管理層權(quán)力與或有事項(xiàng)信息披露
——基于環(huán)境不確定性的調(diào)節(jié)效應(yīng)研究

張敦力，張 婷

(中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430073)

一、 引言

2006年2月，財(cái)政部發(fā)布了《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則第13號(hào)—或有事項(xiàng)》，明確了我國(guó)上市公司自2007年1月1日在財(cái)務(wù)報(bào)告中確認(rèn)、計(jì)量和披露或有事項(xiàng)的義務(wù)。根據(jù)不確定性經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)的劃分標(biāo)準(zhǔn)*中度不確定性經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)是指交易或事項(xiàng)在報(bào)告日已經(jīng)發(fā)生，對(duì)當(dāng)期財(cái)務(wù)報(bào)表的影響尚不確定，若有影響，金額仍需估計(jì)的經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)。，或有事項(xiàng)可被界定為中度不確定性事項(xiàng)[1]。這種不確定性事項(xiàng)信息的披露對(duì)企業(yè)及信息使用者均產(chǎn)生不可或缺的影響。從企業(yè)角度而言，表內(nèi)預(yù)計(jì)負(fù)債及表外或有負(fù)債的披露會(huì)增加企業(yè)融資的難度并加大資產(chǎn)的波動(dòng)性、提高風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)水平、降低企業(yè)的盈利能力及市場(chǎng)價(jià)值[2-3]；從信息使用者角度而言，或有事項(xiàng)披露的公開度能被投資者識(shí)別，并影響其投資決策[4]。此外，表外或有事項(xiàng)信息的披露有助于提高明星分析師盈余預(yù)測(cè)的精確度，導(dǎo)致審計(jì)費(fèi)用增加及審計(jì)質(zhì)量的降低，影響審計(jì)師的審計(jì)意見決策[5-7]。

企業(yè)會(huì)計(jì)信息披露中的代理問題源自兩權(quán)分離下信息不對(duì)稱引發(fā)的管理層的道德風(fēng)險(xiǎn)，出于薪酬最大化考慮，管理層可能會(huì)利用其控制權(quán)操縱會(huì)計(jì)信息披露的形式及結(jié)果[8-9]。作為會(huì)計(jì)信息重要組成部分的或有事項(xiàng)，其披露是否也會(huì)受管理層控制權(quán)的影響呢？已有研究表明，管理層的利己主義動(dòng)機(jī)是上市公司或有事項(xiàng)信息披露的內(nèi)在動(dòng)因。首先，或有事項(xiàng)信息披露可能會(huì)被管理層操控，并成為其機(jī)會(huì)主義行為的一項(xiàng)工具[10]；其次，管理層有動(dòng)機(jī)自愿披露或有事項(xiàng)信息以維護(hù)自身聲譽(yù)、降低訴訟成本[4]。然而，管理層是如何利用其控制權(quán)影響或有事項(xiàng)信息的披露？對(duì)于外部環(huán)境波動(dòng)程度不同的企業(yè)，這一影響又會(huì)有何不同？截至目前，尚無文獻(xiàn)基于以上視角進(jìn)行探討。本文以2003—2016年A股上市公司的數(shù)據(jù)為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了管理層權(quán)力對(duì)公司表內(nèi)及表外或有事項(xiàng)信息披露行為的影響，并且探析了外部環(huán)境的波動(dòng)程度在這一過程中的調(diào)節(jié)作用。

二、 文獻(xiàn)綜述

(一) 管理層權(quán)力

關(guān)于管理層權(quán)力的早期研究，更多地集中于管理層薪酬契約這一領(lǐng)域，并提供了基本一致的結(jié)論，即當(dāng)權(quán)力較大時(shí)，管理層有能力利用其控制權(quán)影響甚至決定薪酬計(jì)劃，以實(shí)現(xiàn)薪酬最大化。比如，Bebchuk和Fried研究發(fā)現(xiàn)，代表股東利益的董事會(huì)并不擁有管理層薪酬契約計(jì)劃設(shè)計(jì)的控制權(quán)，管理層有能力運(yùn)用其權(quán)力尋租影響薪酬計(jì)劃[11]。且這種影響會(huì)隨著CEO人力資本密集度及企業(yè)未來業(yè)績(jī)波動(dòng)性的增加而愈加顯著[12]。Abernethy等考察CEO權(quán)力對(duì)公司股票期權(quán)(PVSO)激勵(lì)計(jì)劃的影響，發(fā)現(xiàn)權(quán)力強(qiáng)大的CEO通常會(huì)運(yùn)用其控制權(quán)操控PVSOs計(jì)劃的實(shí)施，使其難以達(dá)到預(yù)定的激勵(lì)效果[13]。利用我國(guó)的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，王燁等以股權(quán)激勵(lì)機(jī)制為落腳點(diǎn)，考察管理層控制權(quán)的經(jīng)濟(jì)后果，發(fā)現(xiàn)管理層可能會(huì)利用其控制權(quán)影響股權(quán)激勵(lì)方案的設(shè)定及實(shí)施，使其利于己[14]。此外，也有文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)，權(quán)力強(qiáng)大的管理者可自行設(shè)計(jì)激勵(lì)組合，而權(quán)力較弱的管理者只能通過盈余管理才能達(dá)到考核目標(biāo)[15]。同時(shí)，隨著控制能力的增強(qiáng)，管理層更有動(dòng)機(jī)利用逐漸增多的私有信息操控盈余，達(dá)到薪酬最大化的目標(biāo)[9,16]。

(二) 環(huán)境不確定性

與管理層權(quán)力相似，環(huán)境不確定性對(duì)會(huì)計(jì)信息影響的研究，起先也是基于激勵(lì)機(jī)制問題，環(huán)境不確定性程度越高，薪酬契約中激勵(lì)薪酬所占的比重會(huì)越低，正常薪酬所占的比重越高[17]。近些年，大量文獻(xiàn)探討了環(huán)境不確定性對(duì)企業(yè)盈余質(zhì)量的影響，學(xué)者們的觀點(diǎn)基本一致，即外部環(huán)境不確定性越大，公司業(yè)績(jī)波動(dòng)越大，管理層越有動(dòng)機(jī)進(jìn)行收益平滑，以減少外部的不穩(wěn)定因素對(duì)企業(yè)盈余波動(dòng)的影響[18]，這一影響在成長(zhǎng)性較差的企業(yè)中更為顯著[19]。此外，申慧慧和吳聯(lián)生探討環(huán)境不確定性對(duì)會(huì)計(jì)信息治理作用的影響，研究發(fā)現(xiàn)高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息在降低代理成本中的正向作用僅存在于環(huán)境不確定性較高的公司中，原因在于，外部環(huán)境波動(dòng)越大，企業(yè)經(jīng)營(yíng)及未來績(jī)效越不確定，企業(yè)內(nèi)部的代理問題越嚴(yán)重，此時(shí)高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息越能有效地發(fā)揮治理作用[20]。

(三) 或有事項(xiàng)信息

首先，從或有事項(xiàng)信息的內(nèi)容來看，表外披露的或有事項(xiàng)主要包括環(huán)境污染治理、未決訴訟事項(xiàng)、產(chǎn)品質(zhì)量保證、對(duì)外擔(dān)保[21]；新準(zhǔn)則對(duì)表內(nèi)預(yù)計(jì)負(fù)債的計(jì)量做出新的規(guī)定，要求會(huì)計(jì)人員在報(bào)告日對(duì)預(yù)計(jì)負(fù)債進(jìn)行后續(xù)計(jì)量，并調(diào)整其初始的賬面價(jià)值[22]。

其次，有文獻(xiàn)研究了利益相關(guān)者、自身屬性及政策法規(guī)對(duì)或有事項(xiàng)信息的影響?，F(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，或有事項(xiàng)的披露可能會(huì)被管理層操控，并成為自利主義動(dòng)機(jī)的一種工具[10]，出于降低訴訟成本及聲譽(yù)成本的考慮，管理層有動(dòng)機(jī)自愿披露或有事項(xiàng)信息[4]。此外，金融分析師及審計(jì)師對(duì)企業(yè)或有損失披露的要求與管理層有所差異，分析師對(duì)或有損失的界定更為嚴(yán)謹(jǐn)[23]，或有負(fù)債本身的屬性及嚴(yán)重程度會(huì)要求公司在附注中客觀地進(jìn)行披露[3]。另外，政策法規(guī)對(duì)企業(yè)的行為具有重要的約束力，SFAS No.5的頒布顯著提高了或有事項(xiàng)的披露質(zhì)量[24]。

最后，或有事項(xiàng)信息會(huì)給企業(yè)及使用者帶來一定的經(jīng)濟(jì)后果。一方面，企業(yè)的或有負(fù)債信息會(huì)給其資本配置和融資帶來難度，加劇企業(yè)的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn),提高資本資產(chǎn)定價(jià)中的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)水平，最終導(dǎo)致企業(yè)整體市值下滑[2-3]。另一方面，或有事項(xiàng)信息也會(huì)影響使用者的決策行為，研究表明，投資者能夠識(shí)別或有事項(xiàng)信息在公司財(cái)報(bào)中的公開度及影響力[4]。同時(shí)，或有事項(xiàng)信息影響外部審計(jì)市場(chǎng)，比如，披露的頻數(shù)提高了審計(jì)收費(fèi)、降低了審計(jì)質(zhì)量[6]，并影響審計(jì)意見類型[7]。

縱觀國(guó)內(nèi)外已有文獻(xiàn)，既有關(guān)于管理層權(quán)力及環(huán)境不確定性的文獻(xiàn)大多基于盈余操縱視角，探討其對(duì)激勵(lì)機(jī)制及信息披露問題的影響，得出的結(jié)論基本一致，即為了實(shí)現(xiàn)利益最大化，管理層很可能會(huì)利用其控制權(quán)影響激勵(lì)機(jī)制的制定與實(shí)施、操縱盈余信息。也有文獻(xiàn)涉及管理層對(duì)或有事項(xiàng)信息披露的影響，證實(shí)了或有事項(xiàng)信息可能會(huì)被管理層操控，但上述文獻(xiàn)均未涉及隨著控制權(quán)的增加，管理層如何及多大程度地操縱企業(yè)表內(nèi)及表外的或有事項(xiàng)息披露。此外，已有文獻(xiàn)證實(shí)，在外部環(huán)境波動(dòng)程度不同的企業(yè)中，管理層的信息披露操縱行為有所不同，這種效應(yīng)也可能存在于管理層在或有事項(xiàng)信息披露的操縱行為中。鑒于此，本文嘗試基于管理層控制權(quán)這一視角，研究管理層在企業(yè)或有事項(xiàng)信息披露中的操縱行為，并探討環(huán)境不確定性對(duì)這一影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

三、 理論分析與研究假說

(一) 管理層權(quán)力與或有事項(xiàng)信息

已有研究表明，不同的信息披露形式會(huì)產(chǎn)生不同的信息含量[25]，表內(nèi)列報(bào)及表外披露的會(huì)計(jì)信息具有不同的市場(chǎng)反應(yīng)，存在顯著的信息含量差異。作為會(huì)計(jì)信息的重要組成部分，或有事項(xiàng)信息也會(huì)因披露形式的不同而給使用者帶來差異化的影響。董小紅等以表內(nèi)列報(bào)的預(yù)計(jì)負(fù)債金額及表外披露的或有事項(xiàng)頻數(shù)為研究對(duì)象，研究發(fā)現(xiàn)，或有事項(xiàng)信息的市場(chǎng)反應(yīng)依賴于其在財(cái)務(wù)報(bào)告中的披露形式[26]。表內(nèi)列報(bào)的預(yù)計(jì)負(fù)債會(huì)造成負(fù)債總額的增加，直接影響凈資產(chǎn)收益率等管理層績(jī)效考核指標(biāo)，而表外披露的或有事項(xiàng)信息多采用文本形式且位于財(cái)務(wù)報(bào)告末端，易被閱讀者忽視，對(duì)企業(yè)績(jī)效指標(biāo)及管理層的負(fù)面影響較小。

或有事項(xiàng)在會(huì)計(jì)處理過程中較多地依賴會(huì)計(jì)人員的職業(yè)判斷，給予會(huì)計(jì)主體更多的盈余操縱空間。由于委托人和代理人之間的目標(biāo)函數(shù)不一致，兩者間的信息不對(duì)稱及會(huì)計(jì)準(zhǔn)則在處理或有事項(xiàng)問題上存在選擇空間，為代理人操縱或有事項(xiàng)信息提供了動(dòng)力和可能。新準(zhǔn)則規(guī)定了企業(yè)披露或有事項(xiàng)的義務(wù)，但未對(duì)或有事項(xiàng)披露形式及其先決條件做出明確界定，表內(nèi)列報(bào)的或有事項(xiàng)會(huì)直接影響管理層的薪酬考核指標(biāo)，對(duì)管理層的負(fù)面影響更大，管理層有動(dòng)機(jī)對(duì)其進(jìn)行操控[13]。為了降低被外部審計(jì)師發(fā)現(xiàn)的概率，管理人員可能選擇更為隱蔽的操控手段[9]。對(duì)于企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告中的或有事項(xiàng)信息，管理層可能會(huì)選擇更為隱蔽的披露形式的操縱，將本可在表內(nèi)列報(bào)的或有事項(xiàng)信息轉(zhuǎn)于表外附注中披露，最大限度地降低或有事項(xiàng)信息的負(fù)面影響?；诶硇越?jīng)濟(jì)人假設(shè)，為達(dá)到相應(yīng)的薪酬目標(biāo)，管理層權(quán)力越大，其操控或有事項(xiàng)信息披露的能力越強(qiáng)。即管理層權(quán)力對(duì)表內(nèi)列報(bào)的預(yù)計(jì)負(fù)債金額具有負(fù)向影響，而對(duì)表外附注中披露的或有事項(xiàng)頻數(shù)有正向影響。因此，本文提出如下假說。

假說1：限定其他條件，管理層權(quán)力越大，表內(nèi)列報(bào)的或有事項(xiàng)金額越小。

假說2：限定其他條件，管理層權(quán)力越大，表外附注中披露的或有事項(xiàng)頻數(shù)越大。

(二) 管理層權(quán)力、環(huán)境不確定性與或有事項(xiàng)信息

根據(jù)委托代理理論，股東與代理人間的信息不對(duì)稱是代理人侵害股東利益的前提條件。環(huán)境不確定性增加了公司業(yè)績(jī)的波動(dòng)程度及其不可預(yù)測(cè)性，加劇了股東和管理層之間的信息不對(duì)稱。此時(shí)，在以業(yè)績(jī)?yōu)閷?dǎo)向的薪酬契約的指引下，管理層盈余操控的動(dòng)機(jī)更強(qiáng)烈[19]。綜上分析，外部環(huán)境的不確定性越大，有限理性的管理層越有可能產(chǎn)生偷懶動(dòng)機(jī)，通過操縱會(huì)計(jì)信息獲取個(gè)人私利。

新準(zhǔn)則對(duì)或有事項(xiàng)的披露要求做出了具體的規(guī)定，但“很可能”這一披露標(biāo)準(zhǔn)較為含糊且需要管理層的主觀判斷[22]。隨著外部環(huán)境中非穩(wěn)定因素的浮現(xiàn)，或有事項(xiàng)的結(jié)果及其會(huì)計(jì)處理過程中的不確定性程度也會(huì)增加，管理層可能會(huì)利用這種“不確定性”由操控披露形式轉(zhuǎn)換為操控披露數(shù)量，使其于己有利。已有研究發(fā)現(xiàn)，管理層極有可能利用自身的信息優(yōu)勢(shì)掩蓋“壞消息”的披露，減少由此導(dǎo)致的股價(jià)波動(dòng)[27]。企業(yè)年報(bào)中的或有事項(xiàng)信息，無論是表內(nèi)的預(yù)計(jì)負(fù)債，還是表外的未訴訟仲裁、債務(wù)擔(dān)保、虧損合同及環(huán)境污染治理等,均對(duì)外傳遞著企業(yè)未來盈利的不確定性信息，加大投資者感知的投資風(fēng)險(xiǎn)[2]，導(dǎo)致股價(jià)波動(dòng)。

根據(jù)以上分析，在非穩(wěn)定的外部環(huán)境下，企業(yè)或有事項(xiàng)信息的可操縱性更強(qiáng)，管理層權(quán)力增加了其操控或有事項(xiàng)信息的能力，將操縱范圍擴(kuò)大至年報(bào)中的或有事項(xiàng)整體披露，具體而言，環(huán)境不確定性增強(qiáng)了管理層權(quán)力與表內(nèi)預(yù)計(jì)負(fù)債金額的負(fù)向關(guān)系，減弱了管理層權(quán)力與表外或有事項(xiàng)頻數(shù)的正向關(guān)系。因此，本文提出如下假說。

假說3：限定其他條件，環(huán)境不確定性程度越高，管理者權(quán)力對(duì)企業(yè)表內(nèi)預(yù)計(jì)負(fù)債列報(bào)的負(fù)向影響越顯著。

假說4：限定其他條件，環(huán)境不確定性程度越高，管理者權(quán)力對(duì)表外或有事項(xiàng)披露的正向作用有所減弱。

四、 研究設(shè)計(jì)

(一) 變量定義與模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)管理層權(quán)力對(duì)表內(nèi)及表外或有事項(xiàng)信息的影響，驗(yàn)證假說1和假說2，參照已有文獻(xiàn)[5,9]，本文分別構(gòu)建OLS模型(1)和模型(2)：

Elev=α0+α1Power+α2Size+α3Roa+α4Soe+α5Lev+α6Liquid+α7TobinQ+ε

(1)

Cont=β0+β1Power+β2Size+β3Roa+β4Soe+β5Salary+β6Market+β7Age+ε

(2)

Elev為表內(nèi)的或有事項(xiàng)信息，董小紅等選用預(yù)計(jì)負(fù)債與總資產(chǎn)的比值衡量[26]，鑒于模型已對(duì)資產(chǎn)規(guī)模進(jìn)行了控制，本文用預(yù)計(jì)負(fù)債總額的自然對(duì)數(shù)來衡量。

Cont為表外或有事項(xiàng)信息，借鑒董小紅等的做法[5,26]，本文使用報(bào)表附注中或有事項(xiàng)信息披露頻數(shù)的自然對(duì)數(shù)來替代。其中，或有事項(xiàng)信息披露頻數(shù)是采用JAVA爬蟲技術(shù)，在年報(bào)附注中抓取包括未決訴訟、債務(wù)擔(dān)保、產(chǎn)品質(zhì)量保證、承諾、重組義務(wù)、環(huán)境污染質(zhì)量等8個(gè)方面的或有事項(xiàng)信息，并對(duì)該類信息出現(xiàn)的頻數(shù)加以匯總。

Power為管理層權(quán)力。參照陳沉等和譚慶美等的研究[9，28]，本文選取董事會(huì)規(guī)模、董事長(zhǎng)和總經(jīng)理是否兼任、獨(dú)立董事比例、管理層持股比例及第一大股東持股比例這5個(gè)指標(biāo)來衡量管理層權(quán)力的大小。在衡量方法上，本文采用指標(biāo)賦值法計(jì)量管理層權(quán)力。穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，本文借鑒王燁等和權(quán)小鋒等的做法[14，29]，選擇總經(jīng)理任期、董事會(huì)長(zhǎng)與總經(jīng)理是否兼任、獨(dú)立董事比例及管理層持股比例這4個(gè)指標(biāo)，運(yùn)用主成分分析法構(gòu)建一個(gè)綜合指標(biāo)來替代管理層權(quán)力。根據(jù)假說1，我們預(yù)期模型(1)中的管理層權(quán)力Power的系數(shù)符號(hào)為負(fù)；根據(jù)假說2，我們預(yù)期模型(2)中的管理層權(quán)力Power的系數(shù)符號(hào)為正。

為了檢驗(yàn)環(huán)境不確定性如何影響管理層權(quán)力對(duì)表內(nèi)及表外或有事項(xiàng)信息，驗(yàn)證假說3和假說4，本文分別構(gòu)建OLS模型(3)和模型(4)

Elev=γ0+γ1Power+γ2Power×EU+γ3EU+γ4Size+γ5Roa+γ6Soe+γ7Lev+γ8Liquid+γ9TobinQ+ε

(3)

Cont=δ0+δ1Power+δ2Power×EU+δ3EU+δ4Size+δ5Roa+δ6Soe+δ7Salary+δ8Market+δ9Age+ε

(4)

EU為環(huán)境不確定性指數(shù)，本文參考現(xiàn)有文獻(xiàn)[18,20]，分為兩個(gè)步驟：第一步，計(jì)算未經(jīng)行業(yè)調(diào)整的環(huán)境不確定性，用過去五年(包括當(dāng)年)銷售收入的變異系數(shù)替代。模型為Sale=η0+η1Year+ε，其中，Year為時(shí)間虛擬變量，從計(jì)算年度向前推，若觀測(cè)值是第5年，則Year=1；若是第4年，則Year=2；以此類推，直到第1年(即計(jì)算當(dāng)年)，Year=5。將各年度的銷售收入(Sale)對(duì)時(shí)間虛擬變量(Year)進(jìn)行回歸，得出的五個(gè)殘差即為各年的異常銷售收入；用這5年異常收入的標(biāo)準(zhǔn)差除以收入均值，便計(jì)算出該年度未經(jīng)行業(yè)調(diào)整的環(huán)境不確定性指數(shù)。第二步，對(duì)上一步計(jì)算的環(huán)境不確定性取年度行業(yè)中位數(shù)，求出各行業(yè)的環(huán)境不確定性指數(shù)，并用各公司當(dāng)年未經(jīng)行業(yè)調(diào)整的環(huán)境不確定性指數(shù)除以其所在行業(yè)當(dāng)年的指數(shù)，即為公司當(dāng)年經(jīng)行業(yè)調(diào)整的環(huán)境不確定性指數(shù)(EU)。根據(jù)假說3和假說4，本文預(yù)計(jì)模型(3)和模型(4)的交乘項(xiàng)(Power×EU)的系數(shù)符號(hào)均為負(fù)。

參考已有文獻(xiàn)[9,17,26]，結(jié)合研究主題，本文引入Size、Lev、Roa、Soe、Liquid、TobinQ、Salary、Market和Age等控制變量，由于被解釋變量不同，模型中的控制變量有少量差異。此外，本文還控制上述四個(gè)模型的行業(yè)效應(yīng)和年度效應(yīng)。變量的具體定義如表1所示。

表1 變量釋義

(二) 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取我國(guó)2003—2016年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，并剔除金融保險(xiǎn)類公司、PT或ST類公司、連續(xù)五年(包括當(dāng)年)營(yíng)業(yè)收入數(shù)據(jù)缺失或各年收入均為負(fù)值的公司、年度行業(yè)樣本量低于10的行業(yè)數(shù)據(jù)、變量缺失或極度異常的樣本。最終，本文得到跨越18個(gè)行業(yè)的23308個(gè)研究樣本，由于表內(nèi)列報(bào)的預(yù)計(jì)負(fù)債(Elev)數(shù)據(jù)缺失及環(huán)境不確定性(EU)的異常數(shù)值，表內(nèi)預(yù)計(jì)負(fù)債的樣本量為20820個(gè)，環(huán)境不確定性的樣本量為18629個(gè)。此外，為了降低離群值的影響，本文還對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的縮尾處理，本文的表外或有事項(xiàng)信息是運(yùn)用JAVA爬蟲技術(shù)從PDF版年報(bào)中抓取并經(jīng)手工核對(duì)后獲得，終極控制人性質(zhì)源自色諾芬(CCER)數(shù)據(jù)庫(kù)，市場(chǎng)化進(jìn)程參照樊綱等編著的《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)——各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程2011報(bào)告》*樊綱等提供的市場(chǎng)化指數(shù)截至2009年，本文運(yùn)用趨勢(shì)分析法計(jì)算得到2010—2016年的指數(shù)。，其余數(shù)據(jù)均來自國(guó)泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫(kù)。

五、 實(shí)證結(jié)果與分析

(一) 描述性統(tǒng)計(jì)與單變量檢驗(yàn)

表2 全樣本描述性統(tǒng)計(jì)

1. 全樣本描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了變量的描述性統(tǒng)計(jì)，其中Elev最大值為19.72，最小值為0，Cont的最小值為0，最大值為6.025，表明樣本企業(yè)表內(nèi)及表外或有事項(xiàng)信息披露差異化較大；Power均值為1.687，中位數(shù)為2，說明管理層權(quán)力趨于正態(tài)分布；EU均值為2.076，最小值為0.066，最大值為39.83，反映樣本公司普遍存在環(huán)境波動(dòng)性，且公司間不確定性程度差異較大。Soe的均值為0.505，這表明樣本中國(guó)有企業(yè)占50%，其余控制變量的分布也較為合理。

2. 分樣本差異性檢驗(yàn)

表3 主要變量T(Z)檢驗(yàn)

注：*、**、***分別代表在0.1、0.05和0.01水平(雙側(cè))上顯著。

表3報(bào)告了以管理層權(quán)力中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)的檢驗(yàn)結(jié)果，本文將全樣本分為權(quán)力高(低)兩個(gè)分樣本，對(duì)表內(nèi)列報(bào)的或有事項(xiàng)(Elev)和表外披露的或有事項(xiàng)(Cont)進(jìn)行T(Z)檢驗(yàn)的結(jié)果。從表中看出，在管理層權(quán)力高的公司中，無論是均值檢驗(yàn)(T檢驗(yàn))還是中位數(shù)檢驗(yàn)(Z檢驗(yàn))，表內(nèi)列報(bào)的預(yù)計(jì)負(fù)債金額顯著更小，而表外附注中披露的或有事項(xiàng)頻數(shù)顯著更大，初步驗(yàn)證了本文的主要結(jié)論，即假說1和假說2的預(yù)期。

3. 相關(guān)性檢驗(yàn)

表4 相關(guān)性檢驗(yàn)

注：*、**、***分別代表在0.1、0.05和0.01水平(雙側(cè))上顯著。

表5 回歸結(jié)果

注：(1)*、**、***分別代表在0.1、0.05和0.01水平(雙側(cè))上顯著；(2)括號(hào)內(nèi)為Wald Chi-Square值。

表4報(bào)告了各變量間的相關(guān)性系數(shù)，其中右上角為Spearman相關(guān)系數(shù)，左下角為Pearson相關(guān)系數(shù)。從表4可看出，表內(nèi)或有事項(xiàng)信息(Elev)與管理層權(quán)力(Power)相關(guān)系數(shù)顯著為負(fù)，而表外或有事項(xiàng)信息(Cont)與管理層權(quán)力(Power)的相關(guān)系數(shù)顯著為正，這表明管理層權(quán)力越大，表內(nèi)預(yù)計(jì)負(fù)債金額越少，報(bào)表附注中或有事項(xiàng)信息頻數(shù)越大，初步驗(yàn)證了本文的假說1和假說2。此外，自變量間相關(guān)系數(shù)均小于0.5、方差膨脹因子(VIF)最大值僅為1.98，說明模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

(二) 實(shí)證結(jié)果與分析

表5列示了回歸結(jié)果，列(1)、列(2)及列(3)的因變量均為表內(nèi)預(yù)計(jì)負(fù)債金額Elev，列(1)和列(2)報(bào)告的是模型(1)的回歸結(jié)果，列(3)報(bào)告的是模型(3)的回歸結(jié)果；列(4)、列(5)及列(6)的因變量均為表外或有事項(xiàng)頻數(shù)Cont，列(4)和列(5)報(bào)告的是模型(2)的回歸結(jié)果，列(6)報(bào)告的是模型(4)的回歸結(jié)果，其中列(1)和列(4)均為僅控制年度和行業(yè)控制變量的回歸結(jié)果。

根據(jù)回歸結(jié)果列(1)和列(2)顯示，無論是否控制年份及行業(yè)以外的變量，管理層權(quán)力(Power)與表內(nèi)預(yù)計(jì)負(fù)債(Elev)的相關(guān)系數(shù)均顯著為負(fù)(顯著性為5%)，說明管理層權(quán)力與表內(nèi)或有事項(xiàng)信息披露顯著負(fù)相關(guān)，管理層權(quán)力越大，表內(nèi)列報(bào)的或有事項(xiàng)金額越少，從而驗(yàn)證了假說1。根據(jù)結(jié)果列(4)和列(5)顯示，無論是否控制年份及行業(yè)以外的變量，管理層權(quán)力(Power)與表外或有事項(xiàng)披露頻數(shù)(Cont)的相關(guān)系數(shù)均顯著為正(顯著性為1%)，說明管理層權(quán)力越大，表外或有事項(xiàng)信息披露的頻數(shù)越大。進(jìn)一步表明，在既定條件不變的情況下，管理層可能會(huì)利用其不斷擴(kuò)大的控制權(quán)，操縱或有事項(xiàng)的披露方式，將或有事項(xiàng)信息由表內(nèi)轉(zhuǎn)至表外，該結(jié)果支持了假說2。

列(3)和列(6)報(bào)告了環(huán)境不確定性在管理層權(quán)力對(duì)表內(nèi)及表外或有事項(xiàng)信息影響中的調(diào)節(jié)作用。根據(jù)回歸結(jié)果列(3)所示，Power與EU的交乘項(xiàng)與Elev在1%水平上顯著為負(fù)，說明環(huán)境不確定性越大，管理者權(quán)力對(duì)企業(yè)表內(nèi)預(yù)計(jì)負(fù)債列報(bào)的負(fù)向影響越顯著，即環(huán)境不確定性增強(qiáng)了管理層權(quán)力對(duì)表內(nèi)預(yù)計(jì)負(fù)債列報(bào)的負(fù)向作用，驗(yàn)證了本文的假說3；回歸結(jié)果列(6)顯示，Power與EU的交乘與Cont在5%水平上顯著為負(fù)，說明環(huán)境不確定性越大，管理層權(quán)力對(duì)表外或有事項(xiàng)信息披露的正向作用越弱，即環(huán)境不確定性削弱了管理層權(quán)力對(duì)表外或有事項(xiàng)信息披露頻數(shù)的正向影響，驗(yàn)證了本文的假說4。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果1(替換Power)

注：(1)*、**、***分別代表在0.1、0.05和0.01水平(雙側(cè))上顯著；(2)括號(hào)內(nèi)為Wald Chi-Square值。

(三) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表6報(bào)告了替換管理層權(quán)力Power的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。其中，列(1)、列(2)、列(3)、列(4)分別為替換Power后，模型(1)-模型(4)的回歸結(jié)果。從列(1)和列(3)來看，管理層權(quán)力Power與表內(nèi)預(yù)計(jì)負(fù)債Elev的相關(guān)系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)，與表外或有事項(xiàng)頻數(shù)Cont的相關(guān)系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說明管理層權(quán)力越大，表內(nèi)或有事項(xiàng)金額越小，報(bào)表附注中或有事項(xiàng)披露頻數(shù)越大，支持了本文的假說1和假說2。從列(2)和列(4)來看，交乘項(xiàng)(Power×EU)與表內(nèi)預(yù)計(jì)負(fù)債(Elev)及表外或有事項(xiàng)(Cont)均在5%水平上顯著為負(fù)，與回歸結(jié)果基本一致，支持了假說3和假說4。

表7報(bào)告了替換環(huán)境不確定性EU的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。其中，列(1)和列(3)報(bào)告了替換EU度量方法的回歸結(jié)果，列(2)和列(4)報(bào)告了EU滯后一期的回歸結(jié)果。根據(jù)回歸結(jié)果，無論是EU的替換度量方法還是滯后一期，交乘項(xiàng)(Power×EU)的系數(shù)均顯著為負(fù)，與模型的回歸結(jié)果基本一致，驗(yàn)證了假說3和假說4的可靠性。

六、 研究結(jié)論

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果2(替換EU和EU滯后一期)

注：(1)*、**、***分別代表在0.1、0.05和0.01水平(雙側(cè))上顯著；(2)括號(hào)內(nèi)為Wald Chi-Square值。

本文以我國(guó)A股非金融類上市公司2003—2016年的數(shù)據(jù)為研究樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了管理層權(quán)力對(duì)企業(yè)表內(nèi)及表外或有事項(xiàng)信息披露行為的影響，并且探析外部環(huán)境的波動(dòng)程度在這一過程中的調(diào)節(jié)作用。實(shí)證結(jié)果表明，管理層可能會(huì)利用其控制權(quán)操控或有事項(xiàng)的披露形式，管理層權(quán)力越大，表內(nèi)列報(bào)的預(yù)計(jì)負(fù)債金額越小，而表外披露的或有事項(xiàng)頻數(shù)越大；同時(shí)，環(huán)境不確定性程度越高，或有事項(xiàng)信息在會(huì)計(jì)處理中的彈性越大，管理層權(quán)力在或有事項(xiàng)信息披露中的裁定空間及操縱范圍越大。具體而言，環(huán)境不確定性增強(qiáng)了管理層權(quán)力對(duì)表內(nèi)或有事項(xiàng)信息的負(fù)向作用、削弱了管理層權(quán)力對(duì)表外或有事項(xiàng)信息披露的正向作用。

本文的研究不僅拓展了管理層權(quán)力的經(jīng)濟(jì)后果及企業(yè)信息披露領(lǐng)域的文獻(xiàn)，而且為監(jiān)管部門、上市公司及投資者提供了一定的借鑒：對(duì)監(jiān)管部門而言，應(yīng)強(qiáng)化對(duì)或有事項(xiàng)信息披露的監(jiān)管，進(jìn)一步完善或有事項(xiàng)信息披露的標(biāo)準(zhǔn)，減少或有事項(xiàng)信息在確認(rèn)及披露過程中的可操縱空間；對(duì)上市公司而言，應(yīng)構(gòu)建完善的內(nèi)部治理機(jī)制，監(jiān)督并約束管理層的權(quán)力，真實(shí)準(zhǔn)確地對(duì)外披露公司的或有事項(xiàng)信息；對(duì)投資者等信息使用者而言，應(yīng)提高報(bào)表信息的解讀能力，包括對(duì)表內(nèi)財(cái)務(wù)指標(biāo)及表外文字信息的分析能力，并提升對(duì)報(bào)表附注內(nèi)容的關(guān)注度，將其轉(zhuǎn)至與表內(nèi)財(cái)務(wù)指標(biāo)同等重要的地位。

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