易湖停

(重慶安全技術(shù)職業(yè)學(xué)院，重慶 404120)

信息披露質(zhì)量影響著證券市場(chǎng)的有效運(yùn)行，企業(yè)信息披露質(zhì)量會(huì)影響投資者投資判斷，我國企業(yè)信息披露不規(guī)范、信息不透明也在一定程度上造成了目前證券市場(chǎng)的高換手率。很多企業(yè)為了避免信息泄露、股市波動(dòng)等，都只披露法律法規(guī)要求強(qiáng)制披露的信息內(nèi)容，而不愿意過多地披露公司內(nèi)部真實(shí)的信息。而組織績效是企業(yè)發(fā)展最為重要的要素之一，一般認(rèn)為信息披露質(zhì)量越高，投資者對(duì)于企業(yè)就越發(fā)信任，并且能夠較好地把握企業(yè)的動(dòng)向，會(huì)對(duì)企業(yè)融資造成影響。那么企業(yè)信息披露質(zhì)量會(huì)否對(duì)組織績效產(chǎn)生影響，會(huì)有何種影響呢?這是需要進(jìn)一步探討的。

一、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

信息披露質(zhì)量對(duì)組織績效的影響已經(jīng)引起了學(xué)者的研究，張宗新等研究發(fā)現(xiàn)信息披露質(zhì)量與上市公司的績效代理指標(biāo)具有顯著的正相關(guān)關(guān)系[1]，劉文軍、米莉利用2004~2006年深市上市公司數(shù)據(jù)，以深交所信息披露考評(píng)結(jié)果作為信息披露質(zhì)量的替代變量，以EPS作為公司績效的替代變量，發(fā)現(xiàn)上市公司信息披露質(zhì)量能顯著改善公司績效[2]。李翔和張光芝的研究指出上市公司信息披露質(zhì)量對(duì)其財(cái)務(wù)績效的影響是非線性的[3]。李少華、劉宏鵬基于全國性公募基金會(huì)討論了信息披露質(zhì)量對(duì)于組織績效的影響，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，全國性公募基金會(huì)信息披露質(zhì)量會(huì)顯著正向影響公眾支持度、籌資能力，且對(duì)于籌資能力有顯著的預(yù)測(cè)作用[4]。已有的研究大多以深交所信息披露考評(píng)結(jié)果作為信息披露質(zhì)量的替代變量，研究年度為2002~2013年，但是近年來的數(shù)據(jù)是否也支持已有的結(jié)論呢?絕大多數(shù)文獻(xiàn)都表明高質(zhì)量的信息披露能夠改善組織績效，故此本文提出假設(shè):

H:高質(zhì)量信息披露會(huì)對(duì)組織績效有正向的促進(jìn)作用。

二、研究設(shè)計(jì)與變量定義

(一)數(shù)據(jù)來源

本文基于2013年至2016年深圳證券交易所公布的上市公司信息披露質(zhì)量考評(píng)結(jié)果，以該考評(píng)結(jié)果作為上市公司信息披露質(zhì)量的代理變量，以總資產(chǎn)收益率作為組織績效的代理變量，研究企業(yè)信息披露對(duì)組織績效的影響。由于深交所2013年和2017年對(duì)《深圳證券交易所上市公司信息披露工作考核辦法》進(jìn)行了修訂，為了避免考核辦法的修改所產(chǎn)生的影響，故本文選擇2013~2016年作為初始研究年度，對(duì)數(shù)據(jù)做如下處理:①剔除金融行業(yè)；②剔除特殊處理(ST、*ST、SST等)的企業(yè)樣本；③剔除變量有缺失的樣本。最終得到6040個(gè)樣本。公司信息披露質(zhì)量考評(píng)結(jié)果來自深交所，其他數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

(2)回歸模型

本文參照張宗新等[1]、李翔和張光芝[3]、潘清泉和魯曉瑋[5]、高磊[6]的做法，建立如下多元回歸模型:

(三)變量定義

1.自變量

本文以企業(yè)信息披露質(zhì)量(IDQ)作為自變量，以深交所信息披露考評(píng)結(jié)果為替代變量。深交所根據(jù)各上市公司具體的信息披露考評(píng)質(zhì)量考評(píng)結(jié)果從高到低劃分為A、B、C、D四個(gè)等級(jí)，分別代表優(yōu)秀、良好、及格、不及格。本文參考馬林和周繼燕[7]的做法對(duì)考評(píng)結(jié)果進(jìn)行賦值，A賦值為4，B賦值為3，C賦值為2，D賦值為1。

2.因變量

在以往的研究中，用來衡量公司財(cái)務(wù)業(yè)績的指標(biāo)很多，比較常見的有總資產(chǎn)收益率(ROA)、凈資產(chǎn)收益率(ROE)和每股收益(EPS)，沒有明顯的差異性[3]。故在本文研究中采用總資產(chǎn)收益率(ROA)作為公司業(yè)績的評(píng)價(jià)指標(biāo)。

3.控制變量

本文選取企業(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Leverage)、企業(yè)成長性(Tobit’s Q)、企業(yè)上市年限(Age)、董事會(huì)規(guī)模(Dsize)、獨(dú)立董事比例(Indire)作為控制變量，并控制行業(yè)(Indusry)和年度(Year)啞變量。各變量定義見表1。

表1 變量定義

三、實(shí)證分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2 報(bào)告了變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，從結(jié)果可知，因變量總資產(chǎn)收益率平均值為0.043，最小值為-0.646，最大值為0.590，說明樣本企業(yè)績效呈現(xiàn)較大的跨度。自變量信息披露質(zhì)量的平均值為3.090，P25、中位數(shù)、P75都為3，說明2013~2016年度深交所上市公司整體信息披露質(zhì)量較高，絕大多數(shù)企業(yè)信息披露質(zhì)量達(dá)到了B級(jí)。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

(二)相關(guān)性分析

表3 報(bào)告了Pearson和Spearman相關(guān)系數(shù)。由表中可知，自變量信息披露質(zhì)量(IDQ)與因變量總資產(chǎn)收益率(ROA)在1%的水平上顯著，信息披露質(zhì)量對(duì)企業(yè)組織績效有正向促進(jìn)作用，初步驗(yàn)證了本文提出的假設(shè)。

表3 Pearson(Spearman)相關(guān)系數(shù)

(三)回歸分析

表4 報(bào)告了回歸結(jié)果，從結(jié)果可以看出，自變量信息披露質(zhì)量的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明信息披露質(zhì)量對(duì)企業(yè)組織績效具有顯著的正向促進(jìn)作用，支持了本文提出的假設(shè)。

表4 回歸結(jié)果

四、穩(wěn)定性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步確認(rèn)結(jié)果的有效性，本文還進(jìn)行了如下穩(wěn)定性檢驗(yàn):①剔除上市時(shí)間不足三年的企業(yè)，以避免公司剛上市導(dǎo)致的對(duì)公司業(yè)績和治理情況產(chǎn)生的影響；②選取凈資產(chǎn)收益率(ROE)作為企業(yè)績效的替代變量。回歸結(jié)果如表5所示。

表5 穩(wěn)定性檢驗(yàn)

以上穩(wěn)定性檢驗(yàn)均支持本文提出的假設(shè)，表明上市公司信息披露質(zhì)量對(duì)企業(yè)組織績效有顯著的正向促進(jìn)作用。

五、結(jié)論

本文基于2013~2016年深交所上市公司信息披露考評(píng)結(jié)果，研究了信息披露質(zhì)量對(duì)組織績效的影響，結(jié)果表明企業(yè)信息披露質(zhì)量對(duì)組織績效有顯著的正向促進(jìn)作用，在經(jīng)過穩(wěn)定性檢驗(yàn)后結(jié)論依然成立。本文在理論上豐富了信息披露質(zhì)量對(duì)組織績效的影響的實(shí)證文獻(xiàn)，在實(shí)踐上將信息披露與組織績效聯(lián)系起來，為上市公司提升企業(yè)績效提供了一條實(shí)證思路。