財務報告問詢函、信息披露質量與企業費用粘性

云虹 王高婧 王皓左

【摘 要】 費用粘性關乎企業可持續發展與經濟高質量發展，但鮮有文獻從財務報告問詢函角度探究其對費用粘性的影響。選取2015—2021年A股上市公司為樣本，研究財務報告問詢函對企業費用粘性的監管效果及其潛在影響路徑。研究發現，財務報告問詢函能顯著降低企業費用粘性，且這一效果主要通過提升企業信息披露質量得以實現。進一步研究發現，財務報告問詢函對企業費用粘性的抑制作用在分析師關注度較低、機構投資者持股比例較低的企業中更為顯著。研究結論為強化交易所一線監管職能，降低企業費用粘性，提高企業核心競爭力提供了理論和實踐參考。

【關鍵詞】 財務報告問詢函； 信息披露質量； 費用粘性； 高質量發展； 合規經營

【中圖分類號】 F275；F832.5? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2024）08-0051-09

一、引言

黨的二十大報告明確提出高質量發展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務，推動供給側結構性改革是實現高質量發展的治本之策。當下，一方面，由于行業競爭激烈，一味采取創新產品或提升價格等方式已難以直接為企業產生高額收益。若要提升經濟效益，企業必須深化供給側結構性改革，從“節流”入手，嚴格把控成本費用支出。另一方面，隨著人工成本的上漲，資本市場的低成本優勢已退居次要地位，日益增加的成本費用也成為企業難以避免的現實問題。因此，降本增效不但成為企業新的利潤增長點，也能在一定程度上緩解企業用工成本高這一現實困境，進而有利于提升企業核心競爭力，實現自身高質量發展。可見，深入探討企業成本費用變化的成因及影響因素具有很強的現實意義。

現有研究指出，管理者的資源調整決策與企業作業量變化幅度并不呈現完全的線性關系。當外部市場環境波動時，由于契約問題或機會主義的存在，會導致企業產量下降時費用下調的幅度小于產量上升時費用上調的幅度，Anderson et al.[1]將這一現象概括為“費用粘性”。究其成因，現有文獻主要將其歸結于調整成本、管理者樂觀預期以及代理問題[2]，且研究表明提高信息透明度[3]、降低代理沖突[4]等均可有效降低費用粘性。監管問詢作為改善企業信息披露質量與公司治理的重要方式，是“創新監管方式”的重要表現。監管問詢制度實施后，證券交易所無需再對公司欲披露的財務報告做出“事前審核”，而是以財務報告問詢函的方式對其做出“事后問詢”。現雖有眾多學者對問詢函的治理效果展開了積極討論，但鮮有文獻將費用粘性納入研究范疇，這為本文的研究提供了契機。

因此，本文選取2015—2021年A股上市公司為研究樣本，從財務報告問詢函這一非行政處罰性監管手段切入，深入探討財務報告問詢函對費用粘性的監管效果及其潛在的影響路徑，以期為企業的健康發展和投資者的利益保護提供經驗借鑒。本文研究貢獻在于以下兩點：其一，豐富了監管政策經濟后果的研究。本文從費用粘性視角考察了財務報告問詢函的實施效果及作用機制，對強化交易所一線監管職能，降低企業費用粘性具有積極作用。其二，拓展了費用粘性影響因素的研究。不同于以往研究關注管理層過度自信、自由現金流量[5]及獨董網絡[4]等對費用粘性的影響，本文基于財務報告問詢函這一外部監管手段檢驗了非行政處罰監管下問詢函對費用粘性的治理效應，這對費用粘性的影響因素做出了有益補充，助力企業核心競爭力提升。

二、理論分析與研究假設

（一）財務報告問詢函與費用粘性

費用粘性直接反映企業資源配置效率[6]，且代理問題嚴重的企業中資源配置效率較低，費用粘性現象更為顯著[2]，這主要源于兩權分離制度下管理層極有可能憑借其信息優勢和決策優勢為謀求自身利益產生機會主義行為。如基于自由現金流假說[7]，管理層偏好在自由現金儲備充足時提前購置資源用于日后生產，但實踐證明該生產資源往往是非必要的；而當企業產量明顯下降、自由現金流緊縮時，管理層本該將已有部分資源進行合理整合、置換甚至變賣，但管理層出于利己動機選擇保留非必要資產，從而降低資源配置效率，導致成本并未隨產量下降而同步下降，即產生費用粘性現象。可見，管理層自利行為助長了企業費用粘性的滋生，而有效抑制管理層自利行為已成為抑制費用粘性的必要手段[5]。

財務報告問詢函作為證券交易所規范企業信息披露行為的重要手段，能將管理層欲模糊披露以實現其自身利益最大化的行為予以充分挖掘，提高管理層私利侵占難度[8]，緩解企業費用粘性。具體而言，財務報告問詢函會降低利益相關者對企業管理層的信任程度，管理層為維護自身聲譽會及時調整資源配置決策，嚴格控制企業成本費用支出，減少無效率資源冗余，進而優化資源配置效率，降低企業費用粘性。

基于此，本文提出假設1。

H1：財務報告問詢函能顯著降低企業費用粘性。

（二）信息披露質量的中介效應

在H1的基礎上，本文認為提高企業信息披露質量在財務報告問詢函降低企業費用粘性的路徑中發揮了中介效應，理由如下：

首先，財務報告問詢函提高了企業的信息披露質量，這主要是因為：第一，在收到財務報告問詢函后，為避免被進一步監管問詢、立案調查、行政處罰，企業會對被問詢內容進行充分披露，為外界公眾提供有關企業更為真實準確的信息[9]；第二，財務報告問詢函能引發其他外部治理主體如機構投資者、分析師等對企業的關注，有利于進一步挖掘企業的異質信息，督促企業完善信息披露制度，降低投資者與企業間的信息不對稱；第三，根據信號傳遞理論，交易所發出財務報告問詢函向外界釋放出風險預警信號[10]，這種信號會通過市場機制發揮作用。資本市場對問詢函收函公告呈現出負面反應[11-12]，被問詢增加了企業融資成本[13]，進而給管理層造成較大壓力，促使其對后續信息披露實施更為嚴格的監控標準，規范自身披露行為。

其次，信息披露質量的提高能夠有效抑制企業費用粘性[3]。一方面，提高信息披露質量有助于利益相關者準確識別和挖掘管理層的機會主義行為，加大管理層實施諸如在職消費等自利行為的難度，促進管理層合規經營，合理配置成本資源；另一方面，信息披露也有助于監管部門及時發現管理層的私利占有行為，提高管理層實施機會主義行為的成本和代價，管理層為規避監管成本，會優化資源配置決策，抑制企業費用粘性。

基于上述分析，本文認為財務報告問詢函能在被問詢企業中發揮震懾作用，促使企業向市場釋放更多異質信息，提升企業信息披露質量，進而促使企業及時調整資源配置決策，降低企業費用粘性。因此，本文提出假設2。

H2：信息披露質量在財務報告問詢函對費用粘性的影響中發揮中介作用。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

考慮到證券交易所自2015年公開披露財務報告問詢函數據，本文選取2015—2021年A股上市公司為研究樣本，并剔除金融業及存在數據缺失的樣本，最終獲取18 407個公司—年度觀測值。此外，為控制極端異常值的影響，對連續變量進行上下1%的縮尾處理。

本文所選取財務報告問詢函數據來自證券交易所官網“（信息）披露—監管信息公開”專欄，各省份GDP增長率數據來自RESSET數據庫，其他相關財務數據來自CSMAR數據庫。

（二）模型構建與變量定義

Ln expi，t=α0+α1Ln revi，t+α2Di，t×Ln revi，t+α3Di，t×

Ln revi，t×Wxhi，t（Wxhsumi，t）+α4Ln revi，t×Wxhi，t（Wxhsumi，t）+

α5Di，t×Ln revi，t×Aii，t+α6Ln revi，t×Aii，t+α7Di，t×Ln revi，t×Eii，t+α8Ln revi，t×Eii，t+α9Di，t×Ln revi，t×D2i，t+α10Di，t×

Ln revi，t×GDPi，t+α11Ln revi，t×GDPi，t+Controlsi，t+∑Ind+

∑Year+εi，t? ?（1）

Kvi，t=β0+β1Wxhi，t（Wxhsumi，t）+Controlsi，t+∑Ind+∑Year+

εi，t? ?（2）

Ln expi，t=φ0+φ1Ln revi，t+φ2Di，t×Ln revi，t+φ3Di，t×

Ln revi，t×Wxhi，t（Wxhsumi，t）+φ4Ln revi，t×Wxhi，t（Wxhsumi，t）+

φ5Di，t×Ln revi，t×Kvi，t+φ6Ln revi，t×Kvi，t+φ7Di，t×Ln revi，t×Aii，t+φ8Ln revi，t×Aii，t+φ9Di，t×Ln revi，t×Eii，t+φ10Ln revi，t×Eii，t+φ11Di，t×Ln revi，t×D2i，t+φ12Di，t×Ln revi，t×GDPi，t+

φ13Ln revi，t×GDPi，t+Controlsi，t+∑Ind+∑Year+εi，t （3）

為驗證前文假設，本文參照Anderson et al.[1]和江偉等[14]構建模型，其中，模型1驗證財務報告問詢函對費用粘性的治理效果，模型2與模型3則用于檢驗信息披露質量的中介效應。模型中各變量定義如下：

1.被解釋變量

Ln exp為費用變動，沿用Anderson et al.[1]的做法，選取當年銷管費用的自然對數減去上一年銷管費用的自然對數表示。

2.解釋變量

本文的解釋變量采用兩種度量指標。其一，Wxh為是否收到財務報告問詢函的虛擬變量，借鑒陳運森等[9]的做法，當企業t年收到財務報告問詢函時取值為1，否則為0；其二，借鑒陳碩等[15]的做法，將Wxhsum定義為企業t年收到的財務報告問詢函總數。Ln rev為收入變動，沿用Anderson et al.[1]的做法，以當年營業收入的自然對數減去上一年營業收入的自然對數表示。D為收入是否下降的虛擬變量，若收入較上年上升，D取值為0，則α1表示收入上升1單位時的費用上調幅度；若下降，D取值為1，則（α1+α2）表示收入下降1單位時的費用下調幅度，因此，若α2＜0，則費用粘性存在。考慮財務報告問詢函影響后，α4為收函企業與未收函企業間費用上升幅度差值，（α3+α4）為費用下降幅度差值，若α3＞0，則表明與未收函企業相比，收函企業收入下降時費用下降的幅度更大，即收函企業的費用粘性更低。因此，本文預期α3應顯著為正。

3.中介變量

以信息披露質量（Kv）為中介變量，借鑒Kim et al.[16]和周開國等[17]的做法，以Kv指數衡量。構造Kv指數的模型如下：

式中Pt和Pt-1分別是第t日和第t-1日的股票收盤價，Volt和Vol0分別是第t日的交易股數及研究期間所有交易日的平均日交易股數。以對每家企業采用普通最小二乘法得到的λ值構建Kv指數（不考慮λ為負），λ越小說明信息披露越充分，因此Kv值越高則信息披露質量越差。

4.控制變量

借鑒Anderson et al. [1]、萬壽義等[18]和謝獲寶等[19]的做法，構建資產密集度（Ai）、員工密集度（Ei）、收入是否連續兩年下降（D2）、宏觀經濟增長率（GDP）4個經濟控制變量及企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、總資產報酬率（Roa）、前十大股東持股比例（Top10）、獨董比例（Indep）、管理層持股比例（Mshare）6個普通控制變量。此外，控制行業（Ind）和年份（Year）固定效應。

變量定義如表1所示。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

本文的描述性統計結果如表2所示。由表2可知，Ln exp與Ln rev的中位數分別為0.054與0.090，說明多數企業費用與收入均逐年上升；且中位數與均值十分接近，說明數據分布較為均勻；最小值分別為-0.765與-1.060，最大值分別為1.067與1.439，表明不同企業間存在顯著差異。Wxh的均值為0.130，說明在樣本期間內收到財務報告問詢函的觀測值約為總體的13%。Wxhsum的均值為0.143，與Wxh的均值差異較小，說明在樣本期間內多數企業當年只收到一份財務報告問詢函。Kv的均值為0.106，中位數為0.058，表明大多數企業信息披露質量較高。其他變量的描述性統計結果與現有研究基本保持一致。

（二）回歸結果分析

1.財務報告問詢函與費用粘性

表3報告了模型1的回歸結果。由列（1）可知，D×Ln rev的回歸系數在1%水平上顯著為負，表明收入上升時費用增加的幅度大于收入下降時費用減少的幅度，由此說明本文所選樣本均存在顯著的費用粘性。列（2）、列（3）為引入財務報告問詢函相關變量的回歸結果，考慮財務報告問詢函的潛在影響后，Ln rev與D×Ln rev的系數符號均保持不變，且D×Ln rev×Wxh與D×Ln rev×Wxhsum的回歸系數均在1%水平上顯著為正，表明與未收函企業相比，收函企業收入下降時費用下降的幅度更大，即收函企業的費用粘性更低，驗證了H1。進一步加入控制變量的回歸結果如列（4）、列（5）所示，可以看出解釋變量回歸系數分別為0.284與0.268，且依然在1%水平上顯著，說明企業收到財務報告問詢函可以顯著降低自身費用粘性，且當企業在一年內收函次數越多時，其費用粘性越低。

2.信息披露質量的中介效應

模型2的回歸結果如表4所示。列（1）、列（2）為未加入控制變量的回歸結果，結果表明Wxh與Wxhsum的回歸系數均在1%水平上顯著為負，說明財務報告問詢函能夠提高企業信息披露質量。進一步引入控制變量的回歸結果如列（3）、列（4）所示，可以看出回歸系數分別為-0.025與-0.020，且依然在1%水平顯著，表明企業收到財務報告問詢函可以顯著提升自身信息披露質量，且當企業在一年內收函次數越多時，其信息披露質量越高。

表5報告了模型3的回歸結果。列（1）、列（2）為未加入控制變量的回歸結果，回歸結果表明D×Ln rev×Wxh與D×Ln rev×Wxhsum的回歸系數均在1%水平上顯著為正，且D×Ln rev×Kv的回歸系數在1%水平顯著為負，表明收到財務報告問詢函及提升信息披露質量均可以顯著抑制企業費用粘性。進一步加入控制變量的回歸結果如列（3）、列（4）所示，可以看出回歸系數依然在1%水平顯著。模型1至模型3的回歸結果充分表明信息披露質量為財務報告問詢函與企業費用粘性之間的部分中介變量，即財務報告問詢函既可以直接降低企業費用粘性，也可以通過提高信息披露質量進而達到降低企業費用粘性的目的。

（三）穩健性檢驗

1.替換解釋變量

參考陳運森等[9]，首先，將解釋變量重新定義為企業t年收到的財務報告問詢函總數加1再取對數（Ln wxhsum）；其次考慮到年報問詢函在財務報告問詢函中占比最大，將財務報告問詢函細化為年報問詢函（Nwxh、Nwxhsum和Ln nwxhsum），替換解釋變量的回歸結果如表6所示。由表6可知，回歸系數均在1%水平顯著，進一步支持了H1。

2.公司固定效應回歸

為緩解遺漏變量對前文回歸結果的潛在影響，在模型1基礎上進一步控制企業固定效應進行回歸，回歸結果如表7所示。由表7可知，主要解釋變量回歸系數顯著性與正負情況均與前文保持一致，表明H1依然成立。

3.基于PSM的檢驗

考慮到前文研究結論可能由企業間固有差異導致，為降低收函企業和未收函企業間自身特征差異，緩解樣本自選擇所產生的內生性問題，本文參照Cassell et al.[20]、陳運森等[9]選取賬面市值比（Bm）、市值自然對數（Mv）、是否為國內十大審計（Big10）、營業收入增長率（Growth）、是否存在內控缺陷（Icweak）、是否發生會計師事務所變更（Change）、流動比率（Current）、是否發生財務重述（Restate）和審計業務復雜度（Complexity）進行傾向得分1 1最近鄰匹配，匹配后樣本回歸結果如表7所示。由表7可知，主要解釋變量回歸系數顯著性及正負情況與前文保持一致，表明前文實證結果依然穩健。

4.工具變量法

由于企業費用粘性較高，資源配置效率較低，往往容易成為證券交易所監管問詢的對象，因此本文采用工具變量法以緩解雙向因果問題。參考李勝楠等[21]的研究，本文選取同年度本行業收到財務報告問詢函的企業占比作為工具變量，進行兩階段最小二乘回歸，回歸結果如表8所示。由表8可知，回歸系數在1%水平顯著為正，表明H1依然成立。

五、進一步研究

從前文實證結果中可以得出，財務報告問詢函能顯著降低企業費用粘性。考慮到市場對財務報告問詢函的關注度較高，容易吸引分析師和機構投資者對企業進行更加深入的信息挖掘[22]，因此本文進一步從分析師和機構投資者角度探討其他外部監督主體對財務報告問詢函與費用粘性之間關系的影響。

（一）分析師關注度異質性分析

分析師會對企業財務報告等信息進行解讀，并以分析師報告等方式向利益相關者傳遞信息，這在一定程度上有助于加大對企業管理層的監督力度，壓縮管理層自由裁量空間，從而抑制企業費用粘性。分析師關注度越高，管理層隱藏負面消息的難度越大，進而有利于管理層減少自身私利侵占行為[23]，抑制費用粘性發生。因此，本文預期財務報告問詢函與分析師關注在抑制企業費用粘性方面存在替代效應，即財務報告問詢函的治理效果在分析師關注度較低的企業中更加顯著。對此，本文以三分位數為標準將分析師關注度劃分為高低兩組，回歸結果如表9所示。由表9可知，回歸系數在分析師關注度較低的子樣本中顯著而在關注度較高的子樣本中不顯著，且這一結果通過了組間差異性檢驗，可見財務報告問詢函對費用粘性的抑制作用在分析師關注度較低的企業中更為顯著。

（二）機構投資者持股比例異質性分析

機構投資者專業知識更豐富，更容易發現與挖掘信息，因此機構投資者有更強的意愿和能力約束管理層自利行為[24]，以積極參與企業治理等方式改善治理水平。隨著持股比例不斷增大，機構投資者更有意愿積極參與公司治理，有利于更好地監督管理層[25]。因此，本文預期財務報告問詢函與機構投資者間存在替代效應，即財務報告問詢函的治理效果在機構投資者持股比例較低的企業中更加顯著。同樣的，本文以三分位數為標準將持股比例劃分為高低兩組，回歸結果如表9所示。由表9可知，回歸系數在持股比例較低的子樣本中顯著而在持股比例較高的子樣本中不顯著，經組間差異檢驗，這一結論依然成立，即財務報告問詢函對費用粘性的抑制作用在機構投資者持股比例較低的企業中更為顯著。

六、結論與啟示

本文探討了財務報告問詢函對企業費用粘性的影響，研究表明財務報告問詢函能顯著降低企業費用粘性，且這一路徑可以通過提升企業信息披露質量得以實現。采取多種方法進行穩健性檢驗，本文研究結論依然成立。進一步研究發現，財務報告問詢函對企業費用粘性的抑制作用在分析師關注度較低、機構投資者持股比例較低的企業更為顯著。基于上述研究結論，本文得到如下啟示：（1）證券交易所應當深化監管問詢制度，加大對信息披露不規范及消極回函企業的監管問詢力度及廣度，督促企業提高自身信息披露質量，助力企業提升競爭力，促進企業高質量發展。（2）證券交易所可以及時關注分析師報告及機構投資者持股比例變動，充分發揮協同治理作用，共同改善企業外部治理環境，提高對企業經營的監督管理，促進資本市場可持續發展。（3）企業應當逐步完善內部治理機制，加大監督約束力度，將資源配置效率納入考核體系，減小管理者自由裁量空間，約束管理層私利侵占行為，著眼企業長遠利益，增強企業可持續發展動力。

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