营商环境与企业融资约束_杨远.pdf

第 33 卷第 2 期2023 年 6 月Vol.33 No.2June 2023湖南工程学院学报（社会科学版）Journal of Hunan Institute of Engineering（Social Science Edition）营商环境与企业融资约束摘要：以2010年至2020年中国资本市场A股上市公司为研究样本，实证检验营商环境对企业融资约束的影响以及影响路径。研究显示，营商环境能够有效缓解企业融资约束，表现为营商环境越好，企业融资约束程度越低。通过分析其内在作用机制发现，优化营商环境能够提升商业信用水平、改善内部控制质量和加强企业透明度，进而缓解融资约束。关键词：营商环境；融资约束；商业信用；内部控制质量；企业透明度中图分类号：F275文献标识码：A文章编号：1671-1181（2023）02-0060-12杨远（安徽大学 商学院，安徽 合肥 230601）收稿日期：2022-12-09修回日期：2023-02-17基金项目：安徽省高校协同创新项目“营商环境优化的微观政策效应研究”（GXXT-2021-042）。作者简介：杨远（1998），女，安徽滁州人，硕士研究生，研究方向：公司治理与财务会计理论。On the Business Environment and Corporate Financing ConstraintsYANG Yuan（School of Business，Anhui University，Hefei 230601，China）Abstract：This paper takes A-share listed companies from 2010 to 2020 as research samples to empiricallytest the impact of business environment on corporate financing constraints and the impact path.The researchresults show that business environment can significantly alleviate the financing constraints of enterprises，which is reflected in the fact that the better the business environment，the lower the degree of financing con-straints of enterprises.By analyzing its internal mechanism，it is found that business environment improve-ment can enhance the level of commercial credit，improve internal control quality and corporate transparen-cy，which in turn alleviates the financing constraints.Key words：business environment；financing constraints；trade credit；internal control quality；corporatetransparency融资约束现象普遍存在于国内各行业中，世界银行调查发现，有近75%的中国非金融类上市公司将融资约束列为企业发展的主要障碍。1学者们普遍认为，信息不对称引发的市场不完备会使企业面临融资约束问题。2在我国金融市场体系尚未完善的情况下，“融资难、融资贵”的问题一直十分突出。融资约束不仅会限制对外投资，3影响企业绩效，制约企业成长，4同时也阻碍了我国经济的转型升级和高质量发展。作为企业赖以生存的重要条件，营商环境是一个国家或地区经济软实力和综合竞争力的重要体现，5对于企业融资具有重要意义。营商环境的优劣直接影响着该地区的外商投资、公众就业、法治建设、社会保障等各个方面。营商环境越好，信息不对称程度越低，经济活力和市场流动性越强，投资者的信心也越足，从而企业获得融资资金支持的可能性越大。而现有文献主要从概念界定、经济后果和优化策略等视角来研究营商环境，鲜有文献分析企业融资约束与营商环境之间的关系，这为本文提供了研究机会。第 2 期基于以上考虑，本文检验了营商环境对企业融资约束的影响以及影响机理。相较于以往研究，本文可能的贡献主要有三方面：第一，不同于以往研究主要使用世界银行公布的数据度量营商环境，本文从城市层面采用城市竞争力指数进行研究，同时从省级层面采用营商环境的综合评价指标进行稳健性检验。将营商环境的度量角度缩小至省份与城市，更能准确地反映不同地区营商环境的差异性，丰富了营商环境指标体系的相关研究。第二，现有研究关于营商环境经济后果的关注不足，大多研究聚焦于市场创新、交易成本、经营活力等方面的影响，本文从融资约束角度进行研究，丰富了营商环境经济后果方面的相关研究。第三，现有研究主要关注融资约束的微观影响因素，但鲜有从宏观层面研究营商环境对企业融资约束的影响。本文以营商环境为切入点，从商业信用、内部控制质量和企业透明度三个方面分析了营商环境对企业融资约束的影响机理，拓展了关于企业融资约束影响路径的相关研究。一 文献综述、理论分析与研究假设（一）文献综述在营商环境研究中，学者主要围绕以下两个方面展开论述：（1）营商环境的概念界定。国内外学者立足于不同的研究角度，对于营商环境的界定各不相同。庄文嘉等人认为营商环境是涵括市场环境、法治环境和政务环境的复合体。6娄成武和张国勇认为营商环境是市场和政府等多种因素共同作用下的一种特殊的公共产品，具体包括市场监管、价值观念、社会准则、基础设施等要素。7Asaftei 等人则认为良好的营商环境具备税收征管、规则约束和产权保护等政府职能，着重强调其政务环境的重要性。8（2）优化营商环境的经济后果。已有研究从宏观和微观角度针对营商环境的经济后果进行了分析。在宏观层面，众多研究表明，营商环境的改善可以释放地区活力，9减小收入差距，10促进国内生产总值的提升，11对于经济的平稳持续发展起着决定性作用。在微观层面尚未形成一套完整的研究体系，但多数学者关注点在于营商环境的优化如何影响企业行为。刘军和付建栋认为营商环境优化能够推动高新技术的发展，提升产品的质量和技术含量，从而促使企业乃至整个行业创新能力的增强。12此外，营商环境在促进轻资产运营、减少非生产性活动等方面都扮演着重要角色。5，13通过梳理有关融资约束的研究发现，已有学者对融资约束的研究主要包含以下两个方面：（1）融资约束的影响因素。已有研究主要从外部宏观因素和企业内部特征两个视角分析融资约束的影响。在外部宏观层面，万良勇等人发现货币政策紧缩或宽松会影响企业融资约束。14陈胜蓝等人认为不同行业的竞争程度会导致企业的资金需求和投资风险发生变化，进而加剧或抑制企业融资约束。15在企业内部特征方面，胡刘芬发现不同的战略决策会导致企业融资行为的差异性。16此外，CEO 任期17、董秘的财务经历18都会导致企业融资约束发生不同程度的改变。（2）企业缓解融资约束的措施。仲秋雁和石晓峰认为媒体关注能够起到信息中介和监督作用，有助于提升企业声誉并得到更多的融资支持。19姜付秀等人提出分析师、审计师能够反映市场对企业的关注程度，增强信息透明度，进而抑制融资约束。18李琰等人提出发展机构投资者有利于接收和利用信息，有效监督管理层与大股东，进而能够改善企业治理，缓解融资压力。20（二）理论分析与研究假设营商环境是企业赖以生存的外部条件。营商环境的改善，意味着更好的经济发展体系及政治、法制和社会环境。营商环境将对商业信用、内部控制质量和企业透明度三方面产生影响，进而抑制企业融资约束。第一，良好的营商环境能够提供规范和高质量的社会信用管理体系，从而增强对投资者的保护力度，也提升了企业获取商业信用融资的能力。同时，良好的营商环境能更好地发挥政府的扶持作用，这有效优化了银行贷款的配置效率，进一步改善了企业商业信用水平，而商业信用是企业重要的融资手段。商业信用的存在，使得卖方允许买方在经营交易过程中延期付款，从财务角度看，这相当于短期融资。21此外，商业信用作为一种非正式金融制度，在信息、控制偿还和清算上可能更具有优势，在融资中的优势也更加明显。22第二，良好的营商环境能够提供公平公正的市场环境，这有利于企业内外部的信息沟通，进而建立起有效的风险防范机制，完善公司的内部控制建设。同时，良好的营商环境能够提供有序高效的法制环境，这有助于加强企业内部监管，显著抑制企业内部各大利益主体的机会主义行为，为提升内部控制质杨远：营商环境与企业融资约束612023年湖南工程学院学报（社会科学版）量提供保障。而内部控制质量的提升能够降低投资者的投资风险，从而增大获得资金支持的可能性，23并且能够改善公司治理水平，在一定程度上降低大股东利益侵占行为发生的概率，从而保证企业内部资金的流动性。24第三，良好的营商环境能够提供透明公开的企业环境，利益相关者可以得到更为准确全面的信息，这有助于提高企业信息透明度。同时，信息披露数量与质量的提高，在一定程度上减少了企业内外部之间的信息不对称，促进投资者与企业的交易，提升融资效率。此外，企业透明度的加强能推动股票的流动性，保证资金的有效利用；25具备较高透明度的企业还能更好地利用政策变化，进而缓解融资压力。26因此，良好的营商环境会通过加强企业透明度来搜集、加工、解读和传递信息，从而达到抑制信息不对称和融资约束的目的。基于以上分析，本文认为良好的营商环境会提高企业商业信用水平、改善内部控制质量以及加强企业透明度，进而缓解融资约束。鉴于此，本文提出假设：H1：限定其他条件，营商环境显著抑制企业融资约束。二 研究设计（一）样本选取与数据来源本文以 2010 年至 2020 年中国资本市场 A 股上市公司为初始样本，并对初始样本进行处理：（1）剔除金融保险行业的样本；（2）剔除数据缺失的样本；（3）剔除处于 ST、*ST 等异常交易状态的样本。最终得到 15 656 个样本观测值。此外，为避免极端值的不良影响，本文对所有连续变量进行了上下1%分位数的缩尾处理。在数据来源方面，营商环境数据来源于中国社会科学院发布的 中国城市竞争力报告，其他研究数据主要来源于国泰安数据库 CSMAR，分析软件为Stata 16.0。（二）模型设计与变量定义本文构建模型来检验研究 H1 中营商环境对企业融资约束的影响：SA=0+1BUSEN+2DUAL+3SIZE+4LEV+5ROA+6GROWTH+7AVEAGE+8BOARD+9INDEP+10FIRST+11GDP2+YEAR+INDUS+（1）对模型（1）中所涉及的主要研究变量说明如下：1.被解释变量。现有较多关于企业融资约束的度量方法，本文参考 Hadlock 和 Pierce27、鞠晓生等人28的研究，选择 SA 指数为被解释变量。具体公式为 SA=-0.737SIZE+0.043SIZE2-0.04AGE，其中 SIZE 为企业总资产规模的自然对数，AGE 为企业经营年度。计算出的 SA 指数全为负，且绝对值越大，说明企业受到的融资约束程度越严重，这一测度方法在研究中国企业融资约束问题中被广泛应用。18，282.解释变量。关于解释变量营商环境（BUSEN），参考于文超和梁平汉29、周泽将等人5的研究，选取 中国城市竞争力报告 中的“综合竞争力指数”来度量营商环境，将此命名为 BUSEN1。本文进一步构建营商环境虚拟变量，若企业所在城市的竞争力指数大于或等于全体样本城市的中位数，则取值为1，反之则取值为0，并将其命名为BUSEN2。3.控制变量。参考已有研究，本文选取以下控制变量：两职合一（DUAL）、企业规模（SIZE）、资产负 债 率（LEV）、资 产 收 益 率（ROA）、成 长 能 力（GROWTH）、高管平均年龄（AVEAGE）、董事会规模（BOARD）、独立董事比例（INDEP）、股权集中度（FIRST）和地区产业结构（GDP2）。还有年度虚拟变量（YEAR）和行业虚拟变量（INDUS）。主要变量如表1所示。表1 变量的定义与说明被解释变量解释变量融资约束营商环境SABUSEN1BUSEN2|SA=-0.737SIZE+0.043SIZE2-0.04AGE|中国城市竞争力报告 中的“综合竞争力指数”由BUSEN1构造的虚拟变量。若企业所在城市的竞争力指数大于或等于BUSEN1全体样本城市的中位数，则为1，否则为0变量类型变量名称变量符号变量定义62第 2 期控制变量两职合一企业规模资产负债率资产收益率成长能力高管平均年龄董事会规模独立董事比例股权集中度地区产业结构年度虚拟变量行业虚拟变量DUALSIZELEVROAGROWTHAVEAGEBOARDINDEPFIRSTGDP2YEARINDUS若董事长与总经理是同一人则取值为1，否则为0期末总资产的自然对数期末负债总额除以期末资产总额净利润除以资产总额本期末总资产与上期末总资产的差额除以上期末总资产董事、监事和高级管理人员的平均年龄董事会总人数的自然对数独立董事人数除以董事会总人数第一大股东持股数除以总股数第二产业增加值占GDP的比重涉及11个年份，设置10个虚拟变量按照中国证监会2012年行业分类标准设置虚拟变量续表1变量类型变量名称变量符号变量定义三 实证结果与分析（一）描述性统计分析表2列示了主要变量的描述性统计结果，SA的最小值为3.0789，最大值达到4.3346，表明不同上市公司的融资约束程度存在差异。营商环境BUSEN1在0.0428到1.0000之间波动，均值为0.4040，说明中国不同地区营商环境发展差异较为显著。BUSEN2为虚拟变量，均值为0.4982，说明约有一半样本的城市竞争力指数大于或等于全体样本城市的中位数。表2 主要研究变量的描述性统计变量SABUSEN1BUSEN2DUALSIZELEVROAGROWTHAVEAGEBOARDINDEPFIRSTGDP2样本量15 65615 65615 65615 65615 65615 65615 65615 65615 65615 65615 65615 65615 656均值3.73590.40400.49820.238122.27870.45500.03730.158149.11912.14810.37330.35570.4260标准差0.24310.29480.50000.42591.29810.20420.04900.24943.07410.19620.05320.14890.1116最小值3.07890.04280.00000.000019.96920.0535-0.1602-0.238841.77001.60940.33330.09420.18631/4分位3.57950.14200.00000.000021.33290.29830.01350.019847.06002.07940.33330.23770.3636中位数3.74450.31800.00000.000022.09460.45600.03390.100249.18002.19720.33330.33610.43433/4分位3.90450.67701.00000.000023.02470.61140.06140.219051.23002.19720.42860.45750.4994最大值4.33461.00001.00001.000026.24010.88420.18381.425356.33002.70810.57140.74820.6910（二）相关性分析表 3 为主要变量间的相关性分析结果。其中，SA 与 BUSEN1、BUSEN2 的 Pearson 相关系数分别为-0.114 和-0.109，均显著相关。SA 与 BUSEN1、BUSEN2 的 Spearman 系数分别为-0.108 和-0.102，均显著相关，初步验证了研究 H1。此外，本文进行了VIF检验，VIF的均值为1.43，故通过了多重共线性检验。表3 主要研究变量间相关性分析结果变量SABUSEN1BUSEN2SA1-0.114*-0.109*BUSEN1-0.108*10.862*BUSEN2-0.102*0.866*1注：左（下）、右（上）半角报告的是Pearson和Spearman相关系数，*表示在1%的水平上显著杨远：营商环境与企业融资约束632023年湖南工程学院学报（社会科学版）（三）多元回归结果分析本文根据模型（1）检验营商环境与企业融资约束之间的关系，具体多元回归结果如表 4 所示。第（1）列的结果显示，BUSEN1 与 SA 显著相关，系数为-0.0238（t 值=-2.8233）；第（2）列中 BUSEN2 与SA 的系数为-0.0112（t 值=-2.4237），显著负相关。结果表明营商环境的改善有效缓解了企业融资约束，假设H1得到支持。控制变量方面：（1）资产负债率（LEV）、资产收益率（ROA）、高管平均年龄（AVEAGE）和地区产业结构（GDP2）的系数均显著为正，说明企业资产负债率高、资产收益率高、高管平均年龄大、第二产业增加值占GDP的比重大都不利于缓解融资约束；（2）两职合一（DUAL）、企业规模（SIZE）、成长能力（GROWTH）、独立董事比例（INDEP）和股权集中度（FIRST）的系数均显著为负，说明大规模的公司所受的融资约束水平较低，同时担任公司的董事长和总经理对融资约束具有抑制作用，此外，成长能力越强，独立董事占比越高，股权集中度越高，企业受到的融资约束水平越低。表4 营商环境与融资约束的回归分析ConstantBUSEN1BUSEN2DUALSIZELEVROAGROWTHAVEAGEBOARDINDEPFIRST3.9977*（69.8142）-0.0238*（-2.8233）-0.0437*（-10.3930）-0.0393*（-17.3183）0.2625*（21.8872）0.3640*（8.6751）-0.0254*（-3.3732）0.0091*（14.1411）-0.0027（-0.2600）-0.1859*（-4.5935）-0.2015*（-15.9253）3.9908*（69.8059）-0.0112*（-2.4237）-0.0442*（-10.5049）-0.0393*（-17.3237）0.2626*（21.9020）0.3640*（8.6711）-0.0255*（-3.3799）0.0091*（14.1572）-0.0023（-0.2197）-0.1865*（-4.6082）-0.2017*（-15.9487）变量（1）BUSEN1SA（2）BUSEN2SAGDP2YEAR/INDUSNAdj.R20.1509*（8.4702）控制156560.24700.1529*（8.5374）控制156560.2469续表4变量（1）BUSEN1SA（2）BUSEN2SA注：*、*分别表示在1%、5%的水平显著，t值均已经过robust调整（四）稳健性检验1.工具变量法。一些融资约束水平较高的企业可能会主动选择迁址于营商环境较好的地区，因而营商环境与融资约束可能存在互为因果的关系。基于此，参考董志强等人的研究，30本文选取开埠通商历史作为营商环境的工具变量，数据来源于 中国商业通史31和 中国近代经济史统计资料选辑32。度量方式为自开埠通商之日起至研究年度1月1日所经历的年数并取对数。工具变量法的具体检验结果列示于表5，第（1）列和第（2）列中BUSEN的系数均显著为负。此外，Kleibergen-Paap rk Wald F 统计量大于10，说明选取的工具变量不存在弱工具变量问题。检验结果说明在控制了内生性后，营商环境对融资约束仍具有显著的缓解作用，研究结论是稳健的。表5 营商环境与融资约束：工具变量法ConstantBUSEN1BUSEN2DUALSIZELEVROAGROWTHAVEAGEBOARDINDEP4.0461*（68.6071）-0.0727*（-3.7498）-0.0414*（-9.7086）-0.0392*（-17.2904）0.2614*（21.7417）0.3688*（8.7994）-0.0243*（-3.2262）0.0091*（14.1223）-0.0049（-0.4707）-0.1834*（-4.5388）4.1055*（62.4621）-0.0882*（-3.7289）-0.0394*（-8.8466）-0.0390*（-17.1609）0.2590*（21.3158）0.3797*（8.9774）-0.0222*（-2.9024）0.0091*（14.0741）-0.0068（-0.6396）-0.1825*（-4.4954）变量（1）BUSEN1SA（2）BUSEN2SA64第 2 期FIRSTGDP2YEAR/INDUSNAdj.R2Wald Chi2-0.2003*（-15.8020）0.1122*（4.9429）控制156560.2455470.54-0.1992*（-15.5645）0.0375（0.9514）控制156560.2335378.07续表5变量（1）BUSEN1SA（2）BUSEN2SA注：*表示在1%的水平显著，t值均已经过robust调整2.替换营商环境的度量方式。鉴于前文中营商环境的度量方式可能不够完善，本文参考于文超和梁平汉关于营商环境指标的构建方法，29选择省市场化总指数（BUSEN3）和法律制度环境（BUSEN4）两个方面分别度量营商环境。具体回归结果如表6 所示，BUSEN3 与 SA 显著负相关（系数=-0.0045，t 值=-4.2578），BUSEN4 与 SA 显 著 负 相 关（系 数=-0.0028，t 值=-7.0319），进一步验证了本文研究结论的稳健性。表6 营商环境与融资约束：替换营商环境度量方式ConstantBUSEN3BUSEN4DUALSIZELEVROAGROWTHAVEAGEBOARDINDEPFIRST4.0146*（69.1816）-0.0045*（-4.2578）-0.0433*（-10.2553）-0.0392*（-17.2880）0.2595*（21.5914）0.3708*（8.8067）-0.0250*（-3.3221）0.0090*（13.9834）-0.0046（-0.4358）-0.1926*（-4.7562）-0.2011*（-15.9294）4.0130*（70.3133）-0.0028*（-7.0319）-0.0425*（-10.0688）-0.0392*（-17.2837）0.2576*（21.4261）0.3758*（8.9383）-0.0244*（-3.2450）0.0089*（13.8213）-0.0054（-0.5134）-0.1974*（-4.8843）-0.1992*（-15.8226）变量（1）BUSEN3SA（2）BUSEN4SAGDP2YEAR/INDUSNAdj.R20.1599*（9.5950）控制156560.24730.1443*（8.5932）控制156560.2487续表6变量（1）BUSEN3SA（2）BUSEN4SA注：*表示在1%的水平显著，t值均已经过robust调整3.替换融资约束的度量方式。为增强研究结论的可靠性，采用 WW 指数重新度量融资约束，并进行相应的回归。本文参考 Whited 和 Wu33、刘莉亚等人3的研究方法，构建WW指数：WW=0.091CF0.062DIVPOS+0.021LEV0.044SIZE+0.102ISG0.035SG其中，CF 是现金流与总资产的比率；DIVPOS为现金股利支付哑变量；ISG 是行业平均销售增长率；SG 是销售收入增长率。表 7 回归结果显示，重新更换融资约束的度量方式后，其实证结果与前文SA指数完全一致，进一步支持了研究结论。表7 营商环境与融资约束：替换融资约束度量方式ConstantBUSEN1BUSEN2DUALSIZELEVROAGROWTHAVEAGEBOARDINDEPFIRST0.0839*（10.6207）-0.0041*（-3.5697）-0.0015*（-2.5043）-0.0475*（-156.6145）0.0158*（7.8368）-0.3155*（-48.1953）-0.0193*（-12.7420）0.0002*（2.0167）0.0011（0.6731）0.0078（1.3994）-0.0068*（-3.5743）0.0829*（10.5605）-0.0020*（-3.1090）-0.0016*（-2.6112）-0.0475*（-156.6247）0.0158*（7.8376）-0.3155*（-48.1873）-0.0193*（-12.7382）0.0002*（2.0358）0.0012（0.7135）0.0077（1.3813）-0.0068*（-3.5917）变量（1）BUSEN1WW（2）BUSEN2WW杨远：营商环境与企业融资约束652023年湖南工程学院学报（社会科学版）GDP2YEAR/INDUSNAdj.R2-0.0037（-1.3724）控制156560.8062-0.0035（-1.2653）控制156560.8062续表7变量（1）BUSEN1WW（2）BUSEN2WW注：*、*分别表示在1%、5%的水平显著，t值均已经过robust调整4.剔除回归四大直辖市样本。考虑到不同地区营商环境发展水平具有较大差异，而不同于其他地区，北京、上海、天津和重庆作为中国的四个直辖市，可能更加注重营商环境的发展，从而导致这四个城市的营商环境指标较高。为避免高指标样本对整体结论的影响，参考罗煜等人的研究，34本文剔除四大直辖市地区的样本，剔除之后得到 12 478 个观测值，并且经检验回归结果依然稳健，具体回归结果如表8所示。表8 营商环境与融资约束：剔除四大直辖市样本ConstantBUSEN1BUSEN2DUALSIZELEVROAGROWTHAVEGEBOARDINDEPFIRSTGDP23.5163*（54.8127）-0.0556*（-5.7752）-0.0380*（-8.2245）-0.0166*（-6.5114）0.2352*（17.7953）0.2901*（6.2202）-0.0346*（-4.0804）0.0106*（14.6971）-0.0258*（-2.2511）-0.0617（-1.4195）-0.1927*（-13.5164）0.0564*（2.5325）3.4841*（54.3682）-0.0185*（-3.3279）-0.0397*（-8.5757）-0.0167*（-6.5484）0.2355*（17.8363）0.2873*（6.1536）-0.0357*（-4.1962）0.0108*（15.0128）-0.0247*（-2.1526）-0.0653（-1.4948）-0.1939*（-13.6011）0.0745*（3.3696）变量（1）BUSEN1SA（2）BUSEN2SAYEAR/INDUSNAdj.R2控制124780.2516控制124780.2499续表8变量（1）BUSEN1SA（2）BUSEN2SA注：*、*分别表示在1%、5%的水平显著，t值均已经过robust调整四 营商环境缓解企业融资约束的路径分析（一）营商环境对商业信用的影响商业信用是指企业在购买商品时通过延期付款占用其他企业资金的行为，从财务视角看，相当于卖方为买方提供的短期融资。35越来越多的研究认为，商业信用作为上市公司重要的短期资金来源，能有效减轻融资约束。36此外，商业信用除了具有融资能力，缓解企业的投资不足和现金流压力，还能起到一定的治理作用，对抑制企业的非效率投资和促进有效资源配置都具有正面影响。21而营商环境的优化，有助于获得更多的商业信用供给，扩大企业的融资渠道，从而摆脱融资困境。本文参考温忠麟等人的中介效应检验方法，37结合模型（1），并构建模型（2）和（3）来检验商业信用的存在路径。TC=0+1BUSEN+2DUAL+3SIZE+4LEV+5ROA+6GROWTH+7AVEAGE+8BOARD+9INDEP+10FIRST+11GDP2+YEAR+INDUS+（2）SA=0+1BUSEN+2TC+3DUAL+4SIZE+5LEV+6ROA+7GROWTH+8AVEAGE+9BOARD+10INDEP+11FIRST+12GDP2+YEAR+INDUS+（3）其中，TC 代表商业信用水平，本文参考陆正飞等人的做法，38将商业信用定义为TC=（应付账款+应付票据+预收账款）/总资产。回归结果如表 9 所示，由列（2）可知，BUSEN1的系数为0.0158（t值=4.4235），显著为正，说明营商环境提升了商业信用水平。在模型（1）的基础上，第（3）列中加入了中介变量TC，结果显示TC与SA显著为负，BUSEN1 与 SA 显著为负（系数=-0.0225，t 值=-2.6678），且低于第（1）列中 BUSEN1 系数的绝对值，BUSEN2的检验结果类似，表明该中介效应显著，即营商环境的优化促进商业信用水平的供给，有助于企业走出融资困境。66第 2 期表9 营商环境对融资约束的影响：商业信用的中介作用变量ConstantBUSEN1BUSEN2TCDUALSIZELEVROAGROWTHAVEAGEBOARDINDEPFIRSTGDP2YEAR/INDUSNAdj.R2BUSEN1（1）SA3.9977*（69.8142）-0.0238*（-2.8233）-0.0437*（-10.3930）-0.0393*（-17.3183）0.2625*（21.8872）0.3640*（8.6751）-0.0254*（-3.3732）0.0091*（14.1411）-0.0027（-0.2600）-0.1859*（-4.5935）-0.2015*（-15.9253）0.1509*（8.4702）控制156560.2470（2）TC0.0599*（2.6154）0.0158*（4.4235）-0.0017（-1.0028）-0.0055*（-5.9855）0.3544*（64.1395）0.2603*（15.1286）-0.0108*（-3.3471）0.0001（0.4991）-0.0085*（-1.7124）-0.0681*（-4.1104）0.0567*（10.1197）0.0178*（2.2998）控制156560.4104（3）SA4.0028*（69.9779）-0.0225*（-2.6678）-0.0854*（-4.7749）-0.0439*（-10.4420）-0.0398*（-17.4623）0.2928*（21.1329）0.3862*（9.1318）-0.0263*（-3.4970）0.0091*（14.1822）-0.0034（-0.3302）-0.1917*（-4.7495）-0.1966*（-15.4438）0.1524*（8.5643）控制156560.2481BUSEN2（4）SA3.9908*（69.8059）-0.0112*（-2.4237）-0.0442*（-10.5049）-0.0393*（-17.3237）0.2626*（21.9020）0.3640*（8.6711）-0.0255*（-3.3799）0.0091*（14.1572）-0.0023（-0.2197）-0.1865*（-4.6082）-0.2017*（-15.9487）0.1529*（8.5374）控制156560.2469（5）TC0.0654*（2.8659）0.0068*（3.4257）-0.0014（-0.8192）-0.0055*（-5.9759）0.3543*（64.0418）0.2604*（15.1439）-0.0107*（-3.3245）0.0001（0.4732）-0.0088*（-1.7763）-0.0677*（-4.0845）0.0569*（10.1441）0.0156*（1.9873）控制156560.4100（6）SA3.9965*（69.9668）-0.0107*（-2.2994）-0.0861*（-4.8141）-0.0443*（-10.5492）-0.0398*（-17.4690）0.2931*（21.1614）0.3864*（9.1321）-0.0264*（-3.5041）0.0091*（14.1980）-0.0031（-0.2930）-0.1923*（-4.7647）-0.1968*（-15.4596）0.1543*（8.6198）控制156560.2480注：*、*和*分别表示在1%、5%和10%的水平显著，t值均已经过robust调整（二）营商环境对内部控制质量的影响内部控制是公司管理中一项重要的激励和监督机制。一方面，高质量的内部控制有助于强化企业内部经营管理，降低管理成本，提高企业价值，是减小企业现金流不确定性的有力保障，对于减轻融资约束具有重要作用。39此外，在高质量的内部控制下，管理层将被激励努力工作，能力水平得以提升，面临企业风险时能有效做出科学决策，进而降低融资成本。另一方面，高质量的内部控制在监督高管违规行为、约束大股东权力方面发挥着重要作用。管理层利益侵占行为发生概率得以降低，可以在一定程度上保证企业内部资金流动的稳定性，缓解融资压力。而公正、法制化的营商环境有利于规范企业内部制度，加强企业内部监管，改善企业内部控制质量，进而抑制企业融资约束。与上述检验商业信用中介机制的方法类似，建立如下模型检验内部控制质量的中介效应：IC=0+1BUSEN+2DUAL+3SIZE+4LEV+5ROA+6GROWTH+7AVEAGE+8BOARD+9INDEP+10FIRST+11GDP2+YEAR+INDUS+（4）SA=0+1BUSEN+2IC+3DUAL+4SIZE+5LEV+6ROA+7GROWTH+8AVEAGE+9BOARD+10INDEP+11FIRST+12GDP2+YEAR+INDUS+（5）其中，IC为内部控制质量的代理变量，本文采用迪博内部控制指数/100来度量，该数值越大，表明企杨远：营商环境与企业融资约束672023年湖南工程学院学报（社会科学版）业内部控制质量越高。回归结果如表10所示，由列（2）可知，BUSEN1与IC显著为正，说明营商环境能够改善内部控制质量。在模型（1）的基础上，第（3）列中加入了中介变量 IC，结果显示 IC 与 SA 显著为负，BUSEN1 与 SA显著为负（系数=-0.0222，t 值=-2.6367），且低于第（1）列中 BUSEN1 系数的绝对值，BUSEN2 的检验结果类似，表明来自内部控制质量的中介效应显著，即营商环境通过提高内部控制质量进而影响企业融资约束。表10 营商环境对融资约束的影响：内部控制质量的中介作用变量ConstantBUSEN1BUSEN2ICDUALSIZELEVROAGROWTHAVEAGEBOARDINDEPFIRSTGDP2YEAR/INDUSNAdj.R2BUSEN1（1）SA3.9977*（69.8142）-0.0238*（-2.8233）-0.0437*（-10.3930）-0.0393*（-17.3183）0.2625*（21.8872）0.3640*（8.6751）-0.0254*（-3.3732）0.0091*（14.1411）-0.0027（-0.2600）-0.1859*（-4.5935）-0.2015*（-15.9253）0.1509*（8.4702）控制156560.2470（2）IC2.1349*（8.0447）