一、 引言

虽然西方国家的大部分经验证据均支持内部控制审计对提高资本市场资金配置效率的作用，但是我国是一个新兴加转轨的资本市场，在这个相对不成熟的市场上，必然存在着迥异于成熟市场的内部控制审计的供需曲线。在南京审计大学承办的2016中国会计学会内部控制专业委员会学术年会暨内部控制专题研讨会上，专家学者以及实务界精英就我国目前资本市场实施内部控制审计的经济后果进行了辩论，双方争议的焦点是，我国资本市场究竟是否存在对内部控制审计的自发需求，内部控制审计信息是否对资本市场参与者具有决策有用性。本文基于中国银行业特殊的以国有产权为主导的制度背景，对自愿性内部控制审计信号以及高质量内部控制审计信号是否能够被银行利用，从而有助于公司的银行贷款进行实证研究。

虽然2012年以后中国逐步实施强制性内部控制审计，但是关于“自愿性内部控制审计是否有助于公司获得银行贷款”的研究仍然具有意义。(1)监管部门推行强制性内部控制审计的前提条件是：我国的资本市场类似于西方市场，对内部控制审计信息具有自发需求。如果该前提条件不具备，那么强制推行内部控制审计只能增加企业成本负担，使审计成为一种形式上的而非实质上的需要，甚至催生大量虚假审计信息，最终使得社会总成本大于总收益。本文基于我国银行业特殊的以国有银行为主导的制度背景，根据不同的产权性质将银行分类，对不同产权性质的银行是否具有对内部控制审计信息的自发需求进行验证。根据需求决定供给的市场原则，如果银行业存在对内部控制审计信息的自发需求，那么在资本市场推行强制内部控制审计是有经验依据和政策意义的。本文研究发现：我国国有银行对内部控制审计信号需求不足。(2)银行是否对内部控制审计具有自发需求，不仅受到银行自身的产权性质的影响，还受到内部控制审计质量高低的影响。由此本文进一步检验不同产权性质的银行对高质量内部控制审计信息的需求程度。本文发现银行业整体上对高质量的内部控制审计信息缺乏需求。(3)本文在文献上丰富了“关于内部控制审计的信号作用”和“会计审计信息对银行业授信的决策有用性”方面的研究。目前鲜有“内部控制审计”和“高质量内部控制审计”对银行业信号作用的经验证据。而且以往关于银行业金融的实证研究，研究者大多沿袭西方文献把银行业视同为黑箱，没有基于中国制度背景区分银行业产权的异质性，因此实证结果可能无法反映不同产权性质银行的个性化现象和规律。(4)本文的政策意义是：国有银行的非营利性目标和政府干预的经营特征，会导致对内部控制审计信号需求不足，如果不对国有银行推行更深入的产权制度改革，仅仅着眼于提高内部控制审计质量，并不能提高银行业对内部控制审计信号的需求程度。短期来看，监管层应该设计激励机制或者向银行呼吁，在信贷决策时利用内部控制审计信息识别会计信息质量，以提高银行业对内部控制审计信息的需求。

二、 文献回顾

内部控制审计报告对银行业授信的决策是否有用，是以银行业在信贷决策时是否关注公司会计信息质量为前提的。国外的经验研究表明，会计信息质量和内部控制审计报告会影响银行授信的贷款条件。Francis等发现，公司的盈余质量与平均贷款成本负相关[1]。Bharath等发现，盈余质量高的公司能够获得更低的贷款利差(loan spreads)和宽松的非价格条款[2]。Graham等发现，财务报告重述的公司获得了更严格的贷款条件[3]。Song等针对1999—2007年7个国家的新兴金融市场的实证研究发现，公司的会计信息质量影响了银行贷款条件，会计信息质量更高的公司获得了更有利的贷款条件，如更多的银行贷款、更长的贷款期限和更低的贷款利差，但是这种相关性受到国家和公司层面的公司治理水平的影响[4]。Kim等认为，内部控制审计报告能够反映公司会计信息系统质量，他们发现美国2005—2009年被出具了内控缺陷审计意见的上市公司更难获得贷款，并且贷款成本更高[5]。以上经验证据表明，会计信息质量和内部控制审计报告对银行授信具有决策有用性。

中国的部分经验研究表明，中国的银行没有识别公司的会计信息质量，会计信息质量不会影响银行授信的贷款条件。陆正飞等发现，对于不同盈余管理程度的中国企业，新增银行长期借款与会计信息的相关性并不存在显著差异，也就是说，银行并没有对上市公司的盈余质量进行区分[6]。叶志峰以1998—2007年的中国上市公司为研究样本，发现中国银行业没有有效识别企业现金流操纵的行为[7]。蒋东生发现，银行不仅没有有效识别上市公司的盈余管理行为，反而对盈余管理严重的企业发放了更多的长期贷款[8]。谢获宝等发现，企业盈余管理程度越高，债务成本越低[9]。马永强等发现，盈余管理更多的公司获取了更多的信贷资源[10]。周德友发现，盈余管理反而有助于企业获得贷款[11]。另外，针对中国自愿性内部控制审计的大量实证研究表明，公司出于向股市和债市融资的目的，会产生释放内部控制审计信号的自发需求[12-13]。自愿性内部控制审计降低了盈余管理水平，提高了财务报表信息的可靠性[14-18]，因此具有信息含量。而且自愿性内部控制审计信号的确降低了资本市场的信息不对称程度，降低了公司权益资本和公司在资本市场发行公司债券时的融资成本[19-20]。

上述中国相关的实证研究表明：一方面中国的银行没有识别公司的会计信息质量；另一方面中国的自愿性内部控制审计提高了会计信息质量，具有信息含量，对股票和债券的发行具有信号作用。基于两方面的研究证据，我们推测自愿性内部控制审计的信号作用应该能够帮助银行识别公司的会计信息质量。但是截至目前，尚缺乏内部控制审计对银行业授信影响的直接相关经验证据。

PCR结果显示144株大肠埃希菌菌株中，共有9株（6.3%）属于ST131型，都为系统发育B2群。对这9株ST131菌株进一步进行O血清学分型，显示其包括8株（88.9%）O25b-B2-ST131和1株（11.1%）O16-B2-ST131。

三、 理论分析和假设提出

自愿性内部控制审计是否能够有助于公司获得银行贷款，取决于银行对会计和审计信息的决策有用性的判断。理论上来说，会计报告的目标就是会计报告对包括银行在内的投资者具有决策有用性。银行在授信决策中，无论是采用定量模型还是定量和定性结合的方法对公司的偿债能力进行评估，公司会计信息始终是银行评估公司风险水平的重要原始数据来源。内部控制审计能够从两个方面提高会计信息对银行授信决策的有用性。一方面，内部控制审计通过对内部控制过程的审核，提高了会计信息的可靠性，从而增加了会计信息对银行授信的决策有用性；另一方面，内部控制审计报告的自愿披露本身即向资本市场释放了信号，相对于没有进行内部控制审计的公司，被审计师出具内部控制标准意见的公司，应该具有更健全有效的内部控制系统(产生会计数据的程序)及更优质的财务报告信息系统。国际银行业贷款评审多采用5C原则，财务报告信息系统的质量是环境条件(Condition)的重要影响因素。财务报告信息系统的质量越高，银行评估的贷款风险越低。但是从实践的角度来说，内部控制审计能否影响银行的授信决策需要实证检验。一方面，研究者们倾向于认为中国的银行并不能识别公司的会计信息盈余管理；另一方面，研究者们发现自愿性内部控制审计的确减少了盈余管理水平，提高了会计信息可靠性，对会计信息质量具有信号作用。因此，我们推断自愿性内部控制审计的信号作用能够帮助银行甄别会计信息质量，从而有助于公司获得银行贷款。由此我们提出假设1。

H1：在其他条件相同的情况下，相对于没有内部控制审计的公司，内部控制审计的公司将获得更多的银行贷款。

上文我们没有考虑中国银行产权的异质性对自愿性内部控制审计信号功能的影响。银行产权性质与资金配置效率的相关性是经济学的重要课题，但是关于中国银行业产权性质与资金配置效率相关性的研究长期被忽视[21]。我们认为，不同产权性质的银行具有不同的经营特征，而经营特征的差异可能会影响银行在进行贷款决策时对内部控制审计信号的利用程度，从而影响内部控制审计对公司获得更多银行贷款的作用。以下我们根据产权性质将银行分成国有银行和民营银行进行分析。

中国国有银行的经营特征是非营利性目标和政府干预。非营利性目标和政府干预必然使得银行的信贷决策偏离市场标准，削弱银行识别公司会计信息质量的必要性，继而降低国有银行对内部控制审计信号的自发需求和利用。而民营银行更加追寻经济利益的最大化，更少受到政府干预，风险管理更加稳健，贷款决策更多的是基于对市场上平均风险和收益的考量，因此，对于民营银行来说，应该会产生利用内部控制审计信号识别公司会计信息质量的自发需求。由此我们提出假设2。

H2: 其他条件相同的情况下，相对于没有内部控制审计的公司，自愿性内部控制审计的公司能够获得更多民营银行的贷款。

随着我国城市化进程的不断加快推进，城市覆盖范围越来越广泛，乡村旅游自身所具备的鲜明的时代特征愈发凸显。在这一形势下，城市居民想要摆脱紧张的生活节奏，远离城市的雾霾、拥挤的街道，摆脱相对狭窄的居住空间，尝试绿色无污染美食，乡村旅游不失为一项绝佳的选择；另一方面，在精神层面上，国人本身对“修身养性”、“返璞归真”等文化传统有着天然的需求，同时“乡愁”在东方更是有着显著的普世价值，而乡村旅游在这一方面也有着天然的人文基础，能够满足人们上述这一精神层面的需求，这本是乡村旅游自身蕴藏的价值，而在城市化进程不断推进发展之下，使得乡村旅游这一价值得到更为显著的凸显，为乡村旅游发展带来了空前的发展机遇。

不仅银行产权的异质性可能会影响自愿性内部控制审计的信号功能，而且信号功能也可能受到内部控制审计质量高低的影响。学者一般会认为内部控制审计质量越高，那么信号功能应当越强。而品牌审计事务所如四大会计师事务所的内部控制审计，相对于一般会计师事务所可能代表了更高质量的内部控制审计。据此本文将继续检验，相对于一般会计师事务所，品牌审计事务所是否能够释放更强信号，从而有助于公司获得更多银行贷款呢？

本设计组成的框架主要包括四大模块：数据层模块、网络层模块、共识层模块和接口层模块。通过接入到同一个区块链网络中，使用统一的接口层进行交互，同时接口层还能和网络层和共识层通过底层协议进行交互，网络层负责发现区块链网络中的P2P节点和数据的传输，共识层负责身份认证，数据层负责存储数据。

H3a：其他条件相同的情况下，相对于非品牌审计师的内部控制审计，品牌审计师内部控制审计的公司将获得更多的银行贷款。

如果继续考虑银行产权异质性对自愿性内部控制审计信号功能的影响，那么由于国有银行和民营银行的经营目标和政府干预程度不同，可能也会影响到品牌审计师的信号作用。由于民营银行具有利用审计信号识别公司会计信息质量的动机，因此我们可以推断：聘请品牌审计师的内部控制审计的公司，可能相对于非品牌信号能够获得更多的民营银行贷款。而对于国有银行来说，由于政府干预以及非营利性目标，导致在贷款决策前缺乏对会计信息质量识别的动机，并且这种贷款决策可能将在历史发展中被长期沿袭，形成路径依赖。此时即使品牌审计师能够释放更强的信号，也很难影响国有银行的贷款决策。由此我们提出假设3b。

H3b: 其他条件相同的情况下，相对于非品牌审计师的公司， 品牌审计师内部控制审计的公司将获得更多民营银行贷款。

三、 研究设计

(一) 数据与样本

2012年以后上市公司将逐步实施强制性内部控制审计，因此本文样本包括了2008—2011年非金融类A股上市公司的银行贷款信息数据、内部控制审计报告数据、内部控制指数和公司财务数据。其中银行贷款数据来源于锐思(RESSET)数据库“公司重大事项”中的借贷明细数据库，我们手工收集处理了关于公司新增银行贷款银行名称和产权性质方面的信息；内部控制审计数据全部来自于对上市公司年报信息的手工收集；内部控制指数来自于迪博数据库；公司财务数据来自于国泰安。在剔除非标内部控制审计意见、净资产小于0和资产负债率大于1的公司以及缺失值后，本文最终得到1468个样本观测值。

 

 

表1 银行产权性质分类

  

变量定义家数(N)百分比(%)PanelA：全样本国有银行38588．51%民营银行5011．49%合计435100．00%PanelB：国有银行最终控制人为中央政府的国有银行133．38%其中：国家政策性银行30．78%最终控制人为地方政府的国有银行13735．58%农村商业银行(信用社)23561．04%国有银行合计385100．00%PanelC：民营银行最终控制人为外资的民营银行4998．00%其他民营银行12．00%民营银行合计50100．00%

(二) 银行产权性质

根据锐思(RESSET)数据中银行贷款信息，我们手工收集了关于贷款银行名称和产权性质方面的信息，统计了共计435家银行(包括信用社)的信息，并参考Chen等对银行产权的划分方法，按照银行披露的最终控制人信息，将银行产权划分为国有银行和民营银行[22]。其中民营银行包括中国民生银行以及外资银行；国有银行包括工商银行、中国银行、建设银行、农业银行、交通银行以及其他股份制银行和城市商业银行(如表1所示)。统计结果表明国有银行家数占88.51%，民营银行仅占11.49%。

由于品牌审计师的声誉和内部控制审计的自愿性披露都具有信号作用，那么品牌审计师的内部控制审计能否在边际上增强内部控制审计自愿性披露的信号作用呢？一方面，品牌审计师的内部控制审计质量应该高于非品牌审计师，从而可能更具信号效应；另一方面，品牌审计师的声誉和内部控制审计的自愿性披露都具有传递会计信息可靠性的信号作用，由于信号内容互相重叠，导致信号作用相互替代，因此未必能起到相互补充、相互加强的作用。品牌审计师的内部控制审计能否增强内部控制审计自愿性披露的信号作用有待于实证检验。据此我们提出假设3。

广场上人不多，边上微小的人工湖畔栽了些垂柳，叶子像十七八岁的姑娘一样已经日渐丰满，敦礼记得上次去月半湾的时候，这些叶子还是极小的芽儿，稀稀疏疏地缀在细细的柳条上，迎着天空望去，轻盈得像蜻蜓透明的翅翼。敦礼扶着垂柳的树干歇了一小会儿，然后继续往前走。

(三) 主要变量定义

1． 新增银行贷款

根据锐思(RESSET)数据中银行贷款信息，我们手工收集了2008—2011年公司每年新增银行贷款总额和贷款银行名称。在将贷款银行产权分为国有银行和民营银行后，我们分别计算新增银行贷款中的国有银行贷款总金额和民营银行贷款总金额。为了降低异方差对OLS模型估计的影响，我们将被解释变量“新增银行贷款Newloan”定义为“新增银行贷款总额/期初总资产”、“新增国有银行贷款Stateloan”定义为“新增国有银行贷款总额/期初总资产”、“新增民营银行贷款NonStateloan”定义为“新增民营银行贷款总额/期初总资产”。

Newloan=α0+β1big4ICAi,t-1+β2Sizei,t+β3SOEi,t+β4Growthi,t+β5Cfioi,t+β6STi,t+β7Offeri,t+

2． 内部控制审计报告和审计师品牌

我们将标准意见的内部控制审计报告作为观测变量(ICAi,t-1)，如果公司去年披露了标准意见的内部控制审计报告则赋值为1，否则为0。为了检验高质量内部控制审计信号对公司银行贷款的作用，我们将内部控制审计的审计师品牌作为观测变量(big4ICAi,t-1)，如果公司去年是“四大”内部控制审计则赋值为1，否则为0。

一杭想到在电梯口碰到的那个墨镜男，一定是他！这个熟悉的身影是谁呢？一杭闭上眼睛，痛苦地搜索着记忆。他突然惊呆了，那人就是在范宅里，带他去寻范坚强的墨镜男！在范宅住了不久，一杭就回了老家，他们只见过那一面。

我们借鉴孙铮和李增泉等的控制变量设计方法，将公司特征分为公司财务特征、非财务特征和贷款需求。财务特征指标的计算应用主因子分析法[23]，根据主因子分析的结果，我们得出了Factor1、Factor2和Factor3，其中Factor1是反映偿债能力的因子，Factor2是反映盈利能力的因子，Factor3是反映总资产周转率的因子；非财务特征包括公司规模、是否ST、是否上市国企SOE；贷款需求指标包括销售收入增长率(Growth)、自有资金比率(Cfio)和权益筹资能力(Offer),作为公司贷款需求的表征变量。

β7Offeri,t+β8factori,t+β9IC+IndustryDummy+YearDummy+εi,t

与孙铮和李增泉等的研究不同的是，为了排除银行贷款与内部控制审计的相关性，既由于两者同时受到公司内部控制质量影响导致的伪相关，我们在模型中加入迪博公司发布的“内部控制指数”作为表征内部控制质量的变量进行控制。

图1是慢动杂波和SST回波不连通的多帧积累示意图，当然，在实际工作中也经常会遇到SST在杂波环境中运动的情况，这时的多帧积累回波情况就会比上述目标与杂波分离的情况复杂得多。本文处理的雷达图像是一种二值图像[9-11]，其中“1”表示存在目标，“0”表示不存在目标。如果目标回波出现叠加将难以对所检测目标类型进行区分，因此本文处理的前提是假设目标回波相互间不存在叠加现象。

 

表2 变量定义

  

变量名变量定义PanelA：银行信贷资金Newloan公司的新增银行贷款总额/期初总资产Stateloan新增国有银行贷款总额/期初总资产NonStateloan新增民营银行贷款总额/期初总资产PanelB：内部控制审计信息ICAi，t-1去年自愿披露了标准意见的内部控制审计报告的公司为1，没有披露的为0Big4ICAi，t-1去年“四大”内部控制审计则赋值为1，否则为0PanelC：控制变量Size总资产取对数SOE国有企业取1，其余为0STST为1，其余0Growth收入增长率，本期主营业务收入/上期主营业务收入Cfio自有资金比率，(经营活动现金流净额-投资活动现金流净额)/期初总资产Offer权益筹资能力，本期配股或增发募集资金/期初总资产IC迪博内部控制指数Factor1财务特征主因子1，短期偿债能力因子Factor2财务特征主因子2，盈利能力因子Factor3财务特征主因子3，长期偿债能力因子

(四) 模型设计

NonStateloan=α0+β1big4ICAi,t-1++β2Sizei,t+β3SOEi,t+β4Growthi,t+β5Cfioi,t+β6STi,t+

3． 公司的特征变量

Newloan= α0+β1ICAi,t-1+β2Sizei,t+β3SOEi,t+β4Growthi,t+β5Cfioi,t+β6STi,t+β7Offeri,t+β8factori,t+β9IC+IndustryDummy+YearDummy+εi,t

(1)

其中被解释变量Newloan为公司本年新增银行贷款(公司的新增银行贷款总额/期初总资产)，解释变量ICAi,t-1为公司是否去年自愿披露了标准意见的内部控制审计报告，如果β1显著正相关，则H1成立。

NonStateloan= α0+β1ICAi,t-1+β2Sizei,t+β3SOEi,t+β4Growthi,t+β5Cfioi,t+β6STi,t+β7Offeri,t+β8factori,t+β9IC+IndustryDummy+YearDummy+εi,t

(2)

模型(2)被解释变量NonStateloan为本年新增民营银行贷款总额/期初总资产，解释变量和控制变量同模型(1)。如果模型(2)中β1显著正相关，则H2成立。

针对H3，我们构建模型(3)：

杏雨烟桥油纸伞，轩廊黛瓦雕檐。菱舟荇水柳如帘。茶山偎翠谷，白练洗幽潭。 湖笔徽宣龙尾砚，名楼翰院村庵。倩谁诗酒共瑶蟾？吴歌生曼妙，越曲忆江南。

微课是新形势下的一种教学模式，只有将微课融入德育教育中，才能真正体现让教育回归生活的教育理念，不断提升高职院校的德育教学质量，让学生在快乐的课堂学习，让教师能够轻松地教学。■

β8factori,t+β9IC+IndustryDummy+YearDummy+εi,t

①治疗3个月后，测定并记录两组患者治疗前后各项心功能指标，主要包括左心的射血分数(LVEF)、左心室收缩末期的内径(LVESD)和左心室舒张末期的内径(LEVDD)，并进行比较分析。②治疗后对两组患者的临床治疗效果进行评估，显效即患者的临床症状、体征完全得到改善甚至消失，心功能在2级及以上；有效即患者的临床症状、体征与治疗前相比，得到了明显的改善，心功能处于1级以上；无效即患者的临床症状、体征、心功能均未得到改善甚至加重。治疗总有效率为显效率与有效率之和，治疗总有效率=（显效例数+有效例数）/总例数×100.00%[2]。

(3a)

为了检验自愿性内部控制审计对银行贷款的信号作用，我们参考了孙铮和李增泉等的研究模型[23]，针对H1，我们将模型(1)构建如下：

4． 内部控制质量变量

(3b)

其中样本总体为所有去年进行了内部控制审计的公司，被解释变量为Newloan，解释变量big4ICA i,t-1为去年内部控制审计的审计师品牌。如果β1显著正相关，则表明高质量的审计信号能够进一步有助于公司获得更多银行贷款。模型(3b)的被解释变量为NonStateloan，解释变量和控制变量同模型(3a)。

四、 实证结果

(一) 描述性统计

 

 

表3 主要变量的描述性统计

  

变量均值标准差25分位数中位数75分位数Newloan0．2300．2890．05390．1270．293Stateloan0．2060．2750．04290．1120．262NonStateloan0．02330．0573000．0165ICAi，t-10．2940．456001big4ICAi，t-10．00900．0937000IC683．188．15651．8691．1719．7size21．671．04920．9121．5122．29SOE0．5290．499011grow1．2500．5661．0211．1651．357cfio0．1350．1720．03170．1160．209ST0．01290．113000offer0．03190．117000factor1-0．02130．842-0．370-0．246-0．0355factor2-0．002600．906-0．421-0．01640．446factor30．04620．896-0．3190．2260．606

表3为变量的描述性统计，我们发现:从总体的1468个样本观测值来看，2008—2011年公司每年Newloan(新增银行贷款总额/期初总资产)平均为23%，其中Stateloan(新增国有银行贷款总额/期初总资产)平均为20.6%，NonStateloan(新增民营银行贷款总额/期初总资产)平均为2.3%。可见银行贷款尤其是国有银行贷款，依然是中国上市公司主要的外部融资来源；有29.4%的公司进行自愿性内部控制审计。

(二) 多元回归结果

由表4我们发现：从总体上看，新增银行贷款总额与内部控制审计(ICA i,t-1)之间具有5%以上的显著正相关，H1得到了支持。

由表5我们发现：内部控制审计信号对公司银行贷款的作用受到银行产权异质性的影响，表现为新增民营银行贷款NonStateloan与内部控制审计ICA i,t-1之间在1%以上的显著正相关，而新增国有银行贷款Stateloan与内部控制审计ICA i,t-1之间没有显著正相关关系，H2得到了支持，表明内部控制审计信号对民营银行具有显著的决策有用性，而对国有银行没有决策有用性，说明非营利性目标和政府干预影响了国有银行的信贷决策，降低了国有银行对内部控制审计信号的需求。本文的发现以及以往文献中认为“国有银行没有识别上市公司的盈余质量”的实证证据，共同表明了如果不改变国有银行的经营特征，就无法提高会计和审计信息对国有银行授信决策的有用性。

由表6我们发现：无论是新增银行贷款总额，还是新增国(民)有银行贷款，与审计师品牌都不具有显著正相关关系，H3没有得到验证。实证结果表明，现阶段我国银行业尚缺乏对高质量内部控制审计信息的需求，也就是说，如果目前公司提高内部控制审计信息质量，也并不能提高内部控制审计信息对银行业的决策有用性。

(三) 进一步检验

虽然我们发现，自愿性内部控制审计对公司的民营银行贷款具有信号作用，但是民营银行又可分为中资民营和外资银行，两者在经营特征上存在差异，因此可能会影响内部控制审计的信号作用。我们进一步将民营银行分为中资民营和外资民营，分别检验自愿性内部控制审计信号以及高质量的内部控制审计信号对其新增银行贷款总额的影响。同样我们以最终控制人信息对银行产权进行分类发现，截至我们统计时，我国98%的民营银行为外资，而中资民营银行仅有民生银行1家。

 

 

 

 

表6 银行贷款总额与审计师品牌的相关性

  

变量NewloanNewloanStateloanStateloanNonStateloanNonStateloanbig4ICAi，t-10．03090．03090．02950．02950．00140．0014(0．37)(0．37)(0．36)(0．36)(0．09)(0．09)Size-0．0296-0．0296-0．0163-0．0163-0．0133∗∗∗-0．0133∗∗∗(-1．02)(-1．02)(-0．58)(-0．58)(-3．16)(-3．16)SOE0．04010．04010．02140．02140．0187∗0．0187∗(1．11)(1．11)(0．63)(0．63)(1．95)(1．95)Growth-0．0068-0．0068-0．0240-0．02400．01730．0173(-0．16)(-0．16)(-0．59)(-0．59)(0．91)(0．91)Cfio-0．1124-0．1124-0．1122-0．1122-0．0002-0．0002(-1．13)(-1．13)(-1．23)(-1．23)(-0．01)(-0．01)ST-0．1870∗∗-0．1870∗∗-0．1726∗∗-0．1726∗∗-0．0144-0．0144(-2．38)(-2．38)(-2．26)(-2．26)(-0．82)(-0．82)Offer-0．0299-0．02990．00950．0095-0．0394-0．0394(-0．30)(-0．30)(0．10)(0．10)(-1．48)(-1．48)Factor10．00360．0036-0．0010-0．00100．00460．0046(0．19)(0．19)(-0．05)(-0．05)(1．42)(1．42)Factor20．03850．03850．02300．02300．0154∗∗0．0154∗∗(1．43)(1．43)(0．89)(0．89)(2．10)(2．10)Factor30．00150．00150．00300．0030-0．0014-0．0014(0．05)(0．05)(0．09)(0．09)(-0．29)(-0．29)IC0．00020．00020．00020．00020．00000．0000(0．64)(0．64)(0．68)(0．68)(0．04)(0．04)Constant0．86190．86190．56470．56470．2971∗∗∗0．2971∗∗∗(1．50)(1．50)(1．01)(1．01)(3．19)(3．19)Observations431431431431431431AdjustedR20．0860．0860．0680．0680．170．17Industry/Year控制

注：括号中为Robust T值，*代表p<0.1, **代表 p<0.05, ***代表p<0.01，解释变量均为winzor 1%调整后的值。

由表7我们发现，无论中资民营银行贷款Minsheng loan (新增中资民营贷款总额/期初总资产)，还是外资民营银行贷款(新增外资民营贷款总额/期初总资产)，均与内部控制审计有5%～10%以上的显著正相关性，H2得到进一步的验证。

表8的样本总体为431家进行了内部控制审计的公司，我们发现品牌审计师内部控制审计的公司相对于“非品牌”并没有获得更多的中(外)资民营银行贷款。这表明公司释放高质量的内部控制审计信号并不能进一步有助于公司获得民营银行贷款，H3没有得到支持。

00后大学生的特点可从两方面进行总结，一个是多元性，一个是矛盾性。多元性是指00后大学生个体之间的差异极其严重，相应地心理状态和思维变化也更加复杂多变。具体表现在对当今时代各种新事物新观点的接受程度较高，比如同性恋思想等，并且对于自己感兴趣的新鲜事物拥有很强的学习能力，比如各种手机软件等；矛盾性是指00后大学生身上同时兼具相对立的心理特点，令人难以捉摸。具体表现在极其渴望独立的同时又极度依赖父母家庭，强烈的自我意识和难以完全独立的现实造就了矛盾的心理状态。而基于个体则呈现出热情积极与沉默寡言交相辉映的特点，这种忽冷忽热的“个性”对人际交往的影响颇深。

 

表7 银行贷款与内部控制审计的相关性:中资民营与外资银行对比

  

变量MinshengloanMinshengloanForeignloanForeignloanICAi，t-10．0061∗∗0．0065∗∗0．0059∗∗0．0062∗(2．51)(2．05)(2．45)(1．88)Size-0．0007-0．0033∗∗∗-0．0012-0．0040∗∗∗(-0．69)(-2．96)(-1．16)(-3．53)SOE0．0035-0．00160．0035∗-0．0015(1．63)(-0．57)(1．66)(-0．54)Growth-0．00070．0028-0．00060．0029(-0．67)(1．05)(-0．61)(1．09)Cfio-0．0006-0．0043-0．0007-0．0043(-0．11)(-0．47)(-0．12)(-0．48)ST0．0110-0．00510．0119∗-0．0040(1．57)(-1．22)(1．68)(-0．97)Offer-0．0021-0．0034-0．0021-0．0034(-0．25)(-0．25)(-0．25)(-0．25)Factor10．0008-0．00070．0006-0．0008(0．81)(-0．40)(0．68)(-0．50)Factor20．0042∗∗∗0．0032∗∗0．0037∗∗∗0．0025(4．54)(2．01)(3．80)(1．26)Factor30．0009-0．00000．0008-0．0001(0．93)(-0．02)(0．86)(-0．16)IC0．00000．0000(1．24)(0．91)Constant0．02030．0895∗∗∗0．02270．0925∗∗∗(0．96)(3．83)(1．07)(3．98)Observations1468146814681468AdjustedR20．0480．0480．04250．043Industry/Year控制

注：括号中为Robust T值，*代表p<0.1, **代表p<0.05, ***代表p<0.01，解释变量均为winzor 1%调整后的值。

表8 银行贷款总额与审计师品牌的相关性:中资民营与外资银行对比

  

变量MinshengloanMinshengloanForeignloanForeignloanbig4ICAi，t-1-0．0099-0．01180．01150．0132(-1．15)(-1．31)(1．11)(1．16)Size-0．0036-0．0049∗-0．0096∗∗∗-0．0084∗∗∗(-1．25)(-1．66)(-3．00)(-2．77)SOE0．0102∗0．0106∗0．00850．0082(1．65)(1．70)(1．14)(1．07)Growth-0．0075-0．00750．02480．0248(-1．11)(-1．10)(1．37)(1．37)Cfio0．00170．0007-0．0018-0．0009(0．11)(0．05)(-0．07)(-0．03)ST0．00280．0058-0．0174-0．0201(0．29)(0．62)(-1．30)(-1．40)Offer-0．0419∗∗∗-0．0417∗∗∗0．00250．0023(-3．42)(-3．41)(0．10)(0．10)Factor10．00150．00110．00320．0035(0．91)(0．68)(1．01)(1．12)Factor20．0089∗∗∗0．0077∗∗0．00660．0077(3．37)(2．47)(1．24)(1．16)Factor30．00350．0032-0．0049-0．0046(1．06)(0．97)(-1．48)(-1．41)IC0．0000-0．0000(0．84)(-0．50)Constant0．09760．1028∗0．1991∗∗∗0．1944∗∗∗(1．58)(1．69)(2．79)(2．83)Observations431431431431AdjustedR20．180．180．130．13Industry/Year控制

注：括号中为Robust T值，*代表p<0.1, **代表p<0.05, ***代表p<0.01，解释变量均为winzor 1%调整后的值。

 

表9 银行贷款总额与内部控制审计的相关性：国有银行与民营银行对比

  

变量Ln(Stateloan)Ln(Stateloan)Ln(NonStateloan)Ln(NonStateloan)ICAi，t-1-0．2095-0．21240．8971∗0．8436∗(-0．76)(-0．75)(1．77)(1．65)Size1．1388∗∗∗1．1318∗∗∗0．4778∗0．3480(8．21)(7．12)(1．90)(1．25)SOE0．05880．05970．65390．6712(0．24)(0．24)(1．34)(1．38)Growth0．18000．1810-0．5155∗-0．4978∗(0．99)(0．99)(-1．76)(-1．70)Cfio0．03290．0321-1．3398-1．3541(0．04)(0．04)(-0．97)(-0．98)ST1．3375∗∗∗1．3491∗∗∗0．37210．5853(3．12)(3．03)(0．19)(0．29)Offer-0．1492-0．1492-2．6685-2．6683(-0．12)(-0．12)(-1．51)(-1．51)Factor1-0．1074-0．10910．12690．0940(-0．76)(-0．78)(0．49)(0．37)Factor2-0．0508-0．05810．7790∗∗∗0．6448∗∗(-0．37)(-0．37)(2．98)(2．20)Factor30．26030．2593-0．1524-0．1721(1．36)(1．35)(-0．56)(-0．63)IC0．00020．0031(0．10)(0．98)Constant-5．3561∗-5．3250∗-6．0928-5．5205(-1．79)(-1．76)(-1．13)(-1．02)Observations1468146814681468AdjustedR20．0840．0840．0520．053Industry/Year控制

注：括号中为Robust T值，*代表p<0.1, **代表p<0.05, ***代表p<0.01，解释变量均为winzor 1%调整后的值。

五、 稳健性检验

本文主要的发现是，自愿性内部控制审计对银行贷款的信号作用将受到银行产权异质性的影响。为了检验模型(2)的敏感性，我们将模型(2)中被解释变量“新增民营银行贷款”定义为“对新增民营银行贷款总额取对数Ln(NonStateloan)”，解释变量和控制变量同模型(2)；对比组的被解释变量“新增国有银行贷款”定义为“对国有银行贷款总额取对数Ln(Stateloan)”，解释变量和控制变量如模型(2)。结果如表9所示，新增民营银行贷款Ln(NonStateloan)与内部控制审计ICAi,t-1之间具有10%以上的显著正相关，在控制了内部控制质量之后，两者之间依然具有10%以上的显著正相关；而新增国有银行贷款Ln(Stateloan)与内部控制审计ICA i,t-1之间没有显著正相关关系，H2继续得到了支持，我们的结论是稳健的。

六、 研究结论和启示

自愿性内部控制审计的信号作用受到银行业产权异质性的影响，表现为国有银行贷款总额与内部控制审计之间没有显著正相关关系，而民营银行贷款总额与内部控制审计之间呈显著正相关，并且无论是中资民营银行还是外资民营银行的贷款总额，都与内部控制审计之间具有显著正相关关系；另外，公司通过选择品牌事务所，释放高质量的内部控制审计信号，并不能进一步帮助公司获得更多国有银行或是民营银行贷款。

12月12日，由加拿大木业主办“2018加拿大木材中国论坛暨现代木结构建筑在健康养生产业的应用活动”在北京举行。出席此次论坛的演讲嘉宾包括：中国木材及木制品流通协会首席专家朱光前，加拿大温哥华沿海健康家庭护理区域主管Jo-Ann G.Tait女士以及加拿大Equilibrium工程咨询公司联合创始人Robert Malczyk先生等，此活动吸引了250多名专业人士参与。

实证结果表明：国有银行对内部控制审计信息需求不足，没有经验证据支持国有银行利用内部控制审计信号识别客户的会计信息质量，而对于仅占银行业11.49%的民营银行来说，虽然能够利用内部控制审计信号，但是对于高质量内部控制审计的公司并没有分配更多的信贷资金。研究结果还表明：国有银行的非营利性目标和政府干预的经营特征会影响内部控制审计信息对国有银行信贷的决策有用性；在目前国有银行为主导的银行业的制度背景下，仅仅试图提高内部控制审计质量，并不能提高内部控制审计信息对银行信贷的决策有用性。

班里的学霸得意地说：“没有我不会做的题。”有人说：“问你道数学题，今天是零度，明天比今天冷一倍，明天多少度？”学霸：“……”

本文对自愿性内部控制审计信号作用以及中国银行的风险管理和资金配置效率等方面进行了研究。我们认为：现阶段应当继续深化银行业的产权制度改革，而非进一步提高内部控制审计质量，这样更能从根本上增强内部控制审计对银行业的决策有用性。如果银行业在深化体制改革之后，增加了对内部控制审计以及高质量内部控制审计的自发需求，那么为了顺利地获得贷款，公司将自发供给内部控制审计以及提高内部控制审计质量，从而使监管成本降低而监管效率提高，并且可以降低公司为满足监管要求而产生的遵循成本。

参考文献：

[1]FRANCIS J, LAFOND R, OLSSON P,et al.The market pricing of accruals quality[J]. Journal of Accounting and Economics，2005, 39 (2):295-327.

[2]BHARATH S T,SUNDER J,SUNDER S V.Accounting quality and debt contracting[J]. The Accounting Review，2008, 83 (1):1-28.

[3]GRAHAM J R, LI S, QIU J.Corporate misreporting and bank loan contracting[J]. Journal of Financial Economics，2008, 89(1): 44-61.

[4]SONG L, TUORINIEMI J C. Accounting quality, governance standards, and syndicated loan contracts[J]. Pacific Accounting Review，2016, 28(1):2-15.

[5]KIM J, SONG B Y, ZHANG L. Internal control weakness and bank loan contracting: Evidence from SOX section 404 disclosures[J]. The Accounting Review 2011, 86(4):1157-1188.

[6]陆正飞，祝继高，孙便霞. 盈余管理、会计信息与银行债务契约[J].管理世界, 2008 (3):152-158

[7]叶志锋，胡玉明. 银行能够有效识别企业的会计操纵行为吗？——以中国上市公司的银行借款违约概率为视角[J].审计与经济研究, 2009(3): 89-94.

[8]蒋东生. 谁获得了长期贷款?[J].管理世界, 2012(7): 167-169.

[9]谢获宝，刘波罗，罗子昱. 盈余管理与债务成本——来自中国A股上市公司的实证研究[J].财会通讯,2013(12):38-43.

[10]马永强，赖黎，曾建光. 盈余管理方式与信贷资源配置[J]. 会计研究, 2014(12):39-46.

[11]周德友. 制度环境、盈余管理与信贷融资[J].宏观经济研究, 2015(3):120-133.

[12]林斌，饶静. 上市公司为什么自愿披露内部控制鉴证报告?——基于信号传递理论的实证研究[J].会计研究, 2009(2): 45-54.

[13]方红星，戴捷敏. 公司动机、审计师声誉和自愿性内部控制鉴证报告——基于A股公司2008—2009年年报的经验研究[J].会计研究, 2012 (2): 87-96.

[14]张龙平，王军只，张军. 内部控制鉴证对会计盈余质量的影响研究——基于沪市A股公司的经验证据[J].审计研究, 2010(2): 83-90.

[15]方红星，金玉娜. 高质量内部控制能抑制盈余管理吗：基于自愿性内部控制鉴证报告的经验研究[J]．会计研究, 2011(8): 53-62.

[16]雷英，吴建友，孙红. 内部控制审计对会计盈余质量的影响——基于沪市A股上市公司的实证分析[J]. 会计研究, 2013(11): 75-82.

[17]程小可，郑立东，姚立杰. 内部控制能否抑制真实活动盈余管理?——兼与应计盈余管理之比较[J].中国软科学, 2013(3):120-131.

[18]徐晶，胡少华. 内部控制审计能够提高盈余质量吗?[J].财经问题研究, 2015(3): 81-88.

[19]袁蓉丽，陈黎明，文雯. 上市公司内部控制审计报告自愿披露的经济效果研究——基于倾向评分匹配法和双重差分法的分析[J]. 经济理论与经济管理, 2014(6): 71-82.

[20]方红星，施继坤.产权性质、信号显示行为及其效果——以发债公司自愿披露内部控制审计报告为例[J]．财经问题研究, 2015(1): 80-87.

[21]JIA C X. The effect of ownership on the prudential behavior of banks: The case of China[J].Journal of Banking and Finance, 2007, 33:77-87.

[22]CHEN H, CHEN J Z, LOBO G J,et al. Association between borrower and lender state ownership and accounting conservatism[J]. Journal of Accounting Research, 2010, 48(5):973-1014.

[23]孙铮，李增泉，王景斌.所有权性质、会计信息与债务契约[J].管理世界, 2006(10):100-108.