上市公司会计信息披露质量的影响因素研究

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　　摘要：随着资本市场扩大与发展，会计信息披露质量问题越来越得到全世界的关注。本文以我国2014-2018年深圳证券交易所A股主板上市公司为研究样本，以深交所对上市公司的信息披露考评结果作为会计信息质量的代理变量，实证研究上市公司会计信息披露质量的影响因素。研究结果表明：上市公司股权制衡度、监事会规模与会计信息披露质量正相关;上市公司股权集中度、董事会会议次数与会计信息披露质量负相关;二职合一、董事会规模、独董比例与会计信息披露质量的关系并不显著。研究结论启示我国上市公司优化股权结构，合理设置监事会，科学进行内部分工，以完善公司治理结构，提高企业会计信息披露质量，促进企业的健康长远发展。
　　关键词：上市公司;信息披露质量;影响因素;分析
　　中图分类号：F276.6 文献标识码：A
　　0 引言
　　新《证券法》于2020年3月1日正式实施，在规范信息披露要求同时，加大了对违法违规行为的处罚力度;A股上市公司“3·15晚会”中，证监会“打假”涉嫌误导性陈述等信息披露违法违规企业，秀强股份、泰和科技等公司被立案调查，现阶段加强信息披露监管已演化为新趋势。作为市场资金供给方和需求方联系的桥梁，公司信息披露对有效资本市场运作至关重要，同时也是投资者进行投资决策和判断证券市场是否健康平稳运行的重要参考，一般要求所披露会计信息应当具有可靠性、真实性、及时性、重要性等特点。管理者和外部投资者之间信息不对称和代理冲突，阻碍资本市场内部资源的有效配置，提高信息披露质量能降低信息不对称和缓解代理冲突，优化资源配置效率[1]。上海新金融研究院理事长屠光绍在5月16日开展的“2020清华五道口全球金融论坛特别策划”上，也肯定了资本市场在促进实体经济发展过程中所起的重要作用，并进一步提出应当“加强信息披露，促进资本市场规范运作，使其更好发挥功能”。
　　随着市场不断完善与发展，公司治理问题在企业发展中扮演越来越重要的角色，公司治理结构影响会计信息披露透明度[2]，从股权结构和董事会特征这两个视角入手，更有助于厘清公司治理结构对会计信息披露质量的影响，完善公司治理结构，提高信息披露质量。
　　1 文献综述及假设提出
　　1.1股权集中度与会计信息披露质量
　　公司治理结构的完善程度对会计信息披露质量的高低有着不可忽视的影响，而股权结构作为公司治理的一个不可忽视的部分，厘清其与信息披露质量的关系十分重要[3]。当前国内外学者主要从股权集中度和股权制衡度两个角度，实证研究股权结构与信息披露质量的关系，其中“股权集中”更是被视为公司治理理论核心概念之一[4]。股权集中度代表企业的股权分布状态，不同于西方股权高度分散的现代公司制度，我国上市公司股权集中度较高[5]。黄新建和吴江[6]研究发现，股权集中度与盈余管理存在正向关系。股权集中度高的公司，股东和管理层联结进行盈余操纵的动机越大，不利于会计信息披露[7]。股权高度集中，加剧信息不对称程度，降低会计信息透明度[8]。根据理性人假设，股东追求自身利益最大化，股权集中度越高，大股东操纵粉饰会计信息的动机越强烈，降低会计信息披露质量。鉴于此，笔者提出如下假设：
　　H1：上市公司股权集中度与会计信息披露质量负相关
　　1.2股权制衡度与会计信息披露质量
　　公司股权制衡度越高，对大股东行为监督效果越好，越能抑制大股东自利动机下的利益侵占行为，提高会计信息披露质量[9]。提高公司股权制衡度，可以抑制“一股独大”现象，避免管理层做出不利于中小股东的决策，提高信息披露质量[10]。股权制衡在股东内部形成权力制约，提高对控股股东的约束，避免大股东独自控制企业决策，增强会计信息披露透明度。鉴于此，笔者提出如下假设：
　　H2：上市公司股权制衡度与会计信息披露质量正相关
　　1.3独立董事比例与会计信息披露质量
　　委托代理理论认为，股東与管理层利益出发点不一致，股东追求公司利益最大化，而管理层追求自身利益最大化，股东无法时刻监督管理层行为，这为管理层滋生投机取巧行为提供空间。同时，股东与管理层之间信息不对称，加剧管理层自利动机[11]。独立董事一般独立于公司经营，并且能够对公司事务做出独立判断。独立董事具有较高专业性、独立性和客观性，设置独立董事能降低代理成本，缓解代理冲突[12]。提高独董比例，能降低内部董事控制权[13]，抑制机会主义行为，增加信息披露透明度[14]。鉴于此，笔者提出如下假设：
　　H3：独立董事比例同会计信息披露质量正相关
　　1.4二职合一与会计信息披露质量
　　董事长是公司所有者，而CEO是公司管理者，董事长兼任CEO，导致所有者与管理者利益趋于一致，高管与股东联合动机更加强烈，降低会计信息披露水平[15]。董事长与CEO二职合一，扩展CEO权利，弱化董事会对管理层监督的同时降低董事会独立性[16]。二职合一公司的会计信息披露质量比二职分离的公司低[17]。鉴于此，笔者提出如下假设：
　　H4：二职合一同会计信息披露质量负相关
　　1.5董事会规模与会计信息披露质量
　　董事会不光是公司内部治理结构的重要组成部分，更是信息披露的重要决策机构，增加董事会人数能更好发挥其监督作用，控制和约束企业会计信息披露行为，增加会计信息透明度，提高会计信息披露质量[18]。陈燕[19]实证研究认为董事会规模越大信息传递效率越高，越能降低会计信息被粉饰修改概率，缓解信息不对称程度，提高信息透明度，此外董事会规模大的公司，人力资源优势突出，内部分工更明确合理，有利于会计信息质量的提高。Ghabayen等学者[20]实证研究发现公司董事会规模越大，会计信息披露质量越高。扩大公司董事会规模，能促进董事会科学合理决策，兼顾更多利益主体，缓解信息不对称和避免大股东控制董事会，提高信息披露质量。鉴于此，笔者提出如下假设： 　　H5：董事会规模同会计信息披露质量正相关
　　1.6监事会规模与会计信息披露质量
　　监事会是企業内部专门负责监督的机构，可以有效抑制管理层机会主义行为，企业存在问题时，它可以绕过董事会直接召开股东大会。监事会抑制企业为了向外传递良好信号对好消息及时披露对坏消息延迟披露的自利行为，增强会计信息披露透明度。扩大监事规模会能促进董事会发挥监督作用，增加会计信息披露客观性和全面性，提高会计信息质量[21]。鉴于此，笔者提出如下假设：
　　H6：监事会规模同会计信息披露质量正相关
　　1.7董事会会议次数与会计信息披露质量
　　董事会成员参加会议频率高，说明成员积极参与公司决策，对公司经营管理活动进行监督，召开会议次数多的董事会，其监管职能可以更好发挥作用[22]，促进企业内部沟通，提高会计信息披露质量。上市公司定期召开董事会，是公司健康运转的表现，说明董事会能够积极履行监督责任，及时了解公司的经营情况，有助于约束管理层的盈余管理行为，提高会计信息披露透明度[23]。鉴于此，笔者提出如下假设：
　　H7：董事会会议次数同会计信息披露质量正相关
　　2 模型与数据说明
　　2.1模型构建
　　本文根据被解释变量（AID）、解释变量（Shrcr4、Balance、Independent、Duality、BOS、BBS、Meeting）以及选取的控制变量（Size、Lev、Grow）构建以下回归模型：
　　其中，AID代表上市公司信息披露质量，借鉴陈云森学者[24]的做法，根据深交所出具的信息披露考评结果将A、B、C、D这四个等级分别赋值为4分、3分、2分、1分对信息披露质量进行量化;β0是回归方程常数项;β1-β10是各变量回归系数;是残差项。
　　2.2变量定义及说明
　　上市公司会计信息披露质量的影响因素模型变量说明，见表1。
　　2.3数据说明
　　数据取自国泰安数据库（CSMAR），剔除财务数值较为极端的ST和*ST公司，最终样本为我国深圳证券交易所A股主板上市公司2014-2018年1370条数据。采用stata14.0统计软件进行数据处理。
　　3 数据分析
　　3.1描述统计
　　描述统计，见表2。
　　AID均值为3.03，说明上市公司信息披露质量普遍较高，标准差为0.64，说明上市公司间信息披露质量存在较大差异。Shrcr4均值为54.81%，说明股权集中现象在上市公司普遍存在，且股权集中度偏高，标准差为15.22%，说明上市公司间股权集中度差异较大。Balance均值为0.11，说明上市公司存在股权制衡行为，股权制衡度较低，标准差为0.11，说明上市公司间股权制衡程度差异较小。Independent均值为0.37，说明上市公司独董比例平均为37%，标准差为0.06，说明上市公司间独立董事设置差异不大。Duality均值为0.17，说明上市公司CEO与董事长的两职合一比例低，标准差为0.38，说明上市公司间两职合一现象差异小。BOS最小值为4，最大值为18，说明上市公司董事会成员人数跨度较大。BBS最小值为2，最大值为15，说明上市公司监事会成员人数跨度较大。Meetig最小值为0，最大值为46，说明上市公司年度召开董事会会议次数跨度较大。Size均值为22.75，说明上市公司总资产平均为7591667727。Lev均值为0.52，说明上市公司负债率平均为0.52。Grow均值为1.94，说明上市公司营业收入增长率平均为1.94。
　　3.2相关性分析
　　变量间相关系数矩阵，见表3。
　　如表3所示，Shrcr4与AID相关系数为-0.089，在0.01水平下显著，说明上市公司股权集中度与会计信息披露质量负相关，初步验证假设H1。Balance与AID相关系数为0.167，在0.01水平下显著，说明上市公司股权制衡度与会计信息披露质量正相关，初步验证假设H2。BOS与AID相关系数为0.134，在0.01水平下显著，说明上市公司董事会规模与会计信息披露质量正相关，初步验证假设H5。BSS与AID相关系数为0.160，在0.01水平下显著，说明上市公司监事会规模与会计信息披露质量正相关，初步验证假设H6。除了Lev与Size相关系数为0.425外，其它变量间相关系数均低于0.425。计算模型的方差膨胀因子，Mean VIF=1.23，最大的VIF=1.49<10，可以接受，说明变量间不存在严重多重共线性，可以放在一个模型中。
　　3.3回归分析
　　模型回归结果，见表4。
　　表4显示，Shrcr4系数为-0.002，在0.1水平下显著，说明提高股权集中度会降低公司的会计信息披露透明度，验证了假设H1。Balance系数为0.866，在0.01水平下显著，说明提高公司股权制衡度能够提高会计信息披露质量，验证了假设H2。Independent回归系数不显著，说明提高独立董事比例不一定带来会计信息披露质量改变，假设H3未通过验证，可能是因为当前我国独立董事制度制定不完善，独立董事缺乏足够独立性和专业性。Duality系数不显著，说明上市公司董事长和CEO二职合一时，不一定会影响会计信息披露质量，假设H4未通过验证，可能是公司有较为成熟的内部监督机制，可以有效约束两职兼任高管的投机行为。BOS系数不显著，说明董事会成员数量不一定对计信息披露质量产生影响，假设H5未通过验证，可能是企业董事会成员不能及时承担责任，董事会职能没有得到有效发挥。BBS系数为0.037，在0.01水平下显著，说明增加董事会会议次数能提高上市公司会计信息披露质量，验证了假设H6。Meeting系数为-0.006，在0.05水平下显著，说明董事会会议召开次数越多，上市公司的会计信息披露质量越差，与假设H7相反，可能是因为董事会会议往往在公司陷入困难或面临重大决策时才召开，召开次数越多，说明公司面临的重大决策或难题越多，公司披露的会计信息披露质量低。 　　4 稳健检验
　　本文对深交所信息披露考核情况赋值，来衡量会计信息披露质量。为了进一步检验模型的稳健性，借鉴Bhattacharya[25]做法，用盈余激進度和盈余平滑度综合构造变量Tran代替AID，Tran越大，会计信息披露质量越差。检验结果与上述结论基本一致，不再赘述。
　　5 结论研究与政策建议
　　会计信息披露质量不仅是投资者进行决策参考的依据，还关系到国家证券市场的稳定和发展，理论界实务界对其关注度也逐步提高，本文通过对我国深圳证券交易所A股主板上市公司2014-2018年期间1370个样本数据进行实证研究，得到以下结论：提高股权集中度会降低会计信息披露质量;上市公司股权制衡度越高，会计信息披露质量越高;扩大监事会规模有助于提高会计信息披露质量;董事会会议次数同会计信息披露质量负相关。本研究丰富了会计信息披露质量的相关研究，对完善公司治理结构，提高企业会计信息披露质量具有一定借鉴和参考意义，有助于企业健康长远发展。
　　同时，借鉴上述实证研究结论，结合我国资本市场实际发展水平，笔者提出以下政策建议：一是优化股权结构，提高公司股权制衡度，避免“一股独大”。监督规范大股东行为，避免大股东独自控制企业决策，提高企业会计信息披露质量;二是适当扩大监事会规模，发挥人力资源优势，平衡内部分工。一定范围内增加监事会人数，充分发挥监督职能，降低信息不对称程度，提高会计信息透明度; 三是定期召开董事会会议。促进董事会成员积极履行监督责任，充分了解公司的经营情况，抑制管理层的自利行为，提高信息披露质量; 四是建立健全会计信息披露的规章制度，规范信息披露行为。严格企业信息披露的奖惩制度，加大市场监管，提高会计信息披露质量，促进资本市场健康平稳发展。
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