| 馬紅梅

一、引言

信息披露作為證券市場有序運行的重要保證，在保障投資者知情權(quán)，規(guī)范約束上市公司行為方面有著重要的意義。當前，我國上市公司財務(wù)舞弊和信息披露違規(guī)事件頻發(fā)，2020年中國證監(jiān)會共查處57家上市公司信息披露違法行為，并將26起涉嫌財務(wù)舞弊的刑事案件移送公安機關(guān)。究其原因，大多數(shù)上市公司是將信息披露作為一種強制性義務(wù)，而不是作為企業(yè)向投資者展示公司價值的手段，過多地關(guān)注信息披露與公司成本之間的關(guān)聯(lián)而忽視信息披露對公司績效的積極影響?，F(xiàn)代企業(yè)大多是兩權(quán)分離制度下建立的契約集合體，委托人與受托人信息不對稱，引發(fā)受托人的逆向選擇和道德風(fēng)險，從而導(dǎo)致代理成本增加，而信息披露透明度的提高則極大地緩解了信息不對稱問題，為公司的持續(xù)發(fā)展提供了良好的經(jīng)營環(huán)境。因此，本文通過實證檢驗信息披露質(zhì)量對公司績效的影響和內(nèi)在作用機制有助于提高上市公司信息披露的主觀意識。

厘清信息披露質(zhì)量對公司績效的影響以及雙重代理成本在其中發(fā)揮的作用，對于企業(yè)經(jīng)營和資本市場的健康發(fā)展具有重要意義。本文的研究成果能夠為我國上市公司改善公司績效提供政策建議，同時通過研究雙重代理成本的中介作用，為“兩權(quán)分離”體制下公司解決代理問題提供參考方向。

二、文獻綜述及理論假設(shè)

（一）信息披露與公司績效

Healy P M和Palepu K G(2001)研究認為公司作為一種契約的集合體，在兩權(quán)分離的制度下容易出現(xiàn)投資者與管理者間目標函數(shù)的偏離，而充分的信息披露是實現(xiàn)公司績效合理反應(yīng)的最佳路徑。馬寧和孟衛(wèi)東(2015)研究認為信息披露賦予投資者選擇權(quán)，通過對掌握的信息進行全方面比較，投資者可以對公司價值進行綜合評價，為投資決策提供有價值的信息。目前國內(nèi)外學(xué)者對于信息披露質(zhì)量與公司績效兩者之間的研究成果較為豐富，除極少數(shù)學(xué)者認為由于“檸檬效應(yīng)”的存在，信息透明度與企業(yè)價值之間呈負相關(guān)關(guān)系，絕大多數(shù)學(xué)者的研究表明信息披露質(zhì)量與公司績效顯著正相關(guān)。朱紅軍和汪輝(2009)，肖土盛、宋順林和李路(2017)研究結(jié)果表明，公平的信息披露規(guī)則施行有助于緩解股價波動，促進公司穩(wěn)健發(fā)展。Goh B W和D Li(2017)認為提高信息透明度能夠吸引外部投資者的關(guān)注，降低信息不對稱性，增加投資判斷的有效性。此外，Keith, W和Chauvin(1994)研究認為隨著信息披露質(zhì)量的提高，公司的市場地位得到鞏固，公司的聲譽進一步提升，有利于實現(xiàn)價值溢價。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)1：

H1: 信息披露質(zhì)量與公司績效顯著正相關(guān)，高質(zhì)量的信息披露有助于提高公司績效。

（二）信息披露與雙重代理成本

信息不對稱是兩類代理成本問題產(chǎn)生的根本原因，而緩解信息不對稱的關(guān)鍵在于信息充分披露。李蘭云、王宗浩和闞立娜(2019)研究認為股東可以通過信息披露對企業(yè)實行內(nèi)部監(jiān)督，從而制約管理層的自利行為，降低第一類代理成本；同時，提高信息披露能減少大股東謀求私利，做出損害公司和其他股東的行為，從而保障了中小股東的合法權(quán)益，降低第二類代理成本。李竹薇、劉森楠和李津津等(2019)通過實證研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)主動提高信息披露質(zhì)量有利于降低與投資者之間信息不對稱，從而減少代理成本。龔瑗瑋和任海云(2015)實證研究發(fā)現(xiàn)，充分的信息披露可以刺激中小股東增加投資，削弱大股東的話語權(quán)，從而約束大股東的侵權(quán)行為，起到了降低第二類代理成本的作用。楊霞(2014)以深市主板A股公司為樣本，實證研究表明，股東和經(jīng)理人、中小股東和大股東之間的信息不對稱問題可以通過提高信息披露質(zhì)量得到有效緩解?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O(shè)2和3：

H2：提高信息披露質(zhì)量可以降低第一類代理成本；

H3：提高信息披露質(zhì)量可以降低第二類代理成本。

（三）信息披露、雙重代理成本與公司績效

陳祖英、劉銀國和朱龍(2010)研究認為經(jīng)營者通過披露公司真實的日常經(jīng)營情況，從而降低經(jīng)營者和股東之間的信息不對稱，股東可以對公司經(jīng)營決策進行監(jiān)督管理，提高公司績效。張姍(2018)、常啟軍和蘇亞(2015)通過實證研究信息披露質(zhì)量對企業(yè)績效的影響以及具體的傳導(dǎo)機制，研究結(jié)果表明，代理成本在傳導(dǎo)過程中發(fā)揮著顯著的中介作用。何慶(2018)通過收集整理2013-2015年深交所主板A股上市公司數(shù)據(jù)進行實證研究，結(jié)果表明公司內(nèi)控信息匯總指數(shù)可以在五個內(nèi)控要素同時披露的前提下，通過代理成本影響公司績效。董夢瑋(2020)以中小板上市公司為研究對象，實證研究表明在信息披露質(zhì)量影響公司績效的路徑中，兩類代理成本均起中介作用。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)4和5：

H4：第一類代理成本在信息披露質(zhì)量與公司績效之間起中介作用；

H5：第二類代理成本在信息披露質(zhì)量與公司績效之間起中介作用。

綜合國內(nèi)外已有的研究成果，目前學(xué)術(shù)界對于信息披露的研究內(nèi)容較為全面，涵蓋了評價體系、實施效果等方面，對信息披露質(zhì)量與公司績效之間的研究較為豐富，但缺乏研究信息披露質(zhì)量與公司績效的具體傳導(dǎo)機制。常啟軍、何慶和張姍等在研究信息披露與公司績效的關(guān)系時引入代理成本這一中介變量，但只考慮了第一類代理成本。董夢瑋將兩類代理成本都納入了研究范圍，研究兩類代理成本在信息披露質(zhì)量和企業(yè)績效之間的中介作用，但在樣本的選取上只以中小板上市公司為研究對象。因此，本文在已有的研究基礎(chǔ)上將兩類代理問題納入，以深市A股上市公司為樣本，分別研究兩類代理成本在信息披露質(zhì)量與公司績效之間的中介效應(yīng)，以期豐富現(xiàn)有的研究內(nèi)容。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇深市A股上市公司2014-2020年的面板數(shù)據(jù)為研究樣本，考慮樣本數(shù)據(jù)可得性和連續(xù)性，確保實證研究結(jié)果的科學(xué)性，本文對研究樣本進行如下篩選處理：排除金融業(yè)公司，排除ST公司、＊ST公司和中途退市公司，排除數(shù)據(jù)嚴重缺失的公司，最終篩選出192個研究樣本。本文根據(jù)ICB行業(yè)分類標準對樣本公司進行分類統(tǒng)計，如表1所示。

表1 樣本公司行業(yè)分布

由表1可知，本文所選樣本公司分布廣泛，數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）和深圳證券交易所官網(wǎng)，采用Excel、Stata軟件進行數(shù)據(jù)處理。

（二）變量選取

1.被解釋變量。本文的被解釋變量為公司績效(ROA)，采用總資產(chǎn)收益率(凈利潤/總資產(chǎn)平均余額)作為度量指標，比值越高，公司盈利能力越強。

2.解釋變量。本文的解釋變量為信息披露質(zhì)量(IDQ)，采用深交所的信息披露考評作為衡量指標，信息披露質(zhì)量劃分為A、B、C、D四個等級，分別予以賦值4、3、2、1。

3.中介變量。第一類代理成本(AC1)：本文采用管理費用率(管理費用/營業(yè)收入)作為度量指標，比值越大，說明監(jiān)管層在與股東的博弈中處于優(yōu)勢地位，第一類代理成本越高。第二類代理成本(AC2)：本文參考魏志華、吳育輝和李常青的研究，采用股東資金占用規(guī)模(其他應(yīng)收款/總資產(chǎn))作為度量指標，比值越大，第二類代理成本越高。

4.控制變量。本文以公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率、成長性和管理層持股作為控制變量。公司規(guī)模采用公司期末資產(chǎn)總額的對數(shù)作為公司規(guī)模的度量指標，用LnSIZE表示；資產(chǎn)負債率選用期末總負債/期末總資產(chǎn)來衡量，用LEV表示；成長性選用營業(yè)收入增長率作為衡量指標，用GROWTH表示；管理層持股采用監(jiān)管層持股與公司總股本的比值來衡量，用MO來表示。

主要變量及相關(guān)說明如表2所示。

表2 變量說明

（三）模型構(gòu)建與計量結(jié)果

參考學(xué)術(shù)界已有的關(guān)于公司績效的影響因素研究和溫忠麟(2014)提出的中介效應(yīng)程序，本文構(gòu)建如下模型：

其中i表示第i個樣本公司，t表示第t年，control表示一組影響公司績效的控制變量，α0為待估系數(shù)，μit為隨機誤差項，本文構(gòu)建的模型如圖1所示。

圖1 研究模型

四、研究結(jié)果

（一）變量描述性統(tǒng)計

本文所涉及的各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果如表3所示。由表3可知，樣本公司盈利情況差異顯著，整體盈利能力有待提高；信息披露質(zhì)量雖相差較大，但整體水平良好；AC1和AC2的均值分別為0.1015和0.0193，說明相比于第二類代理成本，樣本公司的第一類代理成本普遍較高。

表3 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

（二）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

本文采用的是N=192，T=7的平衡短面板數(shù)據(jù)，故選擇HT檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示。由表4檢驗結(jié)果可知，變量序列均拒絕存在單位根的原假設(shè)，通過單位根檢驗，為平穩(wěn)序列。

（三）相關(guān)性分析

各變量的相關(guān)性檢驗結(jié)果如表5所示。由表5分析結(jié)果可知， IDQ與ROA之間的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.3501，據(jù)此可初步判斷信息披露質(zhì)量與公司績效正相關(guān)；IDQ與AC1、AC2之間的相關(guān)系數(shù)分別為-0.167和-0.2121，由此可初步判斷信息披露質(zhì)量與第一類代理成本和第二類代理成本負相關(guān)。本文變量之間的相關(guān)系數(shù)小于0.8，各變量之間不存在多重共線性。

表5 各變量之間的相關(guān)性分析結(jié)果

（四）模型檢驗

對于固定效應(yīng)、隨機效應(yīng)和混合效應(yīng)的選擇，本文依次進行F檢驗、BP檢驗和Hausman檢驗，結(jié)果如表6所示。表6檢驗結(jié)果顯示，5個模型的F檢驗和BP檢驗均拒絕原假設(shè)，表明不能采用混合效應(yīng)；進一步比較固定效應(yīng)與隨機效應(yīng)的回歸效果，5個模型的Hausman檢驗的P值均小于5%，拒絕了個體效應(yīng)與解釋變量無關(guān)的原假設(shè)，因此本文面板回歸采用固定效應(yīng)模型。

表6 F檢驗、BP檢驗、Hausman檢驗結(jié)果

（五）回歸分析

模型的回歸分析結(jié)果如表7所示。模型(1)回歸結(jié)果顯示，IDQ的系數(shù)為0.0270，在1%的水平下顯著為正，說明對深市A股上市公司而言，信息披露質(zhì)量越高，公司績效越好。信息披露質(zhì)量能顯著改善公司績效，H1得到了驗證。模型(2)回歸結(jié)果顯示，IDQ的回歸系數(shù)不顯著，說明信息披露質(zhì)量對第一類代理成本的影響不顯著，H2沒有得到驗證。模型(3)回歸結(jié)果顯示，IDQ的系數(shù)為-0.0051，顯著為負，說明信息披露質(zhì)量對第二類代理成本顯著負相關(guān)，H3得到驗證。模型(4)回歸結(jié)果顯示，AC1對ROA的回歸系數(shù)為-0.2899，在1%的水平下顯著，采用Sobel檢驗來判別第一類代理成本是否具有中介效應(yīng)。結(jié)果顯示，Sobel檢驗P值為0.0712，在10%的水平下顯著，說明中介效應(yīng)存在，H4得到了驗證。Sobel檢驗中，IDQ對AC1的回歸系數(shù)為-0.0070，顯著為負，說明信息披露質(zhì)量與第一類代理成本顯著負相關(guān)，假設(shè)2得到驗證。此外，Sobel檢驗結(jié)果顯示其間接效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為3.6%，為部分中介效應(yīng)。模型(5)回歸結(jié)果顯示， IDQ和AC2的系數(shù)分別為0.0260和-0.2101，均在1%的水平下顯著，直接效應(yīng)c’=0.0260， b=-0.2101，說明第二類代理成本的中介效應(yīng)存在，又因直接效應(yīng)c’不為0，所以第二類代理成本發(fā)揮部分中介效應(yīng)，其占總效應(yīng)的比例為4%，H5得到驗證。

表7 回歸分析結(jié)果

（六）穩(wěn)健性檢驗

本文采用更換被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗方法，采用凈資產(chǎn)收益率ROE(凈利潤/股東權(quán)益平均余額)作為公司績效的度量指標，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表8所示。表8的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果顯示，在替換被解釋變量后，主要研究變量的系數(shù)方向并未改變，系數(shù)大小與原回歸系數(shù)相比變化不大且顯著性較高。模型(1)回歸結(jié)果顯示，IDQ的系數(shù)在1%的水平下顯著為正，說明信息披露質(zhì)量與公司績效正相關(guān)，與原結(jié)論一致。模型(2)回歸結(jié)果顯示，AC1的回歸系數(shù)不顯著，結(jié)合模型(4)的回歸結(jié)果，可得ab=0，進一步進行Sobel檢驗，得到P值為0.0149，在5%的水平下顯著，故第一類代理成本的中介效應(yīng)存在，Sobel檢驗結(jié)果顯示中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為4.3%，IDQ與AC1在1%的水平下顯著負相關(guān)。模型(3)回歸結(jié)果顯示，AC2的系數(shù)為-0.0051，顯著為負；模型(5)的回歸結(jié)果顯示，IDQ和AC2的系數(shù)分別為0.0564和-0.4174，均在1%的水平下顯著。結(jié)合模型(3)和(5)的回歸結(jié)果可知，第二類代理成本存在部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為3.6%。由此可見，穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果支持了前述模型的假設(shè)，再次證明本文實證研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

表8 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

五、結(jié)論與建議

根據(jù)本文的研究，得到如下結(jié)論：(1)高質(zhì)量的信息披露能提高公司績效。信息披露質(zhì)量高的上市公司往往給投資者展現(xiàn)出財務(wù)穩(wěn)健、公司發(fā)展前景良好的企業(yè)形象，從而有利于吸引投資者的關(guān)注，便于企業(yè)融資，以用于產(chǎn)品研發(fā)和其他發(fā)展需求。其次，高質(zhì)量的信息披露有利于減少債權(quán)人對公司是否具有還款能力的擔(dān)憂，降低債權(quán)人期望報酬率，提高公司績效。(2)雙重代理成本均發(fā)揮部分中介效應(yīng)。高質(zhì)量的信息披露可以提供企業(yè)真實的財務(wù)和經(jīng)營情況，從而減少委托人的監(jiān)督支出和代理人的道德風(fēng)險，緩解信息不對稱問題，降低兩類代理成本，進而提高公司績效。

根據(jù)以上結(jié)論，本文提出如下政策建議：(1)完善信息披露監(jiān)管體系。相關(guān)部門要建立一套統(tǒng)一科學(xué)的評價標準，確定信息披露監(jiān)管職責(zé)，提高證券監(jiān)督管理委員會的監(jiān)督能力，強化自律性監(jiān)管組織的監(jiān)管職能，運用宏觀調(diào)控手段引導(dǎo)上市公司提高信息披露的質(zhì)量。同時要充分發(fā)揮交易所的審查功能，提高監(jiān)管質(zhì)量，將信息披露違規(guī)行為扼殺在搖籃中。加大對中介機構(gòu)的監(jiān)管力度，加強對職業(yè)人員道德素養(yǎng)的培養(yǎng)，抵制造假行為，健全信息披露違規(guī)法律責(zé)任的追究制度，加大違規(guī)處罰力度。(2)優(yōu)化公司治理結(jié)構(gòu)。適當?shù)募畲胧┦蔷徑夤蓶|與管理層之間利益沖突的有效方法，企業(yè)可以采取如股權(quán)、期權(quán)激勵等政策，激發(fā)管理層積極性。此外，加強企業(yè)內(nèi)部控制，明確股東與管理層雙方職責(zé)，實現(xiàn)權(quán)力在各主體之間的合理分配，達到相互制約的目的。此外，還可以引進機構(gòu)投資者，機構(gòu)投資者往往具有更高的專業(yè)素養(yǎng)和更理性的認知，其持股比例增加有利于加強對管理層的監(jiān)督，從而降低代理成本。(3)完善中小股東權(quán)益保護機制。為避免大股東侵犯中小股東利益，企業(yè)在經(jīng)營管理中要建立風(fēng)險防范機制，提高董事會的獨立性，加強監(jiān)事會制度的執(zhí)行力，實現(xiàn)對大股東權(quán)力的制衡。有關(guān)當局要加強對上市公司的監(jiān)督管理，完善公司其他應(yīng)收款及關(guān)聯(lián)企業(yè)、關(guān)聯(lián)交易等信息的披露制度，加大違法犯罪行為的處罰力度。賦予中小股東公司解散請求權(quán)，降低中小股東訴訟成本，當中小股東的利益受到侵占后，可以以較快的速度、較低的費用對侵權(quán)人提起訴訟。