資產(chǎn)質(zhì)量與公司違規(guī)行為

王永妍，牛煜皓，李昕宇，盧 闖

(1.中國人民大學 商學院，北京 100872；2.中央財經(jīng)大學 會計學院，北京 100081)

一、 引 言

隨著我國資本市場的發(fā)展與法制環(huán)境的完善，上市公司經(jīng)營治理水平逐步提升，但仍然存在諸多不規(guī)范之處，上市公司侵占投資者利益的行為時有發(fā)生。據(jù)RESSET數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計，在2003-2015年間，共有3846家上市公司(同一公司若多年份重復違規(guī)予以累計)因信息披露違規(guī)、經(jīng)營違規(guī)、管理層違規(guī)等受到查處。2017年4月，《中國青年報》輿情監(jiān)測室與《法人》雜志共同發(fā)布了《2016中國企業(yè)家犯罪(媒體樣本)研究報告》，報告表明在2009-2016年間，可統(tǒng)計的企業(yè)家犯罪高達2757起，且八年間呈持續(xù)上升態(tài)勢，對資本市場中的參與者特別是中小股東的利益造成了嚴重損害。因此研究公司違規(guī)行為的影響因素并加以關注，對于抑制違規(guī)行為、規(guī)范我國上市公司的經(jīng)營治理、保護中小投資者合法權益具有重要作用。

在資本市場中，信息是資產(chǎn)價格的生成依據(jù)，引導著市場資源配置，影響資源配置效率。但在現(xiàn)實環(huán)境中，在獲取公司信息時，以控股股東與管理層為代表的公司內(nèi)部人與外部投資者之間存在著位勢優(yōu)劣之分。外部投資者因信息不對稱面臨著逆向選擇和道德風險，結(jié)果可能導致檸檬問題(Akerlof,1970)[1]和代理問題(Jensen和Meckling,1976)[2]。引發(fā)代理沖突的重要原因之一就是信息獲取渠道的阻滯和失衡，而公司信息質(zhì)量的降低將進一步加劇公司大股東或管理層以攫取私利為目的的違規(guī)行為(游家興和李斌，2007)[3]，增加公司違規(guī)的可能性。因此提高公司信息質(zhì)量能夠使得管理層的決策行為受到投資者的直接監(jiān)督，使CEO決策制定更加謹慎(權小峰和吳世農(nóng)，2010)[4]，對于抑制公司違規(guī)行為具有明顯的作用(Core,2001)[5]。

由于經(jīng)濟發(fā)展較為落后，相關的法律制度不夠完善，我國早期的會計準則采用了收入費用觀(蓋地和楊華，2008)[6]。隨著改革開放持續(xù)深入，相關法律制度不斷健全，外資大量引入，采用全球統(tǒng)一的會計準則能夠有效降低企業(yè)之間的溝通成本(馮淑萍和應唯，2005)[7]。同時，我國市場經(jīng)濟蓬勃發(fā)展，資本市場不斷完善，財務人員的專業(yè)素養(yǎng)日益提升，我國的會計準則具備了過渡到資產(chǎn)負債觀的條件。2007年開始實行的新會計準則的制定理念由收入費用觀轉(zhuǎn)向了資產(chǎn)負債觀，實現(xiàn)了與國際會計準則的實質(zhì)性趨同，導致會計信息的重點由損益表轉(zhuǎn)向資產(chǎn)負債表，資產(chǎn)質(zhì)量取代盈余質(zhì)量成為會計信息質(zhì)量的核心(尚燕等，2017)[8]。

本文關注會計報表中所反映的資產(chǎn)信息含量，并參考王永妍等(2017)[9]的做法，將資產(chǎn)質(zhì)量定義為公司資產(chǎn)預測公司未來獲取經(jīng)濟收益的能力。需要特別說明的是，本文所研究的“資產(chǎn)”僅指狹義上的會計資產(chǎn)。企業(yè)還有一些能夠為企業(yè)創(chuàng)造競爭優(yōu)勢和超額利潤卻未能在會計上予以確認的資產(chǎn)例如人力資源、組織資源等，目前尚無法被可靠地確認與計量，無任何準則和制度約束，外部人難以準確獲知，不屬于公開信息。因此本文將研究范圍限定為市場參與者都能獲知的會計資產(chǎn)信息，衡量其對公司未來經(jīng)濟利益的預測能力。當公司資產(chǎn)質(zhì)量較高時，資產(chǎn)可以更加公允真實地反映資產(chǎn)未來的盈利能力，更有效地體現(xiàn)管理層的決策效率，更有利于評價并監(jiān)督公司的決策過程，減少公司內(nèi)部人的利益侵占行為，促進公司信息質(zhì)量的提升，抑制公司違規(guī)行為。

本文基于我國滬深兩市所有上市公司2003-2015年的數(shù)據(jù)，考察了資產(chǎn)質(zhì)量對于上市公司違規(guī)行為的影響?；貧w結(jié)果顯示，公司的資產(chǎn)質(zhì)量越低，上市公司的違規(guī)傾向越高，違規(guī)次數(shù)越多，同時將違規(guī)類型進一步劃分成信息披露違規(guī)與非信息披露違規(guī)，實證結(jié)果表明資產(chǎn)質(zhì)量對信息披露違規(guī)的影響較大，而在非信息披露違規(guī)中不顯著。本文還研究了不同信息環(huán)境對資產(chǎn)質(zhì)量發(fā)揮作用的影響，發(fā)現(xiàn)當該地區(qū)信息不對稱程度越高，市場化程度越低，法制環(huán)境越差，代理成本越高時，資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)行為的影響也會越大。進一步的穩(wěn)健性檢驗表明，在控制了內(nèi)生性問題后，公司質(zhì)量對公司違規(guī)的影響依然存在。在控制公司層面的固定效應之后，結(jié)果依然顯著。在應用條件Logit回歸和負二項回歸進行重新估計，結(jié)果依然穩(wěn)健。

本文的研究貢獻包括：第一，已有研究主要從公司治理，包括股權結(jié)構、董事會特征、高管薪酬激勵機制等以及公司外部經(jīng)營環(huán)境兩方面研究了公司違規(guī)行為的影響因素，忽略了新會計準則頒布后資產(chǎn)質(zhì)量在其中發(fā)揮的作用。本文則是在2007年會計準則制定理念從收入費用觀轉(zhuǎn)向資產(chǎn)負債觀的政策背景下，討論會計信息質(zhì)量特別是資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)的影響，對于證券市場監(jiān)管機構完善相關規(guī)定，促進信息質(zhì)量的提高，保護投資者權益具有較強的現(xiàn)實意義。第二，本文進一步考察了內(nèi)外部環(huán)境對資產(chǎn)質(zhì)量治理作用效果的邊際影響。本文發(fā)現(xiàn)，公司所處的內(nèi)外部環(huán)境越差(市場化程度低、法制環(huán)境差、信息不對稱程度高、代理成本高)，會計信息質(zhì)量的治理作用效果越強。本文將公司內(nèi)外部環(huán)境與會計信息治理作用有機結(jié)合，探究信息不對稱是否會影響會計信息質(zhì)量治理的職能效果。第三，現(xiàn)有文獻對于會計準則改革影響的研究主要集中在財務報告和資本市場層面，如會計盈余質(zhì)量、價值相關性、股價同步性、資本成本等主題。本文的研究結(jié)論說明，會計信息具有治理作用，新會計準則的實施有助于提高公司會計信息質(zhì)量，具有良好的公司治理效果，是正確的改革方向。

二、 理論分析與研究假設

對于公司違規(guī)行為的影響因素，現(xiàn)有文獻主要分為公司外部因素和內(nèi)部因素兩大方面。

在外部因素中，國外學者研究發(fā)現(xiàn)公司違規(guī)行為和經(jīng)濟環(huán)境(Povel等,2007)[10]、行業(yè)投資信心(Wang等,2010)[11]都呈倒U型關系。國內(nèi)學者則主要從機構投資者、媒體監(jiān)督和市場競爭等方面進行分析。機構投資者持股有助于提升上市公司綜合治理水平(李維安和李濱，2008)[12]，監(jiān)督信息披露質(zhì)量(江向才，2004；崔學剛，2004)[13-14]，增加公司違規(guī)行為被稽查的可能性(陸瑤等，2012)[15]，但這種治理作用僅在非國有公司中顯著(薄仙慧和吳聯(lián)生，2009)[16]。媒體關注主要通過資本市場發(fā)揮公司治理功能(李培功和沈藝峰，2010；于忠泊等，2011)[17-18]。媒體關注度高的公司，公司盈余管理行為(陳克兢，2016)[19]和公司違規(guī)行為更少(孔東民等，2013；周開國等，2016)[20-21]，但這一外部治理作用以行政介入機制為主(楊德明和趙璨，2012；李培功和徐淑美，2013)[22-23]。產(chǎn)品市場競爭會“誘發(fā)”公司的違規(guī)行為，即公司所處行業(yè)的競爭程度越高，公司違規(guī)的可能性越大(滕飛等，2016)[24]。公司內(nèi)部影響因素的文獻，研究視角包括股權結(jié)構、董事與高管特征、內(nèi)部控制、財務特征等。在股權結(jié)構方面，現(xiàn)有研究普遍認為股權集中度與上市公司違規(guī)顯著正相關(梁杰等，2004；張棟等，2007)[25-26]。在董事特征方面，現(xiàn)有研究大多關注獨立董事對公司違規(guī)行為的影響，僅有為數(shù)不多的文章關注CEO和董事間關系對公司違規(guī)行為的影響(陸瑤和李茶，2016；陸瑤和胡江燕，2016)[27-28]。獨立董事是董事會的重要組成部分。他們出于聲譽成本的考慮會竭力代表股東的利益(Fama和Jensen,1983)[29]，增加獨立董事有助于避免公司發(fā)生財務舞弊行為(Beasley,1996；Uzun等,2004；蔡志岳和吳世農(nóng)，2007；曹倫和陳維政，2008)[30-33]。在高管方面，Peng和Rell (2008)[34]和Johnson等(2009)[35]實證檢驗了高管激勵與公司違規(guī)行為之間的關系。顧亮和劉振杰(2013)[36]和賀小剛等(2015)[37]實證檢驗了高管背景特征及其所面臨的趕超壓力和公司違規(guī)行為之間的關系。在內(nèi)部控制方面，公司內(nèi)部控制能夠抑制公司違規(guī)行為(單華軍，2010；周繼軍和張旺峰，2011)[38-39]。在財務特征方面，公司的盈利能力越強，公司的違規(guī)可能性越低(馮旭南和陳工孟，2011)[40]，財務壓力越大，披露違規(guī)信息的可能性越高(屈文洲和蔡志岳，2007；吳國萍和馬施，2010)[41-42]。

2003年SEC要求FASB開展原則導向會計準則的研究，引發(fā)了會計準則的重大變革。會計準則理念的重要轉(zhuǎn)變，強調(diào)了資產(chǎn)預測盈利的功能，即Bernstein(1996)[43]研究的資產(chǎn)變現(xiàn)能力與未來盈利能力的關系。Chen和Zhang(2013)[44]開展了盈余質(zhì)量與資產(chǎn)質(zhì)量關系研究，將資產(chǎn)對未來盈利能力的預測能力定義為資產(chǎn)生產(chǎn)效率。研究發(fā)現(xiàn)高資產(chǎn)質(zhì)量組資產(chǎn)未來盈利更穩(wěn)定，在預測超額股票回報時，資產(chǎn)質(zhì)量指標顯著而盈余質(zhì)量指標不顯著。我國學者自2001年以來開展關于資產(chǎn)質(zhì)量的研究。不同學者對資產(chǎn)質(zhì)量的評價體系也提出了不同的觀點(錢愛民和張新民，2009；徐私和王玉梅，2009)[45-46]。宋獻中和高志文(2001)[47]以每股凈資產(chǎn)和調(diào)整后每股凈資產(chǎn)的差額來度量資產(chǎn)質(zhì)量，首次提出通過資產(chǎn)質(zhì)量來預測企業(yè)未來盈利。關于資產(chǎn)質(zhì)量和盈余質(zhì)量之間的關系，現(xiàn)有學者普遍認為公司資產(chǎn)質(zhì)量越高，盈余質(zhì)量越高(高雨和孟焰，2012)[48]，公司價值越大(唐潔瓏等，2016)[49]。

公司資產(chǎn)質(zhì)量的高低標志著公司傳遞給市場的會計信息質(zhì)量的優(yōu)劣(Chen和Zhang，2013)[44]。當公司資產(chǎn)質(zhì)量較高時，說明公司對于其日常經(jīng)濟活動中資產(chǎn)、負債的變化的計量與確認更加客觀、可靠，對于每一項交易行為的本質(zhì)和經(jīng)濟后果的刻畫更為準確、翔實，信息不對稱程度較低，信息透明度較高。公司年報可以將更多真實、準確的信息傳遞給資本市場，減少內(nèi)部人或知情者對公司信息的私人占有，減少其利用信息進行內(nèi)幕交易的空間(Botosan等,2004;張程睿，2016)[50-51]。另一方面，作為公司治理機制的重要組成部分，提高信息透明度有助于投資者甄別管理者經(jīng)營水平的高低，強化董事會對總經(jīng)理的監(jiān)管機制(游家興和李斌，2007)[3]，強化投資者對大股東的監(jiān)督，降低大股東資金占用的可能性(王克敏等，2009)[52]，降低公司違規(guī)的概率。

根據(jù)上述分析，本文提出假設：

公司資產(chǎn)質(zhì)量越高，公司違規(guī)的可能性越低，違規(guī)次數(shù)越少。

三、 數(shù)據(jù)來源與變量定義

(一) 數(shù)據(jù)來源與樣本

采用2003-2015年滬深兩市所有A股上市公司樣本進行研究。由于本文在計算資產(chǎn)質(zhì)量時需要用到滯后一期的數(shù)據(jù)，因此實際的財務數(shù)據(jù)區(qū)間涵蓋了2002年至2015年共14年，共得到22159個公司—年度觀測值。本文采用的公司違規(guī)數(shù)據(jù)來自RESSET數(shù)據(jù)庫當中的“重大事項違規(guī)處罰”統(tǒng)計表。具體而言，本文參照已有文獻(陸瑤和李茶，2016；陸瑤和胡江燕，2016)[27-28]，將違規(guī)類型細分成信息披露違規(guī)與非信息披露違規(guī)。信息披露違規(guī)包括選擇性信息披露、虛假信息披露、重要信息遺漏披露等；非信息披露違規(guī)包括經(jīng)營違規(guī)、管理層違規(guī)等。

表1列示了違規(guī)公司的分年度、分類型統(tǒng)計。其中，2003-2015年違規(guī)公司共計3846家(同一公司若同一年份重復違規(guī)不累計)，占全部A股公司17.36%。其中，2003-2006年，違規(guī)公司數(shù)量緩慢增加，2007-2012年數(shù)量迅速上升，2013-2015年數(shù)量有所下降。從違規(guī)類型上看，信息披露違規(guī)占比基本不變，非信息披露違規(guī)占比逐漸升高。

表1 違規(guī)公司的年度類型統(tǒng)計

(二) 變量選擇與定義

1.被解釋變量。借鑒Vikramaditya等(2015)[53]的研究，采用虛擬變量Fraud、連續(xù)變量Freq來度量公司違規(guī)。如果公司當年存在違規(guī)行為，則Fraud取值1，否則取0。此外，F(xiàn)raud1表示信息披露違規(guī)傾向，公司當年存在信息披露違規(guī)取1，否則取0；Fraud2表示非信息披露違規(guī)傾向，公司當年存在非信息披露違規(guī)取1，否則取0。Freq表示公司當年違規(guī)行為總數(shù)，F(xiàn)req1代表公司當年信息披露違規(guī)行為總數(shù)，F(xiàn)req2代表公司當年非信息披露違規(guī)行為總數(shù)。

2.核心解釋變量：資產(chǎn)質(zhì)量。本文參照已有文獻(Bernstein，1996[43]；尚燕等，2017[8]；王永妍等，2017[9])，將資產(chǎn)質(zhì)量定義為公司資產(chǎn)預測公司未來經(jīng)濟利益的能力。借鑒Chen和Zhang(2013)[44]的測度方法，本文以模型(1)回歸得到的調(diào)整后的R2來度量公司的資產(chǎn)質(zhì)量：

NOPATi,t=β0,i+β1,iNOAi,t-1+εt

(1)

(1)式中，NOPATi,t代表上市公司i第t期的經(jīng)濟利益，由扣除非經(jīng)常性損益后的凈利潤與財務費用之和計算得到，NOAi,t-1代表上市公司i滯后一期的凈營運資產(chǎn)，具體計算公式為：凈營運資產(chǎn)=所有者權益合計+付息債務-貨幣資金-交易性金融資產(chǎn)，付息債務=短期借款+一年內(nèi)到期的非流動負債+長期借款+應付債券+長期應付款。

對于上市公司i第t年資產(chǎn)質(zhì)量的度量，本文采用t-1和t連續(xù)兩年總計八個季度數(shù)據(jù)對模型(1)進行回歸，回歸結(jié)果估計的調(diào)整R2代表資產(chǎn)質(zhì)量。在實際計算過程中，本文應用兩種算法計算資產(chǎn)質(zhì)量：(1)嚴格算法：當計算t年的資產(chǎn)質(zhì)量的時候，如果t-1和t兩年一共8個季度都有觀測值，則計算該公司在t年的資產(chǎn)質(zhì)量，否則這家公司不納入計算t年的資產(chǎn)質(zhì)量；(2)寬松算法：不考慮(1)中的觀測值缺失問題，直接計算。

3.控制變量。借鑒已有研究(Wang等,2010；陸瑤和李茶，2016)[11,28]，本文選取了公司規(guī)模Size、資產(chǎn)負債率Lev、成長性Growth、凈資產(chǎn)收益率Roe和現(xiàn)金持有量CashHold等作為控制變量，詳細的變量定義如表2所示。

表2 變量定義

(三) 模型設計

本文應用模型(2)對公司資產(chǎn)質(zhì)量與公司違規(guī)行為之間的聯(lián)系進行考察：

Fraudi,t/Freqi,t=β0+β1AQ1/AQ2+β2Controls+∑Yeari,t+∑Indi,t+εi,t

(2)

本文預期，若假設1成立，則β1顯著為負，即公司的資產(chǎn)質(zhì)量越好，公司違規(guī)的可能性越低，違規(guī)次數(shù)越少。

四、 實證結(jié)果

(一) 描述性統(tǒng)計分析

表3列出了變量的描述性統(tǒng)計。由表3可知，AQ1的均值和中位數(shù)分別為0.236和0.153；AQ2的均值和中位數(shù)分別為0.215和0.138。兩種度量指標的標準差分別為0.237和0.217，這說明我國上市公司的資產(chǎn)質(zhì)量存在較大的差異。其余變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果在此處不再贅述。

表3 描述性統(tǒng)計分析

(二) 相關性分析

根據(jù)本文實證中各變量的相關系數(shù)(限于篇幅未列示)，公司違規(guī)傾向(Fraud)、公司違規(guī)次數(shù)(Freq)和公司資產(chǎn)質(zhì)量(AQ1)的Pearson相關系數(shù)分別為-0.032和-0.032，均在1%的水平上顯著。這一結(jié)果初步驗證了假設1的推斷，即公司的資產(chǎn)質(zhì)量越好，公司違規(guī)可能性越低，違規(guī)次數(shù)越少。此外，各主要變量之間的相關系數(shù)基本都維持在0.4以下，說明本文的實證模型不存在明顯的多重共線性。

(三) 回歸分析

接下來，本文應用模型(2)對假設1進行回歸分析，結(jié)果如表4所示。PanelA列示的是采用Logit回歸得到的回歸結(jié)果，PanelB列示的是采用Poisson回歸得到的回歸結(jié)果。為了緩解模型中潛在的異方差和序列相關問題，參考已有文獻，對回歸系數(shù)的標準誤在公司層面上進行聚類處理。從表4可知，公司的違規(guī)傾向與資產(chǎn)質(zhì)量顯著負相關，同時信息披露違規(guī)傾向與資產(chǎn)質(zhì)量顯著負相關，但是非信息披露違規(guī)傾向與資產(chǎn)質(zhì)量并無顯著負相關關系。從控制變量來看，公司規(guī)模Size會顯著減少公司違規(guī)的可能性和違規(guī)次數(shù)，這可能是因為市場對大公司的關注度比較高，大公司一旦違規(guī)，監(jiān)管機構對大公司的處罰往往比較嚴重。凈資產(chǎn)收益率Roe和現(xiàn)金持有量CashHold對公司的違規(guī)傾向有顯著的負作用，說明良好的公司業(yè)績和充足的現(xiàn)金持有會降低公司違規(guī)的可能性。股權集中度Top5Hold顯著降低公司違規(guī)的可能性，與已有研究的發(fā)現(xiàn)一致。審計師是否是國際“四大”顯著降低了公司違規(guī)的可能性，說明外部審計對公司違規(guī)的制約顯著存在。行業(yè)違規(guī)公司占比IndFraud越高，公司違規(guī)傾向越強，說明行業(yè)違規(guī)會誘發(fā)公司違規(guī)行為。

五、 進一步討論

如果資產(chǎn)質(zhì)量具有治理效果，那么下一個深層次的問題必然出現(xiàn)：資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)行為的抑制作用是通過什么傳導途徑形成的？其傳導機理是什么？本文認為，資產(chǎn)質(zhì)量通過改善公司信息質(zhì)量影響其違規(guī)行為。接下來，本文分別檢驗不同信息環(huán)境對資產(chǎn)質(zhì)量發(fā)揮作用的影響。

(一) 基于信息不對稱程度的調(diào)節(jié)效應分析

資本市場中的信息包括公開市場信息和未公開私人信息，資本市場中的參與者通過信息進行交易，部分信息融合并反映到股票價格中(孔東民等，2013)[20]。資產(chǎn)質(zhì)量越高的公司，向市場傳遞的財務信息與非

表4 資產(chǎn)質(zhì)量與公司違規(guī)行為

注：括號內(nèi)為t值；*，**，***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

財務信息的質(zhì)量也就越高，投資者越能夠通過信息改變信念水平，進而做出決策。當信息不對稱程度較高時，中小投資者難以通過其他渠道搜尋增量信息，此時資產(chǎn)質(zhì)量起到的信息披露和監(jiān)督公司行為角色可能更為明顯，即資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)的邊際影響要高于信息不對稱程度較低時的情形。

本文應用媒體關注度、分析師跟蹤度、股價同步性和上市時間來衡量信息不對稱程度。其中媒體關注度由當年關于上市公司的新聞報道數(shù)量來衡量，分析師跟蹤度由當年關于上市公司的分析師報告數(shù)量來衡量，股價同步性參考Durnev等(2003)[54]和王亞平等(2009)[55]的度量方法來衡量，應用模型(3)和模型(4)衡量公司的股價同步性：

ri,t=β0+β1rm,t+β2rI,t+εi,t

(3)

(4)

本文分別根據(jù)媒體關注度、分析師跟蹤度、股價同步性和上市時間四個指標的“年度—行業(yè)”中位數(shù)將樣本分為媒體關注度高和低、分析師跟蹤度高和低、股價同步性高和低、上市時間長和短四組，并應用模型(2)進行分組回歸，結(jié)果如表5-8所示。回歸結(jié)果證實了上文的預期，當信息不對稱程度較高時，資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)行為的影響更大；反之，兩者之間的關系明顯弱化。同時，這一結(jié)果進一步證實了資產(chǎn)質(zhì)量是通過改善信息質(zhì)量影響公司違規(guī)行為的，增強了本文結(jié)論的可信度與穩(wěn)健性。

表5 調(diào)節(jié)效應：媒體關注度

注：括號內(nèi)為t值；*，**，***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

表6 調(diào)節(jié)效應：分析師跟蹤度

注：括號內(nèi)為t值；*，**，***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

表7 調(diào)節(jié)效應：股價同步性

注：括號內(nèi)為t值；*，**，***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

表8 調(diào)節(jié)效應：上市時間

注：括號內(nèi)為t值；*，**，***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

(二) 基于市場化程度的調(diào)節(jié)效應分析

在市場化進程較高地區(qū)，政府干預市場少，市場競爭較公平，公司越傾向于通過披露較多的公司信息來提高投資者信心(李慧云和劉鏑，2016)[56]。因此市場化程度越高，信息質(zhì)量越好，資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)行為的約束越弱。為了驗證上述假設，本文應用樊綱等編制的《中國市場化指數(shù)》中的“市場化指數(shù)總體評分”和“市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境評分”衡量市場化程度和法律制度環(huán)境，根據(jù)市場化程度和法律制度環(huán)境的“年度—行業(yè)”中位數(shù)將樣本分為市場化程度高與低、法律制度環(huán)境好與差四組，并根據(jù)模型(2)進行分組回歸，回歸結(jié)果如表9、表10所示?；貧w結(jié)果證實了上文的預期，即市場化程度較弱、法制環(huán)境較差時，資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)行為的影響更大；反之，兩者之間的關系明顯弱化。

表9 調(diào)節(jié)效應：市場化程度

注：括號內(nèi)為t值；*，**，***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

表10 調(diào)節(jié)效應：法制環(huán)境

注：括號內(nèi)為t值；*，**，***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

(三) 基于代理成本的調(diào)節(jié)效應分析

現(xiàn)代公司的所有權與經(jīng)營權分離導致公司面臨委托代理問題。公司所有者與經(jīng)營者在獲取公司內(nèi)部信息上的不對稱阻礙資本市場的功能。同時，當前我國法律制度不健全，管理者面臨的訴訟風險較低，因此，當代理成本較高，管理者將選擇降低信息質(zhì)量。代理成本越高的公司，信息質(zhì)量越差，資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)行為的約束就越顯著。為了驗證上述假設，本文參照江軒宇(2016)[57]的方法，采用管理費用與主營業(yè)務收入的比值來度量代理成本，根據(jù)代理成本指標的“年度—行業(yè)”中位數(shù)將樣本分為代理成本高、代理成本低兩組，并根據(jù)模型(2)進行分組回歸，回歸結(jié)果如表11所示。根據(jù)結(jié)果可知，當代理成本高時，資產(chǎn)質(zhì)量的回歸系數(shù)顯著為負；當代理成本低時，資產(chǎn)質(zhì)量的回歸系數(shù)不顯著。這一結(jié)果證實了上文的預期，即代理成本越高時，資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)行為的影響更大；反之，兩者之間的關系明顯弱化。

表11 調(diào)節(jié)效應：代理成本

注：括號內(nèi)為t值；*，**，***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

六、 穩(wěn)健性檢驗

(一) 其他可能的因果關系

上文結(jié)果可能存在另一種解釋，即并非資產(chǎn)質(zhì)量差的公司比資產(chǎn)質(zhì)量好的公司違規(guī)行為更多，而是資產(chǎn)質(zhì)量差的公司容易受到監(jiān)管部門的稽查，因此被披露的違規(guī)事件更多；資產(chǎn)質(zhì)量好的公司雖然同樣有很多違規(guī)行為，但被監(jiān)管部門稽查的概率小，進而被披露的違規(guī)事件較少。為了排除這一可能的解釋，我們考察公司被監(jiān)管部門稽查的概率(Dur)是否受到公司資產(chǎn)質(zhì)量的影響。參考陸瑤和李茶(2016)[27]的方法，我們發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)質(zhì)量與公司被稽查的概率不存在顯著關系，故排除這一可能解釋的干擾。

(二) 工具變量回歸

表12 資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)行為的影響

注：括號內(nèi)為t值；*，**，***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

表13 資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)行為的影響

注：括號內(nèi)為t值；*，**，***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

公司違規(guī)行為和資產(chǎn)質(zhì)量之間可能存在一定的內(nèi)生性問題，例如違規(guī)行為少、違規(guī)可能性低的公司，本身的資產(chǎn)質(zhì)量就更高。為了緩解內(nèi)生性問題對研究結(jié)論的干擾，本文參考江軒宇(2016)[57]的研究，應用資產(chǎn)質(zhì)量的年度-行業(yè)均值作為資產(chǎn)質(zhì)量的工具變量重新回歸，以緩解內(nèi)生性的影響。回歸結(jié)果如表12、表13所示，采用工具變量進行二階段回歸后，資產(chǎn)質(zhì)量的系數(shù)依然顯著為負。

(三) 其他穩(wěn)健性檢驗

(1)由于數(shù)據(jù)庫中披露的公司違規(guī)數(shù)據(jù)是已經(jīng)被稽查發(fā)現(xiàn)的違規(guī)事件，仍有一部分違規(guī)事件沒有被發(fā)現(xiàn)，因此公司違規(guī)數(shù)據(jù)具有部分可觀測的缺陷，應用Porbit或Logit進行估計存在偏差。因此，本文參考陸瑤和李茶(2016)[28]應用條件Logit回歸和負二項回歸進行重新估計，回歸結(jié)果依然顯著。(2)參考Chen和Zhang(2013)[44]，對資產(chǎn)質(zhì)量進行行業(yè)調(diào)整，實證結(jié)果依舊顯著。(3)控制公司層面的固定效應，所得到的結(jié)果依然支持本文結(jié)論。(4)參考滕飛等(2016)[24]依據(jù)違規(guī)傾向和違規(guī)次數(shù)的控制變量對違規(guī)樣本和非違規(guī)樣本進行1：2的傾向得分匹配(PSM)，然后再進行主檢驗，回歸結(jié)果依舊顯著。

七、 結(jié)論、啟示與展望

本文通過對2003年至2015年所有A股上市公司的數(shù)據(jù)進行分析，探究資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)行為的影響。實證結(jié)果顯示，上市公司的資產(chǎn)質(zhì)量越高，公司違規(guī)傾向越小、違規(guī)次數(shù)越少。同時，將違規(guī)類型區(qū)分為信息披露違規(guī)和非信息披露違規(guī)(包括經(jīng)營違規(guī)和領導人違規(guī))之后，發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)質(zhì)量對信息披露違規(guī)的影響較大，而在非信息披露違規(guī)中不顯著。進一步研究表明，在信息不對稱程度高、市場化程度低、法制環(huán)境差、代理成本高四種情境下，資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)行為的影響更強，反之較弱。以上結(jié)論在考慮可能的內(nèi)生性問題后依然成立。

本文深入探討了資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)行為的影響，對公司的管理實踐有如下幾點啟示：首先，從公司經(jīng)營的角度來看，提高公司的資產(chǎn)質(zhì)量，確實是避免公司發(fā)生違規(guī)行為的有效途徑之一，而且這種提升也能夠為公司帶來諸如公司價值提高、績效改善等經(jīng)濟利益。其次，從國家治理的角度來看，相關部門應進一步完善信息披露政策，加強對上市公司資產(chǎn)質(zhì)量的考核，提高市場透明度，弱化公司違規(guī)傾向，從公司內(nèi)部避免違規(guī)行為的發(fā)生。本文的局限在于度量資產(chǎn)質(zhì)量指標的有效性，使用基于財務報表的測度可能不夠全面，同時存在一定的噪音，是否存在更合適的指標是未來的一個研究方向。