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1、探索新银行债务与收益管理之间的关系：来自意大利中小企业 的证据抽象本文探讨了银行导向型经济中民营中小企业的银行债务与收益管理之间的关系。在这项研究中，我们利用2005年至2012年4866 家意大利私营中小企业的样本，并提出了一个新的指标来隔离银行债务的年增长。我们的OLS回归结果说明，尽管银行监控是 限制公司收益管理的有效机制，但公司在新银行贷款申请之前的财政年度中，按照可自由支配的应计，进行更高的收入增长收 益管理。这些结果对不同的计量经济学规范具有鲁棒性，并且不受内生性的影响。关键字:收益管理;银行债务;银行监控;财务报告.引言财务报表提供关于公司活动和业绩的资料。因此，它们是贷款人评估
2、潜在借款人风险的主要信息来源，从而影响信贷审批 决策。会计信息在风险评估和信贷审批过程中的相关性己在学术文献中得到广泛记录（例如，参见Ahn and Choi 2009和 Garcia-Teruel et al. 2014） 。然而，调查金融信息的质量和可靠性与外部融资之间联系的研究数量仍然有限，特别是与私营中 小企业有关的研究。这有点令人惊讶，因为在世界上大多数国家，中小企业占企业，就、业的绝大多数，占增加值的60% （Asker 等人，2015;经合组织，2019年）。中小企业对整体经济的贡献在意大利等国家尤为明显，中小企业占总增加值的66.9%,雇 用了 78.1%的劳动力（欧盟委员会2
3、019）。本研究旨在通过调查银行债务增加与中小企业收益管理的事前金额和方向之间的关 系来填补这一空白。关于收益管理的学术文献已经确立。收益管理研究的核心目的是确定哪些公司倾向于参与收益操纵，以及公司能够在多大 程度上影响资本市场对其财务业绩的看法（Datta etal. 2013）。在意大利等以银行为导向的经济体中，银行占中小企业融资总额的50%至60% （经合组织2020年），由于缺乏可行的 替代资金来源，中小企业在申请新贷款时误报收入的动机可能特别强烈（SceHat。和Ughett。2010）。这些激励措施包括获得 更好的融资条件（例如，降低利率，最大化资金）（Fraser等人，2001年
4、），防止违反债务契约或重新谈判未偿债务（Dechow 和Dichev 2002）。与此同时，由于规模经济和获取私人信息，银行的监测能力高于任何其他贷款人，这可能会阻止管理人员 从事误导性做法（Ahn and Choi 2009;Kim等人，2021） o然而，经理参与收益管理的动机可能因不同的情况而异。事实上， 收益管理是一种逆转现象（Baber etal. 2011）。因此，本期启动的增收收益管理将不得不在下一个财政期逆转，成为收益递减 管理，反之亦然。可以说，经理人往往只在需要时才从事误报行为（例如，为了掩盖财务困境或获得更多信贷）（Belot and Serve 2018） o据我们所知
5、，研究银行与债务收益管理之间关系的实证研究往往侧重于银行债务和收益管理的并行水平（Ahn and Choi 2009;Garcia-Teruel et al. 2014） 0然而，在银行融资的背景下，误报的动机很可能在贷款申请前的财政年度到达顶峰。事实 上，轶事证据说明，最新的财务报表是中小企业风险评估的起点和最有影响力的信息来源，中小企业通常的特点是信息可得性 和透明度低于公共或大型公司。鉴于上述情况，我们预测，尽管有银行的监控能力，但意大利中小企业在新的银行贷款申请之前的财政年度会进行更高的 收入增长管理，并且这种增长与下一财政年度获得的新银行债务金额呈正相关。我们在4866家意大利中小企
6、业的样本上检验了 我们的假设，使用自由裁量权责发生制作为收益管理的代理（Dechow等人，1995;Stubben 2010）以及银行债务的新衡量标 准。更准确地说，意大利会计原那么是欧洲唯一的报告标准。1这要求公司披露下一个财政年度内外到期的银行债务金额，这使我 们能够隔离银行债务的年增长（而不是现有存量）。此外，与之前的研究相比，我们探索了银行债务对收益管理的潜在领先效 应，从而为这种现象的时间动态提供了独特的见解。我们的研究结果证实了银行监控在约束收益管理方面的有效性，并说明企业在申请新贷款时会进行更高的收入增长收益管 理。因此，我们的研究结果说明，银行监控可以有效地限制借款人的事后收益
7、管理，而不是事前。一系列稳健性测试证实了我 们结果的有效性。我们的研究至少在三个方面为收益管理文献做出了贡献。首先，我们进一步提供了银行监控在银行导向型经 济中的有效性的经验证据。会计研究往往侧重于上市公司和市场经济（例如，美国，英国等）。（BarYosefetal2019）。对 于现有的收益管理和银行债务研究来说，这一点尤其明显，只有极少数例外（例如，Garcia-Terueletal.2014） o其次，我们 通过提供证据来支持意大利中小企业倾向于在银行债务增加前一年从事误导性做法的观点，从而扩展了有关银行债务的文献。 以前的研究在调杳收益管理与银行债务之间的关系时，采用了银行债务的并发存
8、量。在这样做时，他们没有考虑收益管理激励 措施的动态性质。通过采用新的银行债务增长措施，并通过调查收益管理与新银行债务之间的跨期关系，我们克服了这种限制， 并在申请贷款之前提供了更强大的收益操纵证据。最后，我们通过进一步证明管理激励措施在确定意大利私营中小企业误报的 程度和方向方面的重要性，为收益管理文献做出了贡献。以前的研究说明，管理者倾向于采用收益管理来影响短期或长期的性 价比，或者作为其他与市场相关的激励措施的结果（Healy and Wahlen 1999）。然而，不受市场压力影响的私营企业管理人 员对收益管理的激励措施仍未得到充分调查。鉴于私营企业在经济中的突出作用，这代表了当前学术
9、研究的重大局限性，但它 也反映了数据和信息的可用性。我们的研究调查了意大利私营中小企业的管理激励措施，从而为这一领域的学术文献做出了宝 贵的贡献。本文的其余局部组织如下。下一节介绍现有的文献;在第3节中，我们开展了研究假设;在第4节中，我们描述了抽样过程 和数据源;在第5节中，我们描述了研究设计。在第6节中，我们讨论了实证结果;在第7节中，我们提出了一系列鲁棒性测试; 最后，在第8节中，我们以一些重要的结论性意见结束了本文。1 .相关文献收益管理、债务融资现存文献确定了对收益管理的三大类激励（Healy和Wahlen 1999）,即（i）与资本市场相关的激励措施，当公司的目 标是在重大公告之前
10、影响短期股价表现时（Chou等人，2006;科恩和扎罗温2010;德安杰洛1988;Dechowet al. 1996;佩里和 威廉姆斯 1994;Teoh et al. 1998）或满足金融分析师的预期（Burgstahler和 Eames 2006;Doyle et aL 2013） ; （ii）当公司 试图规避特定行业的法规时，监管激励措施（Beatty等人，1995年;陈等，2011;Collins et al. 1995）或反垄断要求（Cahan 1992;Makar等人，1998年）；（iii）与合同有关的激励措施，当经理使用会计判断来增加基于收益的奖金时（Healy 1985;H
11、olthausen et al. 1995）。最近的研究增加了经济政治不确定性作为收益管理的第四类激励措施，因为它可能会影响投 资者的注意力（El Ghoul et al 2021 ;H6lzeret al. 2022;金和安田2021） 债务合同是合同的一个突出例子，它可以为误报创 造诱因。然而，实证研究对这种关系提供了模糊的结果。根据基于契约的假设，企业被激励实施机会主义报告标准，如增加收入的收益管理，以满足债务契约，以防止技术性违约。 经验证据说明，企业在违反契约前一年加速盈利（DeFond和Jiambalvo1994;迪切夫和斯金纳2002;Jaggi and Lee 2002） o
12、另一方面，财务困境假说预测收益管理与公司的杠杆率呈正相关，因为高杠杆可能导致流动性问题。戈什等人（2010） 说明，非常高的债务水平与更多的自由裁量权责发生制有关。有趣的是，经验证据还说明，对于信誉良好的公司，可自由支配 的应计工程与债务水平之间存在负相关关系（Ghoshetal. 2010）。作者认为，这种差异效应是由于贷方监控造成的。Gupta 等人（2008）和Fung和Goodwin （2013）都认为短期债务与收益管理之间存在正相关关系，因为借款人试图“规避贷款人执 法”（Gupta et al. 2008,第619页）。然而，在债务重新谈判的情况下，公司也可以管理收益以改善其讨价还
13、价地位（Dichev 和 Skinner 2002）。收益管理、信息不对称、银行债务尽管大量研究探讨了债务融资与收益管理之间的关系，但关于银行债务影响的经验证据仍然有限。与个人贷款人和其他专 门机构（包括审计师）相比，银行在监督借款人方面具有优势，因为它们的授权本钱低，规模经济和获取私人信息的机会（Ahn and Choi 2009;Hope et al. 2017） o尽管在监测方面具有这些优势，但银行严重依赖会计信息来评估远景借款人的还款能力 （Berger Udell 1998） o私营中小企业的情况尤其如此，因为那里的信息通常很少。在这种情况下，财务报表是银行减轻与 借款人风险相关问题
14、的主要信息来源（Cassar etal. 2015;加西亚特鲁埃尔等人2014;Hope et al. 2017）。然而，财务报表可 能包含不透明”的信息，并不总是提供公司的准确情况（Mor。and Fink 2013） o在这种情况下，银行正确评估客户质量的能 力可能会受到影响（Fredriksson and Moro 2014）。科尔等人（2004）说明，不同的银行以不同的方式处理信息不对称。虽然大型银行倾向于更多地依赖从年度和中期报告、 资产评估和信用评分技术（即交易贷款）中提供的“硬”信息，但小银行倾向于将财务报表上的信息与从公司的私人信息和其他利 益相关者（即关系贷款）提供的“软”信
15、息整合在一-起。关系贷款对中小企业特别有利（Beltrame et al.2022）。事实上，尽管 与大公司相比，有关他们的官方信息有限，但它使他们更容易获得信贷（Mor。and Fink 2013）。因此，中小企业主要依靠银 行债务作为外部融资来源，并倾向于与小型本地银行打交道（Behretal. 2013）。银行文献中的实证研究说明，债权人监控是减轻借款人收益管理的有效方法（Bigus和Hillebrand 2017;Hope et al. 2017） o霍普等人（2017）分析了美国私营公司的样本，发现拥有更多高级债务的公司具有更高的应计质量（即较低的收益管 理），并认为这种效应与债务投
16、资者对监控的需求有关。同样，DeMeyere等人（2018）分析了比利时私营公司的样本，发现 收益质量长期债务之间存在正相关关系，这种关系对中小企业来说更为明显。Ahn和Choi （2009）特别关注银行作为债权人 的作用，分析了美国上市公司的样本，并说明借款公司的收益管理随着银行风险监督力度的增加而普遍下降。加西亚特鲁埃尔 等人（2014）相反，研究了西班牙中小企业的样本，发现会计质量与银行债务呈正相关。丁磊等（2016）和Mafrolla和DAmico （2017）得出了类似的结论，调查了中国和欧洲（意大利，西班牙和葡萄牙）私营公司的样本。总而言之，银行监控是限制企 业机会主义行为的有效方
17、式，无论企业规模大小，银行规模如何。2 .假设开展如上一节所述，银行在监控借款人以阻止他们从事机会主义收益管理行为方面具有具体优势。Ahn和Choi （2009）通过 分析美国上市公司的样本直接解决了这一点。根据文献，这些公司倾向于与大型银行打交道，其风险评估技术基于“硬”（官方） 信息。尽管小型银行主要依赖关系贷款，但借款人和贷款人都有建立长期关系的动机（Mor。and Fink 2013）。事实上，随着 时间的推移，小银行积累了私人信息，这些信息可以用作做出进一步决策的基础，而如果贷款人被证明是值得信赖的，他们可 能会有更多的机会获得信贷。GarciaTeruel等人（2014）使用西班牙
18、中小企业的样本研究了这种关系。他们的研究结果说明， 会计质量对获得银行信贷（即银行债务金额）产生了积极影响。鉴于上述情况，我们预计收益管理水平与银行监控水平（即现有银行债务金额）之间存在负相关关系。H1.现有银行债务的数额对借款人的收益管理有负面影响。在现有的研究银行债务与收益管理之间关系的实证研究中，有两个主要的局限性。首先，他们只考虑收益管理的总量，而 忽略了它是否旨在增加或减少收入。其次，他们只采取银行债务和收益管理的并行措施。换句话说，先前的模型仅检查同一财 政年度内现有银行债务水平与相应收益管理水平之间的关系。会计文献说明，收益管理是一种逆转现象（Baberetal. 2011）。这
19、意味着在当前期间启动的收入增加（减少）收益管理 在下一期间成为收入减少（增加）收益管理。这意味着管理者不能不断地保持对公司收益的缺乏或过度代表，但他们需要根据 不同的情境背景和与公司的战略目标来计划何时以及如何做到这一点。另一方面，根据银行文献，财务报表是评估借款人风险 的重要信息来源，最近的报告可能在确定风险评估过程的结果方面发挥关键作用。这在评估私营中小企业的风险方面尤其重要, 因为私营中小企业的现有信息有限。对于中小企业，财务报表每年发布一次;因此，当他们申请新的银行贷款时，最新的财务信 息通常是上一个财政年度的财务报表。在这种情况卜，我们预计在准备贷款申请前一年的财务报表时，经理人操纵
20、收益的动机最高，并且与贷款金额呈止相关。 此外，我们还期望管理者参与增加收入而不是收入减少的收益管理，以使公司看起来比实际情况更值得信赖。我们的第二个研 究假设如下：H2.新的银行债务金额对增加收入的收益管理有积极影响。3 .样本和数据为了检验我们的假设，我们使用了意大利私营中小企业的样本。主要数据来源是范戴克局提供的AIDA数据库。该数据库 由180个不同的字段组成，其中包含有关所有意大利有限责任公司的详细财务信息。在本研究的背景下特别相关的是，该数据 库还包含下一个财政年度及以后到期的银行债务金额，以及有关盈利能力，杠杆率和公司治理的其他信息。为了建立我们的数 据集，我们从所有非金融公司的
21、列表开始。2在2005年至2012年的数据库中3,并附上详细的财务报表4.这个搜索结果是13, 272家公司。在此选择中，我们进一步排除了仅报告合并财务报表，没有银行债务，包含错误或不完整信息的公司5,或不能归 类为中小企业的6.最后，我们没有像Capalb。等人(2014)那样包括每个财政年度观察结果少于10个的行业。最终样本包括 4866家独立公司，相当于16, 259家公司年。表1报告了每年的观测次数。在我们的样本中，共有14%的公司对整个样本期 进行了观察。表1 .每年的观测值数。4 .研究设计本研究中实施的研究方法基于Capalb。等人(2014)和GarciaTeruel等人(20
22、14)。我们的OLS回归模型如下所示。表2中列出了主回归模型中包含的所有变量。DAi 上工BankLt+工+B2TotBa 八 kLt+ B3Dist 丫(1)表2.变量列表。我们模型中的因变量是绝对值(/。)和全权应计(。4)的有符号值，它们是我们用于收益管理的代理。前者提供了有 关误报的总体水平的信息，但后者使我们能够评估操纵的方向即收入增加或收入减少的收入管理为了估计公司的可自由支 配权责发生制，我们采用了 Stubben (2010)提出的有条件收入模型。尽管这种模型最初是在美国上市公司上测试的，但它已 被其他调查私营企业的研究所采用(例如，Chen等人，2011年，Ding等人，20
23、16年)，以及在意大利的背景下(例如，Capalbo 等人，2014年)。与其他用于估计异常应计的模型(例如，Jones模型，修改后的Jones模型，Dechow和Dichev模型)相 比，条件收入模型具有三个主要优点。首先，Stubben (2010)说明，与其他权责发生制模型相比，该模型提供的应计估计的 偏差较小。其次，它不需要现金流量表信息或现金流量估算，这通常是使用资产负债表方法执行的。7;因此，它可用于分析非上 市或小型公司的收益管理实践，这些公司不需要报告现金流量表。第三，它基于应收账款的年度变化;因此，它不需要像收入模 型(Stubben 2010)那样的季度数据。在Stubbe
24、n (2010)之后，我们估计条件收入模型如下:txGRR_M4+07ZRi f xGRMi 工+08ZkRLtxGRM_SQa+wa这里 是年度变化;应收账款是应收账款方是总收入;源整总资产的自然对数;4GE是指公司成立以来的年数的自然日 志;GR匕户是行业收入中位数调整后的变化(R)乘以一个虚拟变量，如果行业收入中位数调整后的变化大于0,那么等于1,否 那么等于0;GR匕N是行业收入中位数调整后的变化(R)乘以一个虚拟变量，如果公司，在t年的收入的行业调整后变化中位数 小于0,那么等于1,否那么等于0；信安达是第一企业在f年的行业调整后毛利率中位数XGSQ和GHVLSQ分别是变量AGE和
25、GRA4的平方。根据Stubben (2010)的规定，所有收入和权责发生制变量均按总资产进行平减。我们按行业和年份进行了回 归;等式(2)中的残差提供了异常应收账款(即应计酌情权)的估计。下一财政年度银行债务的年度增长(铜方D是我们研究目的的主要兴趣变量，估计如下： Banki，t+i=Bnhki，切入。tAss etsi，t(3)其中铝方是财政年度末的银行债务总额;Backl/WV是必须在下一个财政年度(f+1)内归还的银行债务金额。换言之，该变量 衡量银行债务从一个财政年度 年底到下一个(f+1)的变化，减去期间应归还的银行债务金额&我们的回归模型还包括许多可能影响银行债务与企业收益管理
26、之间关系的控制变量。7。旧a/?k是财政年度末的银行债务总 额，是银行监控程度的代表(Ahn and Choi 2009)。/stress是一个虚拟变量，如果一家公司有负的营运资本，那么等于1,否 那么为0 (McKeown etal. 1991)。这可以控制陷入困境的公司的影响，因为它们可能特别有动机操纵收益以求生存。杠杆(Lev) 和ZScore控制公司的财务状况，因为陷入困境的公司可能有更高的动机参与误报。具体来说，Lw是债务与权益比率，而ZScore 是Altman (1968) Z-Score,它提供了公司在两年内破产概率的衡量标准。9.收益管理和银行债务的程度可能取决于公司的规 模
27、;因此，我们将总资产的自然对数Q大小)作为控制变量。资产回报率10 (Roa)以及运营产生的现金流11 (CF)控制企业业 绩，而非营业收入与销售比率12(港伊)控制非经营活动的发生率。回归模型还包括年份和行业固定效应，并使用稳健聚类技 术进行估计，Peterson (2009)所建议的那样。6 .结果描述性统计表3列出了整个抽样(小组A)和不同时期(小组B-H)选定公司特征的描述性统计数字。该表显示，回归模型中包含的 任何变量都没有太大的变化。应计工程的平均值与Degeorge等人(2013年)报告的应计价值相当，但低于Capalbo等人(2014 年)；这种差异可能是由于抽样标准不同，因为
28、Capalbo等人(2014)关注的是国有企业。我们的研究结果证实了银行融资 (TotBank)对意大利中小企业的重要性。事实上，它平均占总资产的27%。虽然按总资产规模计算的银行债务水平几乎保持 不变，但银行债务的增加和杠杆率比2007年略有下降。这一趋势可能反映了巴塞尔II体系引入的更高风险管理标准和更严格的 资本要求的实施，导致银行融资减少(Kolev etal. 2013)。在分析期间，公司的杠杆率(列弗)会下降。一方面，杠杆率的下 降可能是由于全球金融危机(GFC)。事实上，在经济衰退期间，公司试图归还所有无用的资产，以提高流动性和归还贷款以 降低破产风险(Kahle and Stu
29、lz 2013)。全球金融危机也可能影响企业的盈利能力。资产回报率随时间推移而下降，即使运 营现金流几乎保持不变，也显示出来。非营业收入与销售比率(A/H)的平均值总是为负数，这说明中小企业开展经营以外的 活动是无利可图的。最后，平均而言，Altman Z-Score处于灰色区域内(Altman 1968),并且与其他具有类似样本的研究一 致(Altman etal. 2013) o但是,其平均值会随着时间的推移而略有增加。表3.描述统计学。表4报告了变量之间的相关矩阵。银行债务的增加与收益管理总量呈正相关，这说明申请新银行贷款的公司倾向于从事 更高的收益管理。现有的银行债务水平与收益管理金额
30、之间也存在相同的关系。不出所料，两者之间存在正相关且显著的相关性。ABank和TotBank,这意味着银行债务水平较高的公司往往需要更多的资金。这可能是关系贷款的影响，已经与银行建立关系的公司更容易获得信贷，因为银行可以利用他们随着时间的推移而积累的私人信息。这两个变量之间的高相关系数可能会 引起对潜在多重共线性的担忧;因此，我们计算了所有回归模型的方差膨胀因子（VIF）。平均和最大VIF分别远低于6和10 的阈值，这说明共线性不是问题。表4还显示，陷入困境的公司往往从事较少的收益管理，并增加其在银行的敞口。最后，杠 杆率较高、规模较大的公司倾向于进行更多的收益操纵，而这种活动在业绩不佳的公司
31、中那么不那么明显。表4.相关矩阵。62回归结果在表5中，我们给出了公式（1）中给出的模型估计结果。小组A中的因变量是全权应计的绝对值，而B组中的因变量是 全权应计的有符号值。表5银行债务年度增长对收益管理的影响。在面板A中，我们显示银行债务增加系数（然分）是积极的，但不重要，这说明企业在申请新的银行贷款时不会改变其操纵行为的程度。现有银行债务的系数为负且具有统计学意义，这证实了银行监测的有效性（Ahn and Choi 2009;Garcia-Teruel et al. 2014） o换句话说，银行债务较高的公司从事较低的收益管理。控制变量的系数与以前的研究一致 （例如,Ahn 和 Choi
32、2009;哈比卜等人，2013;Capalbo et al. 2014;Garcla-Teruel et al. 2014） 在B面板中，我们介绍了有关收益操纵方向的结果。银行债务增加的系数是正数和显著的。这意味着申请银行贷款的公 司从事更多增加收入的收益管理。换句言焉兑，他优推高收入，以表现更健康，狸得更好的脩件或更大的资金。相反，现有银行 债务的系数是负的，而且在这种情况下也很重要，这证实了银行监测在限制管理收益的激励措施方面的有效性。遛般系数为负 且显著。这说明，陷入困境的公司比非陷入困境的公司更多地参与收入下降的收益管理（Habib et al. 2013）。最后，结果还表 明，杠杆率
33、更高、规模更大的公司从事更多增加收入的操纵，而财务状况较差的公司那么从事更多的收入减少操纵。总体而言， 表5中报告的结果为H1和H2提供了支持。7 .鲁棒性测试全权委托权责发生制估算模型为了验证我们的结果对不同的自由应计估计模型是稳健的，我们采用修改后的Jones模型（Dechow etal. 1995）进行了 相同的分析来估计自由裁量权责发生制。修改后的琼斯模型指定如下：T 一个 i, tTotAss二B1:LTotAsst-工卜（Revi，t）TotAss etsi，T+*ppEi，tTotAssetsi,t其中m是应计总值13, Tof/Assefs是年初的总资产，的/是收入的变化，应冽
34、!长款是应收账款的变化，尸PE是财产、工厂和设备的总和。回归是按行业和年份估算的，残差是我们对自由支配权责发生制的衡量标准。表6给出了公式（1）中提出的 回归模型的结果。我们的主要结果已得到证实。系数当因变量是全权应计的绝对值时，银行并不重要（A组），而当因变量 是全权应计的有符号值时，然方是正数和显著的（B组）。同样，7。出ack系数的标志和重要性与我们在A组和B组的主要结 果一致。表6.鲁棒性测试-修改后的琼斯模型。内生性根据现有研究的结果，内生性可能是一个问题。内生性可能出现在回归者之间以及解释变量之间，因为一家公司的借贷能 力可能会影响其收益管理，而一家公司的信誉也可能受到其收益管理的
35、影响（Mafrolla和D，Amico 2017）。在Mafrolla和 DAmico （2017）之后，我们通过采用广义矩（GMM）动力学模型解决了这个问题，该模型使用因变量和解释变量的滞后值， 并且针对时间段较少且具有许多横截面单位的情况进行了精心设计（Cameron和Trivedi 2010）。为了防止模型过度拟合内源 性变量并且未能去除其内源性成分，我们只为仪渊添加了一个滞后（Roodman 2009）。表7报告了等式（1）中所示模型的GMM估计结果。在这种情况下，我们所有的主要结果也得到了证实。表7.鲁棒性测试一广义矩量法（GMM）模型。73抽样作为进一步的测试，我们仅使用那些在整个
36、周期分析期间具有可用观察结果的公司运行我们的回归模型，并在巴塞尔II 制度公布之前（2005-2007年）和之后（2005-2007年）和之后（2008-2012年）对观察子样本进行运行，以验证我们的结果 不是由样本选择问题驱动的。结果（未制成表格）证实了我们的主要发现，因此说明我们的主要结果不受抽样偏倚的影响。8 .结论在本文中，我们研究了银行债务增加对意大利中小企业收益管理实践的影响。我们的实证分析结果说明，无论目前的银行 债务水平如何（即银行监控），中小企业在申请新的银行贷款时，都会进行更高的收入增长管理。我们的结果与银行文献中以 前的研究一致,因为我们确认债权人监督一般，特别是银行监督
37、通过限制收益管理来提高会计质量（例如，见Ahn and Choi 2009; 加西亚特鲁埃尔等人2014;Hope et al. 2017;De Meyere et al. 2018）。然而，我们也通过引入一个新的指标（即银行债务的 年度增长）和考虑收益管理和银行债务之间的跨期关系来研究这种关系，以调查中小企业参与误报的动机到达顶峰时的这种关 系。本文指出，银行在申请银行新贷款时，应注意借款人的机会主义行为。我们的研究结果为监管机构和银行业提供了重要的见解，因为我们强调了私营中小企业中对误报的管理激励措施的普遍存 在，这些中小企业代表了意大利经济的支柱（以及大多数国家），也是大多数银行的典型商
38、业客户。为了在先前工作的基础上, 我们证明借款人在申请新贷款时的机会主义行为尤其明显，并且与所需的新债务水平相关，而不是与已经获得的银行债务的总 体水平呈正相关。根据我们的结果，监管机构，银行和其他信贷机构将受益于开发更有效的审计和监控机制来评估信用风险的 机会，其中包括本研究中提出的新指标。研究人员可以利用这种新的银行债务衡量标准，并寻求有关经理人对私营公司误报的 动机的更多见解，与大型上市公司相比，这一领域仍未得到充分调查(BarYosefetal.2019)。我们的研究也受到限制，这可能代表了未来研究的途径。首先，我们的模型不包括有关公司与银行关系的信息(例如，贷 方或借款人的数量，每个
39、公司批准的不同贷款或其他债务工具的金额等)，或有关审批流程的信息(例如，时间，提供的其他 文件，贷款目的等)。不幸的是，私营公司并不容易获得此类信息，但即使对少数案例的分析也可能提供进一步的有趣见解。 其次，我们的分析以及该领域的其他研究都是基于贷款申请获得批准的公司;没有关于那些没有获得所需资金的公司的信息。调 查这两类人之间的差异将是有益的，以便更全面地了解私营公司的财务误报与银行债务之间的关系。第三，财务报告要求、银 行风险评估和监测方法或我们分析时间范围之外的整体贷款市场的潜在变化可能会改变潜在借款人的财务报告做法。最后，未 来的研究可以调查当收益管理被衡量为真实而不是基于权责发生制的收益管理时，收益管理与银行债务之间的关系是否得到证 实(Pappas et al. 2019)。