上市公司的银行信贷融资可获性与恶性增资行为研究(编辑修改稿)

上市公司的银行信贷融资可获性与恶性增资行为研究(编辑修改稿)内容摘要：

*** ** *** *** *** ** ** *** ** *** *** *** ** 括号里的数为对应的概率。 对于 HL 检验，χ 2 值越小、。 （二） 多元回归分析结果 由上文可知，上市公司 的 银行信贷融资可获性能 够显著增加其恶性增资行为发生的可能性。 那么我们接下来将进一步考察银行信贷融资可获性对上市公司发生恶性增资行为程度的影响。 为此，我们选取了上述样本中仅发生恶性增资的样本，以发生恶性增资的程度作为被解释变量，以银行信贷融资可获性的难易程度作为解释变量，在控制了影响恶性增资的 相关 变量后进行了多元回归。 回归分析中主要变量的描述性统计见表 4，多元回归结果见表 5。 模型 模型 模型 6 分别表示以当期、滞后一期、滞后两期银行信贷融资可获性指标与当期发生恶性增资行为的程度为样本的多元回归结果。 从表 4 中我们可以看出， 企业当 期 总资产负债率的均值为 %， 其中流动负债 比 率达 %， 而且资产负债比例均有逐年上升的趋势。 这意味着 我国上市公司 倾向于采用流动负债的方式获得信贷融资 ,我们认为造成这种情况的原因 在于现阶段我国 银行对企业长期信贷审批条件的苛刻 ，以至于企业更容易获得短期贷款。 另外，企业当期的担保价值为%，而且担保价值均呈逐年上升的趋势 ，我们认为造成这种现象的原因可能是 公司 降低了 银行向其贷款的风险 ，从而企业可以获得更多的信用贷款。 表 4 描述性统计 模型 4 模型 5 模型 6 项目 均值 标准差 均值 标准差 均值 标准差 （中位数） （观测值） （中位数） （观测值） （中位数） （观测值） ESC （ ） （ 1190） （ ） （ 1193） （ ） （ 1144） A1 （ ） （ 1190） （ ） （ 1193） （ ） （ 1144） A2 （ ） （ 1190） （ ） （ 1193） （ ） （ 1144） A3 （ ） （ 1190） （ ） （ 1193） （ ） （ 1144） AY （ ） （ 1190） （ ） （ 1193） （ ） （ 1144） FCFt （ ） （ 1190） （ ） （ 1193） （ ） （ 1144） C1 （ ） （ 1190） （ ） （ 1193） （ ） （ 1144） C2 （ ） （ 1190） （ ） （ 1193） （ ） （ 1144） C3 （ ） （ 1190） （ ） （ 1193） （ ） （ 1144） C4 （ ） （ 1190） （ ） （ 1193） （ ） （ 1144） C5 （ ） （ 1190） （ ） （ 1193） （ ） （ 1144） 由表 5 我们可以发现，总资产负债率（ A1）在滞后一期 、滞后两期 模型中 均 与恶性增资 程度 在 1%水平上显著正相关，与预期相一致。 这表明总资产负债率越高，企业获得的信贷融资就越多。 由于此时企业获得信贷融资更加容易，则其发生恶性增资的程度就越高。 流动负债比率（ A2）在滞后一期、滞后两期模型中 均与恶性增资程度在 1%水平上 显著负相关，我 们认为这一结果的原因 是 较高的流动负债比率限制了 可供 管理者 支配的现金 ， 由于可控的自由现金流减少了，管理者在投资决策过程中会表现出更高的谨慎性，则企业就更加不容易发生恶性增资行为。 担保价值（ A3） 在 3 个模型中 均 与恶性增资程度在 1%水平上显著负相关，与预期相一致。 当公司担保价值较高时，由于银行向其贷款的风险较低 而使企业 可以获得 更多的信用贷款， 从而其信贷融资 更加容易， 则企业此时发生恶性增资的程度也就越高。 通过上述分析，我们可以得到 银行信贷融资可获性显著增加了上市公司发生恶性增资行为的 程度 ，与理论分析结论一致。 同时， 在多元回归模型中 滞后期 仍 比当期模型表现出更大的相关性， 进一步 验证了资本投资效果的滞后性。 此外，控制变量中总资产增长率（ C1）与恶性增资程度显著正相关，说明企业资产规模的扩张加重了其恶性增资的程度。 流动比率（ C2）与恶性增资程度显著负相关，说明 企业变现偿债能力的提高可以降低其恶性增资的程度。 同时， 现金流动负债比率（ C3） 、主营业务收入增长率（ C4） 与恶性增资程度显著正相关 ， 流动资产周转率（ C5）与恶性增资程度 呈 显著负相关 关系。 表 5 银行信贷融资可获性与恶性增资程度的回归结果 变量 模型 4 模型 5 模型 6 Intercept () () () A1 () () () A2 () () () A3 () () () AY () () () Ctrl () () () FCFt () () () C1 () () () C2 () () () C3 () () () C4 () () () C5 () () () 行业和年度 控制 控制 控制 N 1190 1193 1144 AdjR F DW 注： (1)模型中的因变量均为发生恶性增资的程度； (2)模型 1 是以当年公司为样本的回归结果；模型 2 是以滞后一年的公司为样本的回归结果；模型 3 是以滞后两年的公司为样本的回归结果； (3)括号里的数为 T 统计量； (4)*， **， ***分别表示显著性水平为 10%， 5%，1%。 （三） 稳健性检验 为 了 验证上述结论的稳健性，我们进行了如下稳健性检验 （结果未报告） ：在恶性增资度量模型中 ，我们 以 现金流量表中“购建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金”作为公司当年 的 资本投资额，重新选取 发生恶性增资 的样本并进行了实证检验，检验结果 与上述结论没有实质性差异； 此外， 我们 还 以固定资产与银行贷款之差除以总资产来度量企业担保价值，并将其代入回归模型中进行实证检验，其结果与前文基本保持一致。 由此可见，本文的实证结果是 稳健的。 2 ** *** * *** *** *** *** *** *** *** * *** *** *** *** ** *** * ** *** ** *** *** *** 五、 结论 本文以 20202020 年我国沪深两市上市公司为样本，考察了银行信贷融资可获性对企业恶性增资行为的影响。 研究发现： 更强的 银行信贷融资可获性显著增加了上市公司 发生恶性增资行为的概率 ；其次进一步以上述样本中仅发生恶性增资的公司为研究对象，发现更强的 银行信贷融资可获性显著加深了上市公司发生恶性增资 的程度；此外，我们还发现滞后期比当期模型表现出更大的相关性，从而说明了资本投资效果的滞后性。 上述发现为理解企业信贷融资的经济后果具有重要意义，为规范上市公司的投融资行为提供了理论依据。 我们基于上述研究结果，提出以下建议：第一， 虽然目前我国上市公司会在定期报告中披露募集资金的使用情况，但是这些资金可以被 同时运用到几个项目中，以至于报告使用者很难了解单个项目的投资及其效果。 因此我们建议企业对于重大投资项目的信贷融资投入及其效益进行定期披露和跟踪，以增加项目投资信息的透明度。 第二， 在决策是否 对上市公司提供贷款时， 银行可以 将企业以往发生恶性增资的概率及 程度 纳入 其考核体系，从信贷融资发放的根源上减少企业发生恶性增资的可能性。 【 参考文献 】 [1] Ross, J., Staw, B. 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China Economic Review, 2020, 17:1436. 我国内部控制审计现状及审计规范体系探讨 陶黎娟 （青岛大学 国际商学院，山东 青岛 266071） 【摘要】 本文以《企业内部控制基本规 范》的颁布为契机，考察在法规约束前提下我国上市公司内部控制审计 现状。 2020 年和 2020 年的年报数据表明，上交所 有多于半数的企业并未遵循《企业内部控制基本规范》的要求，我国内部控制审计的披露程度较低。 一方面，这和我国相关法规的强制力不足有关；另一方面，也和我国内部控制审计 规范 体系的不完善有关。 据此，本文建议我国制定详细的内部控制审计准则 并完善审计报告的标题、类型、内容和格式，以促进我国内部控制审计实践的健康发展。 【关键词】 内部控制审计 ； 财务报告内部控制 ； 内部控制 ； 内部控制基本规范 A study of the Internal Control Disclosure Status in quo and the Internal Control Standard System in China Tao Lijuan （ International Business College, Qingdao University, Shandong Qingdao, 266071） 【 Abstract】 Taking opportunity of the issuance of “Internal Control Basic Norms”, This papers studies the internal control disclosure in China。