會計信息質(zhì)量、社會責(zé)任與可持續(xù)發(fā)展能力

黃 平 韓玲玲

(安徽大學(xué) 商學(xué)院，安徽 合肥 230601)

作為企業(yè)管理層日常經(jīng)營決策和投資者選擇目標(biāo)公司進(jìn)行投資的重要依據(jù)，會計信息質(zhì)量一直以來受到實務(wù)界和學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。隨著政府對會計準(zhǔn)則體系的不斷完善和對資本市場監(jiān)管力度的加大，會計信息質(zhì)量得到不斷提高和完善。為此，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)外部層面的信用評級機(jī)構(gòu)及債券市場參與者會關(guān)注會計信息質(zhì)量[1]、機(jī)構(gòu)投資者持股能夠提高信息披露透明度[2],且在投資者保護(hù)較弱地區(qū)的上市公司更愿意提供高質(zhì)量會計信息[3]，企業(yè)內(nèi)部層面的內(nèi)部控制質(zhì)量[4]、會計穩(wěn)健性[5]能提升會計信息質(zhì)量,高管層面的CFO兼任董秘[6]、財務(wù)負(fù)責(zé)人的專業(yè)能力[7]、高管的縱向兼任[8]與會計信息質(zhì)量呈顯著正相關(guān)，此外高管的薪酬激勵也能對會計信息質(zhì)量起到激勵效應(yīng)[9]。對于會計信息質(zhì)量的經(jīng)濟(jì)后果，多數(shù)學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)會計信息質(zhì)量能夠降低企業(yè)權(quán)益資本成本[10]、提高公司投資效率[11]、優(yōu)化資本配置效率[12]等，然而在現(xiàn)有研究中，對會計信息質(zhì)量的關(guān)注多數(shù)集中于影響因素，缺乏會計信息質(zhì)量的經(jīng)濟(jì)后果研究。立足于企業(yè)長遠(yuǎn)的發(fā)展去研究會計信息質(zhì)量的經(jīng)濟(jì)后果，對于保持企業(yè)和我國資本市場的活力、提高企業(yè)會計信息質(zhì)量具有重要意義。

社會責(zé)任報告作為一種非財務(wù)信息，能夠提升企業(yè)的聲譽[13]、緩解企業(yè)的融資約束[14]、提高企業(yè)的財務(wù)績效[15]，進(jìn)而對企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生深遠(yuǎn)的影響。綜上所述，較少文獻(xiàn)研究會計信息質(zhì)量影響企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力，同時，綜合研究會計信息質(zhì)量、社會責(zé)任信息披露和企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的文獻(xiàn)更是少之又少。鑒于此，本文研究了會計信息質(zhì)量這一財務(wù)信息對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的影響，并檢驗了社會責(zé)任這一非財務(wù)信息在會計信息質(zhì)量對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力影響過程中所發(fā)揮的作用。本文可能的貢獻(xiàn)在于：第一，以企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力作為經(jīng)濟(jì)后果，豐富會計信息質(zhì)量經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)研究；第二，從企業(yè)財務(wù)信息和非財務(wù)信息這兩種不同角度進(jìn)行研究，擴(kuò)寬了企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的影響因素研究；第三，探究會計信息質(zhì)量對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力影響的作用機(jī)制和環(huán)境，增加了研究的深度。

一、理論分析與研究假設(shè)

(一)會計信息質(zhì)量與可持續(xù)發(fā)展能力

會計信息作為企業(yè)向外界傳遞信號的途徑之一，不僅能吸引投資者的關(guān)注，而且能提升企業(yè)的聲譽、增強企業(yè)的競爭力，是企業(yè)能夠可持續(xù)發(fā)展的保障。會計信息質(zhì)量對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的影響體現(xiàn)在以下三個方面：第一，根據(jù)信號傳遞理論，好的會計信息質(zhì)量能降低信息不對稱，從而降低因信息不對稱所帶來的融資成本，為企業(yè)創(chuàng)造一個相對寬松的融資環(huán)境，進(jìn)一步提高企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力。徐晟研究發(fā)現(xiàn)會計信息質(zhì)量能夠顯著降低股票交易當(dāng)中的流動性風(fēng)險溢價，經(jīng)由股票流動性的傳導(dǎo)來降低企業(yè)的權(quán)益資本成本，進(jìn)而實現(xiàn)企業(yè)價值最大化[10]。黎來芳等發(fā)現(xiàn)在貨幣政策趨緊時，民營企業(yè)的銀行貸款減少，但會計信息質(zhì)量較高的企業(yè)所受到的沖擊更小，說明會計信息質(zhì)量在上市公司當(dāng)中扮演著“保護(hù)傘”的角色，在融資困難時能緩解企業(yè)所面臨的融資約束[16]。第二，根據(jù)企業(yè)價值最大化理論，好的會計信息質(zhì)量能夠最大程度地實現(xiàn)企業(yè)價值最大化，從而提升企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力。陶雅發(fā)現(xiàn)企業(yè)會計信息透明度幫助債權(quán)人詳細(xì)了解企業(yè)的財務(wù)狀況，為債權(quán)人解除對企業(yè)還款能力的擔(dān)憂，有效防控企業(yè)經(jīng)營成本, 提升企業(yè)價值[17]。任春艷、趙景文研究發(fā)現(xiàn)，對于投資不足的上市公司，會計信息質(zhì)量與公司未來新增投資支出顯著正相關(guān)，即會計信息質(zhì)量的提高能夠促進(jìn)投資不足公司增加投資，從而緩解公司投資不足，進(jìn)一步實現(xiàn)企業(yè)價值最大化[18]。第三，根據(jù)委托代理理論，企業(yè)經(jīng)營權(quán)和所有權(quán)的分離使得經(jīng)營者和所有者之間的利益不一致。高質(zhì)量的會計信息有助于企業(yè)所有者加強對管理者的“逆向選擇”和“道德風(fēng)險”問題的監(jiān)督力度，從而緩解代理問題和降低代理成本，有利于增強企業(yè)的持續(xù)發(fā)展能力。盧闖和陳玲研究發(fā)現(xiàn)盈余質(zhì)量的高低顯著影響了債務(wù)的事前成本和事后成本，證實了會計信息的公司治理作用和債權(quán)人監(jiān)督的有效性[19]。由此看來，會計信息質(zhì)量能從降低企業(yè)的融資成本和代理成本、提升企業(yè)的價值等方面影響企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力，即會計信息質(zhì)量能顯著提升企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力。基于以上分析，本文提出假設(shè)H1：

H1：保持其他條件不變，會計信息質(zhì)量與可持續(xù)發(fā)展能力呈正相關(guān)關(guān)系。

(二)會計信息質(zhì)量、社會責(zé)任與可持續(xù)發(fā)展能力

社會責(zé)任信息披露作為企業(yè)向外界傳遞信號的另一種途徑，在企業(yè)發(fā)展的過程中能夠起到非常重要的作用。已有研究表明，社會責(zé)任信息披露能夠緩解企業(yè)的融資約束[20]、提升企業(yè)的聲譽[13]和經(jīng)營績效[15]，并且和企業(yè)內(nèi)部的會計信息質(zhì)量還會形成一定的替代效應(yīng)，社會責(zé)任信息的披露必然伴隨著會計信息治理功能的弱化[20]。在此情況下，社會責(zé)任信息披露會通過降低企業(yè)的融資成本、提高資源配置效率和提高企業(yè)財務(wù)績效等方面增強企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力，此時會計信息質(zhì)量對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的影響也會減弱。因此，本文預(yù)期會計信息質(zhì)量與社會責(zé)任信息披露之間會形成替代效應(yīng)，隨著企業(yè)社會責(zé)任信息的披露，會計信息質(zhì)量對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的促進(jìn)作用必然隨之降低，據(jù)此本文提出假設(shè)H2：

H2：保持其他條件不變，社會責(zé)任信息披露會弱化會計信息質(zhì)量與可持續(xù)發(fā)展能力之間的正相關(guān)關(guān)系。

本文的研究模型如圖 1 所示。

圖1 本文的研究模型

二、研究設(shè)計

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2010—2017年中國滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，刪除金融行業(yè)的公司、ST和*ST的公司以及財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的公司，最終得到10 058個有效觀測值。相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)來自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫，社會責(zé)任報告數(shù)據(jù)來自潤靈環(huán)球社會責(zé)任信息質(zhì)量評級(RKS)。鑒于極端值會影響回歸結(jié)果，對所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的winsorize處理。使用的回歸軟件是Stata15.0。

(二)模型設(shè)定與變量定義

本文涉及的研究模型如下，其中模型(1)對應(yīng)假設(shè)H1，檢驗會計信息質(zhì)量對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的影響；模型(2)對應(yīng)假設(shè)H2，進(jìn)一步檢驗社會責(zé)任報告的調(diào)節(jié)作用。

模型(1)中，被解釋變量SGR為可持續(xù)發(fā)展能力，解釋變量DA為會計信息質(zhì)量，用修正的Jones模型來計算可操控性應(yīng)計利潤(DA)，其數(shù)值越大表明會計信息質(zhì)量越差，數(shù)值越小表明會計信息質(zhì)量越好。若模型(1)的β1顯著為負(fù)，則表明會計信息質(zhì)量能夠提升企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力。模型(2)在模型(1)的基礎(chǔ)上加入了會計信息質(zhì)量與社會責(zé)任報告的交乘項DA×CSR，若模型(2)中的β3顯著為正，則表明社會責(zé)任信息披露會弱化會計信息質(zhì)量與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力之間的正相關(guān)關(guān)系。模型中各研究變量的詳細(xì)定義如下：

一是可持續(xù)發(fā)展能力。借鑒楊旭東等[21]的研究，采用范霍恩可持續(xù)增長模型來計算企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力。

二是會計信息質(zhì)量。借鑒邱昱芳等的研究[7]，采用修正的Jones模型計算可操控性應(yīng)計利潤(DA)來衡量會計信息質(zhì)量。具體的計算過程如模型(3)、模型(4)所示。

其中，NDA為總應(yīng)計利潤；A為資產(chǎn)總額；ΔREV為銷售收入變動額；ΔREC為應(yīng)收賬款變動額；PPE為固定資產(chǎn)原值；DA為可操控性應(yīng)計利潤，數(shù)值越大表明會計信息質(zhì)量越差，數(shù)值越小表明會計信息質(zhì)量越好。

三是社會責(zé)任信息披露。借鑒錢明等的研究[20]，社會責(zé)任信息披露為虛擬變量，若企業(yè)當(dāng)年發(fā)布了社會責(zé)任報告，則取值為1，否則為0。

四是控制變量。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)[22]，本文控制了公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、資產(chǎn)收益率、股權(quán)集中度、托賓Q值、企業(yè)風(fēng)險、企業(yè)成長能力、上市年限、年度虛擬變量和行業(yè)虛擬變量等因素。變量的具體定義如表1所示。

表1 研究變量的度量及計算方法

三、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

表2列示了主要研究變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。可持續(xù)發(fā)展能力(SGR)的平均值為0.048 6，最小值為-0.324 9，最大值為0.425 4，企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力的總體水平偏低，不同企業(yè)之間差異較大。會計信息質(zhì)量(DA)的最大值和最小值分別為-0.251 1和0.321 4，且標(biāo)準(zhǔn)差大于均值，反映出不同企業(yè)之間會計信息質(zhì)量存在較大的波動。社會責(zé)任信息披露(CSR)的均值為0.367 2，說明選擇披露社會責(zé)任信息的企業(yè)只占總樣本的36.72%，企業(yè)履行社會責(zé)任的情況有待提升。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

(二)多元回歸分析

1.會計信息質(zhì)量與可持續(xù)發(fā)展能力

在進(jìn)行回歸之前，對模型進(jìn)行了豪斯曼檢驗來確實是使用固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)，檢驗結(jié)果顯示Chi2=157.82，Prob>Chi2=0.000 0，結(jié)果表明應(yīng)該使用固定效應(yīng)?；貧w結(jié)果如表3所示，在第(1)列中，DA的系數(shù)為-0.034 3，在1%的水平上顯著為負(fù)(t=-3.612 2)，表明高的會計信息質(zhì)量顯著提升了企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力，驗證了本文的假設(shè)1。在控制變量方面，Lnsize的系數(shù)顯著為正，表明規(guī)模大的公司其可持續(xù)發(fā)展能力也較強；Lev的系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)保持在合適的財務(wù)杠桿水平上在一定程度上能提升企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力；HHI的系數(shù)顯著為正，表明股權(quán)集中度與可持續(xù)發(fā)展能力呈顯著的正相關(guān)關(guān)系；此外，Risk的系數(shù)顯著為負(fù)，說明企業(yè)風(fēng)險與可持續(xù)發(fā)展能力呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。最后，對各變量進(jìn)行了方差膨脹因子(VIF)檢驗，檢驗結(jié)果表明各個變量的VIF值都在合適的范圍之中，研究變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

表3 會計信息質(zhì)量與可持續(xù)發(fā)展能力

2.社會責(zé)任信息披露的調(diào)節(jié)作用

表4列示了社會責(zé)任信息披露在會計信息質(zhì)量與可持續(xù)發(fā)展能力之間如何發(fā)揮作用的多元回歸結(jié)果，對應(yīng)模型(2)。檢驗結(jié)果顯示，DA×CSR的系數(shù)為0.133 4，在1%的水平上顯著為正(t=6.483 0)，表明企業(yè)社會責(zé)任信息披露會削弱會計信息質(zhì)量對可持續(xù)發(fā)展能力的促進(jìn)作用，假設(shè)研究2得以支持。社會責(zé)任報告作為企業(yè)外界傳遞信息的途徑之一，能夠提升企業(yè)的聲譽和形象、減少信息不對稱來緩解融資約束，從而提升企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力，在一定程度上會和會計信息質(zhì)量產(chǎn)生替代效應(yīng)，抑制會計信息質(zhì)量對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的促進(jìn)作用。經(jīng)檢驗研究變量的方差膨脹因子(VIF)遠(yuǎn)小于10，各個變量之間不存在多重共線性問題。此外，各個控制變量的回歸結(jié)果與上文保持一致。

表4 會計信息質(zhì)量與可持續(xù)發(fā)展能力：社會責(zé)任信息披露的調(diào)節(jié)作用

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了增加研究結(jié)論的可靠性，對上述2個結(jié)論進(jìn)行了穩(wěn)健性測試。鑒于會計信息質(zhì)量有多種度量方式，本文使用基本的Jones模型、考慮無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)的擴(kuò)展瓊斯模型[23]這兩種方式計算可操控性應(yīng)計利潤來重新度量會計信息質(zhì)量，分別為DA1和DA2。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，如表5所示。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

通過上頁表5的檢驗結(jié)果可以看出，會計信息質(zhì)量和可持續(xù)發(fā)展能力之間在1%的水平上呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明會計信息質(zhì)量能夠顯著提升企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力，與上文研究假設(shè)1的結(jié)論保持一致。此外，會計信息質(zhì)量與社會責(zé)任信息披露的交乘項在1%的水平上顯著為正，表明社會責(zé)任信息披露會弱化會計信息質(zhì)量與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力之間的正相關(guān)關(guān)系，與上文研究假設(shè)2的結(jié)論保持一致，說明本文的研究結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。

四、進(jìn)一步檢驗：作用機(jī)制和作用環(huán)境

(一)融資約束的中介效應(yīng)

多數(shù)研究表明，提升會計信息質(zhì)量可降低信息不對稱，減少投資者搜尋信息的成本，由此可以降低由于逆向選擇產(chǎn)生的融資成本[24]，而當(dāng)企業(yè)面臨的融資約束較小時，企業(yè)將擁有較為寬松的資金環(huán)境，從而提升企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力。融資約束是否是會計信息質(zhì)量影響企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的中介因子，為了檢驗上述問題，本文用企業(yè)SA指數(shù)(SA指數(shù)=－0.737×Size+0.043×Size2－0.04×Age，其中Size為期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)，Age為企業(yè)年齡)絕對值的對數(shù)值來衡量融資約束(FC)，該指數(shù)越大表明融資約束程度越大。并構(gòu)建了如下三個模型來驗證融資約束的中介效應(yīng)：用模型(5)檢驗會計信息質(zhì)量對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的影響，若系數(shù)β1顯著，則可以用模型(6)來檢驗解釋變量(DA)對中介變量(FC)的影響；若系數(shù)α1顯著，則用模型(7)同時納入解釋變量(DA)和中介變量(FC)進(jìn)行分析；若系數(shù)γ2顯著且γ1不顯著，則為完全中介效應(yīng)；但若系數(shù)γ2和系數(shù)γ1均顯著，則為部分中介效應(yīng)；若系數(shù)γ2不顯著，則中介效應(yīng)不成立。

表6 會計信息質(zhì)量對可持續(xù)發(fā)展能力的影響：融資約束的中介效應(yīng)

回歸結(jié)果如表6所示，在第(1)列中，DA的系數(shù)為-0.034 3，在1%的水平上顯著；第(2)列中DA的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明好的會計信息質(zhì)量能夠緩解企業(yè)的融資約束，這與多數(shù)學(xué)者的研究結(jié)論相契合；第(3)列的DA的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，F(xiàn)C的系數(shù)在1%的水平上顯著為正。這說明融資約束在會計信息質(zhì)量與可持續(xù)發(fā)展能力之間起著部分中介作用，即會計信息質(zhì)量會通過緩解融資約束來提升企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能，Sobel檢驗結(jié)果顯示P值為0.001 1，遠(yuǎn)小于0.1，表明融資約束發(fā)揮了部分中介作用。即本文的結(jié)果驗證了融資約束的中介效應(yīng)。

(二)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)作用

考慮到我國上市公司中存在著國有企業(yè)和非國有企業(yè)這兩種產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)，那么產(chǎn)權(quán)性質(zhì)在會計信息質(zhì)量與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力之間會存在著怎樣的調(diào)節(jié)作用？為了檢驗產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對會計信息質(zhì)量與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，本文在模型(1)的基礎(chǔ)上加入產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe)與會計信息質(zhì)量(DA)的交乘項DA*Soe，構(gòu)建了如下的模型(8)：

模型(8)中的Soe產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為虛擬變量，當(dāng)樣本公司為非國有企業(yè)時，則賦值為1；為國有企業(yè)時，則賦值為0。其余控制變量與上文保持一致?；貧w結(jié)果如表7所示，在第(4)列中，交乘項的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，即在非國有企業(yè)中會計信息質(zhì)量對可持續(xù)發(fā)展能力的正向作用更明顯。為使回歸結(jié)果更加穩(wěn)健可靠，本文還按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進(jìn)行分組回歸，回歸結(jié)果報告于表7的第(2)列和第(3)列中，在非國有企業(yè)中，DA的系數(shù)為-0.052 2且在1%的水平上顯著；在國有企業(yè)中，DA的系數(shù)為-0.016 8但沒有通過顯著性檢驗。以上的檢驗結(jié)果表明，會計信息質(zhì)量對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的正向影響主要體現(xiàn)在非國有企業(yè)當(dāng)中。

表7 會計信息質(zhì)量對可持續(xù)發(fā)展能力的影響：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)作用

五、研究結(jié)論與啟示

本文以2010—2017年中國滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，實證檢驗了會計信息質(zhì)量對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的影響，并考察了社會責(zé)任信息披露在其中所發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明，會計信息質(zhì)量對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力具有顯著的正向影響，社會責(zé)任信息披露會弱化會計信息質(zhì)量對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的正向影響。進(jìn)一步的作用機(jī)制和作用環(huán)境檢驗表明，會計信息質(zhì)量能夠顯著緩解企業(yè)面臨的融資約束，進(jìn)而提升企業(yè)可持續(xù)發(fā)能力，同時，會計信息質(zhì)量對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的正向影響主要體現(xiàn)在非國有企業(yè)中。

綜合以上研究，本文提出以下兩點建議：第一，在激烈的市場競爭中，企業(yè)應(yīng)重視會計信息質(zhì)量對可持續(xù)發(fā)展能力的促進(jìn)作用。會計信息質(zhì)量有助于降低信息不對稱、緩解企業(yè)的融資約束，進(jìn)而提升企業(yè)價值，增強企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力。但總體來看整個資本市場的會計信息質(zhì)量還有待提高，因此，為發(fā)揮會計信息在企業(yè)中的治理功能，企業(yè)應(yīng)從增強會計人員的素質(zhì)、完善監(jiān)督體系、規(guī)范財務(wù)會計行為等方面去提高會計信息質(zhì)量，從而更好地促進(jìn)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的提升。第二，關(guān)注社會責(zé)任信息披露等非財務(wù)信息的潛在影響。相比較于披露社會責(zé)任信息的企業(yè)，未披露社會責(zé)任信息企業(yè)的會計信息質(zhì)量對可持續(xù)發(fā)展能力的促進(jìn)作用更為明顯。因此，未披露社會責(zé)任信息的企業(yè)更應(yīng)重視會計信息質(zhì)量對可持續(xù)發(fā)展能力的促進(jìn)作用。