張夢蕓 程克群

（安徽農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽 合肥 230036）

近年來農(nóng)業(yè)上市公司的興起為我國農(nóng)業(yè)發(fā)展注入了動(dòng)力，但同時(shí)也存在很多問題，主要是自身發(fā)展不完善，各項(xiàng)規(guī)章制度不健全，公司治理環(huán)境不佳都使會計(jì)信息披露面臨種種難題，信息披露質(zhì)量低下。

西方發(fā)達(dá)國家歷來重視上市公司信息披露問題，早在20世紀(jì)90年代Healy的研究結(jié)果表明：信息披露能使資源得到有效配置，對投資者而言增加了公司內(nèi)部透明度［1］（P27～33）。我國農(nóng)業(yè)上市公司信息披露研究雖起步晚，但成果頗豐。研究結(jié)果表明：資本市場越規(guī)范，越有利于信息披露質(zhì)量水平提高；上市公司規(guī)模越大，管理者當(dāng)局進(jìn)行信息披露動(dòng)力越大［2］。

總體而言國外的研究比我國早，理論方面較成熟。早期主要以規(guī)范研究為主，近幾年有關(guān)會計(jì)信息披露質(zhì)量的實(shí)證研究有所增加，但主要側(cè)重某一方面，如股權(quán)集中度、董事會特征、外部治理環(huán)境等等，很少有人進(jìn)行全面研究，需要加強(qiáng)該方面工作。

一、實(shí)證分析

上市公司治理環(huán)境和公司特性與信息披露水平有千絲萬縷的聯(lián)系，但是否有影響、影響程度是否明顯不得而知，下面進(jìn)行實(shí)證研究。

（一）研究假設(shè)及變量選取

1.因變量

因變量為農(nóng)業(yè)上市公司會計(jì)信息披露質(zhì)量。結(jié)果分為兩檔。一檔：優(yōu)秀和良好，稱為信息披露質(zhì)量高；二檔：合格和不合格，稱為信息披露質(zhì)量低。

2.自變量

設(shè)為X1股權(quán)集中度，股權(quán)集中度越高，會計(jì)信息披露質(zhì)量越低；X2為管理者持股，管理者持股比例越高，會計(jì)信息披露質(zhì)量越低；X3為獨(dú)立董事比例，獨(dú)立董事比例增加，會計(jì)信息披露質(zhì)量提高；X4為董事會規(guī)模，董事會規(guī)模越大，會計(jì)信息披露水平越低；X5為董事長和總經(jīng)理兩職狀態(tài)，兩職分離，有助于提高會計(jì)信息披露質(zhì)量；X6為審計(jì)委員會，審計(jì)委員會的設(shè)立有助于提高會計(jì)信息披露質(zhì)量；X7為市場化進(jìn)程，數(shù)值越大表示市場化程度越高；X8為法律制度環(huán)境，數(shù)值越大表示法律制度環(huán)境越好；X9為政府干預(yù)程度，數(shù)值越大表示政府干預(yù)越少；X10為公司規(guī)模，公司規(guī)模與會計(jì)信息披露質(zhì)量成正相關(guān)；X11為財(cái)務(wù)杠桿，財(cái)務(wù)杠桿上升，會計(jì)信息披露水平提高；X12為盈利能力，盈利能力越強(qiáng)，會計(jì)信息披露質(zhì)量越高；X13為年度變量。

（二）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

選取2008至2011年深交所和上交所“誠信檔案”公布的34家農(nóng)業(yè)上市公司為樣本，遵循以下原則：一是2008年以前或當(dāng)年上市的A股農(nóng)業(yè)上市公司；二是剔除財(cái)務(wù)狀況異常以及數(shù)據(jù)不全公司。篩選后得到四年樣本公司的觀測值為134個(gè)，其中2008、2009、2010均為34個(gè)，2011年為32個(gè)。

除個(gè)別數(shù)據(jù)，樣本公司年報(bào)數(shù)據(jù)、財(cái)務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)及公司治理情況數(shù)據(jù)均來自深交所網(wǎng)站、上交所網(wǎng)站、中國證監(jiān)會網(wǎng)站等。政府干預(yù)、法律制度環(huán)境、市場化進(jìn)程指數(shù)數(shù)據(jù)來自樊綱《中國市場化指數(shù)——各省區(qū)市場化相對進(jìn)程2011年度報(bào)告》。信息披露考評數(shù)據(jù)來自巨潮資訊網(wǎng)“誠信檔案”。

（三）實(shí)證檢驗(yàn)和結(jié)果分析

1.相關(guān)性分析

為了檢驗(yàn)各變量之間是否存在多重共線性，筆者對各變量之間進(jìn)行了相關(guān)性檢驗(yàn)。從整體看來，信息披露質(zhì)量（Y）與各自變量有顯著相關(guān)性。具體見表1。

表1 各變量間的Pearson相關(guān)系數(shù)

從表1中可以看出，信息披露水平與股權(quán)集中度、政府干預(yù)程度、公司規(guī)模在5%置信水平上非常顯著；在1%的置信水平上與獨(dú)立董事比例、董事會規(guī)模、市場化進(jìn)程、法律制度環(huán)境、財(cái)務(wù)杠桿、盈利能力、年度變量顯著相關(guān)。這不僅表明文中的假設(shè)存在被驗(yàn)證的可能，也為多元回歸研究提供了線性基礎(chǔ)。其中，股權(quán)集中度、政府干預(yù)程度、盈利能力、年度變量、獨(dú)立董事比例、董事會規(guī)模、市場化進(jìn)程、法律制度環(huán)境、財(cái)務(wù)杠桿的實(shí)證結(jié)果這與假設(shè)一致；管理者持股、董事會和總經(jīng)理兩職狀態(tài)、審計(jì)委員會在1%和5%的置信水平上不顯著，且符號與預(yù)期相反。

同時(shí)發(fā)現(xiàn)，市場化進(jìn)程、法律制度環(huán)境、政府干預(yù)程度相關(guān)性系數(shù)較大，分別為 0.789、0.569、0.731，存在共線性可能，下面的回歸檢驗(yàn)以這三個(gè)變量為依據(jù)，建立模型。

2.多元回歸和檢驗(yàn)結(jié)果分析

Logistic回歸模型是對二分類因變量進(jìn)行回歸分析時(shí)常用的多元統(tǒng)計(jì)方法，采用二元Logistic分析，建立回歸模型，得出回歸結(jié)果，見表2。

表2 多元回歸效果

從3個(gè)回歸模型看，第一大股東持股比例在顯著性水平5%上顯著且系數(shù)為負(fù)；管理者持股比例與信息披露質(zhì)量不顯著，與假設(shè)不符，原因可能是：我國農(nóng)業(yè)上市公司管理層持股比例偏低，平均值為3.02%，不能產(chǎn)生有效的激勵(lì)作用；其次我國農(nóng)業(yè)上市公司股權(quán)較為集中，第一大股東持股比例平均值為37.23%，擁有實(shí)際控制權(quán)，管理層難以與其抗衡，也沒有動(dòng)力披露更多信息；獨(dú)立董事比例在顯著性水平1%上顯著且系數(shù)為正，與假設(shè)相符；董事會規(guī)模與農(nóng)業(yè)上市公司信息披露在1%水平上顯著且系數(shù)為正，與預(yù)期相反，可能是董事會中獨(dú)立董事比例較高，屬精干型董事會；董事長和總經(jīng)理兩職狀態(tài)與農(nóng)業(yè)上市公司信息披露質(zhì)量不顯著，與假設(shè)不符，可能因?yàn)槎麻L為實(shí)際控股股東，公司決策很大程度上受董事長職權(quán)施壓影響，兩職分離與否對信息披露質(zhì)量影響不大；審計(jì)委員會設(shè)立與否與農(nóng)業(yè)上市公司信息披露質(zhì)量不顯著，與假設(shè)不符，可能因?yàn)槲覈r(nóng)業(yè)上市公司起步較晚，審計(jì)委員會缺乏必要獨(dú)立性，形同虛設(shè)；X7、X8、X9存在多重共線性，放在一起分析，從回歸結(jié)果看與假設(shè)一致；公司規(guī)模與信息披露質(zhì)量在5%上顯著且系數(shù)為正，與假設(shè)相吻合；財(cái)務(wù)杠桿與信息披露質(zhì)量在1%水平上顯著且系數(shù)為負(fù)，與預(yù)期相反，可能是當(dāng)公司財(cái)務(wù)杠桿過高時(shí)，公司破產(chǎn)可能性增大，為避免產(chǎn)生投資者撤資等嚴(yán)重情況發(fā)生，管理者也許會故意隱瞞信息、減少披露；盈利能力與信息披露質(zhì)量在5%水平上顯著且系數(shù)為正，與假設(shè)相符；年度變量與信息披露質(zhì)量在5%水平上顯著且系數(shù)為正，與假設(shè)相符，即農(nóng)業(yè)上市公司信息披露質(zhì)量近幾年有所上升。

二、建議

通過以上研究，結(jié)合我國農(nóng)業(yè)上市公司現(xiàn)狀，提出以下幾點(diǎn)建議。

第一，提高管理者水平，增加其持股比例。我國農(nóng)業(yè)上市公司大多地處農(nóng)村，管理者專業(yè)知識水平和管理意識比較薄弱，再加上農(nóng)業(yè)上市公司普遍起步較晚，各方面發(fā)展不健全，管理者很難發(fā)揮自身職責(zé)。內(nèi)部管理機(jī)制不科學(xué)的弊端急需解決，同時(shí)需對管理層進(jìn)行相關(guān)培訓(xùn)，也可以從外部引進(jìn)人才幫助企業(yè)打造一個(gè)有效的管理團(tuán)隊(duì)，在此基礎(chǔ)上考慮增加管理者持股比例，使其有能力和實(shí)力起到相應(yīng)的抗衡作用，為農(nóng)業(yè)上市公司的會計(jì)信息披露質(zhì)量的提高起到關(guān)鍵作用。

第二，削減大股東持股比例，明確董事長和總經(jīng)理職權(quán)。目前我國農(nóng)業(yè)上市公司第一大股東持股比例普遍較高，平均值為37.23%，使得高級管理層無法對公司運(yùn)行各環(huán)節(jié)起到必要的監(jiān)督作用，因此大股東持股水平維持在合理范圍非常有必要。董事長和總經(jīng)理應(yīng)權(quán)責(zé)分明、相互監(jiān)督。合理的持股比例有利于董事長和總經(jīng)理發(fā)揮自身職責(zé)，有利于做出科學(xué)合理的決策，有利于信息披露水平提高。

第三，提高信息透明度，及時(shí)對外公布全面可靠會計(jì)信息。農(nóng)業(yè)上市公司信息披露質(zhì)量低的很大一部分原因是公司信息披露不透明，內(nèi)容不全面。及時(shí)對外進(jìn)行信息披露是提高農(nóng)業(yè)上市會計(jì)信息質(zhì)量最簡單有效的方法。然而由于農(nóng)業(yè)活動(dòng)的特殊性，信息披露在實(shí)際操作中確實(shí)存在許多無法克服的困難，這就尤其需要有關(guān)方面積極調(diào)研，加快建立一套切實(shí)可行、適用于農(nóng)業(yè)上市公司的信息披露準(zhǔn)則，使信息披露有理可依、有法可循，信息披露質(zhì)量更上一個(gè)新臺階。

［1］Lee.The information content of losses［J］.Journal of Accounting and Economics，1995（20）.

［2］江江.公司治理結(jié)構(gòu)對我國上市公司會計(jì)信息披露質(zhì)量的影響探討［D］.江西財(cái)經(jīng)大學(xué)，2010.