會計穩(wěn)健性對創(chuàng)業(yè)板上市公司盈余質量的影響研究
——基于信息技術業(yè)的數據

陳淑芳，伍 強

(西安財經學院 商學院， 陜西 西安 710100)

一、 引 言

會計穩(wěn)健性(Accounting Conservatism)作為會計信息質量的主要特征之一，是企業(yè)對資本市場囊括的風險或不確定因素的一種審慎反應。Watts(1993)認為契約的需要產生了會計穩(wěn)健性，這對協(xié)調涉及企業(yè)各參與方之間的利益沖突具有重要意義[1]。從投資方角度考慮，會計穩(wěn)健性使其投資風險降低；從企業(yè)內部考慮，代理沖突得到了有效緩解。然而，會計穩(wěn)健性近年來卻受到不少學者的質疑。不少企業(yè)以過于謹慎的態(tài)度計量披露會計信息，低估財務報表信息，偏離了會計信息質量另一特征——可靠性。

創(chuàng)業(yè)板公司的盈余質量一直是利益相關者關注的頭號問題，在信息不對稱(Information Asymmetry)和代理沖突(Agency Conflict)的情況下，高質量的盈余對創(chuàng)業(yè)板公司的長足發(fā)展、整個社會市場機制的優(yōu)化具有特別意義。會計穩(wěn)健性與盈余的確認、計量、披露息息相關，是否會對盈余質量產生影響，是否能對創(chuàng)業(yè)板公司盈余質量產生積極的影響呢？這些問題值得進一步探討。研究會計穩(wěn)健性對創(chuàng)業(yè)板上市公司盈余質量的影響是對提高盈余質量的有力探索，決定了創(chuàng)業(yè)板公司究竟是否應該采取更加穩(wěn)健的會計政策。

二、文獻綜述與研究假設

(一)會計穩(wěn)健性與盈余管理程度

應計盈余管理是盈余管理最早萌發(fā)形態(tài)，在企業(yè)中使用較普遍。Dechow、Skinner(2000)認為應計盈余管理是指企業(yè)管理層為達到自身目的，通過選擇會計政策來操縱企業(yè)真實的盈余，掩蓋、編造虛假的會計盈余[2]。Watts(2003)認為會計穩(wěn)健性會限制盈余管理的范圍，增加盈余管理的成本，從而抑制盈余管理，使得盈余質量變高[3]。Qi等人(2007)研究發(fā)現會計穩(wěn)健性降低了盈余管理程度，提高了盈余質量[4]。姜國華和張然(2007)認為會計穩(wěn)健性對盈余管理有一定作用，許多企業(yè)利用穩(wěn)健性政策進行利潤操縱，最典型的就是“洗大澡”[5]。肖成民和呂長江(2010)研究發(fā)現，盈余管理可能會對會計穩(wěn)健性產生反作用，管理層出于公司利益考慮存在盈余管理動機，可能會調低會計盈余，造成會計穩(wěn)健的假象[6]。袁蓉(2015)對A股上市公司2006-2013年的數據分析發(fā)現，會計穩(wěn)健性對公司的盈余操縱行為有監(jiān)管作用[7]。謝安聰(2016)從會計準則的角度分析，認為會計穩(wěn)健性的加深會使盈余變得更加穩(wěn)健，盈余管理也不會發(fā)生太大的波動[8]。 根據現有研究成果，本文發(fā)現真實盈余管理在實務中較難確定，因此，本文中所說的盈余管理僅指應計盈余管理。因此，本文提出假設1：

H1：會計穩(wěn)健性會減少創(chuàng)業(yè)板公司的盈余管理。

(二)會計穩(wěn)健性與盈余可持續(xù)性

盈余持續(xù)性(PER)是當期的會計盈余能夠持續(xù)到下一期的程度。高持續(xù)性更能增加盈余的可預測性，未來投資者獲取的信息就會越準確。盈余持續(xù)性是多種因素交織的結果，從系統(tǒng)性角度看，包括宏觀經濟環(huán)境、政府的政策等外部因素，盈余持續(xù)性還與股權集中度、應計項目、盈余的構成、會計政策和會計估計有關。Anctil、Chamberlain(2005)將盈余質量定義為會計盈余對永久性盈余變化的反映，研究發(fā)現，會計的應計項目會影響盈余的持續(xù)性[9]。Penman、Zhang(2002)認為會計穩(wěn)健性與盈余持續(xù)性負相關，公司較高的穩(wěn)健性會導致盈余質量較低[10]。Paek等人(2007)研究后也得出了同樣結論[11]。張國清和趙景文(2008)對盈余的持續(xù)性進行分析，結果發(fā)現資產負債表項目的可靠性關聯(lián)著盈余持續(xù)性，不穩(wěn)健的會計計量盈余持續(xù)性也隨之變低了[12]。彭韶兵等(2008)研究發(fā)現會計信息的可靠性與盈余持續(xù)性正相關，會計信息不真實，應計利潤的持續(xù)性就變得很低了[13]。并且，應計利潤比現金流的持續(xù)性更差?；诖耍疚奶岢黾僭O2：

H2：會計穩(wěn)健性抑制了創(chuàng)業(yè)板公司盈余持續(xù)性。

(三)會計穩(wěn)健性與盈余預測性

盈余的預測性取決于盈余的可持續(xù)性和盈余披露的及時性。學術界一般認為，兩期的盈余信息時間間隔越長越不相關。預測期的盈余與最近一期的盈余關系最大。實際中，預測一期的盈余可能會通過與之最近的兩三期盈余信息進行預測。Kim、Kross(2005)分析了1973-2000年的會計盈余與前一年經營現金流之間的關系，研究發(fā)現當會計穩(wěn)健性變高的時候，當期的盈利信息對未來經營現金流的預測力明顯強化了許多[14]。Bandyopadhyay等人(2010)研究也得出了相似的結論，但發(fā)現穩(wěn)健性的提高使得當期收益對未來收益的預測能力下降[15]。Penman、Zhang(2002)也發(fā)現會計穩(wěn)健性降低了盈余的可預測性，導致盈余質量變低。孫蓉(2010)分析發(fā)現，價值的使用使得會計盈余的可預測性降低[16]。劉斌(2010)以我國2001-2008年上市公司為研究對象，實證研究發(fā)現會計穩(wěn)健性使盈余價值相關性降低，而公允價值弱化了會計穩(wěn)健性對盈余價值相關性的作用。因此，公允價值與會計穩(wěn)健性適度耦合會對盈余質量的提高有所幫助[17]。因此，本文提出假設3：

H3：會計穩(wěn)健性使創(chuàng)業(yè)板公司的盈余預測性降低。

三、研究設計

(一)樣本選擇及數據來源

本文擬研究會計穩(wěn)健性對創(chuàng)業(yè)板公司盈余質量的影響情況。我國創(chuàng)業(yè)板公司的數量較多且涉及眾多行業(yè)，行業(yè)不同，企業(yè)的經營模式、盈利方式及面臨的風險大相徑庭。顯然，涉及多行業(yè)的樣本會對研究結果產生影響。信息技術業(yè)屬于創(chuàng)業(yè)板中最多且最具有代表性的行業(yè)。基于此，本文選用225家創(chuàng)業(yè)板信息技術業(yè)的公司2011-2015年數據作為研究樣本，并進行了以下處理：(1)因ST類股票易被操控，剔除了ST類上市公司；(2)為保證股票報酬率、每股盈余等指標的數據完整性，本文剔除了數據不完整的創(chuàng)業(yè)板公司。文章中所涉及的數據均來源于CSMAR數據庫，通過EXCEL及STATA14.0進行分析處理。

(二)變量定義

1.被解釋變量

本文有一個潛在的假設即信息技術業(yè)創(chuàng)業(yè)板公司具有會計穩(wěn)健性。本文用Basu(1997)的模型考察會計穩(wěn)健性，故此模型的被解釋變量EP為i公司t年度的每股盈余除以i公司t年初的每股價格?；诩僭OH1，本文將構建的模型中以盈余管理(DA)為被解釋變量，用擴展的Jones模型公式的殘差值表示。另外，模型中包含了會計穩(wěn)健性指數C-Score，為了計算C-Score的值，本文引出另一個被解釋變量C-Score。根據年度數據回歸，由公式C-Score=λ1+λ2SIZE+λ3M/B+λ4LE計算而來。其中SIZE表示公司規(guī)模，用公司年末總資產的對數表示；MB為權益市值與公司賬面價值比；LEV指資產負債率，算法為年末總負債除以總資產。假設H2探討會計穩(wěn)健性與盈余持續(xù)性之間的關系，采用一階自回歸模型，被解釋變量為i公司t年度的利潤總額。通過盈余反映系數衡量盈余預測性，此模型中的被解釋變量為i公司t年度的股票報酬率[18]。

2.解釋變量

盈余—股票報酬模型的解釋變量為i公司t年度的股票報酬率RETi,t，為驗證H1所構建的模型中，解釋變量為會計穩(wěn)健性指數C-Score。一階自回歸模型中，將i公司t-1年度的利潤總額作為解釋變量。在盈余反映系數的計算中，以i公司t年度的每股盈余除以i公司t年初的每股價格之商作為解釋變量。

3.控制變量及虛擬變量

本文意在研究會計穩(wěn)健性對創(chuàng)業(yè)板公司盈余質量的影響，實際上盈余質量受許多因素的影響，如宏觀經濟環(huán)境、公司背景等。為了保證研究結果的可靠性，本文引入年份(YEAR)、總資產收益率(ROA)、公司規(guī)模(SIZE)、資產負債率(LEV)、公司發(fā)展性(GROWTH)作為研究模型的控制變量?？傎Y產收益率、資產負債率分別通過公式ROA=凈利潤/年末總資產；LEV=年末總負債/年末總資產計算得出。年份定義為啞變量，當年記為1，非當年記為0。目前研究文獻中，公司規(guī)模(SIZE)有多種衡量指標，如公司職工總人數、總產值、注冊資本等。資產規(guī)模與公司業(yè)務的多少，盈利能力有關。本文參考劉永澤和孫翯(2011)、王學軍和尹改麗(2017)的研究設計，采用年末總資產的自然對數作為衡量公司規(guī)模的指標[19-20]。公司發(fā)展(GROWTH)指標通過營業(yè)收入的增長比率來衡量。

文章的虛擬變量有兩個。在盈余—股票報酬計量法中，模型中含變量DR和RETi,t×DR。本文假定DR為虛擬變量，當股票報酬率(RETi,t)大于零時，DR取0；當股票報酬率(RET)小于零時，DR取1。本文在考察會計穩(wěn)健性對盈余持續(xù)性與盈余可預測性的影響時，引出另一個虛擬變量為CON。CON根據年度計算的C-Score的平均值確定。當i公司t年度C-Score大于平均值時，CON取1；當i公司t年度C-Score小于平均值時，CON取0。具體變量含義見表1。

表1 變量定義

4.回歸模型

為驗證本文提出的三個假設，本文主要通過以下幾個回歸模型進行分析：

(1)會計穩(wěn)健性的存在性模型表示如下：

EP=α0+β0DR+β1RETit+β2RETit×DR+ε

(1)

其中，EP為每股盈余市價比，即EPSi，t/Pi,t-1，表示i公司t年度的每股盈余除以t年初的每股價格。

(2)會計穩(wěn)健性對盈余管理程度的影響模型：

DA=α0+α1C-Score+α2ROA+α3SIZE+α4LEV+α5GROWTH+α6YEAR+ε

(2)

假設H1為創(chuàng)業(yè)板公司的會計穩(wěn)健性會減少盈余管理。因此，預測本模型中的會計穩(wěn)健性C-Score的系數α1存在且為負值。

(3)會計穩(wěn)健性對盈余持續(xù)性影響模型：

Ei,t=α0+α1Elag+α2CON×Elag+ε

(3)

假設H2為會計穩(wěn)健性會使創(chuàng)業(yè)板公司的盈余持續(xù)性降低，由于CON為穩(wěn)健性的虛擬變量，i創(chuàng)業(yè)板公司t年度的會計穩(wěn)健性大于平均值時，CON取1；i創(chuàng)業(yè)板公司t年度的會計穩(wěn)健性小于平均值時，CON取0。因此，模型中的系數α1反映了穩(wěn)健性較差的創(chuàng)業(yè)板公司盈余持續(xù)性；系數(α1+α2)反映了穩(wěn)健性較好的創(chuàng)業(yè)板公司的盈余持續(xù)性；系數α2反映了會計穩(wěn)健性對創(chuàng)業(yè)板公司的盈余持續(xù)性的影響，根據H2，預計α2存在且為負值。

(4)會計穩(wěn)健性對盈余可預測性的影響模型：

RETit=α0+α1EP+α2CON×EP+α3ROA+α4SIZE+α5LEV+α6GROWTH+α7YEAR+ε

(4)

CON為會計穩(wěn)健性虛擬變量。此模型的系數α1反映了穩(wěn)健性較差的創(chuàng)業(yè)板公司盈余可預測性；系數(α1+α2)反映了穩(wěn)健性較好的創(chuàng)業(yè)板公司的盈余可預測性；系數α2反映了會計穩(wěn)健性對創(chuàng)業(yè)板公司的盈余可預測性的影響，根據H3，預計α2存在且為負值。

四、實證結果分析

(一)變量描述性分析

本文構建四個回歸模型，利用STATA14.0將模型中的主要變量作描述性分析，分析結果如表2所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計

從表2可以看出每股盈余市價比EP的樣本總體平均值為0.0176，標準差為0.0160，最小值為-0.0566，最大值為0.0744，說明創(chuàng)業(yè)板信息技術業(yè)公司整體盈利水平較低，且2011-2015年間創(chuàng)業(yè)板公司的盈利水平沒有太大的波動性。股票報酬率RET的樣本總體平均值為0.3475，標準差為0.3737，最小值為-2.8711，最大值為1.7805，說明創(chuàng)業(yè)板上市公司2010-2015年期間的平均股票獲利水平較高。從表2可以看出，盈余管理程度DA樣本均值為0.0987，標準差為0.3134，最小值為0.0007，最大值為9.6749，說明創(chuàng)業(yè)板信息技術業(yè)公司間的盈余管理程度并不十分嚴重，且各公司間的盈余管理程度差距不大。表2中C-Score的樣本總體平均值為0.0001，標準差為0.3548，最小值為-0.0453，最大值為5.0341，說明創(chuàng)業(yè)板信息技術業(yè)公司整體會計穩(wěn)健性水平普遍較低，這可能是由創(chuàng)業(yè)板公司的高風險的特點導致的。一般制造業(yè)企業(yè)的ROA在5%～10%，從創(chuàng)業(yè)版信息技術企業(yè)的總資產收益率ROA來看，樣本的總體平均值為0.0519，標準差為0.0460，最小值為-0.2394，最大值為0.2690，說明創(chuàng)業(yè)板公司資產回報率一般。從企業(yè)規(guī)模(SIZE)來看，樣本總體平均值為20.8811，標準差為0.6845，最小值為19.5628，最大值為23.8902，說明創(chuàng)業(yè)板公司總體企業(yè)規(guī)模狀況差異不大。對于資產負債率LEV來看，總體平均值為0.2043，標準差為0.1585，最小值為0.0080，最大值為0.8425，說明創(chuàng)業(yè)板信息技術業(yè)公司的財務狀況存在差異。有的公司通過高負債經營，有的創(chuàng)業(yè)板公司則較少舉債，在某種程度上也說明了各創(chuàng)業(yè)板公司融資上的差異。公司發(fā)展GROWTH平均值為0.4576，標準差為0.9323，最小值為-0.5315，最大值為7.7885，說明創(chuàng)業(yè)板信息技術業(yè)上市公司平均營業(yè)收入水平在2011-2015年間有所增長，從最大值、最小值、標準差來看，各公司間的差異也較大。對于i公司t年度及t-1年度的利潤總額來說，創(chuàng)業(yè)板信息技術業(yè)公司利潤總額各異。由于變量M/B為模型統(tǒng)計分析時的中間計算量，故在此不作深入的描述性分析解釋。

(二)相關性分析

為了檢驗研究模型中涉及變量的相關關系，本文運用統(tǒng)計軟件STATA14.0進行相關性分析，統(tǒng)計分析結果參見表3。

表3 模型主要變量相關系數表

注：*，**分別表示在5%，1%水平上顯著。

從模型1的相關系數表可以看出，變量在5%或1%的水平上顯著相關，且從表格中看出變量間的相關系數均小于0.6，可以判斷，各變量不存在多重共線性問題，可進行多元回歸分析。

從模型2的相關系數表可知，DA與C-Score在1%的水平上相關，初步證明了假設H2，即創(chuàng)業(yè)板公司的會計穩(wěn)健性與盈余管理程度相關。另外，發(fā)現變量間的相關系數基本上小于0.6，從而判斷不會存在嚴重多重共線性問題。

從模型3相關系數表可知，i公司t年度的利潤總額與t-1年度的利潤總額在5%的水平上顯著相關，且相關系數0.8910接近于1。一階自回歸模型是使用自身的規(guī)律建立預測模型，因此，Ei，t與Ei，t-1的相關系數0.8910是合理的。

從模型4相關系數表可知，RET與EP、CON×EP在5%或1%的水平上相關，說明模型設計是合理的，主要的解釋變量與被解釋變量顯著相關。另外，表格中的變量間相關系數基本不超過0.5，說明變量不存在多重共線性問題。

(三)回歸分析

1.會計穩(wěn)健性存在性的回歸分析

表4 會計穩(wěn)健性存在性的回歸結果

表4列示了會計穩(wěn)健性是否存在于創(chuàng)業(yè)板公司的回歸結果。從表4的回歸結果可知，DR、RET、RET×DR的P值均小于0.05，由此可知，模型中的三個主要變量均在5%的水平下顯著，RET×DR的相關系數為0.012495，在5%的顯著性水平下為正，與模型預期假設相同，說明我國創(chuàng)業(yè)板公司市場存在會計穩(wěn)健性，但會計穩(wěn)健性水平較低。

2.會計穩(wěn)健性與盈余管理程度的回歸分析

表5 會計穩(wěn)健性與盈余管理程度的回歸結果

表5列示了會計穩(wěn)健性與盈余管理程度的回歸結果，從表5的回歸結果可知會計穩(wěn)健性指數C-Score在5%的水平下顯著，且系數-0.2196469為負，與模型預期假設相同。這說明會計穩(wěn)健性與盈余管理程度負相關，即創(chuàng)業(yè)板公司會計穩(wěn)健性會降低盈余管理程度，從而證明了假設H1。ROA在5%的水平下顯著，其系數為-0.0179581，說明總資產收益率對盈余管理有負向作用，創(chuàng)業(yè)板公司的總資產收益率越高，盈余管理就越低，這可能是由于資產回報率高的公司為避免高額稅額，管理人員有意降低盈余管理程度。SIZE在5%的水平下顯著，其系數為-0.019267，說明公司規(guī)模越大的創(chuàng)業(yè)板上市公司，盈余管理反而越低，這可能是因為公司規(guī)模大的創(chuàng)業(yè)板上市公司，公司治理比較健全、會計審計制度比較完善，盈余管理控制較好，因此盈余管理的程度較低。LEV在10%的水平下顯著，其系數為0.0358705，說明創(chuàng)業(yè)板上市公司的資產負債率(leverage ratio)與盈余管理程度正相關，即資產負債率越高，盈余管理程度越高。資產負債率反映了創(chuàng)業(yè)板上市公司的融資狀況，對高資產負債率的創(chuàng)業(yè)板公司而言，企業(yè)的融資難度較大，為獲得更多的融資途徑，公司管理層有意通過盈余管理的手段，調節(jié)企業(yè)會計盈余。GROWTH在10%的水平下顯著，其系數為0.003081，說明公司的發(fā)展前景越高，盈余管理程度越高。本文的公司發(fā)展通過創(chuàng)業(yè)板上市公司本期與上期營業(yè)收入的增量比來反映，發(fā)展較好的創(chuàng)業(yè)板上市公司可能是盈余管理導致的結果。

3.會計穩(wěn)健性與盈余持續(xù)性的回歸分析

表6 會計穩(wěn)健性與盈余持續(xù)性的回歸結果

表6列示了會計穩(wěn)健性與盈余持續(xù)性的回歸結果。從表6的回歸結果可知Elag在5%的水平上顯著，其系數為0.947075，代表了上市公司會計穩(wěn)健性較差的盈余持續(xù)性水平，這說明穩(wěn)健性較差的創(chuàng)業(yè)板上市公司盈余持續(xù)性很強。CON×Elag在5%的水平上顯著，其系數為-0.3182635，說明創(chuàng)業(yè)板上市公司的會計穩(wěn)健性會使盈余持續(xù)性降低。另外，將Elag及CON×Elag的系數相加等于0.6288115，小于Elag的系數，說明會計穩(wěn)健性較好的創(chuàng)業(yè)板上市公司盈余持續(xù)性不高，從而證明了假設H2，會計穩(wěn)健性使得創(chuàng)業(yè)板公司的盈余持續(xù)性降低。

4.會計穩(wěn)健性與盈余可預測性的回歸分析

表7 會計穩(wěn)健性與盈余可預測性的回歸結果

表7列示了會計穩(wěn)健性與盈余可預測性的回歸結果，可知EP在5%的水平上顯著，其系數6.355806代表了會計穩(wěn)健性較差的創(chuàng)業(yè)板上市公司的可預測性的大小，說明穩(wěn)健性較差的創(chuàng)業(yè)板上市公司ERC較高，盈余的可預測性強。CON×EP在5%的水平上顯著，其系數為-4.053488，與預期假設相符。EP與CON×EP的系數相加等于2.302318，小于EP的系數6.355806，說明穩(wěn)健性較好的創(chuàng)業(yè)板上市公司的ERC小于穩(wěn)健性較差的創(chuàng)業(yè)板上市公司的ERC，證明了會計穩(wěn)健性使創(chuàng)業(yè)板公司盈余可預測性降低，假設H3成立。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了保證本文結論的可靠性，我們在計算C-Score時，對公司t年度股票報酬率采用t年5月至t+l年4月的月度股票報酬率計算，并對t年度分市場的市場回報率也采用t年5月至t+1年4月的月度市場回報率計算，將重新計算所得的C-Score和CON帶入模型2、模型3和模型4檢驗會計穩(wěn)健性對盈余管理程度、盈余持續(xù)性、盈余可預測性的影響。穩(wěn)健性檢驗結果與前文結果沒有實質性差異，因此，本文的實證結果是穩(wěn)健的。

五、結 論

相對于主板市場的上市公司，創(chuàng)業(yè)板公司雖然成立時間不長，資本規(guī)模小，但具有很大的發(fā)展?jié)摿?，業(yè)績增長較快。創(chuàng)業(yè)板高成長性的特征引起投資者的日益關注。本文主要探討會計穩(wěn)健性對創(chuàng)業(yè)板公司的盈余質量的影響。在已有文獻的基礎上，將盈余質量的含義具體化，探究了會計穩(wěn)健性對創(chuàng)業(yè)板上市公司盈余質量的影響。以2011-2015年創(chuàng)業(yè)板信息技術業(yè)上市公司為樣本，用多元回歸分析檢驗了會計穩(wěn)健性對盈余質量的三個方面的影響，研究發(fā)現會計穩(wěn)健性一方面減少了創(chuàng)業(yè)板上市公司的應計盈余管理，另一方面降低了創(chuàng)業(yè)板上市公司的盈余持續(xù)性與盈余可預測性，說明會計穩(wěn)健性對盈余質量的影響是比較復雜的。本文根據目前主流研究，用非操縱的應計利潤衡量創(chuàng)業(yè)板上市公司的盈余管理程度，并沒有考慮真實盈余管理的因素。姜麗(2012)、張子健(2014)研究表明會計穩(wěn)健性并不會對企業(yè)的真實盈余管理產生明顯抑制作用，企業(yè)盈余管理動機的存在使得企業(yè)由應計盈余管理轉為真實盈余管理行為，這種條件下的盈余手段更加隱蔽，從而可能產生更加嚴重的后果，高質量的企業(yè)盈余更加難以保證[21-22]。因此，總的來說，本文傾向于認為會計穩(wěn)健性會對創(chuàng)業(yè)板公司的盈余質量產生消極作用。

本文的研究結論對準則制定者、企業(yè)及監(jiān)管機構等利益相關者具有一定的啟示。準則制定者應當制定具體的會計穩(wěn)健性應用政策標準，以規(guī)范企業(yè)運用會計穩(wěn)健政策，同時，制定其他計量方法的規(guī)范準則也十分重要。企業(yè)要加強內部治理，推進公司內部控制制度的完善，引入股權制衡機制，優(yōu)化調整公司的股權結構，加強對管理層的監(jiān)督，以保障公司的盈余質量。外部監(jiān)管機構要規(guī)范對創(chuàng)業(yè)板上市公司的會計信息披露，嚴格審查創(chuàng)業(yè)板上市公司的經營交易活動，對符合規(guī)范的進行獎勵，對違法違規(guī)的嚴格懲處。