信息披露質(zhì)量對公司業(yè)績的影響研究
——兼論獨立董事的治理效應(yīng)

扈文秀，杜金柱，章偉果

(西安理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，陜西西安710054)

近年來，中國資本市場公司信息披露違規(guī)事件屢禁不止，如杭蕭鋼構(gòu)和恒康醫(yī)療事件等，而這些信息披露違規(guī)事件發(fā)生的根源在于混亂的公司治理[1]，這不僅損害了中小股東和投資者利益，而且嚴(yán)重阻礙了資本市場健康發(fā)展。信息披露質(zhì)量的提高是資本市場有效運行的關(guān)鍵，也是降低公司信息不對稱的重要治理機(jī)制[2]，然而，信息披露同樣也會誘發(fā)管理者短視行為，產(chǎn)生信息成本，并可能影響公司業(yè)績[3]。獨立董事治理可以有效緩解股東和經(jīng)理人之間產(chǎn)生的利益沖突，但是獨立董事治理的現(xiàn)實效力卻不斷受到質(zhì)疑，并認(rèn)為這一機(jī)制難以對公司業(yè)績產(chǎn)生穩(wěn)定、積極的正向影響，加上我國“一股獨大”的股權(quán)結(jié)構(gòu)，造成控股股東利用其對股東大會裁決權(quán)的壟斷地位直接選擇自己心儀的獨立董事。那么，信息披露質(zhì)量對公司業(yè)績將產(chǎn)生怎樣的影響？獨立董事治理將會如何影響兩者之間的關(guān)系？

目前，已有文獻(xiàn)側(cè)重于研究信息披露質(zhì)量對公司業(yè)績波動性的影響，忽略了當(dāng)高管面臨不斷增加的職業(yè)關(guān)注和聲譽(yù)風(fēng)險時應(yīng)計盈余管理項目對公司業(yè)績所產(chǎn)生的影響，也沒有考慮到獨立董事治理對信息披露質(zhì)量和公司業(yè)績關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。由于上市公司高管和外部股東對信息披露水平的提高存在相反的偏好，而這也會使面臨職業(yè)關(guān)注風(fēng)險的高管獲得更多薪酬[4]。盈余管理作為一種暫時提高或降低業(yè)績收入的機(jī)制，既可以增加高管的薪酬，反過來也會影響公司業(yè)績[5]。為此，本研究選取2010—2015年我國滬深A(yù)股上市公司1 147家總計5 682個樣本作為研究對象，以應(yīng)計盈余管理調(diào)整的公司業(yè)績作為切入點，研究信息披露質(zhì)量對公司業(yè)績的影響以及獨立董事治理對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，豐富了信息披露、獨立董事治理和公司業(yè)績關(guān)系的研究，并試圖為監(jiān)管機(jī)構(gòu)規(guī)范上市公司信息披露提供理論支撐。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 信息披露與公司業(yè)績

信息披露不僅可以降低企業(yè)和投資者之間的信息不對稱，提高市場流動性，而且還可以降低交易成本，降低上市公司的資本成本[6]。盡管信息披露質(zhì)量較高的公司大都具有良好的市場表現(xiàn)和財務(wù)績效[7,8]，然而，信息披露質(zhì)量提高所產(chǎn)生的直接成本可能會抵消其所帶來的收益，盡管這些因素有可能解釋公司所有者抵制信息披露的原因，但是高管做出決策時面臨的多重風(fēng)險成本也會影響公司業(yè)績。相對于沒有信息優(yōu)勢的高管來說，擁有公司特質(zhì)信息的高管更有動機(jī)通過披露信息來獲得較好的職業(yè)聲譽(yù)，而聲譽(yù)關(guān)注潛在影響了高管通過降低公司價值使業(yè)績報告更充分的動機(jī)[9]。因此，高管聲譽(yù)關(guān)注可能會產(chǎn)生額外的信息不對稱成本和代理成本，這將會破壞已經(jīng)建立的信任環(huán)境。盡管信息披露降低了公司的信息風(fēng)險，但是一旦公司的信息披露達(dá)到了一個較高水平，這一作用將會降低，對資本成本和公司業(yè)績產(chǎn)生較大的影響。

盈余管理是指管理者通過蓄意改變財務(wù)信息來誤導(dǎo)投資者以獲得更多契約性收益，而應(yīng)計盈余管理則是管理者增加或降低報告收入的一個重要工具，這是因為現(xiàn)金流并不能真實反映企業(yè)盈余項目，而且大量的管理者裁量權(quán)會改變它的組成。Cornett等[10]發(fā)現(xiàn)公司治理機(jī)制能夠有效限制管理者的自由裁量權(quán)，且當(dāng)應(yīng)計盈余管理從公司業(yè)績中剔除之后，公司治理變量對真實業(yè)績的影響會更加顯著。事實上，Peng等[11]指出，上市公司實施股權(quán)激勵機(jī)制也會對盈余管理產(chǎn)生影響，表現(xiàn)在股權(quán)激勵可能會造成管理層通過盈余管理行為影響公司經(jīng)營業(yè)績。因此，如果考慮到盈余管理對公司業(yè)績的調(diào)整作用，那么信息披露質(zhì)量對公司業(yè)績的影響就可能會出現(xiàn)較為顯著的變化。

如果公司高管不披露任何公司信息，那么投資者將會降低公司價值的預(yù)期，因此，高管有動機(jī)披露更多信息以獲得較好的職業(yè)聲譽(yù)。同時，信息披露也可以提高股東和董事會對高管的監(jiān)督能力，但也有可能造成高管離職，那么，為了獲得穩(wěn)定的職業(yè)關(guān)注和聲譽(yù)，高管必須努力工作以提高公司股價[12]。因此，信息披露質(zhì)量的提高將會不斷提高公司股價，從而帶來公司業(yè)績的不斷提升。不可忽視的是，信息披露質(zhì)量越高，公司由此將產(chǎn)生額外的風(fēng)險和成本，且業(yè)績較差的公司更容易出現(xiàn)盈余管理，信息披露質(zhì)量的提高可能會惡化或者產(chǎn)生新的代理問題，也有可能會導(dǎo)致公司業(yè)績出現(xiàn)一定程度的下降。雖然信息披露質(zhì)量的提高可以有效降低資本成本，但由于信息披露成本的存在，上市公司總是理性地進(jìn)行信息披露。因此，即便忽略信息披露帶來的直接成本和風(fēng)險，這些因素也會促使公司做出最優(yōu)化而非最大化的信息披露決策，而且在達(dá)到一定程度時，信息披露質(zhì)量的增加反而會造成公司業(yè)績下降?；谝陨侠碚摲治?，我們預(yù)期，在使用應(yīng)計盈余管理對公司業(yè)績進(jìn)行調(diào)整之后，存在一個最優(yōu)信息披露點，使信息披露質(zhì)量與公司業(yè)績之間呈現(xiàn)非線性關(guān)系，由此提出假設(shè)：

假設(shè)1：存在一個最優(yōu)信息披露點，使信息披露質(zhì)量與公司業(yè)績呈相反方向變化。

1.2 獨立董事治理、信息披露質(zhì)量與公司業(yè)績

在公司治理機(jī)制中，董事會被認(rèn)為是監(jiān)督公司業(yè)績報告的一種有效機(jī)制，而獨立董事在協(xié)調(diào)管理者和股東利益方面起著重要作用，他們大都具有豐富的經(jīng)驗和特長，為了保有較好的聲譽(yù)，他們通常會監(jiān)督管理者的行為從而最大化公司價值。獨立董事治理的引入則是為了保護(hù)投資者利益，并改善公司業(yè)績，但已有研究并未得出一致的結(jié)論。Peng[13]和王躍堂等[14]發(fā)現(xiàn)，獨立董事在董事會中所占比例與公司業(yè)績呈顯著正相關(guān)，而Adams和Ferreira[15]、李常青和賴建清[16]卻認(rèn)為獨立董事比例與公司業(yè)績不存在正相關(guān)關(guān)系。Bazrafshan等[5]指出，外部董事在監(jiān)督高管行為中起著重要作用，外部董事比例越高，其對管理者的監(jiān)督作用越好，越有利于提高公司業(yè)績。獨立董事治理可以有效緩解股東和經(jīng)理人的利益沖突，確保高管行為與股東利益保持一致，其作用主要體現(xiàn)在監(jiān)督和咨詢方面。當(dāng)獨立董事對公司高管實施有效監(jiān)督時，他們需要獲得高管工作狀況和業(yè)績的相關(guān)信息，而當(dāng)獨立董事發(fā)揮咨詢職能時，他們也需要了解高管的經(jīng)營情況和公司運營狀況，因此，信息披露對獨立董事治理機(jī)制的發(fā)揮有重要影響[12]。較高比例的外部董事較少參與企業(yè)應(yīng)計盈余管理，因而可以有效地監(jiān)督和控制管理者行為。由于外部董事更可能獨立于公司管理者，他們不僅可以提供更多經(jīng)驗，而且也有助于提高公司股票收益和業(yè)績，因此，如果外部董事能夠不斷強(qiáng)化其監(jiān)督能力，那么這就可能會在一定程度上降低公司應(yīng)計盈余管理。而隨著獨立董事比例的不斷提高，董事會的角色逐漸從“咨詢”轉(zhuǎn)向“監(jiān)督”，因此，獨立董事治理好的公司可以有效限制高管權(quán)利，并增加高管的職業(yè)關(guān)注。

事實上，獨立董事比例越高，信息披露質(zhì)量越有助于外部董事使用公司業(yè)績來監(jiān)督高管行為[16]。因此，高管對信息披露的控制可能會限制外部董事的監(jiān)督有效性。如前所述，信息披露可以有效監(jiān)督高管行為并降低代理成本，那么獨立董事是起到監(jiān)督作用還是與公司高管達(dá)成“權(quán)利平衡”？如果獨立董事能夠發(fā)揮監(jiān)督作用，那么這將會提高信息披露的有效性，進(jìn)而增強(qiáng)信息披露對公司業(yè)績的影響；如果獨立董事與公司高管達(dá)成“權(quán)利平衡”，這將會破壞與其他董事會成員共享戰(zhàn)略信息的信任環(huán)境，從而減弱信息披露對公司業(yè)績的影響。因此，基于職業(yè)風(fēng)險所帶來的成本效益原則，高管會謹(jǐn)慎地選擇披露公司相關(guān)信息。由此提出假設(shè)：

假設(shè)2：在使用應(yīng)計盈余管理調(diào)整公司業(yè)績后，獨立董事比例的提高會顯著降低最優(yōu)信息披露點。

2 樣本選取與研究設(shè)計

2.1 樣本選取

深圳證券交易所于2006年9月發(fā)布了《深圳證券交易所上市公司社會責(zé)任指引》，此后，上海證券交易所也于2008年5月發(fā)布了《上海證券交易所上市公司環(huán)境信息披露指引》，而2009年是中國企業(yè)社會責(zé)任信息披露制度發(fā)生效力的第一年，因此本研究以2010年作為研究期間的起始點。此外，我國證監(jiān)會于2016年12月9日對《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式準(zhǔn)則第2號——年度報告的內(nèi)容與格式》進(jìn)行了修訂，考慮到這一修訂方案可能會對上市公司信息披露規(guī)范產(chǎn)生影響，本研究選取2010—2015年上證和深證A股上市公司為研究對象，同時根據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)對樣本進(jìn)行整理：①由于金融類上市公司特有的財務(wù)特性和會計制度，從樣本總體中剔除了金融類公司；②剔除年度區(qū)間內(nèi)IPO、復(fù)牌以及退市的上市公司；③剔除數(shù)據(jù)缺失和異常的上市公司；④剔除ST和ST*類公司；⑤剔除上市時間不足6年的公司；⑥為消除極端值影響，對所有變量進(jìn)行上下1%的Winsorize處理。最后，整理得到2010—2015年期間1 147家上市公司總計5 682個觀測樣本。信息披露數(shù)據(jù)主要根據(jù)樣本公司對外公布的年度報告進(jìn)行手工整理，其他解釋變量和控制變量數(shù)據(jù)來自國泰安(CSMAR)和WIND資訊數(shù)據(jù)庫。

2.2 變量設(shè)定

2.2.1盈余管理

本研究使用修正的Jones模型計算可操縱性應(yīng)計利潤(DA)，并使用年度行業(yè)數(shù)據(jù)對總應(yīng)計利潤進(jìn)行回歸分析。根據(jù)修正的Jones模型可知，非可操控性應(yīng)計利潤是主營業(yè)務(wù)收入變動額、應(yīng)收賬款變動額和固定資產(chǎn)的函數(shù)：

(1)

式中：TAi,t是i公司第t年的總應(yīng)計利潤額，其等于i公司第t年的凈利潤減去當(dāng)年的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量；ΔSalesi,t為i公司第t年主營業(yè)務(wù)收入總額的變化額；ΔReceivablei,t為i公司第t年應(yīng)收賬款的變化額；PPEi,t為i公司第t年年末的財產(chǎn)、廠房和設(shè)備。

2.2.2信息披露質(zhì)量

參考已有文獻(xiàn)[17]，采用KV指數(shù)度量信息披露質(zhì)量(DISC)。KV指數(shù)反映的是市場信息，相當(dāng)于是投資者對信息不對稱程度的客觀評價，因而能夠真正反映上市公司信息披露的實際效果，且包含了強(qiáng)制性信息披露和自愿性信息披露，同時也包含了財務(wù)分析和非財務(wù)信息，是一個能夠全面度量上市公司信息披露質(zhì)量的變量。

Ln|(Pt-Pt-1)/Pt-1|=α+β(Volt-Vol0)+ε

(2)

KV=10000×β

(3)

式中：Pt是第t日的股票收盤價；Volt是第t日的股票交易量；Vol0是研究期間所有交易日的平均股票交易量；α表示截距，ε表示殘差值。本文以2010年1月1日至2015年12月31日為研究期間，剔除Pt-Pt-1=0以及KV值為負(fù)的樣本，并利用最小二乘法計算得到β(不考慮β小于0的情況)，β值越小，說明上市公司信息披露越充分，信息披露質(zhì)量就越高。

2.2.3公司業(yè)績

本研究參照Cornett等[10]、林大龐和蘇冬蔚[18]等的研究，將總資產(chǎn)收益率(ROA)和凈資產(chǎn)收益率(ROE)通過應(yīng)計盈余管理進(jìn)行調(diào)整，得到調(diào)整后的總資產(chǎn)收益率(ADROA)和凈資產(chǎn)收益率(ADROE)，用以衡量上市公司真實業(yè)績。

ADROA=(利潤總額+財務(wù)費用)/平均資產(chǎn)總額-DA。

ADROE=凈利潤總額/平均股東權(quán)益總額-DA。

2.2.4控制變量

為考察信息披露質(zhì)量對公司真實業(yè)績的影響，我們同時控制其他可能會影響公司業(yè)績的變量。公司規(guī)模(Size)，用年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)來衡量；公司年齡(Ages)，Black和Kim[19]認(rèn)為上市公司年齡與公司業(yè)績存在顯著相關(guān)性，等于上市公司自上市之日起到本年度末經(jīng)歷的時間；上市公司資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)與公司業(yè)績也存在顯著相關(guān)性；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)，本研究利用控股股東類型度量上市公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，如果上市公司為國有控股，則State=1，否則等于0。同時，以所有樣本賦值后的總和除以樣本數(shù)量得到總樣本均值，并以此計算對應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)差和方差。此外，本研究還控制年份(Year)和行業(yè)(Industry)虛擬變量的影響。模型中的變量具體定義如表1所示。

表1 變量定義Tab.1 Variable definitions

2.3 模型設(shè)計

參考Bazrafshan等[5]的研究方法，構(gòu)建如下多元回歸模型用于檢驗信息披露質(zhì)量對經(jīng)過應(yīng)計盈余管理調(diào)整之后的公司業(yè)績的影響。

(4)

同時，為檢驗信息披露質(zhì)量對公司業(yè)績影響中是否存在一個最優(yōu)信息披露點，在式(4)的基礎(chǔ)上加入DISC2項，基于分析得到式(5)：

(5)

在式(5)中，公司業(yè)績是信息披露質(zhì)量的二元回歸結(jié)果，最優(yōu)信息披露點可以通過信息披露質(zhì)量系數(shù)α1和α2來分析。

求出式(5)中TFP關(guān)于DISC的一階導(dǎo)數(shù)，令

可以得到α1+2α2DISC=0，因此，信息披露最優(yōu)點為：

(6)

由于信息披露變量不可能取負(fù)值，因此，最優(yōu)信息披露點必須大于等于0，這將會導(dǎo)致α1和α2的符號相反。

為檢驗獨立董事是否影響信息披露質(zhì)量和公司真實業(yè)績之間的關(guān)系，加入獨立董事比例IB、獨立董事比例與信息披露質(zhì)量的交叉項IB×DISC和IB×DISC2，得到式(7)：

(7)

同樣，求出式(7)中TFP關(guān)于DISC的一階導(dǎo)數(shù)，可以得到：

α1+2α2DISC+α4IB+α5IB×DISC=0

因此，信息披露最優(yōu)點為：

(8)

上述公式中，TFP用經(jīng)過應(yīng)計盈余管理調(diào)整后的ADROA和ADROE來衡量。i為第i家公司，t為年份，α0為截距項，α1～α9為對應(yīng)系數(shù)，εt為殘差項，其他變量如表1所示。

同時，我國《關(guān)于在上市公司建立獨立董事制度的指導(dǎo)意見》中指出，上市公司董事會成員中應(yīng)當(dāng)至少包括1/3比例的獨立董事，因此，本文將在后面考察獨立董事比例發(fā)生變化時，信息披露最優(yōu)點將會如何變化。

3 實證結(jié)果及分析

3.1 描述性統(tǒng)計

表2給出了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，公司業(yè)績ROA的均值為0.032 9，標(biāo)準(zhǔn)差為0.064 5，ROE的均值為0.067 4，標(biāo)準(zhǔn)差為0.134 8，經(jīng)應(yīng)計盈余管理調(diào)整后的ADROA均值為0.224 1，標(biāo)準(zhǔn)差為0.408 7，ADROE的均值為0.258 6，標(biāo)準(zhǔn)差為0.435 6。從均值可以看出，在使用應(yīng)計盈余管理調(diào)整公司業(yè)績之后，公司真實業(yè)績要好于調(diào)整之前的均值。信息披露質(zhì)量DISC的均值為0.593 4，表明我國上證和深證A股上市公司中有一半以上的公司披露其相關(guān)信息，信息披露質(zhì)量總體上仍處于較低水平，仍有待提高。獨立董事比例IB的均值為0.369 6，說明我國上市公司董事會中獨立董事比例雖然達(dá)到了2003年6月30日之前的強(qiáng)制要求，有所改善，但獨立董事制度的執(zhí)行并非完全有效。同時，Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗結(jié)果表明，各個變量的相關(guān)系數(shù)絕對值均小于0.5，意味著本研究所選變量之間不存在多重共線性問題。

表2 描述性統(tǒng)計Tab.2 Descriptive statistics

3.2 實證結(jié)果分析

3.2.1信息披露質(zhì)量與公司業(yè)績影響結(jié)果分析

表3列示了信息披露質(zhì)量對公司業(yè)績和真實業(yè)績的影響結(jié)果。其中，基于式(4)構(gòu)建模型1用于檢驗信息披露質(zhì)量對公司業(yè)績(ROA和ROE)的影響，基于式(5)構(gòu)建模型2用于檢驗信息披露質(zhì)量對公司真實業(yè)績(ADROA和ADROE)的影響；AR(1) 和AR(2) 分別表示一階和二階自回歸系數(shù)，Hansen-Jtest表示Hansen檢驗值，VIF表示共線性系數(shù)。

從表3中模型1的回歸結(jié)果來看，在使用應(yīng)計盈余管理對公司業(yè)績進(jìn)行調(diào)整之前，ROA和ROE均與信息披露質(zhì)量之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。從模型2的回歸結(jié)果來看，在加入DISC2之后，ADROA和ADROE均與信息披露質(zhì)量存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，其中ADROA與DISC2在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，ADROE雖與DISC2負(fù)相關(guān)但卻不顯著。這一結(jié)果表明，在使用應(yīng)計盈余管理對公司業(yè)績進(jìn)行調(diào)整后，DISC和DISC2的系數(shù)符號相反，說明信息披露質(zhì)量與公司業(yè)績之間并非呈現(xiàn)線性相關(guān)性，從而初步驗證了假設(shè)1的成立。在資本市場上，當(dāng)投資者不完全理性的情況下，存在最優(yōu)而非最大信息披露質(zhì)量，導(dǎo)致信息披露質(zhì)量的提高不一定帶來公司業(yè)績的不斷提升。

表3 信息披露質(zhì)量與公司業(yè)績和公司真實業(yè)績的回歸結(jié)果Tab.3 Regression results for information disclosure quality,corporate performance and corporate true performance

同時，從回歸結(jié)果中還發(fā)現(xiàn)，DISC和DISC2的回歸系數(shù)分別為1.448 3和-0.825 1，因此根據(jù)式(8)可以計算出最優(yōu)信息披露點DISC＊= -α1/2α2=-1.448 3/[2×(-0.825 1)]=87.77%。這一結(jié)果則表明，信息披露質(zhì)量的提高并非總是帶來公司業(yè)績的不斷提升，在使用應(yīng)計盈余管理對公司業(yè)績進(jìn)行調(diào)整后，存在一個最優(yōu)信息披露點為87.77%，在最優(yōu)點左邊，信息披露質(zhì)量的提高會帶來公司業(yè)績的不斷提升，而在達(dá)到這一最優(yōu)信息披露點之后，信息披露質(zhì)量的提高反而會造成公司業(yè)績下降。造成這一現(xiàn)象的原因在于，盡管信息披露制度要求的改變對公司所有者是有利的，但是同樣會帶來信息披露成本和其他間接成本的上升，而這些成本必然會影響所有者的投資收益。同時，由于高管更多關(guān)注職業(yè)聲譽(yù)，因此較高水平的企業(yè)信息披露不僅會促使他們通過盈余管理獲得一定的信息披露收益，而且隨著信息披露邊際成本的上升，信息披露質(zhì)量反而表現(xiàn)出不斷下降的趨勢。綜上所述，本研究的假設(shè)1得以驗證，即在使用應(yīng)計盈余管理對公司業(yè)績調(diào)整后，信息披露質(zhì)量與公司業(yè)績之間存在非線性相關(guān)關(guān)系，且存在一個最優(yōu)點，使其左右兩側(cè)公司真實業(yè)績分別以相反方向變化。圖1和圖2給出了經(jīng)過應(yīng)計盈余管理調(diào)整前后的信息披露質(zhì)量與公司業(yè)績之間的影響關(guān)系。

圖1 DISC與公司業(yè)績(ROA/ROE)Fig.1 DISC and corporate performance

圖2 DISC與公司真實業(yè)績(ADROA)Fig.2 DISC and corporate true performance

3.2.2獨立董事治理、信息披露質(zhì)量與公司業(yè)績

為進(jìn)一步考察獨立董事治理對信息披露質(zhì)量和公司業(yè)績之間關(guān)系的影響，本文在式(4)的基礎(chǔ)上構(gòu)建模型3用于檢驗在未加入IB和交叉項時獨立董事治理對信息披露質(zhì)量和公司業(yè)績之間關(guān)系的影響結(jié)果，在式(7)的基礎(chǔ)上構(gòu)建模型4用于檢驗在加入獨立董事比例IB以及交叉項IB×DISC和IB×DISC2后獨立董事治理對信息披露質(zhì)量和公司業(yè)績之間關(guān)系的影響結(jié)果。

回歸結(jié)果如表4所示。

表4 信息披露質(zhì)量、獨立董事與公司業(yè)績回歸結(jié)果Tab.4 Regression results for information disclosure quality, independent director and corporate performance

從表4回歸結(jié)果可以看出，在加入獨立董事比例之前，模型3中ADROA與DISC2之間在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，而在加入獨立董事比例之后，模型4中ADROA與DISC2之間在5%水平上顯著負(fù)相關(guān)，結(jié)果表明，獨立董事能夠顯著影響信息披露質(zhì)量與公司業(yè)績之間的關(guān)系，且隨著獨立董事比例的不斷提高，兩者之間的關(guān)系會不斷減弱。另外，獨立董事比例與信息披露質(zhì)量的交叉項IB×DISC2的系數(shù)為負(fù)，且在1%水平上顯著，表明隨著獨立董事比例的不斷提高，獨立董事對高管行為的監(jiān)督作用得到加強(qiáng)，信息披露質(zhì)量與公司業(yè)績之間的相關(guān)性得以減弱。因為獨立董事比例的提高會使高管的決策行為受到獨立董事的直接有效監(jiān)督，高管在制定決策行為時更加謹(jǐn)慎，為了減少其面臨的職業(yè)風(fēng)險，他們會及時披露更多公司信息從而達(dá)到最優(yōu)信息披露質(zhì)量進(jìn)而提高公司業(yè)績。這一結(jié)果驗證了假設(shè)2的成立，即在使用應(yīng)計盈余管理調(diào)整公司業(yè)績后，獨立董事比例的提高會顯著影響信息披露質(zhì)量與公司業(yè)績之間的相關(guān)性。

此外，ADROA和DISC2、IB×DISC2的系數(shù)分別為-0.792 5和-1.534 1，這一結(jié)果驗證了信息披露質(zhì)量和公司業(yè)績之間存在非線性關(guān)系假設(shè)的成立。同時，《關(guān)于在上市公司建立獨立董事制度的指導(dǎo)意見》中指出，上市公司董事會成員中應(yīng)當(dāng)至少包括1/3比例的獨立董事，因此，本文分別考察獨立董事比例發(fā)生變化時，最優(yōu)信息披露點將會呈現(xiàn)何種變化趨勢。這里分別對IB取值為0、1/3和1，并根據(jù)式(7)計算出所對應(yīng)的最優(yōu)信息披露點。

當(dāng)IB=0時，DISC＊= 92.16%；當(dāng)IB=1/3時，DISC＊= 75.38%；當(dāng)IB=1時，DISC＊= 65.13%。將以上三種計算結(jié)果繪制成圖3。

圖3 IB對DISC和ADROA的影響Fig.3 Effect of IB on DISC and ADROA

從表4和圖3的結(jié)果可以看出，在使用應(yīng)計盈余管理對公司業(yè)績進(jìn)行調(diào)整后，當(dāng)公司獨立董事比例為0(假定值)時，意味著獨立董事完全沒有發(fā)揮監(jiān)督作用，他們可能與高管達(dá)成“權(quán)力平衡”，造成公司高管可以完全自由裁定信息披露數(shù)量，在這一無效監(jiān)督機(jī)制下，獨立董事和信息披露的交互作用使得高管只能不斷地披露更多公司信息，以較高水平(92.16%)才能滿足投資者對信息的最優(yōu)化需求；而當(dāng)獨立董事比例為1(假定值)時，公司高管的任何行為都會受到獨立董事的嚴(yán)密監(jiān)督，這將增加高管的職業(yè)關(guān)注和風(fēng)險，由于他們沒有任何權(quán)力自由決定信息披露數(shù)量，而在這種完全有效的監(jiān)督機(jī)制下，獨立董事和信息披露的交互作用使得上市公司可以較低水平達(dá)到最優(yōu)程度(65.13%)，從而滿足股東和投資者的信息需求；當(dāng)獨立董事比例為1/3時，上市公司高管可以在獨立董事的監(jiān)督作用下，合理使用自己的權(quán)力發(fā)布公司信息，由于在這種監(jiān)督機(jī)制下，獨立董事的作用可能并沒有充分發(fā)揮，因此最優(yōu)化信息披露取決于高管的決策行為和董事會的監(jiān)督效力。

因此，隨著獨立董事比例的不斷增加，最優(yōu)信息披露點將會不斷降低，從而以較低的信息披露水平滿足投資者的信息需求。這意味著獨立董事的角色定位不是“權(quán)利均衡”，而是真正起到監(jiān)督作用，這與之前的推測一致，假設(shè)2得以驗證。原因在于，上市公司高管在披露信息時，由于受到董事會的監(jiān)督，不僅要權(quán)衡信息披露的效益和成本，而且還要考慮到自己的職業(yè)關(guān)注和風(fēng)險，同時由于投資者大都是有限理性的，他們會根據(jù)自己的需求能力來匹配信息需求量，因此，上市公司信息披露總是存在一個最優(yōu)點，在其左側(cè)，信息披露質(zhì)量的提高會顯著帶來公司業(yè)績提升，而一旦達(dá)到最優(yōu)點，信息披露的增加不僅會造成披露成本上升，而且會帶來公司業(yè)績降低。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

為驗證研究假設(shè)的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行如下穩(wěn)健性檢驗。

1) 信息披露質(zhì)量替代變量。本研究選取樣本中的深市A股上市公司作為研究對象，共計361家公司1 805個樣本，以深交所《上市公司信息披露工作考核辦法》為依據(jù)，從及時性、準(zhǔn)確性、完整性、合法性四個方面來考察上市公司的信息披露質(zhì)量，將信息披露結(jié)果分為四個等級：優(yōu)秀、良好、及格和不及格，如果考評結(jié)果為良好和優(yōu)秀，則DISC=1，否則DISC=0。

2) 內(nèi)生性問題。已有研究認(rèn)為，較高價值的企業(yè)更有動機(jī)參與下年度的自愿性信息披露，這樣做可以降低資金成本，并避免資本市場中“檸檬問題”帶來的價格折扣。為了減少此類內(nèi)生性問題對研究結(jié)論可能產(chǎn)生的影響，本研究首先對解釋變量進(jìn)行滯后一期的處理，以減少可能存在的內(nèi)生性問題。此外，崔學(xué)剛[20]以自愿性信息披露水平作為信息透明度的替代變量，認(rèn)為流通股比例越高，信息透明度越高；而杜瑩和劉立國[21]研究認(rèn)為，流通股比例與公司績效無相關(guān)關(guān)系?？梢钥闯?，流通股比例與公司真實業(yè)績不相關(guān)，而與信息披露相關(guān)，從而能夠滿足工具變量法對工具變量選取的條件。因此，本研究使用工具變量法選取流通股比例作為工具變量，并使用兩階段最小二乘法對原模型進(jìn)行估計。以上穩(wěn)健性結(jié)果與前面的結(jié)果基本相似，進(jìn)一步支持了研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

4 研究結(jié)論

本研究以2010-2015年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，在考慮應(yīng)計盈余管理對公司業(yè)績影響作用的基礎(chǔ)上，分析信息披露質(zhì)量對公司業(yè)績的影響關(guān)系，并進(jìn)一步探討?yīng)毩⒍轮卫韺烧哧P(guān)系的影響。研究結(jié)果表明：①在使用應(yīng)計盈余管理對公司業(yè)績進(jìn)行調(diào)整后，存在一個最優(yōu)信息披露點，在其左側(cè)信息披露質(zhì)量的增加會帶來公司業(yè)績的提高，而在其右側(cè)信息披露質(zhì)量的增加卻會導(dǎo)致公司業(yè)績的下降；②在使用應(yīng)計盈余管理對公司業(yè)績進(jìn)行調(diào)整后，獨立董事會顯著影響信息披露質(zhì)量與公司業(yè)績之間的相關(guān)性，獨立董事比例的提高會顯著降低最優(yōu)信息披露點。

本研究的結(jié)論不僅豐富了現(xiàn)有信息披露文獻(xiàn)的內(nèi)容，而且對上市公司信息披露制度的制定和執(zhí)行也具有一定的啟示意義。一方面要不斷完善上市公司信息披露規(guī)范和制度要求，另一方面也要防范由于上市公司信息披露混亂造成的市場機(jī)制紊亂現(xiàn)象。因此，上市公司應(yīng)該建立健全信息披露機(jī)制，充分發(fā)揮獨立董事的監(jiān)督作用，在保護(hù)投資者權(quán)益的同時提高公司市場價值。