0.00040.000-0.001∗-0.0003(-0.08)(-2.13)(-1.25)(0.07)(-1.75)(-0.68)MF-0.277-0.362∗∗-0.287∗∗-0.329-0.295∗-0.303∗(-1.43)(-2.02)(-2.24)(-1.39)(-1.85)(-1.90)Big-0.004-0.016-0.007-0.020-0.028-0.023∗∗(-0.20)(-0.89)(-0.54)(-1.19)(-1.59)(-2.25)year、indYesYesYesYesYesYesR2(F)0.193(26.05)0.221(29.55)0.196(44.59)0.231(31.66)0.256(29.97)0.232(49.52)N315523895544279821024900

注：括号内为t值，*** 、** 和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

六、拓展分析

(一)银行贷款担保决策是否对会计师事务所层面特征敏感？

理论上讲，不同审计师出具的同类型审计报告在法律角度并无差异。但事实上，不同审计师出具的审计报告承载的信息含量不尽相同。那么，银行贷款决策对审计师的异质性是否敏感？因此，本文分别从会计师事务所及签字审计师两个层次，检验银行贷款担保决策对审计师异质性信息的敏感性。限于篇幅，拓展分析部分仅列示了全部银行贷款担保比例的相关结果，因为审计功能仅在非国企样本显著有效，所以只列示了非国企样本的实证结果。

1.银行贷款担保决策对事务所规模特征的敏感性。表6第2列结果显示：交乘项MAO*Big的系数显著为正，这表明银行在授信决策中能够识别事务所的规模特征，对高声誉“大所”提供的审计报告信息反应更加敏感，若企业被“大所”出具非标审计意见，银行会调高企业的贷款担保比例，这与现实情况吻合。

2.银行贷款担保决策对事务所任期的敏感性。本文将事务所任期记为Firmtenu，若任期超过五年界定为长任期，Longtenu取1，否则取0。表6第4、5列结果显示：交乘项MAO*Longtenu、MAO*Firmtenu的系数显著为负，这表明在银行贷款决策时，银行将企业与事务所的长任期合作解读为审计独立性“干扰”，对其出具的审计报告信号价值的敏感性下降。

(二)银行贷款担保决策是否对审计师个体层面特征敏感？

1.银行贷款担保决策对签字审计师个人任期特征的敏感性。本文将签字审计师任期记为Auditortenu，若任期超过五年界定为长任期，LongtenuA取1，否则取0。表6第7、8结果显示：交乘项MAO*LongtenuA的系数显著为负，交乘项MAO*Auditortenu的系数为负且接近10%的显著水平，这表明银行在信贷决策中能够识别签字审计师任期效应，考虑长任期审计对独立性的潜在损害，这与事务所任期效应同理。

2.银行贷款担保决策对签字审计师个人行业专家、角色及年龄等特征的敏感性。本文借鉴薛爽等(2012)[24]经验，将签字审计师“在某行业累计审计的公司资产合计”进行排序，排名在前20%的视为审计行业专家，Expert取1，否则取0。表6第10列结果显示：交乘项MAO*Expert的系数为正但不显著，这表明尽管审计行业专家作为高质量审计的代表，但这一信号未能被银行有效识别并资以授信决策，其原因可能是审计师是否专家这一信息的难以获取性，抑或银行获取这一信息的性价比相对较低。此外，本文检验了银行信贷决策对审计师职务角色、性别及年龄等特征的敏感性，限于篇幅未予列示的结果显示，银行贷款决策对此类“不易获取”或信息“性价比”较低的审计师个人特征信息均不敏感。

表6 银行贷款担保决策对审计师特征的敏感性

注：括号内为t值，*** 、** 和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

(三)银行贷款担保决策是否对不同类型的非标审计意见信号敏感？

本文借鉴周楷唐等(2016)[16]方法，将非标审计意见进一步划分为持续经营审计意见(GC)和非持续经营审计意见(NGC)进行检验，银行贷款担保决策对不同类型的非标审计意见承载的信号差异的敏感性不足，高水平市场化发展亦未有效缓解政府干预行为的负面效应(限于篇幅，未列示实证结果)。

七、稳健性测试

(一)考虑政策性贷款因素的影响

我国银行信贷资金的市场配置受国家宏观政策的调控，如政策性贷款更容易向大型企业“倾斜”，抑或在贷款契约中给予它们“优待”。本文借鉴高雷等(2010)[23]经验，剔除年度规模前5%的大型企业观测值予以检验。为节约篇幅，表7第2至4列结果仅列示了全部银行贷款担保比例的检验结果：第一，审计报告意见类型MAO的系数显著为正，审计功能有效；第二，区分产权性质之后，交乘项MAO*SOE的系数显著为负，国企凭借产权优势获得政府担保功能替代并弱化了审计功能；第三，交乘项MAO*SOE*Market的系数为正但不显著，高水平市场化发展只能部分地缓解政府干预行为的负面效应。

(二)Tobit模型检验

考虑到企业的银行贷款担保比例的测度变量取值介于0～1之间，并不完全满足OLS要求因变量为连续变量的条件，本文采用Tobit模型予以替代检验。表7第6至8列的结果显示，研究结论与前文一致。

表7 考虑政策性贷款因素与Tobit模型检验

注：括号内为t值，*** 、** 和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

(三)进一步考虑内生性问题

为进一步缓解内生性问题的潜在影响，本文进行如下三种测试：其一，倾向得分匹配法，在控制模型(1)所有控制变量的基础上进行最近邻匹配并进行检验。其二，控制公司的个体固定效应。其三，构建工具变量进行两阶段回归，本文构建两个工具变量：审计行业专家IV1和本地事务所IV2，IV1和IV2均会影响审计意见类型，但不会直接影响银行贷款担保比例，符合相关性与外生性的要求。其中，审计专家IV1的界定标准与前文一致；本地事务所IV2的界定标准：若签字审计师隶属的事务所分所的注册省份与公司注册省份一致，则视为本地事务所且IV2取1，否则取0。经过上述一系列测试之后，结论与前文一致。

(四)其他的稳健性检验

为增强研究结论的可靠性，本文还进行了其他稳健测试。比如，考虑到我国会计师事务所特殊普通合伙转制导致非标审计意见概率下降的可能影响，本文进一步将研究窗口期拓宽至事务所转制后两个年度，即2015年度；其次，为了样本筛选的稳健性，本文将贷款担保比例为零的公司也纳入研究样本；再者，控制会计师事务所固定效应。经过上述测试之后，结论与前文一致。

八、研究结论与启示

本文立足审计鉴证及保险功能视角，基于信号传递理论及保险假说理论，融合审计师特征、企业产权性质及地区金融市场环境等因素，综合考察审计功能在银行贷款担保决策中的作用效率及约束条件。研究表明：首先，在我国新兴资本市场中，作为审计工作结果最终输出的审计报告意见类型越差，银行要求企业的贷款担保比例越高，即银行贷款决策中的审计报告中介功能是整体有效的。其次，纳入企业产权性质，国企凭借产权性质优势获得政府隐性担保及政府“支持之手”作为强有力的行政担保功能高度替代了审计的鉴证与保险功能，表现为银行对企业产权性质完全敏感，这一“产权歧视”严重削弱了审计功能；企业归属地区的高水平市场化发展也只能部分缓解却无法消除这一负面效应。进一步地，在会计师事务所主体及审计师个体两个层面检验了银行贷款决策对审计信号差异的敏感性，发现银行在授信决策时能够甄别会计师事务所的规模特征、任期及其承载的审计声誉与质量信号，也能够甄别签字审计师的个人任期特征及其承载的审计独立性信号；但银行贷款决策对审计师个人角色、行业专家、性别及年龄等特征皆不敏感，这种选择敏感性取决于银行获取特征信息的难度或决策有用性。总之，本文通过考察银行信贷决策与企业审计状况之间的敏感关系，既拓展了银企关系及行为结果的文献研究，也为审计中介服务如何促进金融市场发展提供了理论参考与经验证据。

本文研究的政策启示意义主要有：其一，银行作为金融市场的主体，在授信决策时应当充分挖掘并有效利用审计等中介组织提供的鉴证信息，提高自身的信息甄别能力，降低授信风险；同时，在政府干预存在的情况下，银行应提高授信决策的自主性，降低信贷资源错配概率，尽可能减少对非国有企业在信贷契约条款中的“歧视”行为，灵活地支持非公有制经济发展；其二，银监会等作为国家金融监管主体，应当切实有效地“简政放权”，增强政府有限干预下的金融市场自主调节功能，构建更加公开公平的金融市场环境，充分激活资本市场活力，引导银行优化信贷资金配置，拉动国民经济持续增长。