鄧遠(yuǎn)琴

近年來，上市公司會計信息披露質(zhì)量是會計學(xué)術(shù)研究領(lǐng)域的熱門課題，學(xué)者們對會計信息披露質(zhì)量進(jìn)行了大量的研究和探討。研究表明，公司治理信息，如公司治理結(jié)構(gòu)、股本結(jié)構(gòu)，與企業(yè)的信息披露質(zhì)量水平密切相關(guān)，同時會計信息披露水平的提高不僅能夠降低公司的融資成本，對公司績效的改善和價值的提升也有正向的推動作用。但翻閱已有文獻(xiàn)，國內(nèi)學(xué)者大多是以所有上市公司或者主板上市公司為樣本展開的研究，而事實上，相對主板和中小企業(yè)板市場，創(chuàng)業(yè)板上市公司具有高成長性、高風(fēng)險性的特點，更需要加強(qiáng)對其會計信息披露的監(jiān)督，嚴(yán)格要求、規(guī)范其會計信息披露行為，以防范創(chuàng)業(yè)板市場的高風(fēng)險，更好的維護(hù)利益相關(guān)者的切身利益。因此，本文有針對性的選擇以深市創(chuàng)業(yè)板上市公司為樣本，探究會計信息披露質(zhì)量與公司績效之間的相關(guān)性。

一、研究設(shè)計

1.研究假設(shè)。從代理理論角度，增加信息披露將減輕信息不對稱問題，減少委托代理成本，提高公司治理效率，同時將通過改善契約和監(jiān)督減少道德風(fēng)險和逆向選擇問題，提高公司的資本配置效率，進(jìn)而推動公司績效的提高。此外，信號理論認(rèn)為，若企業(yè)增加會計信息披露，把更多準(zhǔn)確、真實的會計信息信號傳遞給投資者，讓投資者可以進(jìn)行精確的預(yù)測和篩選，降低其決策時考慮的風(fēng)險水平，并將那些不愿傳遞信息的企業(yè)視為低質(zhì)量企業(yè)，而愿以高價購進(jìn)信息披露質(zhì)量較高的公司股票，股票將受到更多投資者的青睞，進(jìn)而推高公司股價，股票流動性會增強(qiáng)，融資風(fēng)險和成本降低，公司價值、績效都將得到提升。因此，會計信息披露質(zhì)量的高低，通過公司治理和資本市場機(jī)制對公司績效產(chǎn)生影響，結(jié)合前人的理論和實證研究成果，本研究提出假設(shè)如下：

假設(shè)： 會計信息披露質(zhì)量評級較高的創(chuàng)業(yè)板上市公司有較好的公司績效。

2.變量選擇與模型建立。①公司績效。學(xué)者們常用一些財務(wù)指標(biāo)來衡量公司績效，如總資產(chǎn)報酬率、凈資產(chǎn)收益率等，研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)會計績效通常不易受投資者心理等外部因素的影響，能較準(zhǔn)確的反映公司的績效，數(shù)據(jù)也易獲取。因此，本文選擇常用的財務(wù)指標(biāo)總資產(chǎn)報酬率（ROA）作為公司績效的代理變量。②會計信息披露質(zhì)量。衡量會計信息披露質(zhì)量的指標(biāo)很多，本文的研究參照大多數(shù)學(xué)者的做法，即以深圳證券交易所每年公布的上市公司會計信息披露質(zhì)量的評級結(jié)果衡量樣本公司的信息披露質(zhì)量水平（TRA）。原因是深交所從自愿性披露和強(qiáng)制性披露兩個方面對所有上市公司進(jìn)行評級，評價機(jī)制較完整、結(jié)果更全面，而且交易所這一權(quán)威機(jī)構(gòu)執(zhí)行的評級，結(jié)果的公正性、客觀性也更有保證。本研究中，若某公司的信息披露質(zhì)量評級為A或B級，則TRA取1，若為C或D級，則TRA取0。③控制變量。公司績效的影響因素眾多，為了使研究模型更具解釋力，準(zhǔn)確反映出信息披露水平對公司績效的影響，模型中引入公司規(guī)模（Size：樣本公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)）、成長水平（Growth：公司營業(yè)總收入增長率）、負(fù)債水平（Lever：總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值）、股權(quán)集中度（CR10：樣本公司前十大股東持股比率的總和）、股權(quán)制衡度（Z指數(shù)：第一大股東與第二大股東持股比率之比）、董事會規(guī)模（BoardSize：董事會中董事的數(shù)量）、兩職分離程度（Duality：若董事長與總經(jīng)理由一人兼任，則取值為1；若不為同一人，則取值為2）作為控制變量。此外，由于不同產(chǎn)業(yè)、年份的公司績效也會有較大差異，研究中設(shè)置產(chǎn)業(yè)（Industry：樣本共涉及13個行業(yè)，選一個作為參照，其它行業(yè)設(shè)置12個行業(yè)虛擬變量）、年份（Year：共3個年份設(shè)置2個年份虛擬變量）虛擬變量加以控制。

綜合前述分析，建立如下回歸模型：

ROA=c+β1TRA+β2Size+β3Growth+β4Lever+β5CR10+β6Z+β7

BoardSize+β8Duality+β9Industry+β10Year+ε

3.樣本選取與數(shù)據(jù)來源。本文的研究以深圳證券交易所創(chuàng)業(yè)板上市公司2014年—2016年的經(jīng)驗數(shù)據(jù)為樣本，排除無法搜集到完整數(shù)據(jù)的公司，最終共收集到354家創(chuàng)業(yè)板上市公司2014年—2016年的面板數(shù)據(jù)，共計1062個觀測值。其中自變量會計信息披露質(zhì)量從深圳證券交易所的官方網(wǎng)站上獲取，因變量公司績效以及其它控制變量數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。

二、實證結(jié)果與分析

1.多元回歸分析。①描述性統(tǒng)計分析。首先對模型主要變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計分析，計算分析各變量的平均值、最大值、最小值、標(biāo)準(zhǔn)差等統(tǒng)計指標(biāo)。分析結(jié)果表明，樣本公司的總資產(chǎn)報酬率均值為4.56%，最小值和最大值分別是-65%和27%，說明樣本公司的績效差別較大。信息披露質(zhì)量水平均值高達(dá)0.90，說明創(chuàng)業(yè)板上市公司的會計信息披露質(zhì)量水平整體較高，達(dá)到優(yōu)良水平。成長性水平均值為29.56%，說明樣本公司正處于高速成長階段，印證了創(chuàng)業(yè)板上市公司高成長性的特點，但最小值-91%與最大值580%差距很大，說明某些樣本公司出現(xiàn)了非正常萎縮，有些公司則成長迅猛。從杠桿水平來看，均值為28.09%，最大值達(dá)到89%，最小值為1%，說明樣本公司總體負(fù)債水平較低，但是差別較大。從公司治理相關(guān)變量來看，前十大股東持股比率之和平均達(dá)到60.68%，最大值100%與最小值16%差異較大，說明樣本公司股權(quán)集中程度較高且各公司股權(quán)集中度存在較大差異。Z指數(shù)的均值是5.3554，最大值為122.42，最小值為1，標(biāo)準(zhǔn)差是8.22，說明樣本公司存在一股獨大現(xiàn)象且不同公司股權(quán)相互制衡的程度存在較大差別。董事會規(guī)模平均為8人，規(guī)模最大的設(shè)13人，最小的僅4人，這可能是公司自身規(guī)模大小不同所致。此外，兩職分離程度控制變量的平均值為1.58，說明樣本公司總體的兩職分離程度不高。②相關(guān)性分析。為了防止解釋變量之間存在嚴(yán)重相關(guān)性而產(chǎn)生共線性問題，影響模型檢驗的正確性，對主要變量進(jìn)行簡單的相關(guān)性分析，檢驗結(jié)果表明，樣本公司的ROA在1%的顯著水平與信息披露質(zhì)量、公司規(guī)模、成長性、前十大股東持股比率正相關(guān)，在5%顯著水平與董事會規(guī)模正相關(guān)，在1%的顯著水平與負(fù)債水平負(fù)相關(guān)，說明提高信息披露質(zhì)量、公司成長水平、股權(quán)集中程度有利于改善公司績效，公司規(guī)模和董事會規(guī)模越大的公司績效也較好，而高負(fù)債率反而不利于公司業(yè)績的增長。信息披露質(zhì)量在1%的顯著水平與董事會規(guī)模、前十大股東持股比率之和正相關(guān)，與杠桿水平在1%顯著水平負(fù)相關(guān)，說明擴(kuò)大董事會規(guī)模、增強(qiáng)股權(quán)集中度有助于提升信息披露質(zhì)量水平，高負(fù)債比率同樣不利于提升信息披露質(zhì)量。③多元回歸結(jié)果分析。對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計分析與相關(guān)性檢驗后再對模型進(jìn)行多元回歸分析，從總體回歸結(jié)果來看，模型F檢驗的P=0.000，接近于零，說明模型的回歸系數(shù)整體上是不為零的，回歸模型是有意義的。模型調(diào)整的R2為0.250，說明模型擬合優(yōu)度較好，各解釋變量對因變量ROA的變化有較好的解釋力，各變量的VIF大致在1至1.5之間分布，最小值為1.040，最大值為1.513，在相關(guān)性分析的基礎(chǔ)上更有力的說明了各變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。除此之外，模型的DW值是1.988，與2很接近，說明樣本殘差獨立性較強(qiáng)。從自變量回歸結(jié)果來看，信息披露質(zhì)量回歸系數(shù)為0.043，且在1%顯著水平與ROA正相關(guān)，結(jié)果與之前相關(guān)性分析一致，從而驗證了前述假設(shè)，說明提高信息披露質(zhì)量的確能使公司獲得更高的績效收益。在各控制變量方面，公司規(guī)模與成長水平的回歸系數(shù)分別是0.017和0.016，均與公司績效在1%顯著水平正相關(guān)，也與前述相關(guān)性分析的結(jié)果一致，說明規(guī)模較大，成長性水平較高的公司有較好的績效。杠桿水平與公司績效在1%的顯著水平負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為-0.115，說明高杠桿水平不利于公司績效的增長。對于公司治理的相關(guān)變量，前十大股東持股比率之和與公司績效在5%顯著水平正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)0.028，說明適當(dāng)?shù)墓蓹?quán)集中對公司績效產(chǎn)生積極作用。而Z指數(shù)（P=0.329）、董事會規(guī)模（P=0.368）、兩職分離程度（P=0.129）與公司績效的相關(guān)性不顯著，這或許是因為創(chuàng)業(yè)板上市公司的公司治理機(jī)制較不完善，公司治理機(jī)制對公司績效的作用并未得到充分的體現(xiàn)，具體緣由有待進(jìn)一步探究。

2.穩(wěn)健性檢驗。在前述多元回歸分析中，將自變量信息披露質(zhì)量評級按照A/B級TRA取1、C/D級TRA取0進(jìn)行賦值量化，但總體上創(chuàng)業(yè)板上市公司評級水平較高，樣本企業(yè)信息披露評級大都為A/B等級，而C/D等級的相對較少。為了防止這種兩分類對比的頻數(shù)差異對實證研究結(jié)果產(chǎn)生影響，對信息披露質(zhì)量評級采取新的量化方法（A級，TRA=4；B級，TRA=3；C級，TRA=2；D級，TRA=1），再次對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果與前述大致相同，進(jìn)一步證明了信息披露質(zhì)量與公司績效的正相關(guān)關(guān)系，驗證了前述所提假設(shè)，即會計信息披露質(zhì)量評級較高的創(chuàng)業(yè)板上市公司有較好的公司績效。

三、結(jié)論

本文以深圳證券交易所創(chuàng)業(yè)板上市公司2014年—2016年的經(jīng)驗數(shù)據(jù)為樣本，以總資產(chǎn)報酬率為因變量，取深交所公布的信息披露質(zhì)量評級結(jié)果為信息披露質(zhì)量的代理變量，在控制了公司規(guī)模、成長性、杠桿水平等公司績效的影響因素后，探究了創(chuàng)業(yè)板上市公司的會計信息披露質(zhì)量與其公司績效間的關(guān)聯(lián)性。多元回歸分析結(jié)果表明信息披露質(zhì)量在1%的顯著水平與公司績效正相關(guān)，對自變量重新賦值量化的穩(wěn)健性檢驗得到了一致的結(jié)論，從而驗證了會計信息披露質(zhì)量與公司績效正相關(guān)的假設(shè)，說明提高會計信息披露質(zhì)量水平有利于改善公司的績效。因此，上市公司應(yīng)意識到信息披露質(zhì)量對公司績效的正向推動作用，以提升公司整體的績效為目標(biāo)，提高會計信息披露質(zhì)量水平，增加信息的有效供給。

（作者單位：江西財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院）