2024第50卷第10期
2. 北京工商大学 商学院, 北京 100048
2. Business School, Beijing Technology and Business University, Beijing 100048, China
一、引 言
自2013年开始，我国沪深两市尝试推行信息披露直通车制度改革，将监管重心从“事前审核”转向“事后问询”。由此应运而生的问询函制度成为我国最具代表性的预防性监管手段之一，这一制度目前已在规制企业行为、改善信息环境以及保护中小投资者权益方面取得了卓越成效（Bens等，2016；Kubick等，2016；Wang，2016；Johnston和Petacchi，2017；Brown等，2018；张俊生等，2018；陈运森等，2019；李晓溪等，2019；耀友福和薛爽，2020；梅蓓蕾等，2021；邓祎璐等，2022；李晓溪和饶品贵，2022）。
监管问询函制度的初衷在于发挥治理作用，规范上市公司行为，进而推动我国资本市场平稳向上发展。而监管问询函在发挥治理作用的同时也向市场传递了企业可能存在潜在风险的信号。若市场参与者以此作为判断企业质量好坏的标准，则会产生一系列的负面反应（Gietzmann和Isidro，2013；Gietzmann和Pettinicchio，2014；Cunningham等，2017；陈运森等，2018；胡宁等，2020；王艳艳等，2020；何慧华和方军雄，2022；何卓静等，2023）。面对这些负面反应，企业行为会不会发生扭曲，进而违背监管初衷，甚至酿成系统性金融风险呢？对于这一重要问题，目前只有林慧婷等（2021）从企业金融化视角进行了探讨。本文则尝试从企业杠杆操纵行为展开分析，对该话题进行补充与延伸。
杠杆操纵是指企业利用表外负债、名股实债或其他会计手段向下操纵财务杠杆，粉饰企业真实的资产负债状况，进而在账面上达到“低杠杆”目的（陆正飞，2020）。不同于西方国家金融实践中企业杠杆率总体水平较低、去杠杆压力较小这一情况，我国企业一直以来都存在高负债风险和去杠杆压力，在2009年实施“一揽子计划”之后更甚。较高的负债率意味着较高的财务风险和债务代理成本，既增加了企业自身的融资难度，也易受到相关部门监管。然而，受限于现实因素，高负债企业实际去杠杆步履维艰。因此，利用表外负债、名股实债等方式进行杠杆操纵就成了企业维持低账面杠杆率的主要手段（许晓芳等，2020，2021a；许晓芳和陆正飞，2020）。
理论上，当企业财报受到问询时，债权人所面临的违约风险和信息风险增大，从而引发其风险感知，不利于企业债务融资（Cunningham等，2017；胡宁等，2020；何慧华和方军雄，2022）。此时，企业通过操纵将账面杠杆维持在一个较低的水平，可以向债权人传递其偿债能力较强、违约风险较低的信号（李晓溪和杨国超，2022），从而缓解债权人担忧，进而帮助企业维持债务融资水平以满足日常经营和投资的需要（许晓芳等，2020；饶品贵等，2022）。现实情况是否与理论预期一致呢？本文尝试对此展开实证分析，并进一步回答以下四个问题：财报问询函是否会加剧企业杠杆操纵行为？如果是，其影响机制如何？不同类型的监管问询函对企业杠杆操纵的影响是否存在差异性？公司治理机制的异质性如何？
为此，本文利用我国监管问询中的财报问询函相关数据，以2013—2021年A股非金融上市公司作为研究样本，探究了财报问询函对企业杠杆操纵行为的影响以及作用机制。结果表明，当企业收到财报问询函以及收函频率越高时，其杠杆操纵程度越高，且这一影响在经过一系列稳健性检验之后仍然成立。机制检验发现，财报问询函会引发债权人的风险感知，表明债权人的信贷决策变化是影响企业杠杆操纵的直接原因。本文还分别从企业特征和问询函特征进行了补充验证。在企业特征方面，当企业事前风险较高、信息环境较差以及投融资需求较高时，该效应更显著；在问询函特征方面，当问询程度较大、问询内容涉及债权人所关注的风险时，该效应更显著。本文的拓展性分析表明，无论是中期报告问询函还是年度报告问询函，均会对企业杠杆操纵产生影响；而相对于财报问询函，一般问询函并未对杠杆操纵产生影响。此外，内部控制有效性可以削弱财报问询函对杠杆操纵的影响。
本文的边际贡献主要体现在以下三个方面：（1）目前关于监管问询函经济后果的研究主要侧重于监管问询函对企业的正向治理作用，而对其风险信号传递效应以及由此产生的影响关注较少。且已有文献大多直接落脚于股东、债权人以及审计师等企业利益相关者对企业收函的负面反应，而鲜少探讨企业会如何应对这些负面反应，目前仅有林慧婷等（2021）从企业金融化视角进行了分析。本文则从杠杆操纵视角补充了压力情境下企业的风险应对行为，为相关研究提供了更丰富的经验证据。此外，本文关注了问询函对以财务杠杆为核心的资产负债表项目操纵的影响，这在一定程度上弥补了已有研究仅仅聚焦于对以盈余为核心的利润表项目操纵影响的不足。（2）不同于西方制度背景，企业杠杆操纵行为几乎是我国金融实践中的特有产物，与我国金融系统的稳定和高质量经济发展息息相关（陆正飞，2020；许晓芳和陆正飞，2022）。然而，关于杠杆操纵的影响因素研究还相对不足，且相关实证研究大多基于企业层面相关因素进行分析（许晓芳等，2021b；李晓溪和杨国超，2022；吴晓晖等，2022；卿小权等，2023），鲜少涉及外部制度因素。而资本市场监管制度作为影响企业行为的重要外部因素，却未有研究探讨。本文则从监管问询这一维护我国资本市场稳定和保护投资者权益的重要监管制度出发，丰富了杠杆操纵的影响因素研究。（3）本文的研究结论具有重要的政策意义。一方面，了解企业杠杆操纵的深层次驱动因素以及如何对其进行约束和治理，进而防范企业隐性债务风险，是维护我国金融系统稳定的重中之重。本文从预防性监管的角度为监管部门提供了新的经验证据。另一方面，监管问询制度的初衷在于改善信息披露环境、提高资本市场运行效率。然而，本文的研究表明，监管问询制度也可能存在负面效应，进而扭曲企业行为，违背监管初衷。因此，本文的研究结论还有助于深化监管部门对财报问询函不利影响的认知，为了进一步优化和规范监管问询制度以及更好地发挥问询制度的监管和引导作用提供新的参考思路。
二、文献回顾与理论分析
（一）文献回顾
1. 问询函的经济后果研究。国内外研究主要围绕监管问询函的监督治理效应展开探讨，发现其有助于提高企业会计信息质量（Bens等，2016；Bozanic等，2017；Johnston和Petacchi，2017；陈运森等，2019；Cunningham等，2020；石昕等，2021）、改善企业信息环境（Wang，2016；张俊生等，2018）、抑制企业的不当行为（Kubick等，2016；Li和Liu，2017；李晓溪等，2019a；耀友福和薛爽，2020；邓祎璐等，2021，2022；胡志强和王雅格，2021）、增加管理效率（邓祎璐等，2020；何慧华和方军雄，2021；李晓溪和饶品贵，2022），甚至产生正向的外溢效应（Brown等，2018；梅蓓蕾等，2021）。
此外，学者们也发现问询函还可能会传递企业存在潜在风险的信号，进而引发利益相关者的风险调整行为。已有研究已经分别从权益投资者（Gietzmann和Isidro，2013；陈运森等，2018）、审计师（Gietzmann和Pettinicchio，2014）、债权人（Cunningham等，2017；胡宁等，2020；何慧华和方军雄，2022）、供应商（王艳艳等，2020）以及独立董事（何卓静等，2023）等视角进行了探讨。还有少许文献在此基础上进一步分析了被问询公司的风险应对行为。李晓溪等（2019）指出，为了应对问询函造成的负面压力，企业的管理层会提高业绩预告质量，从而扭转市场负面预期。林慧婷等（2021）发现，为了减轻问询函对企业融资约束的不利影响，企业会增加对金融资产的配置，从而缓解资金压力。
2. 杠杆操纵的影响因素研究。目前，有关杠杆操纵影响因素的实证研究还相对较少。在企业层面因素方面，已有研究分别从控股股东质押（许晓芳等，2021b）、新债发行（李晓溪和杨国超，2022）以及机构投资者（吴晓晖等，2022；卿小权等，2023）等视角进行了探讨；在外部制度因素方面，已有研究分别从地方政府债务扩张（饶品贵等，2022）、银行竞争（李晓溪等，2023）以及环保税改革（王洋洋和邓晨芳，2023）等视角进行了探讨。
（二）理论分析与假说发展
根据问询函的风险效应理论，财报问询函会通过引发债权人风险感知加剧企业杠杆操纵行为。具体来说，由于债权人无法直接参与企业经营活动，对企业违约风险和信息风险的判断在很大程度上取决于企业财务会计信息质量（Graham等，2008）。而企业收到财报问询函则意味着企业交易事项的会计处理和信息披露存疑（Cassell等，2013；Kubick等，2016；Bozanic等，2017；陈运森等，2019）。因此，无论企业是否真的存在财务错报或者潜在风险，企业财报被问询向市场传递了企业经营状况与会计信息质量可能存在问题的信号（Gietzmann和Isidro，2013；Gietzmann和Pettinicchio，2014；陈运森等，2018；李晓溪等，2019；王艳艳等，2020；林慧婷等，2021；何卓静等，2023）。此时，债权人面临的违约风险和信息风险加剧，使其制定更为严格的信贷政策，最终增加企业的债务融资难度（Cunningham等，2017；胡宁等，2020；何慧华和方军雄，2022）。
在此情况下，企业有强烈的动机向债权人传递企业违约风险较小的信号，以缓解债权人对企业违约风险的担忧，从而将财报问询函对企业债务融资的不利影响降到最低。在其他条件相同时，较低的财务杠杆意味着更强的偿债能力和更低的债务代理成本（Jensen和Meckling，1976；Myers，1977；Lang等，1996），可以较好地减轻债权人的风险感知。而实际上降杠杆的难度较大、成本较高，此时通过杠杆操纵方式快速降低账面杠杆率就成了企业最优选择（许晓芳等，2020；李晓溪和杨国超，2022；饶品贵等，2022）。综上所述，根据风险效应理论，财报问询函会加剧企业杠杆操纵行为。
然而，根据问询函的治理效应理论，财报问询函也可能会通过发挥监督治理作用进而减少企业的杠杆操纵行为。但是结合我国当前的实际情况，在杠杆操纵这一话题下，问询函的治理效应理论可能并不适用。接下来，我们首先从理论上分析问询函为何可以通过发挥治理效应抑制企业杠杆操纵行为，然后结合我国实际情况进一步分析该理论失效的原因。
治理效应理论表明，问询函可以通过发挥直接治理或共同监督作用，抑制企业的杠杆操纵行为。一方面，如果企业通过表外负债、名股实债或特殊会计处理等手段进行杠杆操纵且被监管部门怀疑进而引发问询，那么企业必须在规定时间内对问询函给予回复和说明。如果企业所给出的解释不能使监管部门的专业审查人员信服，那么企业会就同一问题再次被问询，直到专业审查人员认为其相应的会计处理和信息披露已经合理、充分。如果企业最终仍然无法将该报表事项解释清楚，那么必须对该事项进行补充或修正（Brown等，2018；陈运森等，2018）。迫于监管压力，企业的杠杆操纵行为会减少。即使企业并非因为当期进行杠杆操纵而被问询，被问询企业也会成为监管机构的重点关注对象（陈运森等，2019），从而对企业杠杆操纵行为产生威慑效应。另一方面，问询函会使企业受到投资者、审计师、独立董事等多方利益相关者的关注（Gietzmann和Pettinicchio，2014；陈运森等，2018；何卓静等，2023），从而减少杠杆操纵行为。
然而，在杠杆操纵这一特殊话题下，上述理论难以发挥作用。首先，不同于利润表和现金流量表，资产负债表与投资者损益的直接相关性较弱，因此其信息质量较少受到监管部门的密切关注。且由于当前实务界和学界对杠杆操纵行为的认识尚浅（陆正飞，2020），虽然问询内容会涉及企业的负债水平和偿债能力等问题，但几乎不涉及杠杆操纵方面的问题。其次，即使存在少量的财报问询函涉及杠杆操纵行为或相关会计处理，但由于杠杆操纵手段隐蔽（许晓芳和陆正飞，2020），甚至涉及灰色地带（迄今为止中国尚未出台针对表外负债和名股实债的会计处理和披露要求，缺乏统一标准），加之问询函本身并不具备行政强制力（李晓溪和饶品贵，2022），因此问询函对杠杆操纵的直接治理效应和威慑效应微乎其微。最后，由于各方资本市场参与者对杠杆操纵行为的认识尚浅，因此共同监督也难以对企业杠杆操纵行为产生实际治理效果。综上所述，问询函的风险效应会占据主导地位。基于此，本文提出如下假设：
假设1：交易所财报问询函会加剧企业的杠杆操纵行为。
在假设1的基础上，当企业事前风险较高、企业信息环境较差时，债权人对企业被问询这一事件的风险感知更大，财报问询函对杠杆操纵的加剧效应更强；而且，由于满足投融资需求是促使企业进行杠杆操纵的根本动机，因此财报问询函对杠杆操纵的加剧效应在投融资需求较大的样本中更强。基于此，本文提出如下假设：
假设2：交易所财报问询函对企业杠杆操纵行为的加剧作用在企业事前风险较高、企业信息环境较差以及企业投融资需求较大时更显著。
在假设1的基础上，当问询程度较大以及问询内容涉及债权人较关注的风险时，财报问询函的风险信号传递效应更强，债权人对企业被问询这一事件更加敏感。此时，财报问询函对杠杆操纵的加剧效应更强。基于此，本文提出如下假设：
假设3：交易所财报问询函对企业杠杆操纵行为的加剧作用在问询程度较大、问询内容涉及债权人关注的风险时更显著。
三、研究设计
（一）实证模型与变量定义
本文借鉴相关研究（张俊生等，2018；陈运森等，2019；许晓芳等，2021b；饶品贵等，2022）的做法，构建如下实证模型来考察问询函制度对企业杠杆操纵的影响：
| $ \mathit{LEVM} _{ \mathit{i,t} } \mathit{=\alpha } _{ \mathrm{0}} \mathrm+ \mathit{\alpha } _{ \mathrm{1}} \mathit{CL} _{ \mathit{i,t} } \mathit{+\alpha } _{ \mathrm{2}} \mathit{Controls} _{ \mathit{i,t} } \mathit{+Firm+Year+\varepsilon } _{ \mathit{i,t} } $ | (1) |
模型（1）中，LEVMi，t是本文的被解释变量，表示杠杆操纵程度。
CLi，t是本文的解释变量，表示企业当年是否收到财报问询函。若企业当年收到关于上一年度财务报表的问询函或者收到关于当年半年度财报问询函、三季度财报问询函，则该变量赋值为1；否则为0。此外，本文还借鉴相关研究（陈运森等，2019；邓祎璐等，2022）的做法，采用当年收到的（半）年报或季报的问询函总数（CL_Numbi，t）以及当年针对同一财务报告被问询的次数（CL_Timesi，t）进行衡量。其中，问询函总数（CL_Numbi，t）以及同一财务报告被问询的次数（CL_Timesi，t）都是在原数值的基础上加1再取自然对数。
Controlsi，t表示其他控制变量。借鉴已有研究，本文在模型中加入的控制变量包括：企业规模（Sizei，t），等于公司年末账面总资产的自然对数；资产负债率（Levi，t），等于公司年末总负债除以总资产；企业盈利能力（Roai，t），等于公司年末净利润除以总资产；成长性（Growthi，t），等于公司营业收入的增长率；有形资产占比（PPEi，t），等于年末固定资产净额占总资产的比值；现金持有（Cashi，t），等于年末货币资金与总资产的比值；企业年龄（Agei，t），等于当年年度减去上市年度加1再取自然对数；独立董事比例（Indi，t），等于独立董事人数占董事总人数的比；第一大股东持股比例（Firsti，t），等于第一大股东持股数与总股数的比值；股权制衡（Balancei，t），采用第二到第十位股东的持股比例之和与第一大股东的持股比例之比；管理层持股比例（Mholdi，t），等于管理层持股数量与总股数的比；企业产权虚拟变量（Soei，t），国有企业则取值为1，否则为0；市场化程度（Marketi，t），采用“樊纲指数”中的市场化程度指数衡量；非债务税盾（NDSi，t），等于年折旧额与总资产的比值；所得税税负（ETRi，t），等于当年所得税费用占利润总额的比。Firm和Year分别表示企业个体固定效应和年度固定效应，用以控制不随时间变化的个体因素和不随个体变化的时间因素对结果造成的影响。
（二）研究样本与数据来源
本文以我国A股非金融上市公司为研究对象，最终的样本期间为2013—2021年。
四、基本的实证结果
（一）基准结果
表1列示了模型（1）的多元回归结果。列（1）—列（3）展示了根据扩展的XLT-LEVM法（直接法）计算得到的杠杆操纵指标（LEVM1）的回归结果；列（4）—列（6）展示了根据扩展的XLT-LEVM法 （间接法）计算得到的杠杆操纵指标（LEVM2）的回归结果。结果显示，是否收到财报问询函（CL）、财报问询函总数（CL_Numb）以及同一财报被问询次数（CL_Times）的系数均在1%的水平上显著为正，这表明财报问询函会加剧企业的杠杆操纵程度。在经济意义上，以是否收到财报问询函（CL） 对LEVM2的影响为例，企业被问询时相较于未被问询时的杠杆操纵程度高出0.03左右，而平均的企业杠杆操纵程度为0.11左右，这意味着财报问询函会造成大约27.27%（0.03/0.11）杠杆操纵程度的增加，经济意义较为显著。
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | |
| LEVM1 | LEVM1 | LEVM1 | LEVM2 | LEVM2 | LEVM2 | |
| CL | 0.021***（6.648） | 0.027***（8.849） | ||||
| CL_Numb | 0.030***（7.151） | 0.037***（9.008） | ||||
| CL_Times | 0.029***（6.809） | 0.037***（8.847） | ||||
| Size | −0.054***（−13.704） | −0.054***（−13.609） | −0.054***（−13.698） | −0.041***（−12.268） | −0.041***（−12.177） | −0.041***（−12.268） |
| Lev | −0.013（−0.874） | −0.014（−0.979） | −0.013（−0.891） | −0.026**（−2.028） | −0.027**（−2.106） | −0.026**（−2.028） |
| Roa | 0.002（0.132） | 0.004（0.198） | 0.003（0.140） | 0.378***（22.246） | 0.379***（22.318） | 0.378***（22.246） |
| Growth | 0.015***（5.602） | 0.015***（5.637） | 0.015***（5.613） | 0.004**（2.154） | 0.004**（2.161） | 0.004**（2.154） |
| PPE | 0.093***（4.702） | 0.093***（4.716） | 0.093***（4.707） | 0.060***（3.510） | 0.061***（3.520） | 0.060***（3.510） |
| Cash | −0.063***（−4.462） | −0.062***（−4.424） | −0.063***（−4.462） | −0.120***（−9.363） | −0.120***（−9.319） | −0.120***（−9.363） |
| Age | 0.022***（3.767） | 0.021***（3.733） | 0.022***（3.758） | 0.021***（3.923） | 0.021***（3.912） | 0.021***（3.923） |
| Ind | 0.040（1.576） | 0.040（1.551） | 0.040（1.569） | 0.016（0.700） | 0.016（0.684） | 0.016（0.700） |
| First | −0.007（−0.247） | −0.007（−0.234） | −0.007（−0.241） | 0.003（0.134） | 0.004（0.139） | 0.003（0.134） |
| Balance | 0.002（0.705） | 0.002（0.676） | 0.002（0.698） | −0.000（−0.134） | −0.001（−0.169） | −0.000（−0.134） |
| Mhold | −0.057***（−3.355） | −0.056***（−3.279） | −0.057***（−3.340） | −0.046***（−2.964） | −0.044***（−2.896） | −0.046***（−2.964） |
| Soe | 0.007（0.947） | 0.007（0.933） | 0.007（0.951） | 0.001（0.112） | 0.001（0.094） | 0.001（0.112） |
| Market | 0.002（0.552） | 0.002（0.542） | 0.002（0.556） | −0.001（−0.209） | −0.001（−0.221） | −0.001（−0.209） |
| NDS | −0.876***（−11.567） | −0.876***（−11.568） | −0.877***（−11.573） | −0.321***（−5.099） | −0.322***（−5.110） | −0.321***（−5.099） |
| ETR | 0.003（0.699） | 0.003（0.644） | 0.003（0.670） | −0.001（−0.177） | −0.001（−0.208） | −0.001（−0.177） |
| Constant | 1.253***（13.121） | 1.244***（13.040） | 1.252***（13.115） | 1.001***（12.471） | 0.996***（12.395） | 1.001***（12.471） |
| Firm | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Year | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 17 060 | 17 060 | 17 060 | 21 701 | 21 701 | 21 701 |
| Adj .R2 | 0.100 | 0.101 | 0.100 | 0.116 | 0.117 | 0.116 |
| 注：***、**和*分别表示系数在1%、5%和10%水平上显著；括号内为t值；回归系数的标准误在个体层面进行了聚类调整。下同。 | ||||||
（二）稳健性检验
1. 基于PSM和PSM+DID的检验。虽然模型（1）已经控制了诸多变量的影响，但是模型（1）的回归结果仍然可能存在线性模型设定偏误问题。为此，本文采用倾向得分匹配（PSM）来缓解这一问题。具体而言，本文将收到过问询函的企业作为实验组（Treat），将整个样本区间内从未收到过问询函的企业作为对照组（Control），将模型（1）中的所有控制变量作为协变量，采用最近邻1:2有放回匹配，匹配半径为0.005。
接着，本文采用PSM+DID的研究策略进一步检验是否收到问询函与杠杆操纵之间的因果关系。具体而言，首先,在前文阐述的经PSM匹配后的样本的基础上，设置时间变量（Post）；其次，将企业第一次收到问询函的当年及以后年度设置为1，否则为0，进而构造Treat×Post变量；最后，将匹配后的样本进行回归。结果表明，Treat×Post的系数在1%水平上显著为正。
此外，采用DID研究的重要假设之一是实验组与对照组在政策发生前具有相同的平行趋势。为了进一步检验平行趋势假设，本文采用模型（2）检验了问询函的动态经济效应。其中，Postt-i是指政策发生年度的前i年，Postt+i是指政策发生年度的后i年。本文将政策发生前1年的样本作为基准组，因此不将其纳入回归模型。Xi，t表示模型（1）中的控制变量，Firm和Year分别表示企业个体固定效应和年度固定效应。如果模型（2）中的系数α1—α4均不显著，则表明平行趋势假设成立；如果α5—α10中有系数显著为正，那么说明问询函对杠杆操纵具有动态经济效应。此外，模型（2）的回归结果还能排除企业收到问询函前实验组企业就已经存在杠杆操纵行为对结果产生的干扰，即在很大程度上排除了反向因果问题的存在（Bertrand和Mullainathan，2003）。结果显示，平行趋势假设成立，且在企业收到问询函后几期杠杆操纵程度还在加剧，说明问询函带来的负面影响持续效应较长。
| $ \begin{aligned} {LEVM}_{{i,t}}{=}&{\alpha}_{{0}}{+}{\alpha}_{{1}}{Treat}_{{i}}{\times Post}_{{t-\le}{5}}{+}{\alpha}_{{2}}{Treat}_{{i}}{\times Post}_{{t-}{4}}{+}{\alpha}_{{3}}{Treat}_{{i}}{\times Post}_{{t-}{3}}{+}{\alpha}_{{4}}{Treat}_{{i}}{\times Post}_{{t-2}} \\ & +{\alpha}_{{5}}{Treat}_{{i}}{\times Post}_{{t}}{+}{\alpha}_{{6}}{Treat}_{{i}}{\times Post}_{{t+}{1}}{+}{\alpha}_{{7}}{Treat}_{{i}}{\times Post}_{{t+}{2}}{+}{\alpha}_{{8}}{Treat}_{{i}}{\times Post}_{{t+}{3}}\\ & +{\alpha}_{{9}}{Treat}_{{i}}{\times Post}_{{t+}{4}}{+}{\alpha}_{{10}}{Treat}_{{i}}{\times Post}_{{t+\ge}{5}}{+}{\eta X}_{{i,t}}{+Firm+Year+\varepsilon}_{{i,t}} \end{aligned} $ | (2) |
2. 处理效应模型检验。为了进一步缓解内生性问题，本文借鉴Gietzmann和Isidro（2013）、胡宁等（2020）的研究，采用处理效应模型（Treatment-effects model）对模型（1）重新进行回归。
3. 安慰剂检验。为了进一步排除偶然因素的干扰，本文借鉴Cunningham等（2017）以及石昕等（2021）的研究，通过随机构造收到问询函的样本进行安慰剂检验。具体而言，本文对样本进行
4. 其他稳健性检验。首先，为了排除度量误差对结果造成的干扰，本文借鉴许晓芳等（2020）的研究，利用XLT-LEVM基本法下采用预期模型估计（LEVM3）和行业中值估计（LEVM4）得到的杠杆操纵指标，以及扩展的XLT-LEVM法（间接法）下采用预期模型估计（LEVM5）得到的杠杆操纵指标，替换原杠杆操纵指标，并对模型（1）进行回归。
其次，考虑到企业当年收到的问询函对企业杠杆操纵的影响可能存在滞后效应，以及进一步缓解内生性的影响，本文借鉴饶品贵等（2022）的研究，采用下一年的杠杆操纵指标来替代原杠杆操纵指标，并对模型（1）进行回归。
最后，为了进一步控制其他遗漏变量对结果的影响，本文在模型中加入了行业—年度交乘固定效应以及省份—年度交乘固定效应，以控制随时间而变的行业和省份层面的因素对结果的影响。结果显示，问询函相关变量系数均显著为正，表明本文的结果较为稳健。
五、进一步分析
上述实证结果初步印证了本文的研究假设，即财报问询函加剧了企业杠杆操纵行为。接下来，本文将对财报问询函影响杠杆操纵的机制展开分析，主要包含以下三个方面：首先，本文验证了财报问询函是否会影响债权人的风险感知，为前文理论机制提供直接证据。其次，本文从事前风险以及投融资需求两个企业特征出发，进一步对理论逻辑进行验证。最后，本文从问询程度和问询内容两个问询函特征出发，进一步对理论逻辑进行验证。
（一）问询函对债权人风险感知的影响
如前文理论分析部分所述，财报问询函传达了风险信号，引发了债权人风险感知，从而迫使企业进行杠杆操纵。而已有研究表明，债权人的风险感知会表现为债务融资成本的上升（Cunningham等，2017；胡宁等，2020；何慧华和方军雄，2022）。因此，本文验证了财报问询函是否会增加债务融资成本，从而为财报问询函引发债权人风险感知提供直接证据。
本文分别采用“利息费用/有息负债”和“利息费用/总负债”两个指标来衡量企业的债务融资成本。
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | |
| DCOST1 | DCOST1 | DCOST1 | DCOST2 | DCOST2 | DCOST2 | |
| CL | 0.017***（5.179） | 0.002***（6.429） | ||||
| CL_Numb | 0.025***（5.374） | 0.003***（6.608） | ||||
| CL_Times | 0.024***（5.062） | 0.003***（6.378） | ||||
| N | 21 039 | 21 039 | 21 039 | 21 039 | 21 039 | 21 039 |
| Adj .R2 | 0.030 | 0.030 | 0.030 | 0.103 | 0.103 | 0.103 |
| 注：控制变量、企业固定效应以及年度固定效应均已进行了控制。下同。 | ||||||
（二）企业特征的影响
1. 企业事前风险的影响。理论上，对于同等程度的风险信号，企业事前风险越大，债权人的风险感知越强。此时，问询函传达风险信号的作用更强（Gietzmann和Isidro，2013），进而促使企业进行杠杆操纵的动机也越强（饶品贵等，2022）。具体而言，本文选取了信用评级、收益波动性以及破产风险三个指标来衡量企业事前风险。其中，信用评级等于上市公司信用评级得分；
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | |
| LEVM1 | LEVM1 | LEVM1 | LEVM2 | LEVM2 | LEVM2 | |
| CL_High | −0.008（−1.188） | 0.043***（6.839） | 0.009***（2.688） | −0.010（−1.492） | 0.046***（8.128） | 0.017***（4.869） |
| CL_Low | 0.041***（3.374） | 0.000（0.079） | 0.037***（6.858） | 0.038***（3.177） | 0.009**（2.529） | 0.040***（7.951） |
| N | 3 160 | 13 836 | 17 054 | 4 253 | 17 892 | 21 691 |
| Adj .R2 | 0.144 | 0.119 | 0.103 | 0.113 | 0.126 | 0.118 |
| F−Statistics | 14.68*** | 39.76*** | 20.69*** | 13.46*** | 34.24*** | 15.26*** |
2. 企业信息环境的影响。理论上，对于同等程度的风险信号，企业信息环境越差，债权人面临的信息不对称程度越大，债权人的风险感知越强。本文采用修正琼斯模型所估计出的盈余管理的绝对值以及年报是否由四大会计事务所审计两个指标衡量。当盈余管理的绝对值越大以及财务报表由非四大审计时，企业信息环境越差，问询函对杠杆操纵的加剧效应越显著。本文将实验组根据上述连续型变量指标的样本中位数划分成高（CL_High）和低（CL_Low）两组，或者根据虚拟型变量指标划分为四大审计（CL_High）和非四大审计（CL_Low）两组，结果依次列示在表4中。结果表明，问询函对企业杠杆操纵的加剧效应在企业信息环境较差的样本中更显著。
| （1） | （2） | （3） | （4） | |
| LEVM1 | LEVM1 | LEVM2 | LEVM2 | |
| CL_ High | 0.037***（7.719） | −0.013（−0.999） | 0.043***（9.360） | −0.001（−0.112） |
| CL_Low | 0.008**（2.299） | 0.021***（6.242） | 0.013***（4.132） | 0.026***（8.263） |
| N | 16 910 | 15 783 | 21 701 | 20 316 |
| Adj .R2 | 0.104 | 0.098 | 0.119 | 0.112 |
| F−Statistics | 30.65*** | 6.43** | 33.86*** | 4.60** |
3. 企业投融资需求的影响。理论上，企业收到财报问询函之后进行杠杆操纵的直接动因在于维持融资水平，进而满足其投资需求（许晓芳和陆正飞，2020；许晓芳等，2020，2021b；饶品贵等，2022）。因此，该效应会在事前融资约束较大、投资机会较多的样本中更显著。具体而言，本文采用KZ指数和企业产权性质衡量企业的事前融资约束水平。当KZ指数越大以及企业产权性质为民营时，企业的融资约束程度越高。对于投资机会指标，本文采用市值面值比来衡量。该比值越大，表明企业事前投资机会越大。本文将实验组根据上述连续型变量指标的样本中位数划分成高（CL_High）和低（CL_Low）两组，或者根据虚拟型变量指标划分为国企（CL_High）和非国企（CL_Low）两组，并对模型（1）重新进行回归，结果依次列示在表5中。结果显示，问询函对杠杆操纵的加剧效应在投融资机需求较大的样本中更显著。
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | |
| LEVM1 | LEVM1 | LEVM1 | LEVM2 | LEVM2 | LEVM2 | |
| CL_High | 0.029***（5.064） | 0.009（1.557） | 0.035***（7.528） | 0.039***（7.016） | 0.015***（2.690） | 0.035***（7.700） |
| CL_Low | 0.015***（3.373） | 0.024***（6.564） | 0.008**（2.107） | 0.017***（3.857） | 0.030***（8.523） | 0.020***（5.062） |
| N | 11 795 | 17 060 | 17 054 | 16 013 | 21 701 | 21 691 |
| Adj .R2 | 0.114 | 0.101 | 0.103 | 0.114 | 0.117 | 0.117 |
| F−Statistics | 3.72* | 5.38** | 19.95*** | 10.20*** | 4.98** | 6.78*** |
（三）问询函特征的影响
1. 问询程度的影响。问询程度更大时会传递更多的风险信号，使得问询函对企业杠杆操纵的加剧效应更加明显。为此，本文首先选取了问询函中包含的总问题个数、总问询函字数、总问询函句子数来衡量企业被问询程度。此外，已有研究表明，是否需要第三方机构参与以及企业的回函周期也可以衡量问询程度（李晓溪等，2019；王艳艳等，2020）。问询信息越多、需要第三方机构参与以及回函周期越长，表明问询程度越大。因此，本文预期财报问询函对杠杆操纵的影响在问询内容多、需要第三方机构参与以及回函周期长的样本中更显著。本文将实验组根据上述连续型变量指标的样本中位数划分成高（CL_High）和低（CL_Low）两组，或者根据虚拟型变量指标划分为需要第三方机构参与（CL_High）和不需要第三方机构参与（CL_Low）两组，并对模型（1）重新进行回归，结果依次列示在表6中。结果表明，当问询程度更大时，财报问询函对企业杠杆操纵的加剧效应更强。这与理论预期一致。
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | |||
| LEVM1 | LEVM1 | LEVM1 | LEVM2 | LEVM2 | LEVM2 | |||
| CL_High | 0.034***（7.864） | 0.038***（7.972） | 0.037***（7.806） | 0.038***（8.495） | 0.042***（8.622） | 0.042***（8.694） | ||
| CL_Low | 0.009**（2.370） | 0.015***（4.130） | 0.016***（4.310） | 0.017***（4.851） | 0.022***（5.827） | 0.021***（5.744） | ||
| N | 17 059 | 16 831 | 16 831 | 21 700 | 21 406 | 21 406 | ||
| Adj .R2 | 0.103 | 0.103 | 0.103 | 0.118 | 0.120 | 0.120 | ||
| F−Statistics | 24.03*** | 17.24*** | 16.06*** | 15.61*** | 12.31*** | 13.27*** | ||
| （1） | （2） | （3） | （4） | |||||
| LEVM1 | LEVM1 | LEVM2 | LEVM2 | |||||
| CL_ High | 0.023***（6.564） | 0.025***（5.682） | 0.030***（8.591） | 0.033***（7.429） | ||||
| CL_Low | 0.015***（2.716） | 0.017***（4.402） | 0.019***（3.928） | 0.022***（5.969） | ||||
| N | 17 059 | 17 023 | 21 700 | 21 656 | ||||
| Adj .R2 | 0.100 | 0.100 | 0.117 | 0.117 | ||||
| F−Statistics | 2.06 | 2.02 | 3.61* | 4.18** | ||||
2. 问询内容的影响。除了问询程度，不同的问询内容对债权人风险感知的影响也存在差异。当财报问询函的问询内容涉及表外或有风险（如涉及诉讼、仲裁、汇率风险等），或者债权人本身更关注的表内财务风险（如偿债、欠款、违约、流动性风险等）时，债权人更倾向于将企业收到财报问询函视为风险信号并进行风险调整（胡宁等，2020）。此时，财报问询函对企业杠杆操纵的加剧效应会更加明显。据此，本文根据问询内容将财报问询函划分为涉及债权人关注的风险（CL_Risk）和不涉及债权人关注的风险（CL_NonRisk）两种类型，并重新对模型（1）进行回归，结果依次列示在表7中。回归结果表明，当财报问询函的问询内容涉及债权人更关注的风险时，其对企业杠杆操纵的加剧作用更显著。这与理论预期一致。
| （1） | （2） | |
| LEVM1 | LEVM2 | |
| CL_Risk | 0.023***（7.068） | 0.029***（9.356） |
| CL_NonRisk | −0.006（−0.765） | −0.007（−0.903） |
| N | 17 060 | 21 701 |
| Adj .R2 | 0.100 | 0.117 |
| F−Statistics | 12.11*** | 20.79*** |
六、拓展性分析
（一）年报问询函与中期报告问询函的差异
相较于中期报告，年度报告往往更会成为投资者关注的重点。因此，相较于中期报告问询函，年报问询函可能会传递出更多风险信号或者更会引起债权人的风险感知，进而对企业的杠杆操纵行为产生更强的影响。另外，无论是年报问询函还是中期报告问询函，企业被问询都意味着企业存在财务错报的可能和潜在风险，因此均会同等地引起债权人的风险感知。为了检验两者的影响及差异，本文先剔除当年同时收到过年报问询函与中期报告问询函的样本，然后再根据问询函类型将其划分为年报问询函和中期报告问询函。结果显示，年报问询函与中期报告问询函均会对企业杠杆操纵产生影响，且经济系数不存在显著差异，这表明债权人会同等地看待两种问询函传递的风险信号。
（二）其他类型问询函的影响
接下来，本文尝试检验其他类型问询函是否能发挥风险信号传递作用，进而对企业杠杆操纵行为产生影响。除了财报问询函，企业还会收到并购重组类问询函和涉及各种可能事项的一般问询函。由于针对并购重组特定事项的问询函过于特殊，因此本文不予以考虑，而是检验一般问询函的影响。一方面，一般问询函可能不会对企业杠杆操纵行为产生影响。这是因为，一般问询函侧重于对企业日常经营活动的细节（如关注股权状态变化、股价异常变动、审计师变更、关联交易等）进行问询，既较少涉及与企业偿付能力相关的重大基本面变动情况，也不会涉及会计信息存疑进而导致债权人对企业信息的重新估计问题。因此，一般问询函难以通过加剧债权人信息风险和估计风险而对企业杠杆操纵产生影响。但另一方面，一般问询函的问询内容在一定程度上仍然关系到了企业的经营状况，债权人出于谨慎考虑仍然可能会将一般问询函视为风险信号从而产生风险调整行为，最终加剧企业杠杆操纵。
为了对不同类型问询函各自对杠杆操纵的效应进行检验，本文首先剔除当年同时收到过财报问询函与一般问询函的样本，然后再根据问询函类型将其划分为财报问询函和一般问询函，并分别对模型（1）重新进行回归。结果显示，一般问询函并未对企业杠杆操纵行为产生显著影响，这表明债权人较少在意针对普通事项的一般问询函。
（三）内外部公司治理机制的影响
被问询企业为了实现杠杆操纵目的，需要通过表外负债、名股实债或操纵研发支出与固定资产等会计科目实现，而良好的内外部治理机制可以约束企业的操纵能力，进而减轻财报问询函对杠杆操纵的影响。在内部公司治理机制方面，许晓芳和陆正飞（2020）指出，有效的内控制度可以规范企业流程，抑制不当行为，减少企业的操纵能力；在外部公司治理机制方面，吴晓晖等（2022）和卿小权等（2023）发现机构投资者作为专业的投资者，同时拥有专业知识和监督能力，可以较好地抑制企业的杠杆操纵行为。据此，本文检验了内控有效性和机构投资者持股的影响。回归结果显示，良好的内部控制可以很好地削弱财报问询函对企业杠杆操纵产生的不利影响；而机构投资者持股对财报问询函与企业杠杆操纵的关系不产生影响。
七、结论与启示
监管问询函在维护证券市场稳定、建立健全投资者保护的过程中扮演着日益重要的角色。然而，其在发挥监督治理作用的同时也向市场传递了企业存在潜在风险的信号，进而会对企业产生不利影响。为此，本文从企业杠杆操纵视角进行了探究。研究发现，财报问询函会加剧企业的杠杆操纵行为，且这一效应在经过一系列稳健性检验之后仍然成立。机制检验表明，问询函引发了债权人风险感知，进而迫使企业进行杠杆操纵以维持投融资需求。本文的拓展性分析表明，年报问询函与非年报问询函均会对杠杆操纵产生影响，而一般问询函则不会产生影响；此外，良好的内控可以抑制企业杠杆操纵能力，最终削弱财报问询函的不利影响。
本文的研究可以帮助监管部门加深对监管问询函效应的认识，有助于推动我国问询监管制度以及配套政策的进一步完善。从本文的研究结论中可以得到如下启示：第一，监管部门在发挥监管作用的同时还需要兼顾对企业、债权人以及中小股东等市场参与者的引导作用。本文的研究结论表明，债权人会将企业收到财报问询函视为风险信号，改变信贷决策，进而迫使企业进行杠杆操纵以维持投融资需求。因此，监管部门需要时刻关注新的监管政策会给企业、债权人、中小投资者等重要市场参与方造成何种压力和负面影响。一方面，相关部门应帮助利益相关者理性评判企业，引导市场对监管行为形成正确预期，减少市场的过度反应；另一方面，相关部门需注意压力情境下微观企业经济动机和行为的变化，如金融化程度的加剧（林慧婷等，2021）、杠杆操纵程度加剧等，从而及时防范和化解隐性风险。第二，监管部门需要加深对企业杠杆操纵的认知，在监管问询实践中对企业的杠杆操纵行为及相关会计处理和信息披露要多加关注，及时发挥预防性监管作用。由于杠杆操纵手段较为隐蔽，且当前实务界和学界对企业杠杆操纵行为的认识尚浅，对企业杠杆操纵手段关注不足。因此，加深杠杆操纵相关行为认知、强化相应监管可以更好地发挥问询函的正面效应。第三，监管部门和企业应增强信息披露，优化企业信息环境。本文研究指出，资本市场对企业收函持消极态度的根源来自企业事前风险以及企业信息环境。因此，及时进行相关信息披露，减少外部利益相关者的风险感知，可以避免因为投资者恐慌而施加于企业的额外成本。此外，良好的内控机制可以抑制企业杠杆操纵能力，因此监管部门和上市公司需进一步增强企业的内控有效性，完善公司治理机制。第四，监管部门需对财报问询函的发函持谨慎态度，适当将与会计处理和信息披露关联度较小的问询事项转移到一般问询函上。根据拓展性检验结果，相对于财报问询函，一般问询函对利益相关者的风险信号传递作用较弱。因此，监管部门可以通过优化问询监管类型和规范监管问询制度，从而降低问询函的风险导向与负面影响。
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