企業(yè)異質(zhì)性與會計信息披露質(zhì)量

和紅麗+和紅偉+張子文

摘 要：文章選取2008-2012年我國深市A股制造業(yè)上市公司作為研究樣本，運(yùn)用有序邏輯回歸方法，從企業(yè)異質(zhì)性的角度，探討了其與對會計信息披露質(zhì)量的影響。研究結(jié)果表明公司規(guī)模、盈利能力、股權(quán)集中度、企業(yè)性質(zhì)以及企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)均對企業(yè)會計信息披露質(zhì)量有顯著影響，但是董事會規(guī)模與獨董人數(shù)對會計信息披露質(zhì)量的影響并不顯著。因此，制造業(yè)上市公司需要從公司規(guī)模、盈利能力、股權(quán)集中度以及資本結(jié)構(gòu)等方面進(jìn)行控制，提高其會計信息披露質(zhì)量。

關(guān)鍵詞：制造業(yè)上市公司 企業(yè)異質(zhì)性 會計信息披露質(zhì)量

中圖分類號：F230 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1004-4914（2017）10-085-04

一、引言

資本市場的完善使得會計信息在幫助管理當(dāng)局、投資人和債權(quán)人決策以及優(yōu)化資源配置和調(diào)控國家經(jīng)濟(jì)的過程中發(fā)揮著越來越重要的作用。近年來，以國有股為主體的中國上市公司不斷出現(xiàn)操縱市場、濫用募集資金、會計造假等一系列侵害利益相關(guān)者利益的行為涌現(xiàn)，高質(zhì)量的會計信息也有助于從源頭上杜絕腐敗行為的發(fā)生?？v觀國內(nèi)外文獻(xiàn)對于企業(yè)異質(zhì)性與會計信息披露質(zhì)量之間關(guān)系的研究，大多數(shù)都是基于企業(yè)異質(zhì)性的狹義概念，比如僅從上述董事會特征、資本結(jié)構(gòu)等某一方面去論述，而未將這些方面綜合起來系統(tǒng)進(jìn)行研究。本文主要從企業(yè)異質(zhì)性的角度，采用有序邏輯回歸方法探討影響會計信息披露質(zhì)量的主要因素，確定制造業(yè)上市公司不同性質(zhì)特點對會計信息質(zhì)量的影響程度和方向，從而為提高會計信息披露質(zhì)量提供更為殷實的理論基礎(chǔ)和實現(xiàn)途徑。

二、文獻(xiàn)評述與研究假設(shè)

（一）企業(yè)異質(zhì)性的界定

對企業(yè)異質(zhì)性研究主要從狹義和廣義兩個層面進(jìn)行，其中狹義層面的企業(yè)異質(zhì)性是指對企業(yè)某種單一特性的描述，而廣義層面則包含了一個企業(yè)區(qū)別于其他企業(yè)的全部差異性，它是對企業(yè)狹義層面異質(zhì)性的綜合概括（李俊江等，2012）。范思琪（2011）認(rèn)為企業(yè)異質(zhì)性可以是生產(chǎn)率、企業(yè)規(guī)模、所有權(quán)結(jié)構(gòu)、組織結(jié)構(gòu)等某一種代表企業(yè)性質(zhì)的離散型變量，也可以是這些離散型變量的集合。實際上，完全相同的兩家企業(yè)在世界上并不存在，任何一家企業(yè)總會存在某些特征區(qū)別于其他企業(yè)，這也就印證了企業(yè)異質(zhì)性的存在性。許曉永（2012）認(rèn)為關(guān)鍵資源和能力諸如知識、信息、客戶關(guān)系、創(chuàng)意等構(gòu)成了企業(yè)異質(zhì)性的主要來源。Wagner（2007）則認(rèn)為，企業(yè)異質(zhì)性不僅體現(xiàn)在生產(chǎn)規(guī)模和生產(chǎn)率差異，還體現(xiàn)在資本密集度、人力資本、企業(yè)歷史等各個方面。本文對企業(yè)異質(zhì)性的界定與范思琪的企業(yè)異質(zhì)性集合論相一致，即企業(yè)異質(zhì)性是涵蓋了企業(yè)的生產(chǎn)率、規(guī)模、所有權(quán)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)品特征、創(chuàng)新能力或激勵機(jī)制的一個綜合性變量。

（二）會計信息披露質(zhì)量衡量

會計信息披露質(zhì)量在一定程度上度量了上市公司公開披露的會計信息的真實性、相關(guān)性、可靠性等質(zhì)量特征是否符合企業(yè)會計準(zhǔn)則的要求。上市公司披露的會計信息是否遵循會計準(zhǔn)則直接影響了利益相關(guān)者根據(jù)這些披露信息所做出的投資決策，關(guān)乎自己的利益是否能得到正確的保障。因此，有關(guān)會計信息披露質(zhì)量的“好”與“壞”的研究開始受到國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。目前，還沒有統(tǒng)一的方法去衡量會計信息披露質(zhì)量。但是，學(xué)者們從信息披露指數(shù)、盈余管理、財務(wù)信息舞弊等角度對會計信息披露質(zhì)量進(jìn)行了衡量。Botosan、Plumlee（2002）和汪煒、蔣高峰（2004）等用信息披露的次數(shù)作為衡量上市公司信息披露質(zhì)量的替代指標(biāo)。沈俊偉（2006）則用會計盈余質(zhì)量這一替代指標(biāo)去衡量會計信息披露質(zhì)量。Tosan（1997）、DallaS（2002）和李長青（2004）等通過自建打分體系去衡量會計信息披露質(zhì)量。但是，這種構(gòu)建打分體系的方法相對復(fù)雜而且不能保證客觀性。而Healyetal（1999）、La Porta， Lopez-de-Silanes（1997）等國外學(xué)者在有關(guān)會計信息披露質(zhì)量的研究中采用了美國投資管理協(xié)會出具的AIMR披露指數(shù)、普華永道（PWC）發(fā)布的“不透明指數(shù)”，國內(nèi)學(xué)者陳云森（2012）、林波（2014）等則采用了深圳證券交易所出具的信息披露考評結(jié)果作為研究會計信息披露質(zhì)量的衡量方法。

（三）企業(yè)異質(zhì)性對會計信息披露質(zhì)量的影響

由于我國的資本市場制度尚不成熟，過高的股權(quán)集中度會增加大股東與小股東之間的信息不對稱，在缺乏有效的外部監(jiān)管情況下，大股東為了自身利益的需要可能會操縱會計信息，損害中小股東的利益，降低會計信息的披露質(zhì)量。然而，越來越多的學(xué)者認(rèn)為股權(quán)集中度高的企業(yè)更可能擁有防范管理層為謀取自身利益而做出損害股東利益行為的能力，更可能有效地監(jiān)督管理層的行為，從而使其信息披露具有較高的質(zhì)量。因此，提出假設(shè)1：

H1：控制其他條件，股權(quán)集中度與會計信息披露正相關(guān)。

根據(jù)代理理論和信號傳遞理論，公司規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、盈利能力以及企業(yè)性質(zhì)等都有可能影響企業(yè)會計信息披露質(zhì)量。一般來講，規(guī)模大的公司其行業(yè)地位也相對較高，并且更加注重自身的商業(yè)信譽(yù)和社會形象，為繼續(xù)保持其領(lǐng)先的行業(yè)地位和良好的公司信譽(yù)其會計信息披露質(zhì)量一般較高。企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率越高，意味著其財務(wù)風(fēng)險越大，當(dāng)債務(wù)到期時，企業(yè)為了能順利借到新債以償還到期的舊債，難免會粉飾會計信息，從而降低其會計信息披露質(zhì)量。而當(dāng)企業(yè)擁有良好的盈余水平時，為避免其市場價值被低估或者刺激其股票價值向更高的水平發(fā)展，其會通過會計信息披露主動向市場傳遞“利好”的消息，保證會計信息披露質(zhì)量的真實性和及時性。相對于國有上市公司來說，非國有上市公司信息披露存在著一些缺陷，如大股東掌握著公司控制權(quán)，其為了自身的利益可能會使會計信息披露不充分。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H2：控制其他條件，公司規(guī)模與會計信息披露質(zhì)量正相關(guān)。

H3：控制其他條件，資本結(jié)構(gòu)與會計信息披露質(zhì)量負(fù)相關(guān)。

H4：控制其他條件，盈利能力與會計信息披露質(zhì)量正相關(guān)。

H5：控制其他條件，國有上市公司與會計信息披露質(zhì)量正相關(guān)。

董事會是現(xiàn)代公司治理的重要組成部分，增加董事會人數(shù)的同時也相應(yīng)地豐富了董事會內(nèi)部的管理知識和經(jīng)驗，在進(jìn)行投資決策時就可以提高工作效率，降低管理層的投機(jī)幾率，進(jìn)而有助于提高會計信息披露的質(zhì)量。但是，也有學(xué)者如Beasley （1996）認(rèn)為董事會規(guī)模過大，會降低董事會效率，管理過程中的幫派主義不利于董事會對管理層的監(jiān)管，容易導(dǎo)致低的會計信息披露質(zhì)量產(chǎn)生。此外，在董事會人員的構(gòu)建上，獨立董事發(fā)揮了重要的作用。有關(guān)獨立董事在企業(yè)信息披露中發(fā)揮作用的文獻(xiàn)中，胡奕明和唐松蓮（2008）等認(rèn)為獨立董事比例與信息披露質(zhì)量有正相關(guān)的關(guān)系，也就是說在獨立董事比例較高的企業(yè)其信息披露質(zhì)量較好。但也有學(xué)者持不同觀點，如崔學(xué)剛（2004）、Dechow（2010）認(rèn)為獨立董事比例對信息披露質(zhì)量的正向影響關(guān)系是微弱的甚至是混合的。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H6：控制其他條件，董事會規(guī)模與會計信息披露質(zhì)量正相關(guān)。

H7：控制其他條件，獨董比例與會計信息披露質(zhì)量正相關(guān)。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2008-2012年我國深市A股制造業(yè)上市公司作為研究樣本，樣本公司的數(shù)據(jù)均取自RESSET數(shù)據(jù)庫（www.resset.cn）和深證證券交易所，數(shù)據(jù)庫中缺少的字段由巨潮資訊網(wǎng)（www.cninfo.com.cn）的年度報告中經(jīng)手工采集得到，在剔除了數(shù)據(jù)缺失及數(shù)據(jù)異常的上市公司后，最終獲得204個公司1020個樣本觀測值。數(shù)據(jù)處理主要使用Excel2010和State12.0進(jìn)行。

（二）模型與變量定義

1.回歸模型。根據(jù)上述理論分析，本文對于企業(yè)異質(zhì)性與會計信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系通過如下有序邏輯回歸模型（Ordered Logistic Model）進(jìn)行檢驗：

Ordered Logistic（P）=P（Rank=1/2/3/4）β0+β1_Lntotass+

β2h5index+β3avgroe+β4dbastrt+β5dirnum+β6inddirnum+β7stata_owned+β8year_09+β9year_10+β10year_11+β11year_12+ε

在上述模型中，因變量Rank是深圳證券交易所出具的主板上市的制造業(yè)企業(yè)的信息披露考評結(jié)果，由于評級質(zhì)量在次序上存在差異，我們把“優(yōu)秀”、“良好”、“及格”、“不及格”這四個評級分別賦值為4、3、2、1；βk，k=0，1，....，11是待估計的未知參數(shù)；ε是誤差項。

2.變量定義。已有文獻(xiàn)表明，公司規(guī)模、負(fù)債水平、盈利能力、董事會規(guī)模、是否兩職合一、審計意見等因素可能會對上市公司信息披露質(zhì)量產(chǎn)生影響（王俊秋和張奇峰，2007）?；趯嵶C研究的現(xiàn)實情況，本文從企業(yè)異質(zhì)性的指標(biāo)中選取了公司規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、盈余能力、董事會規(guī)模、獨立董事人數(shù)、股權(quán)集中度、企業(yè)性質(zhì)來作為影響會計信息披露質(zhì)量的解釋變量。本文在有序邏輯回歸（Ordered Logistic）中還加入了虛擬變量Year，以控制時間效應(yīng)。具體變量定義詳見表1。

四、實證檢驗與結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

1.深圳證券交易所信息披露考評結(jié)果統(tǒng)計分析。自2001年開始，我國深交所官方網(wǎng)站每年都會公布在該市掛牌上市的公司的會計信息披露質(zhì)量評分結(jié)果。考評結(jié)果分為A、B、C、D四個等級，分別代表優(yōu)秀、良好、及格、不及格，本文將深交所制造業(yè)主板上市公司2008年到2012年五年的信息披露考評結(jié)果進(jìn)行了統(tǒng)計，具體統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

由表2可知：我國深交所主板制造業(yè)上市公司在2008年-2009年達(dá)到良好和及格評級的數(shù)量變動較大，被評為良好的公司從2008年的113個上升至2009年的134個，漲幅約18.6%；評級為及格的公司從2008年的66個下降為2009年45個，下降了約46.7%。此后三年處于這兩個評級水平公司的數(shù)量變化不大。而在2008年-2012年的5年間，評級為不及格和優(yōu)秀的公司變動個數(shù)相對較小，不及格的公司從2008的5個上升到了2012年的9個，其中在2011年最多有10個；而評級為優(yōu)秀的公司則從2008年的20個下降到了2012年的17個，其中在2010年最少為16個。這說明，我國制造業(yè)上市公司會計信息披露質(zhì)量總體方向良好。

2.不同企業(yè)性質(zhì)上市公司各變量描述性統(tǒng)計分析。如表3所示，就公司規(guī)模來看，深交所主板制造業(yè)國有上市公司的樣本均值為90.32億元，而非國有上市公司的樣本均值僅為26.36億元，可見，國有上市公司的規(guī)模遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于非國有上市公司的規(guī)模；股權(quán)集中度（前五大股東持股比例）均值在國有與非國有上市公司之間的差異并不大，前者的樣本均值為16%，后者的樣本均值為11%，但是前五大持股比例在深交所主板上市的制造業(yè)企業(yè)間的差異還是比較大的，就國有上市公司而言，前五大股東持股比例最大為51.7%，最小為0；從盈余水平、資本結(jié)構(gòu)、董事會規(guī)模和獨董人數(shù)來看，國有與非國有上市公司之間并無太大的差異。

（二）自變量相關(guān)性分析

為了初步檢驗A股制造業(yè)主板上市公司各個企業(yè)異質(zhì)性指標(biāo)之間的關(guān)系，本文計算了Pearson相關(guān)系數(shù)來分析各個自變量之間的相關(guān)關(guān)系。結(jié)果如表4所示，各個自變量之間存在著顯著關(guān)系，但相關(guān)系數(shù)都比較小（僅董事會規(guī)模和獨董人數(shù)的相關(guān)系數(shù)為0.5997，高于0.5），這就意味著各個變量之間都是低度相關(guān)的，因此在進(jìn)行有序邏輯回歸時，出現(xiàn)多重共線的可能性較低。

（三）回歸分析

本文使用Stata12.0軟件，根據(jù)檢驗?zāi)Ｐ停?），對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了Order Logistic回歸分析。具體結(jié)果如表5所示。

表5展示了企業(yè)異質(zhì)性各個指標(biāo)與企業(yè)評級之間的相關(guān)關(guān)系。股權(quán)集中度與會計信息披露質(zhì)量呈正相關(guān)關(guān)系，在10%水平上顯著，在一定程度上驗證了假設(shè)H1的正確性，前五大股東持股比例越高的上市公司，其股權(quán)集中度就會越高，從而促使大股東為了實現(xiàn)其利益最大化的目的，提高上市公司的會計信息披露質(zhì)量；公司規(guī)模Ln totass顯著地影響了企業(yè)評級的好壞，并且與會計信息披露Rank存在顯著的正相關(guān)關(guān)系（0.565***），假設(shè)H2得以驗證。企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)對會計信息披露質(zhì)量有顯著負(fù)影響，驗證了假設(shè)H3的正確性，這就反映了資產(chǎn)負(fù)債率高的公司，為了能減少投資人的擔(dān)憂以期得到權(quán)益融資，通過粉飾會計報表或者減少披露，最終導(dǎo)致較低的會計信息披露質(zhì)量；就盈利能力來講，企業(yè)的盈利能力對會計信息披露質(zhì)量的影響是正相關(guān)的，且在1%的水平上顯著，支持了假設(shè)H4，盈利能力越好的企業(yè)，就越傾向于傳遞企業(yè)的利好信息，從而表明其良好的發(fā)展前景，這就使得會計信息披露質(zhì)量在一定的程度上得到提高；從企業(yè)性質(zhì)來看，國有企業(yè)相對于非國有企業(yè)，更有助于會計信息披露質(zhì)量的提高，假設(shè)H5得以驗證，表明我國國有公司在制造業(yè)水平相對于非國有公司有明顯的優(yōu)勢，更傾向于充分的披露自己的會計信息。然而在本文的回歸中，董事會規(guī)模以及獨董人數(shù)并沒有對企業(yè)會計信息披露質(zhì)量有顯著的影響，假設(shè)H6和H7未能得到驗證。但是就董事會規(guī)模而言，它的系數(shù)的估計值為正，這與我們的假設(shè)相一致，獨董人數(shù)的系數(shù)估計值為負(fù)，這與崔學(xué)剛（2004）、Dechow（2010）的研究結(jié)果是一致的

（2）式展示了Order Logistic 回歸結(jié)果中各個變量的機(jī)會比，其與（1）式的顯著度是一致的。從經(jīng)濟(jì)顯著性來看，企業(yè)規(guī)模的增加，能夠促進(jìn)企業(yè)會計信息披露質(zhì)量的提高，其機(jī)會比為2.06，也就是說當(dāng)企業(yè)規(guī)模增加一個單位，企業(yè)評級提高一個或者一個以上的等級的可能性將會增加1.06倍；國有企業(yè)使得企業(yè)評級提高的機(jī)會比是非國有企業(yè)的1.17倍；就企業(yè)的股權(quán)集中度、盈利能力來講，它們每增加一個單位，就會使得企業(yè)評級提高一個單位的可能性分別增加14%，27%；同時，企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)每增加一個單位，也就意味著企業(yè)評級提高的一個單位的可能性會降低28%；盡管董事會規(guī)模和獨董人數(shù)在回歸中是不顯著的，但是它們的機(jī)會比分別為1.06和0.96，這說明當(dāng)董事會規(guī)模增加一個單位時，企業(yè)評級提高一個單位的可能性將增加6%，而獨董人數(shù)每增加一個單位，會使得企業(yè)評級提高一個單位的可能性減少4%。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了考察模型的穩(wěn)健性，本文在所有變量不變的情況下，對其進(jìn)行了OLS回歸，其回歸結(jié)果如表6所示：各變量的系數(shù)估計值正負(fù)一致，且顯著度基本相同，絲毫沒有影響，只是（3）式中的各變量系數(shù)相比（1）式都有所下降，這充分說明了本文所構(gòu)建的有序回歸模型是穩(wěn)健的，從而依據(jù)實證分析結(jié)果的出來結(jié)果是可靠的。

表6中還顯示Robust檢驗結(jié)果，是為了檢驗在截面數(shù)據(jù)中是否有異方差的出現(xiàn)。（4）式與（1）式相比，系數(shù)估計值相同，且顯著度基本相同，沒有太大的差異，這進(jìn)一步說明了回歸方程具有較好的解釋力。

五、研究結(jié)論與建議

會計信息披露質(zhì)量的高低問題不僅是會計學(xué)界研究的重點，也是各類投資者著力解決的重大問題。本文從企業(yè)異質(zhì)性的角度，探討了其與會計信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系。根據(jù)研究的實際情況，本文選取了公司規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、盈利能力、董事會規(guī)模、獨立董事人數(shù)、股權(quán)集中度、企業(yè)性質(zhì)作為企業(yè)異質(zhì)性的指標(biāo)，其回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)：公司規(guī)模、盈利能力、股權(quán)集中度、企業(yè)性質(zhì)這四個指標(biāo)均與企業(yè)會計信息披露質(zhì)量是顯著正相關(guān)關(guān)系；企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)則與企業(yè)會計信息披露質(zhì)量是顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系；董事會規(guī)模與獨董人數(shù)對會計信息披露質(zhì)量的影響均不顯著。由此我們認(rèn)為，在我國制造業(yè)企業(yè)中，股權(quán)集中有其明顯的資源配置優(yōu)勢，國有股一股獨大所產(chǎn)生的問題不能想當(dāng)然地通過分散股權(quán)來解決，可以考慮將具有相似產(chǎn)業(yè)鏈的民營企業(yè)與國有企業(yè)進(jìn)行資產(chǎn)重組，通過適度提高公司規(guī)模、合理優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)，在相互借鑒各自優(yōu)勢的基礎(chǔ)上提高企業(yè)的盈利能力，進(jìn)而改善公司的會計信息披露質(zhì)量。

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（作者單位：和紅麗，長治醫(yī)學(xué)院財務(wù)處 山西長治 046000；和紅偉，張子文，太原理工大學(xué) 山西太原 030024）

[作者簡介：和紅麗，長治醫(yī)學(xué)院財務(wù)處科長，研究方向為財務(wù)管理。]（責(zé)編：賈偉）