年報問詢函的一線持續監管效果研究

洪倩

【摘? 要】信息披露質量成為我國注冊制監管的基石，問詢函制度作為監管體系中的重要一環，其監管效果的深入、全面分析具有重大意義。論文通過證券交易所2015-2020年的年報問詢函數據，建立mlogit模型，分析年報問詢函持續改善公司信息披露質量。研究發現，問詢函能夠改善公司信息披露質量，但具有時滯性。論文豐富了問詢函的監管效果持續性等相關研究，首次提供了問詢函激勵公司外部法治治理的經驗證據，為交易所發揮一線監管作用及實現國務院提出的“進一步提高上市公司質量”要求助力。

【關鍵詞】年報問詢函；信息披露；監管效果；訴訟風險

【中圖分類號】F832.5 【文獻標志碼】A 【文章編號】1673-1069（2023）05-0056-03

1 引言

我國監管重心逐漸轉變為“以信息披露為中心”，資本市場高質量發展的基礎是健全的信息披露制度，因此披露的信息真實性和全面性一直是證券交易所等監管機構關注的重點問題。問詢函監管是信披質量監管體系中關鍵的一環，因此本文通過研究問詢函能否持續改善信息披露質量及其法治治理激勵作用來探討問詢函監管的有效性。雖然，國外的相關問詢函研究更為豐富[1-3]，國外意見函研究中使用文本分析法成為主流方法，如Ege等[4]、Kubick等[5]從員工信息解析視角、Agarwal等從否定語調角度、Liu和Moffitt[6]則從語言強度角度進行問詢函相關研究。但國外學者基于國外較為成熟的資本市場和法制環境進行研究，研究結論對不同國情、不同發展程度下的我國資本市場和法制環境并沒有太多現實價值，自然也不適用于我國。基于此，本文基于2015-2020年我國A股上市公司的年報問詢函數據進行實證研究。研究表明，問詢函監管能夠顯著改善公司信息披露質量，但具有時滯性；問詢監管持續性檢驗發現問詢函對信息披露質量的提升作用持續期僅有1年。

2 理論分析及研究假設

我國相關研究中，學者劉柏和盧家銳[7]、呂可夫等[8]、米莉等[9]、張俊生等[10]都指出滬深證交所發揮著資本市場監管體系中的一線監管作用，在獲取信息、相關專業知識和監管成本方面有獨特、先天優勢。另外，上市公司在公開問詢和答復的過程中，為消除市場的信任壁壘和潛在投資者的錨定效應，被問詢公司會在問詢后主動提高信息披露水平。從交易所和上市公司之間的信息溝通來看，雙方在問詢過程中會促進更多信息的交流和披露。

據此，本文提出假設1：年報問詢函能夠改善被問詢公司的信息披露質量。

基于假設1，本文將進一步檢驗如果年報問詢函能夠提升被問詢公司的信息披露質量，問詢函提升作用是否具有持續性。若證券交易所對上市公司公開問詢，根據信號傳遞理論，問詢信號會導致外部利益相關者對該公司產生信任危機，會對該公司施加外部壓力，公司會傾向于在未來若干年的公司年報中增加披露的真實性，緩解內外部壓力。

基于以上分析，本文提出假設2：年報問詢函對被問詢公司信息披露質量的改善作用具有持續性。

3 研究設計

3.1 樣本選取

鑒于兩大交易所在2014年年底開始公開披露問詢函相關信息，目前上海交易所官方網站中信息披露考評結果最早可追溯到2016年，因此本文選擇2015年至2020年的深市A股上市公司為研究樣本，并對樣本做如下處理：①刪除ST、*ST公司樣本；②刪除金融行業樣本；③刪除關鍵變量數據缺失的樣本。被解釋變量上市公司信息披露考評結果數據和解釋變量問詢函數據通過證券交易所官方網站進行手動收集，并通過巨潮資訊網進行相應補充，訴訟相關數據來源于RESSET數據庫，其余變量數據來源于CSMAR數據庫，此外，本文對連續變量進行上下1%的縮尾處理以排除干擾。

3.2 變量選擇

3.2.1 被解釋變量：信息披露質量

本文采用滬深證券交易所官方網站公布的每年企業信披考評結果作為評估其信披質量的指標。本文構建如下信息披露質量的改善分類變量（Change）、虛擬變量（Dquality）和結果分類變量（Quality）。

3.2.2 解釋變量

本文將問詢函啞變量（Cl）定義為被問詢公司當年收到第一封年報問詢函。本文設置了上年被問詢虛擬變量（Cl1），如果公司上年收到過問詢函，上年被問詢啞變量（Cl1）取1，反之取0。

3.2.3 控制變量

借鑒現有研究[11-14]，本文選擇以下控制變量：①本文加入控制變量Violated，當上市公司當年收到證監會、財政部、證券交易所等單位的處罰公告時，Violated為1，否則為0。②公司收到問詢函，說明公司日常經營方面可能存在一些問題，因此本文引入公司資產（Asset）、銷售增長率（Growth）、貨幣資金（Cash）、公司規模（Size）、現金持有水平（Cashlevel）、審計質量（Big4）。③考慮到公司治理方面可能存在的問題，控制了兩權合一（Dual）、股權集中度（Shrhfd5）、股權制衡（Equity）、獨立董事比例（Idr）。同時，加入年度虛擬變量和行業虛擬變量。

4 實證結果與分析

4.1 描述性統計

表1為變量描述性統計表。具體看，解釋變量Cl均值顯示6.3%的樣本會收到證券交易所的年報問詢函，信息披露質量改善變量Change和啞變量Dquality的均值分別為2.001和0.898，意味著樣本公司總體的信息披露質量尚可但沒有太大的改善情況。

4.2 相關性分析

本文對主要變量的相關性檢驗結果表明是否收到年報問詢函，與公司信息披露質量未來改善概率呈顯著正相關關系，與假設預期相一致。

4.3 回歸分析

4.3.1 問詢函與信息披露質量改善

選擇2015-2020年深市上市公司數據進行回歸，被解釋變量為信息披露質量變化分類變量Change，多項分類模型回歸系數和勝算比結果如表2所示。

通過回歸分析，能夠看出問詢函制度能夠改善上市公司未來信息披露水平，模型1和模型2的系數分別在10%和1%水平上顯著。在模型1和模型2中，Cl1的勝算比分別為1.66、2.353，表示在控制其他變量不變的前提下，相較于沒有受到問詢的企業，上期受到過問詢的企業當年信披水平保持不變的概率是質量降低概率的1.66倍，當年信披水平提高的概率是水平降低概率的2.353倍，概率分別高出66%和125.3%。當解釋變量為本期是否被交易所公開問詢函（Cl）時研究問詢函制度能否改善被問詢公司未來信披質量，回歸結果并不顯著，由此可以看出問詢監管具有時滯性，問詢對信息披露質量的改善需要一定的時間，公司在被公開問詢后會對其信息披露質量進行提升，但提升的效果需要一段時間才能夠體現出來，因此監管部門在考評披露質量時可將問詢監管效果的時滯性納入考慮范圍。

4.3.2 問詢函監管效果持續性

為了解公司信息披露質量在公開問詢前后一段時間內的變化情況，進一步確定問詢監管效果是否可以持續，本文對被解釋變量Change和Quality分別進行T檢驗，建立原假設：H0：diff=0，H1：diff≠0，即原假設為樣本均值未發生顯著變化，計算結果如表3所示。

結果表明：Change在被問詢樣本和未被問詢樣本的Sig.（2-tailed）等于0.000，按照p<0.05的水準，拒絕原假設；Quality在問詢前兩年和問詢當年、問詢前一年和問詢當年的T檢驗顯著性概率全部大于0.05，接受原假設H0，即信息披露質量得分在問詢前兩年和問詢當年之間樣本均值未發生顯著變化，在問詢前一年和問詢當年之間樣本均值也未發生顯著變化。而從回歸（3）（4）（5）的差異平均值T檢驗可以看出，當被解釋變量為Quality時，問詢前和問詢后、被問詢樣本和未被問詢樣本的Sig.（2-tailed）均等于0.000。

經過數據分析可以得出以下初步結論：①問詢前的信息披露質量與問詢當年無明顯差異，T值檢驗結果不顯著；②問詢前信息披露質量與問詢后有顯著差異，問詢前與問詢后的信息披露質量T值檢驗在1%的水平上顯著；③被問詢樣本的信息披露質量得分和信息披露質量變化與未被問詢樣本有顯著差異，被問詢樣本與未被問詢樣本的信息披露質量得分和信息披露質量變化的T值檢驗均在1%的水平上顯著。

4.3.3 穩健性檢驗

第一，增加控制變量。為驗證結論的穩健性，在原有控制變量的基礎上納入資產負債率（Lev）、經營收入凈現金含量（Cfo）、虧損（Loss）、凈利潤（Np），結果顯示問詢函系數大小略有變化，但在所有模型中仍顯著，可見結論具有穩健性。第二，擴充研究樣本。為進一步驗證實證結論在不同樣本中的穩健性，本文在深市A股上市公司的基礎上加入滬市的樣本，選取2016-2020年的公司相關數據進行無序分類模型回歸，發現回歸結果和深市A股上市公司單獨的回歸結果只有系數和odds的大小略有變化，結論具有穩健性。

5 結論與啟示

我國資本市場高質量發展的基礎是健全、完善的信息披露制度，因此證券交易所等監管部門一直重點關注上市公司披露的信息是否真實、完整。本文建立mlogit模型，分析問詢函對企業信息披露質量的作用。研究發現：問詢函能夠提高上市公司的信息披露質量，問詢函監管和處罰監管發揮監管合力，能夠起到精準、協同監管作用；問詢制度對信息披露質量的改善作用具有時滯性。本文對問詢監管效果等問題進行深入分析，拓展了問詢函監管制度、信息披露質量相關領域的研究。本文的結論對政府機構、中介機構以及上市公司都具有一定啟示，基于本文的研究結論，得到如下政策啟示：問詢函的監管雖然能夠提高上市公司的信息披露質量，但具有滯后性且監管持續性僅有一個會計年度，監管部門應持續關注曾被問詢的上市公司，重點監管這些公司的信息披露質量，并結合其他監管方式，建立多元化監管體系。

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