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    會計信息披露質(zhì)量對公司績效的影響

    2018-10-18 12:07鄧遠(yuǎn)琴
    現(xiàn)代企業(yè) 2018年7期
    關(guān)鍵詞:會計信息規(guī)模變量

    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)

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