盈余管理、审计意见与信贷期限

温 军，杨 荻,2

(1.西安交通大学 经济与金融学院，陕西 西安 710061；2.西安外国语大学 商学院，陕西 西安 710128)

一、 引言

目前，我国经济已步入“新常态”，伴随着供给侧结构性改革的不断深化，金融体系的信贷风险防控将面临更加严峻的挑战。银行信贷决策在提升我国金融体系资源配置效率方面起到关键作用，有效的信贷决策能够提高信贷效率、降低信贷风险，进而提升金融体系对我国经济社会高质量发展的促进作用。信贷期限是银行信贷决策的重要组成部分，合理的债务期限结构能在一定程度上缓解债务契约中的信息不对称、保护债权人利益以及降低信贷风险[1]。债权人决定信贷期限的核心评价指标是会计盈余信息，但盈余信息质量在很大程度上受企业盈余管理行为的影响。盈余管理程度越高，信息质量越低，债权人信贷决策的噪声也越大，进而导致银行信贷风险增加。可见，企业盈余管理与债权人信贷期限决策之间有着紧密的逻辑联系。

现有关于盈余管理与信贷期限的研究存在两种截然相反的观点：一些学者认为，随着盈余管理程度增加，企业会计盈余信息波动性变大，从而导致债权人无法准确预测企业的未来现金流，增加了信贷决策过程中的信息风险。因此，为保护自身利益，降低信贷决策风险，债权人更倾向于提供短期贷款[2]。Graham等研究发现，对有财务报告重述的企业，银行会通过缩短债务期限、提高贷款利率等方式来降低信贷风险[3]。Francis等研究认为，会计盈余信息的质量与贷款成本负相关，即盈余管理程度高的企业，其银行贷款成本也较高[4]。卢闯等研究发现，银行在制定信贷决策时会关注财务报表中可能存在的盈余管理行为，较高的盈余管理程度会导致企业贷款利率增加[5]。马如静等发现，企业盈余管理程度的提高会抑制贷款期限的延长[6]。应当指出的是，上述文献中虽然我国也有少数学者认为银行对盈余管理程度高的企业会缩短其贷款期限或提高贷款成本，但多数结论还是来自欧美等国的经验证据，能否用于研判盈余管理与信贷期限在我国的情况还有待商榷。另一些学者则认为，在我国转型期制度背景下，银行很难从整体上对企业的盈余管理行为进行识别。企业的盈余管理程度越高，财务报表列报的会计利润就越高，债权人会认为企业盈利能力和偿债能力较强，此时信贷期限就会越长[7-8]。杨继伟等研究发现银行的信贷期限决策在一定程度上受债务企业自身财务状况的影响，为了获得更多的长期贷款，企业会主动进行盈余管理[9]。马永强等实证研究得出，盈余管理常常作为企业操纵利润从而获取信贷资源的一种手段[10]。基于以上分析，本文认为决定信贷期限的关键是债权人能否有效识别企业的盈余管理行为，因无法识别盈余管理而提供长期贷款，必然会给债权人带来更高的信贷风险。

通常来说，审计师对会计盈余信息的识别与解读能力要强于债权人。审计师运用丰富的审计经验和专业知识对企业经济活动和会计信息进行分析和监督，基于职业判断来识别可能存在的盈余管理行为并出具审计意见，从而降低债权人与债务人之间的信息不对称，这有助于提高债权人信贷资源配置效率、降低信贷决策风险、保护债权人利益。同时，外部独立审计是公司外部治理机制的重要方式，当内部治理机制低效时，外部审计是对内部治理机制的一种有益补充。因此，外部独立审计能否有效识别企业的盈余管理，从而调节盈余管理与信贷期限的关系，也是值得深入探究的问题。

以往一些研究还发现，盈余管理程度的增加与非效率投资显著正相关[11]，同时对企业创新造成负面影响[12-13]，也会降低企业绩效[14]。那么，企业的长期贷款若是通过盈余管理手段获得，盈余管理行为的存在是否会抑制长期贷款对经济发展的激励作用，长期贷款还能促进投资效率、创新水平和企业绩效的提升吗？如果从盈余管理与长期贷款交互作用的视角研究，那么得出的结论可能会更为全面和可靠地反映信贷期限决策的经济效果，可以据此提出更有针对性和实操性的政策建议。

鉴于此，本文以2009—2020年沪深A股上市公司为研究对象，从债权人信贷风险防范视角，对以下问题进行深入探讨:(1)盈余管理对信贷期限的作用机理和影响效果是什么？银行债权人能否有效识别企业的盈余管理行为？(2)审计作为一种外部治理机制，能否通过出具审计意见对企业的盈余管理行为进行识别，审计意见能否切实调节盈余管理和信贷期限的关系？(3)盈余管理与信贷期限的关系是否会受企业产权异质性的影响？(4)通过盈余管理手段获得的长期贷款会产生怎样的经济后果？对比前人的研究，本文可能的贡献是：第一，从债权人信贷决策视角分析盈余管理对信贷期限的影响效果，可以丰富学界对信贷期限影响因素的认识和理解。第二，验证外部审计作为一种外部治理机制对企业盈余管理行为的识别作用，这对提高我国银行业信贷决策效率、创新综合监管模式具有重要意义。第三，通过研究盈余管理与长期贷款交互项可能导致的经济后果，揭示我国长期债务促进实体经济高质量发展过程中可能存在的问题，为相关部门制定政策建议提供有益指导。

二、 理论分析与假设提出

(一) 盈余管理与信贷期限

从资金的供给方来看，由于长期贷款期限长、不确定性高，会提高债权人对债务契约的监督成本，信息不对称和代理问题也会更加严重，从而导致债权人对未来现金流的评估准确性降低，因此，债权人更倾向于向企业提供短期债务或缩短债务期限。从资金的需求方来看，债权人在信贷供求关系中占据主导地位，企业自由选择债务期限的空间相对较小，另外，长期债务比短期债务的融资难度大、不确定性高，对企业会计信息质量要求也更高。综上可见，短期债务是我国企业债务融资的主要构成部分，但一般来说，过多的短期债务减少了管理层可支配的自由现金流、降低了管理层的自由裁量权、增加了企业财务风险，而长期债务的增加不仅能够缓解企业的再融资压力、降低短期流动性风险，还能满足企业长期投资所需的资金，使企业有足够的回收期完成投资项目的盈利。鉴于此，企业出于获取长期贷款的目的会提高会计信息盈余管理程度。

银行能否有效识别企业的盈余管理行为主要取决于两个因素，即对盈余管理的识别意愿和识别能力。一方面，转型期的制度背景形成了我国特有的银行业产权结构，银行业政治关联性较高，政府干预现象较为普遍，这不仅使银行的信贷决策在一定程度上偏离了市场规则，还导致银行对债务人盈余信息质量的监督缺位，从而抑制了银行识别企业盈余管理行为的动力和意愿[7]。另一方面，随着我国商业银行市场化改革的深化，信贷人员虽已具备一定的盈余管理识别技术，但对涉及复杂衡量指标的盈余管理行为依然缺乏识别能力。另外，我国银行业普遍存在经营效率较低的问题，使其在对企业财务状况和经营成果进行分析时缺乏必要的职业判断，进而影响对企业盈余管理行为的有效识别。综上，债权人很难从整体上识别复杂的盈余管理行为，也无法判断企业的会计信息质量是否受盈余管理的影响而降低[10]。基于以上分析，本文提出假设H1：

H1：企业盈余管理程度越高，越容易取得长期贷款，即盈余管理与信贷期限正相关。

(二) 盈余管理、审计意见与信贷期限

审计意见在信贷决策中扮演着关键角色，并可能影响信贷资源配置[15]。一方面，外部审计的治理机制能够提升银行对企业盈余管理的识别能力。审计人员通过严格的审计程序、专业的知识和丰富的经验对企业会计信息提供鉴证服务，对盈余管理行为进行识别，并对财务报表数据的真实性和公允性发表独立的审计意见，从而向外界传递企业会计盈余信息质量的信号，这有助于提高银行分析企业财务数据和识别企业盈余管理的能力，确保会计信息的信贷决策有用性[16-17]。另一方面，根据信号传递理论，审计意见能在一定程度上缓解债权人与债务人之间的信息不对称问题、降低银行预算软约束程度、削弱政府干预对信贷资源分配的影响，从而提高银行参与公司治理的积极性。

会计师事务所出具的审计意见通常包括标准无保留审计意见和非标准审计意见。注册会计师出具标准无保留审计意见，说明企业遵循了财务报告准则及编制基础，即会计盈余信息满足真实性和公允性的质量要求。江金锁认为，债权人一般会向会计盈余信息质量更高的企业提供长期贷款，标准无保留审计意见通过传递企业信息质量的积极信号，有助于企业获得长期债务融资[18]。若注册会计师出具非标准审计意见，则说明企业可能存在管理层舞弊或盈余管理行为，企业未来违背债务契约的可能性较高，会计盈余信息质量较低。因此，当公司收到非标准审计意见时，债权人对信贷期限决策会更加谨慎并缩短信贷期限[19-20]。基于以上分析，本文提出假设H2：

H2：会计师事务所出具非标准审计意见能够减弱盈余管理与债务期限结构的正向关系。

(三) 盈余管理、产权性质与信贷期限

产权性质差异作为转型经济时期的重要制度背景，是研究债权人信贷决策问题的重要情境，也是导致我国信贷结构性矛盾的一个主要因素。有学者认为，目前，我国以国有商业银行为主体的银行系统仍受到政府的过度干预，其信贷资源配置并没有完全按市场规则进行[21-22]。

具体来看，产权性质得以调节盈余管理与信贷期限之间关系的主要原因有两点：第一，声誉机制。银行更愿意贷款给具有良好声誉的企业，且当债权人与债务人的产权同为国有产权时，声誉机制与债务契约的盈余管理动机之间存在“替代效应”。国有企业与国有商业银行的产权“同源性”使债权人对国有企业的信贷决策更像是一种“政治任务”，而不是依据国有企业的会计盈余信息情况做出的安排，进而降低了国有企业通过盈余管理进行会计盈余信息操作的动机。而对于非国有企业而言，由于其与国有商业银行的政治关联较弱，银行对企业的声誉了解不够，此时银行会更加关注非国有企业的会计盈余信息以判断其债务违约的风险。因此，企业债务期限结构会受债务人声誉的影响，为了获得银行长期贷款，非国有企业盈余管理动机较强[23]。第二，预算软约束。政府作为国有企业的“隐性担保人”，使得债务契约机制对国有企业的约束力较小，银行信贷预算软约束问题在国有企业中也更加严重[24]。债权人在做出信贷决策时，对国有企业会计盈余信息的关注度不高，导致国有企业盈余管理动机大大减弱。然而，出于对债务人违约风险的担心，银行对非国有企业的贷款金额和贷款期限均有较为严格的审批程序，也会更加关注非国有企业的盈利能力和偿债能力，从而导致非国有企业有较强的动机通过盈余管理行为来获得长期贷款。基于以上分析，本文提出假设H3：

H3：盈余管理与信贷期限正相关关系在非国有企业中更为显著。

三、 研究设计

(一) 样本选择与数据来源

由于2008年全球金融危机爆发使得会计师事务所业务萎靡、独立性受损，审计意见质量难以得到保证，因此本文选取沪深A股上市公司2009—2020年的微观数据作为研究样本。另外，剔除以下样本数据：(1)金融与保险类行业上市公司样本。(2)ST及*ST公司样本。(3)存在变量数据缺失的样本。同时，对全部剩余变量进行上下1%的缩尾处理以消除极端值的影响。数据来源于国泰安CSMAR数据库和上市公司年报。

(二) 变量定义

1. 被解释变量：为使实证结果更加可靠，本文采用两个指标对被解释变量进行衡量。借鉴前人的做法[10，18]，一是采用新增长期借款(LD1)，二是采用银行长期借款占银行总借款比值(LD2)，作为债务期限结构的衡量指标。变量定义具体见表1。

表1 变量定义

2. 解释变量：借鉴方红星和刘淑花研究盈余管理的方法[8]，采用修正的琼斯模型计算应计盈余管理的绝对值(DA)作为衡量指标。随着DA的增加，企业盈余管理程度也越来越高。

3. 控制变量：包含能够衡量公司特征和行业特征的指标公司规模(LnSize)、企业成长性(GROWTH)、盈利能力(ROA)、公司资本结构(LEV)、偿债能力(CUR)、市场化指数(Market)、资产期限(NCA)、经营现金流量(FCF)和股权集中度(TOP1)。同时，借鉴温军和冯根福的做法[25]，用行业资产报酬率(Ind_ROA)和行业财务杠杆(Ind_Leve)控制行业差异对信贷期限的影响。

4. 调节变量：(1)参考曹琼、罗宏等的做法[20，26]，将审计意见定义为(Opinion)，上市公司出具非标准审计意见取1，标准审计意见取0。(2)产权性质(SOE)，国有企业取值为1，反之则为0。

(三) 模型构建

本文构建如下模型以进行假设检验：

LD=β0+β1DA+β2LnSize+β3GROWTH+β4ROA+β5LEV+β6CUR+β7Market+β8NCA+β9FCF+β10TOP1+β11Ind_ROA+β12Ind_Leve+μi+μt+εit

(1)

LD=β0+β1DA+β2Opinion+β3DA×Opinion+β4LnSize+β5GROWTH+β6RAO+β7LEV+β8CUR+β9Market+β10NCA+β11FCF+β12TOP1+β13Ind_ROA+β14Ind_Leve+μi+μt+εit

(2)

LD=β0+β1DA+β2SOE+β3DA×SOE+β4LnSize+β5GROWTH+β6ROA+β7LEV+β8CUR+β9Market+β10NCA+β11FCF+β12TOP1+β13Ind_ROA+β14Ind_Leve+μi+μt+εit

(3)

式中，i代表企业个体，t代表年份，μi、μt代表个体固定效应和时期固定效应，εit为随机扰动项。

四、 实证检验与分析

(一) 描述性统计

表2为关键变量的描述性统计结果。如表2所示，新增长期借款(LD1)的均值为0.057，表明样本企业中有5.7%的企业长期借款较上一年有所增加，标准差为0.101，说明各个企业之间长期借款的增加额差异较大。长期借款占比(LD2)的均值为0.349，说明样本企业中长期借款平均占比约为34.9%，短期借款约为65.1%，短期借款占比仍然偏重。应计盈余管理(DA)的均值为0.053，标准差为0.051，说明不同企业通过盈余管理操纵利润的情况各有不同。审计意见(Opinion)均值为0.027，也就是说，样本企业中大约有240家公司被注册会计师出具了非标审计意见。

表2 关键变量描述性统计

(二) 基准回归分析

在基准回归的模型设定方面，本文选用混合OLS、面板固定效应FE和系统GMM三种方法分别对模型进行估计，以保证结果的稳健性，结果如表3所示。首先，列(1)和列(4)的混合OLS回归结果说明，盈余管理(DA)与新增长期借款(LD1)在1%的水平上显著正相关，与长期借款占比(LD2)在5%的水平上显著正相关。该结论与假设1一致，即盈余管理程度的增加会显著促进企业长期贷款的增加。其次，采用Hausman检验对模型在固定效应和随机效应之间进行选择，结果显示应选择固定效应模型。列(2)和列(4)结果表明，盈余管理(DA)在1%的水平上显著促进长期借款(LD1和LD2)的增加，检验结果与混合OLS结果一致，说明该结论较为可靠。最后，考虑到解释变量与随机扰动项可能存在相关性，选择Blundell和Bond提出的系统GMM估计方法解决该问题[27]。系统GMM估计结果如列(3)和列(6)所示，滞后一期的信贷期限与当期信贷期限是显著的正相关关系，盈余管理与信贷期限也分别在10%的显著性水平上正相关，表明盈余管理程度的增加对信贷期限有显著的正向影响。

表3 盈余管理与信贷期限的基准回归结果

(三) 审计意见调节效应检验

表4是以审计意见作为调节变量，检验其对盈余管理与信贷期限关系的调节效应。从列(1)可见，当以LD1为被解释变量时，盈余管理和审计意见的交互项与被解释变量在5%的水平上显著负相关，即非标准审计意见会削弱盈余管理与信贷期限的正向关系。从列(3)可见，在以LD2为被解释变量的回归中，盈余管理和审计意见的交互项在10%的水平上显著负相关，说明审计意见对盈余管理与信贷期限的正向关系起到了削弱作用。另外，为保证结果的稳健性，借鉴谭洪涛和张筱关于审计意见的衡量方式[28]，本文采用自然分类法将审计意见(Opinion_New)分为标准无保留意见、无保留意见加事项段、保留意见、保留意见加事项段、否定意见及无法表示意见，依次取0至5。从列(2)和列(4)的结果可知，在改变了审计意见的衡量方式后，结论依然与前文一致。

表4 盈余管理、审计意见与信贷期限

(四) 产权性质调节效应检验

在表5中，列(1)和列(4)是包含产权性质交互项(DA×SOE)的回归结果，其余列为分组回归结果。当以LD1为被解释变量时，盈余管理和产权性质的交互项与被解释变量在1%的水平上显著性负相关。在国有产权性质的样本中，盈余管理与信贷期限仅在10%的显著性水平上正相关，相关系数为0.1722，而在非国有产权性质样本中，二者在1%的水平上显著正相关，相关系数为0.1403。这说明在国有企业中，通过盈余操纵获得长期贷款的动机弱于非国有企业的盈余管理动机。当以LD2为被解释变量时，交互项(DA×SOE)在5%的水平上显著负相关，在国有企业样本中，盈余管理与信贷期限不显著，但在非国有企业中二者在5%的水平上显著正相关。该结论支持了假设3，说明盈余管理与信贷期限的正相关关系会受到产权性质的影响。

表5 盈余管理、产权性质与信贷期限

五、 内生性检验与稳健性检验

(一) 一阶差分检验

通过一阶差分处理，只要扰动项的一阶差分与解释变量的一阶差分不相关，那么就可以得到一致估计。回归结果如表6所示，在以LD1为被解释变量的回归中，盈余管理对信贷期限的影响系数为0.1161，且在1%的水平上显著正相关，说明盈余管理程度会显著促进债权人延长信贷期限。同时，在以LD2为被解释变量时，盈余管理与信贷期限在5%的水平上显著正相关，即盈余管理程度越高，会计信息的噪声越大，对债权人信贷决策的干扰越大，导致债权人发放更多的长期贷款。

表6 盈余管理与信贷期限的一阶差分检验

(二) 工具变量法

参考沈维成、孙洪锋等的做法[29-30]，选取内生变量的滞后一期(Lag_DA)和同年度、同行业的盈余管理均值(Average_DA)作为工具变量。首先，对工具变量进行弱工具变量检验和过度识别检验，验证了该工具变量选择的有效性和合理性。其次，运用IV-2SLS方法对模型进行估计(表7)，在以LD1为被解释变量的回归中，第一阶段工具变量盈余管理均值(Average_DA)和盈余管理滞后一期(Lag_DA)与盈余管理(DA)分别在5%和1%的水平上显著正相关，在第二阶段，盈余管理(DA)的预测值与信贷期限(LD1)显著正相关，显著性水平为5%。在以LD2为被解释变量的回归中，所得结果基本一致。

表7 盈余管理与信贷期限的2SLS回归

(三) 倾向得分匹配

考虑到样本选择导致的内生性问题，本文采用倾向得分匹配法(PSM)进行分析，具体做法是：将解释变量(DA)按照中位数(0.037)分为两组，将大于中位数的样本设定为处理组，表明盈余管理程度更高，将小于中位数的样本设定为控制组，采用Logit模型对处理组进行匹配评分。在进行Logit回归时，选取的协变量应是与结果变量相关的能反映企业性质和行业性质的变量，因此选择上文中的所有控制变量作为该部分的协变量。使用1∶4近邻匹配进行配对。在完成盈余管理的配对后，使用匹配后的样本再次进行盈余管理与信贷期限的回归，其结果如表8所示，盈余管理与信贷期限显著正相关，该结果再次验证了前文的研究结论。

表8 PSM后盈余管理与信贷期限的回归结果

六、 进一步分析

根据前文的研究结果，在我国转型期制度背景下，银行难以识别企业的盈余管理行为，因此企业有较强的动机通过盈余管理手段来获取长期贷款。尽管银行长期贷款是企业投资的主要资金来源，但通过盈余管理手段获得的长期贷款会对会计盈余信息造成较大的负面影响，导致银行对企业的监督成本增高，股东与债权人之间的代理问题和道德风险也更加严重。基于此，本文将进一步探析盈余管理与信贷期限的交互作用可能造成的经济后果。

(一) 对企业投资效率的影响

与短期债务相比，长期债务带来的短期流动性压力较小，企业寻求新投资机会的动机不强，即使有净现值为正的项目，企业也有可能放弃投资，产生投资不足问题。同时，长期债务期限较长、资金流量比较稳定且供给量较多、短期财务风险小等特点使其容易成为企业过度投资的资金来源，从而带来过度投资问题。盈余管理程度的增加会进一步加剧长期贷款与投资效率之间的负向关系。随着盈余管理行为越来越严重，企业会计盈余信息涵盖的真实性和公允性逐渐降低，这会影响股东、债权人等对企业管理层的监督和制约，导致企业现金流无法流向净现值较高的项目，进而产生投资不足问题[31]。另外，也可能是管理者出于自身利益的考虑，把过多资金投资于效益并非理想的项目，特别是净现值小于0的项目，此类过度投资也会降低企业的投资效率。

基于以上分析，本文构建如下模型：

Inv=β0+β1LD+β2LD×DA+β3DA+β4LnSize+β5GROWTH+β6ROA+β7LEV+β8CUR+β9Market+β10NCA+β11FCF+β12TOP1+β13Ind_ROA+β14Ind_Leve+μi+μt+εit

(4)

同时，借鉴Richardson对投资效率的计量方法[32]，先通过构建预期投资模型估算出公司的最佳投资规模，再用公司实际投资规模减去估计最佳投资规模的估计残差作为投资效率的替代变量。模型如下：

Invi,t=β0+β1Growthi,t-1+β2Levi,t-1+β3Cashi,t-1+β4Sizei,t-1+β5Reti,t-1+β6Invi,t-1+β7Agei,t-1+∑Year+∑Industry+εi,t

(5)

其中，Invi,t表示公司i第t年资本投资净支出与平均总资产的比值；Growthi,t-1表示公司i第t-1年的主营业务收入增长率；Levi,t-1表示公司i第t-1年的资产负债率；Cashi,t-1表示公司i第t-1年的货币资金与期初总资产的比值；Sizei,t-1表示公司i第t-1年的期初总资产的自然对数；Reti,t-1表示公司i第t-1年的股票年收益率；Invi,t-1表示公司i第t-1年的资本投资水平；Agei,t-1表示公司i第t-1年的公司上市年限。通过分行业和分年度对模型进行线性回归，取该模型回归残差的绝对值乘以(-1)作为投资效率的替代变量。该值越小表示投资效率越低，值越大即越趋近于0则表示投资效率越高，越接近最优投资水平。

盈余管理与信贷期限交互项对投资效率影响的回归结果显示，盈余管理程度会加强信贷期限与投资效率之间的负相关关系(限于篇幅，未报告结果，备索)。具体来看，盈余管理和新增长期借款的交互项与投资效率在1%的水平上显著负相关，盈余管理与长期借款占比的交互项也在1%的水平上显著降低了企业投资效率。该结论说明通过盈余管理手段获得的长期贷款会加剧投资不足或过度投资行为的发生，降低企业的投资效率。从债权人角度来看，由于未能识别企业的盈余管理行为而提供长期贷款，实质是加剧了长期债务对企业投资效率的负向影响。

(二) 对创新水平的影响

企业是实现我国创新发展战略的微观主体与保障，有别于企业的一般性投资活动，创新活动周期长、投入大、风险高，对现金流的稳定性和持续性要求更高。在目前我国仍以银行为主导的金融体系下，银行信贷，特别是长期贷款，在企业创新过程中发挥主要作用。由于短期贷款还款期限短，短期内频繁地产生现金流出，造成企业流动性压力较大，因此会削弱企业进行创新活动的积极性，也会迫使企业投资一些回报期限较短的非创新项目。可见，短期贷款的特点并不适合企业进行长期研发创新活动。相比之下，长期贷款一方面能满足企业创新活动需要的资金支持，另一方面也能降低财务风险和企业可能面临的债务违约风险，从而激励企业更专注于创新活动。

然而，事实上，企业即使获得长期贷款并利用其进行研发创新活动，也未必能获得较好的研发创新收益。一些学者的研究证明[9-10]，企业为筹得长期贷款，会通过盈余管理手段粉饰报表、操纵利润，以达到融资目的。盈余管理程度的增加会降低会计盈余信息质量，对企业创新决策产生干扰，管理层难以准确评估企业创新投资的收益和风险，从而增加风险溢价。同时，低质量的盈余信息会增加投资者对经理人的监督成本，加剧委托代理问题，容易造成创新项目的非效率投资。因此，盈余管理会削弱长期贷款对企业创新的激励作用，即通过盈余管理手段获得的长期贷款不利于企业创新。

基于以上分析，本文借鉴温军和冯根福的做法[33]，以专利申请数与研发投入绝对额的自然对数的比值度量企业创新效率，并构建如下模型：

RD=β1+β1LD+β2LD×DA+β3DA+β4LnSize+β5GROWTH+β6ROA+β7LEV+β8CUR+β9Market+β10NCA+β11FCF+β12TOP1+β13Ind_ROA+β14Ind_Leve+μi+μt+εit

(6)

盈余管理与信贷期限交互项对创新效率影响的回归结果显示，以盈余管理手段获得的长期贷款会削弱长期贷款与创新效率之间的正相关关系(限于篇幅，未报告结果，备索)。具体来看，新增长期借款和盈余管理的交互项对企业创新效率产生显著负向影响，盈余管理和长期借款占比的交互项与创新效率在5%的水平上显著负相关，该结论说明通过盈余管理手段获得的长期贷款会削弱长期贷款对企业创新的正向激励作用。

(三) 对公司绩效的影响

已有研究表明，信贷期限结构能够对微观企业行为产生影响，进而带来不同的企业绩效[34]。短期贷款主要用于企业日常生产经营所需的流动资金，而中长期信贷能够改善企业债务结构，促进企业长期投资和创新活动，从而提升企业绩效。因此，提升中长期信贷占比有利于企业进行长期投资，有效提升企业全要素生产率[35]。不仅如此，与短期债务相比，中长期债务还有利于降低企业风险，可在更大程度上兼顾“提效率”和“降风险”的目标[36]。近年来，国家政策也开始不断鼓励金融机构向非金融企业，尤其是民营企业、中小企业提供中长期信贷支持。2019年7月的中共中央政治局会议以及同年10月国务院颁布的《优化营商环境条例》，均提出商业银行等金融机构应加强对民营企业、中小企业的信贷投放，并合理增加中长期贷款和信用贷款支持。可见，为非金融企业提供中长期信贷支持是国家重点引导的方向。

尽管如此，现有研究却忽略了企业盈余管理行为对长期贷款经济后果的影响。由于我国资本市场发展相对滞后，企业普遍面临融资约束问题，使得金融机构对非金融企业的中长期信贷支持力度不断下滑。为了获取长期贷款，越来越多的企业通过盈余管理调整会计盈余信息，最终导致信贷期限错配风险增加。因此，盈余管理行为的存在不仅增加了企业的财务风险，也降低了企业信息质量，对经营决策产生了负面影响，从而在一定程度上抑制了长期贷款对企业绩效的促进作用。可见，当会计盈余信息质量较高时，长期贷款能够更好地促进企业绩效的提高；当会计盈余信息质量较低时，即盈余管理程度较高，长期贷款对企业绩效的正向促进作用会受到限制。

基于以上分析，本文以净资产收益率(ROE)作为企业绩效的衡量指标，构建如下模型：

ROE=β0+β1LD+β2LD×DA+β3DA+β4LnSize+β5GROWTH+β6ROA+β7LEV+β8CUR+β9Market+β10NCA+β11FCF+β12TOP1+β13Ind_ROA+β14Ind_Leve+μi+μt+εit

(7)

盈余管理与信贷期限交互项对企业绩效影响的回归结果显示，盈余管理程度会减弱信贷期限与企业绩效之间的正相关关系(限于篇幅，未报告结果，备索)。当以新增长期借款为解释变量时，盈余管理和新增长期借款的交互项与企业绩效在1%的水平上显著负相关，即通过盈余管理手段获得的长期贷款会削弱长期贷款对企业绩效的促进作用。当以长期借款占比为解释变量时，得到一致结论。

七、 结论性评述

本文从债权人信贷决策视角考察了盈余管理对信贷期限的作用机理和影响效果以及审计意见、产权性质对这种效果的调节效应，并进一步分析了通过盈余管理获得的长期贷款可能导致的经济后果。研究发现：(1)盈余管理程度高的企业，更容易获得银行的长期贷款；(2)非标准审计意见能够削弱盈余管理与信贷期限的正向关系，即审计意见作为一种外部治理机制，能够帮助债权人识别企业的盈余管理行为，从而影响债权人信贷期限决策；(3)在非国有企业中，通过盈余管理手段获得长期贷款的现象更为严重，即盈余管理显著促进信贷期限的延长，而国有企业产权性质能够减弱盈余管理与信贷期限的正向关系；(4)进一步研究发现，通过盈余管理手段获得的长期贷款会加剧企业的非效率投资，阻碍长期贷款对企业创新和绩效水平的提升作用。

基于上述研究结论，本文提出以下政策建议：(1)规范会计政策选择。由于债权人识别企业盈余管理的能力有限，这会给债权人造成更高的信贷风险和负面经济后果，因此，应加快完善和修订会计相关法律，规范会计政策选择，尽可能降低企业通过会计估计或会计政策调整实现盈余管理的可能性。(2)创新综合监管模式。应继续完善企业内部治理机制，并积极引入高质量的外部审计，构建“内部治理+外部监督”综合治理模式，这有助于债权人对企业盈余管理行为的识别和对盈余信息质量的判断，从而降低信贷决策风险。(3)健全债权人保护机制。由于我国债权人保护机制不健全，导致债权人治理功能无法得到有效发挥，因此，监管机构应不断完善债权人权益保护的相关规定，构建债权人参与公司治理的基本模式。