信息披露質量、雙重代理成本與公司績效

| 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，規范約束上市公司行為方面有著重要的意義。當前，我國上市公司財務舞弊和信息披露違規事件頻發，2020年中國證監會共查處57家上市公司信息披露違法行為，并將26起涉嫌財務舞弊的刑事案件移送公安機關。究其原因，大多數上市公司是將信息披露作為一種強制性義務，而不是作為企業向投資者展示公司價值的手段，過多地關注信息披露與公司成本之間的關聯而忽視信息披露對公司績效的積極影響?，F代企業大多是兩權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，引發受托人的逆向選擇和道德風險，從而導致代理成本增加，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，為公司的持續發展提供了良好的經營環境。因此，本文通過實證檢驗信息披露質量對公司績效的影響和內在作用機制有助于提高上市公司信息披露的主觀意識。

厘清信息披露質量對公司績效的影響以及雙重代理成本在其中發揮的作用，對于企業經營和資本市場的健康發展具有重要意義。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

（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，在兩權分離的制度下容易出現投資者與管理者間目標函數的偏離，而充分的信息披露是實現公司績效合理反應的最佳路徑。馬寧和孟衛東(2015)研究認為信息披露賦予投資者選擇權，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。目前國內外學者對于信息披露質量與公司績效兩者之間的研究成果較為豐富，除極少數學者認為由于“檸檬效應”的存在，信息透明度與企業價值之間呈負相關關系，絕大多數學者的研究表明信息披露質量與公司績效顯著正相關。朱紅軍和汪輝(2009)，肖土盛、宋順林和李路(2017)研究結果表明，公平的信息披露規則施行有助于緩解股價波動，促進公司穩健發展。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，有利于實現價值溢價。據此，本文提出如下假設1：

H1: 信息披露質量與公司績效顯著正相關，高質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生的根本原因，而緩解信息不對稱的關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實行內部監督，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)通過實證研究發現，企業主動提高信息披露質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)實證研究發現，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，從而約束大股東的侵權行為，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量得到有效緩解。基于此，本文提出如下假設2和3：

H2：提高信息披露質量可以降低第一類代理成本；

H3：提高信息披露質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)研究認為經營者通過披露公司真實的日常經營情況，從而降低經營者和股東之間的信息不對稱，股東可以對公司經營決策進行監督管理，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量對企業績效的影響以及具體的傳導機制，研究結果表明，代理成本在傳導過程中發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股上市公司數據進行實證研究，結果表明公司內控信息匯總指數可以在五個內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量影響公司績效的路徑中，兩類代理成本均起中介作用。據此，本文提出如下假設4和5：

H4：第一類代理成本在信息披露質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量與公司績效之間起中介作用。

綜合國內外已有的研究成果，目前學術界對于信息披露的研究內容較為全面，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量與公司績效的具體傳導機制。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量和企業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量與公司績效之間的中介效應，以期豐富現有的研究內容。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

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

表1 樣本公司行業分布

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

（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)，采用總資產收益率(凈利潤/總資產平均余額)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/營業收入)作為度量指標，比值越大，說明監管層在與股東的博弈中處于優勢地位，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模(其他應收款/總資產)作為度量指標，比值越大，第二類代理成本越高。

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

主要變量及相關說明如表2所示。

表2 變量說明

（三）模型構建與計量結果

參考學術界已有的關于公司績效的影響因素研究和溫忠麟(2014)提出的中介效應程序，本文構建如下模型：

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，μit為隨機誤差項，本文構建的模型如圖1所示。

圖1 研究模型

四、研究結果

（一）變量描述性統計

本文所涉及的各變量描述性統計結果如表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 變量描述性統計結果

（二）數據平穩性檢驗

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

（三）相關性分析

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

表5 各變量之間的相關性分析結果

（四）模型檢驗

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

表6 F檢驗、BP檢驗、Hausman檢驗結果

（五）回歸分析

模型的回歸分析結果如表7所示。模型(1)回歸結果顯示，IDQ的系數為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，信息披露質量越高，公司績效越好。信息披露質量能顯著改善公司績效，H1得到了驗證。模型(2)回歸結果顯示，IDQ的回歸系數不顯著，說明信息披露質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)回歸結果顯示，IDQ的系數為-0.0051，顯著為負，說明信息披露質量對第二類代理成本顯著負相關，H3得到驗證。模型(4)回歸結果顯示，AC1對ROA的回歸系數為-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。結果顯示，Sobel檢驗P值為0.0712，在10%的水平下顯著，說明中介效應存在，H4得到了驗證。Sobel檢驗中，IDQ對AC1的回歸系數為-0.0070，顯著為負，說明信息披露質量與第一類代理成本顯著負相關，假設2得到驗證。此外，Sobel檢驗結果顯示其間接效應占總效應的比例為3.6%，為部分中介效應。模型(5)回歸結果顯示， IDQ和AC2的系數分別為0.0260和-0.2101，均在1%的水平下顯著，直接效應c’=0.0260， b=-0.2101，說明第二類代理成本的中介效應存在，又因直接效應c’不為0，所以第二類代理成本發揮部分中介效應，其占總效應的比例為4%，H5得到驗證。

表7 回歸分析結果

（六）穩健性檢驗

本文采用更換被解釋變量的穩健性檢驗方法，采用凈資產收益率ROE(凈利潤/股東權益平均余額)作為公司績效的度量指標，穩健性檢驗結果如表8所示。表8的穩健性檢驗結果顯示，在替換被解釋變量后，主要研究變量的系數方向并未改變，系數大小與原回歸系數相比變化不大且顯著性較高。模型(1)回歸結果顯示，IDQ的系數在1%的水平下顯著為正，說明信息披露質量與公司績效正相關，與原結論一致。模型(2)回歸結果顯示，AC1的回歸系數不顯著，結合模型(4)的回歸結果，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存在，Sobel檢驗結果顯示中介效應占總效應的比例為4.3%，IDQ與AC1在1%的水平下顯著負相關。模型(3)回歸結果顯示，AC2的系數為-0.0051，顯著為負；模型(5)的回歸結果顯示，IDQ和AC2的系數分別為0.0564和-0.4174，均在1%的水平下顯著。結合模型(3)和(5)的回歸結果可知，第二類代理成本存在部分中介效應，中介效應占總效應的比例為3.6%。由此可見，穩健性檢驗的結果支持了前述模型的假設，再次證明本文實證研究結論是穩健的。

表8 穩健性檢驗結果

五、結論與建議

根據本文的研究，得到如下結論：(1)高質量的信息披露能提高公司績效。信息披露質量高的上市公司往往給投資者展現出財務穩健、公司發展前景良好的企業形象，從而有利于吸引投資者的關注，便于企業融資，以用于產品研發和其他發展需求。其次，高質量的信息披露有利于減少債權人對公司是否具有還款能力的擔憂，降低債權人期望報酬率，提高公司績效。(2)雙重代理成本均發揮部分中介效應。高質量的信息披露可以提供企業真實的財務和經營情況，從而減少委托人的監督支出和代理人的道德風險，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。

根據以上結論，本文提出如下政策建議：(1)完善信息披露監管體系。相關部門要建立一套統一科學的評價標準，確定信息披露監管職責，提高證券監督管理委員會的監督能力，強化自律性監管組織的監管職能，運用宏觀調控手段引導上市公司提高信息披露的質量。同時要充分發揮交易所的審查功能，提高監管質量，將信息披露違規行為扼殺在搖籃中。加大對中介機構的監管力度，加強對職業人員道德素養的培養，抵制造假行為，健全信息披露違規法律責任的追究制度，加大違規處罰力度。(2)優化公司治理結構。適當的激勵措施是緩解股東與管理層之間利益沖突的有效方法，企業可以采取如股權、期權激勵等政策，激發管理層積極性。此外，加強企業內部控制，明確股東與管理層雙方職責，實現權力在各主體之間的合理分配，達到相互制約的目的。此外，還可以引進機構投資者，機構投資者往往具有更高的專業素養和更理性的認知，其持股比例增加有利于加強對管理層的監督，從而降低代理成本。(3)完善中小股東權益保護機制。為避免大股東侵犯中小股東利益，企業在經營管理中要建立風險防范機制，提高董事會的獨立性，加強監事會制度的執行力，實現對大股東權力的制衡。有關當局要加強對上市公司的監督管理，完善公司其他應收款及關聯企業、關聯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，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、較低的費用對侵權人提起訴訟。