披露特征（精选九篇）
披露特征 篇1
董事会作为公司治理结构的重要组成部分,掌控着上市公司的信息披露,而在家族企业中控股股东可以利用自己的控制权委任更多的家族成员成为公司董事,达到控制董事会的目的,进而也控制上市公司的信息披露。一些控股股东通过提供虚假信息来误导上市公司的中小股东,以此来压榨中小股东的利益。那么,在我国家族控股上市公司中,董事会哪些特征可有效改善信息披露质量,加强保护中小股东利益呢?本文通过对家族控股公司董事会特征与信息披露之间关系的实证分析,试图解决上述问题。
1 家族控制、董事会特征与信息披露质量文献回顾与研究假设
1.1 家族控股与信息披露质量
当所有权与控制权高度分离时,家族控股股东以较小的现金流权获得公司更大的控制权,控股股东可以借用对公司的控制权达到盘剥中小股东的目的,并且当两权分离度越高时这种动机就越强。家族控股股东为了隐藏和掩饰自己利用转移利润和关联交易的方式攫取私利的行为,往往会操纵公司的信息披露情况,提供虚假信息或隐藏信息降低了信息的披露质量。由此,可以得出,两权分离度越高,家族控股股东就越有动机转移公司的资源盘剥中小股东利益,两者之间的代理问题就越严重,通过操纵信息披露隐藏自己行为的动机也越强。
由此笔者提出假设H1:两权分离度与信息披露质量负相关。
1.2 董事会特征与信息披露质量
董事会作为公司治理的核心机制,在监督公司会计信息披露质量中扮演着关键角色,参考相关文献,本文主要从3个方面考察家族控制公司董事会特征与信息披露质量的关系。
1.2.1 董事会规模与信息披露质量
关于董事会规模与信息披露之间的关系,Dalton等研究发现董事会规模越大会计信息质量越高,原因是董事会的规模越大,意味着董事拥有更多的专业背景,更有能力监督董事会,履行监督职能。史建梁研究发现董事会成员越多董事会规模越大,董事会就越能代表不同方面的利益,促使经理层能够更多地披露公司的信息。因此,本文认为在家族上市公司中,如果董事会规模比较大,可以促使家族企业从外部聘任能力高的董事,避免董事会被家族成员控制,提高董事会治理效率,提高会计信息披露质量。
由此笔者提出假设H2a:家族控股公司的董事会规模与信息披露质量正相关。
1.2.2 独立董事比例与信息披露质量
在公司中独立董事并没有尽职地履行自己的职责,因为缺乏足够的时间以及专业能力,Geneen研究认为外部董事一般由公司的CEO任命,因此,外部董事缺乏独立性,并且外部董事的信息由CEO提供,在决策时缺乏客观性。叶康涛等研究发现绝大多数情况下独立董事并不会公开质疑管理层行为。在我国,家族上市公司独立董事的决策信息主要依赖于内部人提供,独立董事的“独立性”很难得到保证,独立董事反而成为家族股东侵占其他股东利益的保护伞。
由此笔者提出假设H2b:独立董事比例与信息披露质量负相关。
1.2.3 董事会薪酬与信息披露质量
激励是以满足个体需要为前提,通过让个体努力工作实现企业的目标,Hotmstrom认为业绩与代理人努力程度越高,代理人的报酬业绩敏感度就越大。陈军、刘莉研究认为,董事薪酬激励对公司业绩的提升有显著作用,低薪酬、“无薪董事”影响董事工作积极性。有效的激励机制可以激发董事努力工作,更能充分地发挥其能力,更好地履行董事职能,提高董事会治理效率,进而提高会计信息质量。
由此笔者提出假设H2c:董事会薪酬与信息披露质量正相关。
2 家族控制、董事会特征与信息披露质量研究设计与描述性统计
由于我国上市公司从2004年开始披露控制链图,因此笔者以2004-2010年深市A股上市公司为研究样本,删除了金融类上市公司、ST家族企业及数据缺失的上市公司。同时,考虑到多个自然人分散控制实际也是一种权利制衡,难以体现上市公司家族控制的特性,因此,也剔除了由超过3名自然人控制的样本公司,最终样本包括1 133家样本公司。
2.1 变量定义
2.1.1 被解释变量——会计信息披露质量(DISCO)
本文选取深圳证券交易所网站“诚信档案”中的“信息披露考评”栏数据,整理后将“优秀”“良好”“合格”“不合格”依次赋值为4、3、2、1。
2.1.2 解释变量
本文的解释变量包括家族控制类变量及董事会特征变量。本文采用La Porta等的方法以控制权与现金流权的比例衡量两权分离系数(SQ)。
董事会特征:根据研究假设,本文选取了3个关于董事会特征变量,见表1。
2.1.3 控制变量
本文加入控制变量,消除公司不同特征的影响。①公司规模(SIZE):样本期间年末样本公司总资产价值的自然对数;②审计意见(AUD):无保留意见取“1”,其他审计意见取“0”;③盈利能力(ROE):净资产收益率。
2.2 描述性统计
从表2变量描述性统计结果可以看出,控制权与现金流权分离度均值为1.499,说明家族控股股东通过拥有较少的现金流权获得了较大的企业控制权。信息披露质量的平均值为2.918,标准差为0.579,说明我国家族上市公司信息披露质量整体基本达到“良好”水平,公司之间在信息披露质量上存在一定的差异。
3 家族控制、董事会特征与信息披露质量实证结果分析
3.1 多元回归结果分析
表3给出了两权分离度、董事会特征与信息披露质量的多元回归结果,无论从观测变量的单独回归还是整体回归,两权分离度(SQ)与信息披露质量(DISCO)均显著负相关,说明在我国家族上市公司中,随着现金流权与控制权的分离度越大,家族控股股东转移上市公司的资源的动机就越强烈,导致了公司信息披露质量下降,验证了笔者的假设H2。
董事会特征中,董事会薪酬(PAY)与信息披露质量(DISCO)显著正相关,董事会规模(SD)、独立董事比例(IND)与信息披露质量(DISCO)均未通过显著性检验,说明在我国家族控股公司中薪酬的增加,增加了董事会的治理效率,而其他董事会特征因素对信息披露并没有起到一定的治理效果。
注:*:0.1显著性水平;**:0.05显著性水平;***:0.01显著性水平;括号中为P值
3.2 稳健性检验
为了进一步检验结果是否依赖于特定变量的选择与设定,接下来笔者使用其他的替代变量实证结果进行稳健性检验。首先,笔者改变了信息披露质量的取值方法,将“优秀”和“良好”取为“1”,“及格”“不及格”取为“0”,利用Logit模型进行估计,结果与表3基本一致,家族控股权比例与信息披露质量显著正相关,董事会特征中薪酬与持股能显著提高信息披露质量,董事会规模、独立比例对信息披露质量不存在显著影响,这说明笔者的研究结论是稳健的。
4 家族控制、董事会特征与信息披露质量研究结论
本文通过深市A股2004-2010年1 133家家族上市公司数据,研究家族上市公司董事会特征对信息披露质量的影响,实证结果发现:①控制权与现金流权的两权分离度越大,家族控股股东和中小股东之间的代理冲突越严重,转移上市公司资源的动机就越强烈,进而导致公司信息披露质量下降;②董事激励机制是激发董事积极性,激励董事努力工作的重要机制,权责结合提高董事会治理效率。
本文的研究提供了一些有益的启示。首先,会计信息披露是解决会计信息需求者与提供者之间信息不对称问题的重要机制,其质量的高低直接关系着资本市场的有效程度及社会资源的配置效率。其次,要完善董事激励机制,将董事的责任与收入相匹配,使董事更好地完成公司股东的委托。
摘要：本文研究了家族上市公司董事会特征对信息披露质量的影响,实证结果发现:两权分离度与信息披露质量显著负相关;董事薪酬激励与信息披露质量显著正相关,而董事会规模、独董比例对信息披露质量的影响均不显著。因此,家族企业应通过设置合理的董事薪酬契约,以激励董事更好地实施监督职责,提高信息披露质量。
关键词：家族控股,董事会特征,信息披露质量
参考文献
[1]杜兴强,温日光.公司治理与会计信息质量:一项经验研究[J].财经研究,2007(1).
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[3]叶康涛,祝继高,陆正飞,等.独立董事的独立性:基于董事会投票的证据[J].经济研究,2011(1).
[4]EF Fama,MC Jensen.Separation of Ownership and Control[J].Journal of Law&Economics,1983(26).
[5]MC Jensen,WH Meckling.Theory of the Firm:Managerial Behavior,Agency Costs and Ownership Structure[J].SSRN Electronic Journal,1976(4).
披露特征 篇2
一、年报披露时滞分布的总体状况
在1993年至2006年的14年中，年报时滞总体上呈现震荡起伏的特征，但从主要指标上看，年报披露时滞在1997年以后呈现缩短的趋势。均值基本在90天以内，这一现象说明，随着监管机构对信息披露制度的不断完善，我国上市公司年报披露及时性有了一定程度的提高。中位数大部分也在90天以内，说明有50％稍多一点的企业在3个月以内披露年报，这为政策上适当缩短年报披露的限定报告期提供了有利条件。从1997年年报以后，披露滞后时间最小值也同样下降5-1O天左右。但是值得注意的是，披露滞后时间的标准差却仍然维持在20-30天的水平之间。这表明近几年来交易所对一上市公司信息披露时间安排的“均衡披露”原则的制定与执行收到一定的效果。但是，披露滞后时间的最大值方面，除了在1997年报中出现的最大值224天外，最大值并没有出现较明显的变化，始终大大超出约120天的规定。这说明尽管交易所和各级监管部门对年报披露采取了许多措施，每年总有一些公司以种种理由推迟年报时间，甚至远远超过法定的时间限制期。
二、年報披露日在各月份之间的分布特征
我们将2003年至2006年连续四年年报披露时间的月份分布情况进行统计后发现：时间分布极不均衡、“前松后紧”仍是最近四年年报披露进度的重要特征。披露时间在月份分布上，从一月到四月有逐渐密集的趋势。大部分上市公司倾向于较晚披露其年度报告，甚至直至四月的最后期限大量集中披露。对于上市公司在最后期限集中“挤末班车”披露年报的问题，中国证监会和两个交易所早在1998年初开始就针对披露顺序和时间进行了直接顶撞。原则上按照资产规模的大小，在1到4月中均衡地安排年报在指定报刊上的刊登时间。2001年正式实行了年报披露预约制度。但是，统计结果显示即便到了最近的2003年至200年年报的披露进程中，“挤末班车”的问题并未得到较大程度的缓解，四月份披露比例维持在50％上下波动。
三、年报披露日在单周内各日的分布特征
通过考察年报披露日在单周内各日的分布，我们发现年报披露存在明显的“星期六”特征或称之为“非交易日”特征。从2003年报到2006年报的披露情况统计结果看，从周一到周六，相对应的披露家数和频率分别是7 9 9(14.70％)、837(15.40％)、889(16.36％)、861(15.84％)、814(14.98％)、1235(22.72％)。在交易日(星期一到早期五)，平均每天公布年报数为12.3份；在非交易日(星期六)，平均每天公布年报数为18.2份。平均每个星期六披露的上市公司年报比非周六披露日多近6家。此外，我们还发现：上市公司年报披露的时点选择在单周各日间的分布，2003-2004连续四个年度年报都有比较稳定的分布特征。说明证监会和交易所针对上市公司年报披露时间采取的强制性干预和指导，并不足以使这种分布频率发生较大的改变。“星期六现象”出现，在一定程度上说明，盈余水平不理想的上市公司，为了减少坏消息对股价的影响，倾向于避免在交易日公告其年报。
通过上述分析，关于我国上市公司年报披露时间的分布特征，我们可以从如下三个方面进行总结：第一，随着监管机构对信息披露制度的不断完善，我国上市公司年报披露及时性有了一定程度的提高。第二，上市公司年报披露在进度方面存在严重的非均衡性，“前松后紧”现象突出；在披露时间选择上存在明显的“挤末班车”的偏好。虽然由于监管部门的干预而在一定程度上有所缓和，但基本趋势并没有改变。年报披露进度的非均衡性，直接影响了证券市场参与主体对年报信息的使用和监管的效率。第三，从年报披露的星期性来看，年报披露时间存在明显的“星期六”。盈余水平不理想的上市公司，为了减少坏消息对股价的影响，倾向于避免在交易日公告其年报。这样也有利于给投资者一个谨慎的缓冲余地，避免造成股价较大的震荡。“星期六”特征也在一定程度上说明上市公司信息披露的理性意识正在加强。
披露特征 篇3
企业作为经济社会的重要构成, 在谋求经济效益的同时, 也需要考虑环境问题。过分追求经济利益, 忽视环境问题严重制约着社会的可持续发展。近年来, 我国政府发布了一系列有关环境保护的规范性文件, 要求企业承担相应的环境责任。同时公众的环保意识也不断提高, 对企业的环保要求日益增加。面对监管要求与公众期待, 企业披露环境信息的呼声和期望越来越大, 越来越多的企业定期披露社会责任报告或环境报告, 并通过网站、财务报告及新闻媒体等多种渠道披露环境信息。
二、环境信息披露
中外学者对企业环境信息披露问题进行了长期研究, 其中公司特征、行业背景和公共压力和制度背景等影响企业环境信息披露的质量。
(一) 公司特征。
Coppock和Dierkes (1978) 实证检验了公司规模与企业环境信息披露的正向关系。Patten (1992) 认为, 规模越大的公司受到的监管压力和社会公众关注也越大, 因此企业倾向于披露更多的信息。卢馨等 (2010) 以制造业上市公司为研究样本, 发现公司规模大小和所有权性质对企业选择环境信息披露的方式和行为有显著影响。李晚金 (2008) 认为, 我国上市公司的环境信息披露受到公司规模、公司绩效、法人股比例的影响。
(二) 行业背景。
企业所处的行业背景对其环境信息披露有着重大影响 (Roberts和Meek 1995) 。化工、医药、运输和造纸等容易诱发环境问题的行业自愿披露更多的信息, 制造业和电子生产等行业披露适中, 保险金融业披露的信息较少 (Ans, 2001) 。重污染企业和非重污染企业的环境信息披露水平之间有着明显的差异, 重污染行业环境披露水平远高于非重污染行业 (王建明, 2008) 。
(三) 公共压力。
Patten (1992) 检验了石油公司原油泄露事故后年度报告中的环境信息披露, 发现出现环境事故之后公司的信息披露显著增加, 企业披露环境信息是应对公共压力的自利手段。肖华等 (2008) 基于“松花江污染事件”分析重大环境污染事故对相关责任企业市值和环境信息披露行为的影响。研究表明, 事故发生后, 企业环境信息披露显著增加, 这一情形可以视作企业为“生存正当性”而进行辩护的自利行为, 是企业面临公共压力而作出的反应。
(四) 制度背景。
王建明 (2008) 在探讨重污染行业与非重污染行业环境信息披露水平的显著差异时认为, 至少部分是由于企业外部环境制度压力的差异造成的, 重污染行业受到较大的监管制度压力。毕茜等 (2012) 发现, 环境信息披露制度的建立显著促进企业的披露水平, 同时, 国有控股股东和独立董事增强了制度环境对公司环境信息披露的影响。
三、媒体监督
在我国, 媒体所能产生的影响力日益受到重视, 越来越多的国内学者和投资者将目光投向了媒体这一法律制度之外的监督力量。
(一) 媒体监督与公司治理
最近数十年, 媒体发挥公司治理作用的研究逐步成为学术界讨论的热点, Zingales (2000) 曾呼吁学术界将媒体作为新世纪财务学研究的重要基础和议题之一。国外研究从降低控制权私人收益 (Monks、Minow, 2004) 、揭示企业丑闻 (Dyck、Zingales, 2004) 、减少企业对外部投资者的侵害 (Miller, 2006) 、提高董事会效率 (Dyck etal., 2008) 和影响审计师行为 (Joeetal., 2009) 等方面证明了媒体关注具有公司治理功能。国内研究也从提高政府效率 (李培功、沈艺峰, 2010) 、减少腐败 (吴超鹏等, 2012) 、纠正上市公司违规行为 (郑志刚等, 2011) 、影响经理人声誉 (于忠泊等, 2011) 以及提高代理效率 (梁红玉等, 2012) 等方面同样验证了媒体在公司治理方面的积极作用。
(二) 媒体监督与环境信息披露
目前, 关于媒体关注对企业环境信息披露的影响机制存在以下几种观点:一是“声誉观”——媒体关注会导致上市公司的某些丑闻公诸于众, 从而通过影响经理人声誉来促使其进行环境信息披露;二是“市场压力观”——媒体通过发布信息, 发表评论, 对资本市场进行影响, 从而约束经理人的行为, 促使其进行环境信息披露。
已有的企业环境信息披露研究, 大多认为媒体对于环境信息的报道数量会促使企业进行环境信息披露。Mc Combs和Carroll (2003) 提出, 媒体对企业的新闻报道数量与公众对该企业的关注正相关;有关企业某些方面的新闻报道数量与通过这些方面评判企业的公众比例正相关;媒体对企业某一方面的报道越正面, 公众对企业这方面的看法也越正面, 反之亦然。有研究表明, 媒体关注将促使企业披露社会责任信息, 并且媒体关注度对企业社会责任信息披露水平有显著影响 (Brammer和Pavelin, 2004) 。Aerts和Cormier (2009) 同样从媒体报道的内容出发, 验证舆论监督与企业环境沟通之间的关系。
四、高管特征
(一) 高管特征的衡量指标
近年来国内外学者对管理者和高管团队特征的研究取得了大量的成果, 大多从管理者性别、任期、教育背景、年龄以及任职经历这五个方面来作为衡量指标进行研究。
1. 性别特征。
管理者的性别等背景特征与企业业绩存在显著的相关性 (Boone et al., 2004;陈晓红等, 2006) 。性别特征能对代理问题产生影响, 男性高管通常比女性倾向于更加激进的策略 (Peng&Wei, 2007) ;董事长为男性时, 其过度自信行为越明显, 融资决策上更容易选择较高的财务杠杆 (苏明, 2013) 。
2. 任期特征。
Finkelstein和Hambrick (1990) 发现任期越长, 高管越会规避风险。谢凤华 (2008) 通过对民营企业的调查取样, 发现任期异质性与生产过程绩效显著正相关。叶建明 (2014) 选择沪深两市A股上市公司为样本, 实证检验了CEO、CFO在任职时间特征上的相似性对企业盈余管理产生正向影响。
3. 教育背景。
企业高管教育水平的差距会对企业战略改变产生显著的影响 (Wiersema, 1992) 。一方面, 教育水平差异较大的高管团队得到的信息更广泛, 决策方案越多 (Simons, 1999) , 企业也越容易生存下来 (Carpenter, 2002) ;但另一方面, 也越容易引起冲突 (Knight, 1999) 。
4. 年龄特征。
年龄不同导致管理者会产生不同的管理心态, 管理者的年龄越大, 企业的决策越保守, 越不善于采用新的方法改变现状 (姜付秀等, 2009) , 相反, 年轻的管理者冒风险的意识更强 (王亮龙, 2012) 。Zenger (1989) 和Jehn (1997) 进一步用实证检验了年龄异质性会对组织的绩效、合作产生负面影响。
5. 任职经历。
柳雅君 (2012) 发现CEO的现金股利分配策略受到其曾从事行业及其与转换工作所在行业的关联度的影响。独立董事辞职时企业价值会显著下降, 但下降程度与独立董事的任职背景有关, 其中具有政府官员或企业高管背景的独立董事辞职时, 企业价值下降幅度较大;具有学者背景或非会计类财务背景的独立董事辞职时, 企业价值下降幅度较小 (唐雪松等, 2012) 。
(二) 高管特征与环境信息披露
高管特征会对企业的环境信息披露产生影响。随着年龄的增长, 高管的道德观念会逐渐提高, 因此愿意承担更多的环境责任 (Forte, 2004;Ruegger&King, 1992) 。由于女性比男性更偏爱思考伦理问题 (Luthar等, 1997) , 对公司社会绩效更为敏感 (Burgess&Tharenou, 2002) , 因而女性高管能够提高公司环境绩效 (Bear等, 2010;Manner, 2010;吴德军, 2013) 。Mc Williams等 (2006) 发现高管的自利动机会导致参加环保等更多的社会责任活动。从学科专业背景来看, 经济和管理类等专业学科背景的高管其公司社会绩效较低, 而人文学科背景的高管更乐于参与社会责任尤其是环保活动, 其公司环境信息披露较好 (Manner, 2010;Rivera&De Leon, 2005) 。Simerly认为任期较长的企业高管更有动力去履行环境责任并提高环境信息披露质量以获得好的声誉。类似的, 高管薪酬越长期化, 公司社会绩效越好 (Deckop等, 2006;吴德军, 2013) 。
五、文献评述与研究展望
纵观国内外研究现状, 虽然关于企业环境信息披露的研究成果较为丰硕, 但在高管特征对企业环境信息披露影响的研究中, 较少涉及到高管任职经历这一因子。在文献方面也多为国外文献, 国内文献相对较少。关于媒体关注对企业社会责任影响的研究虽然国内外都较多, 但将其细化到媒体关注对环境信息披露影响的文章, 尤其是实证类文章仍然较少。同时, 很少有文献将媒体关注的强度进行细化, 研究在不同强度的媒体关注下, 高管特征与企业环境信息披露的关系会受到怎样的影响。学者可以从以下几个方面进行深入研究:1.将高管任职经历作为一个影响因素, 研究其对企业环境信息披露的影响;2.用实证的方法, 研究媒体关注与企业环境信息披露之间的关系;3.考虑在不同强度的媒体关注下, 高管特征与企业环境信息披露的关系会受到怎样的影响, 探究这三者之间的作用机理。
参考文献
[1]王建明.环境信息披露 行业差异和外部制度压力相关研究——来自我国沪市上市公司环境信息披露的经验证据[J].会计研究, 2008 (06) .
[2]于忠泊, 田高良, 齐保垒, 张皓.媒体关注的公司治理机制——基于盈余管理视角的考察[J].管理世界, 2011 (09) .
披露特征 篇4
关键词：会计信息披露质量；审计委员会；独立性；财务专业性；管理层干预
中图分类号：F239 文献标识码：A 文章编号：1671-864X（2015）03-0132-01
一、审计委员会对会计信息披露质量影响的理论框架
（一）基于代理理论的理论分析
现代企业产权结构中最突出的特征是所有权与经营权分离，并不是所有企业所有者都会直接参与企业日常生产经营活动，而是委托专业代理人来行使经营权，由此产生了委托代理关系。
由于企业本身就是由各种契约关系组成，内部存在多元化的委托代理关系，因此企业内部的委托代理问题是多层次的。在企业的组织阶梯上，每一个个体（除了处于顶端和底端之外）通常即是委托人又是代理人。如公司治理结构中至少可以分三层：股东大会与董事会，董事会与经理层，经理层与职能部门。在这个结构中可以认为股东处于顶端，职能部门处于低端。审计委员会即是受托者，更是委托者，处于董事会与经理层中，可以再细分出董事会（审计委员会）、经理层与外部审计层与董事会（审计委员会）、经理层与内部审计层两层。由此可知，审计委员会可以强化对管理者的监督，在一定程度上减少所有者与经营者之间信息不对称和利益冲突，起到保护投资者利益的作用。
（二）基于公司治理理论的理论分析
公司治理源于两权分离下的委托代理理论，是旨在解决委托代理问题的一整套制度安排。如果公司治理结构良好，则能够很好牵制经营者的权力，减轻代理冲突和降低代理成本。
基于公司治理理论的分析可知审计委员会的设立就是为解决两权分离下代理问题而孕育而生的补救方案。（三）基于审计委员会职能的理论分析
审计委员会的作用能否得到有效发挥，必须建立在对其职能进行明确、充分规定基础之上。最早，审计委员会的设立是为了完成对财务报告及相关领域的监督职责。随着实践的发展，审计委员会如今更多地参与到了审核公司的报告责任和治理中来。
二、审计委员会对会计信息披露质量影响的作用机制
（一）财务报告方面
审计委员会负责监控财务报告的质量，监督复核公司年度与期中财务报表以及与财务报告相关的声明，并考虑财务报告编制中所采用的重大会计政策、会计估计和职业判断的适当性，分析财务报告的完整性、信息披露的充分性、以及所披露信息与己掌握信息的一致性，以确保公司财务信息的真实、完整、可靠。
（二）内部审计与内部控制方面
内部审计是一种组织内部对公司内部控制与风险管理的有效性、财务信息的真实性与完整性以及公司经营活动的效率效果开展的评价活动。内部审计的最大优势在于其对公司具体的经营管理情况较为了解，它可以通过系统规范的工作评价改善了公司的内部控制与风险管理，而这两者又会直接影响公司财务报告的质量。
（三）外部审计方面
审计委员会负责监督外部审计的工作，它可以向董事会提议聘请或是更换外部审计人员，进而确保外部审计人员的独立性，减少了由管理层聘请或更换外部审计人员可能引起的串通舞弊，降低了外部审计人员迫于上市公司管理层的压力而出具有利于管理层的审计意见的可能性。同时，审计委员会可以与外部审计师进行沟通，就外部审计师在审计过程遇到的困难、与管理层的分歧、发现的财务报告问题在外部审计、管理层和董事会之间进行沟通和协调，提高了会计信息披露质量。
三、政策建议
（一）完善上市公司信息披露质量体系的构建
完善对信息披露质量体系的构建，有助于将上市公司会计信息披露的真实水平传递给以投资者为核心的利益相关者；有助于促进上市公司进行更及时、准确、完整的信息披露；有助于政府等有关监管部门合理引导上市公司的信息披露行为。
（二）完善审计委员会工作机制
完善审计委员会工作机制是审计委员会作用更好发挥的基石。审计委员会成员不是事事亲力亲为，而是通过整合内外部各方资源，将内部财务部门、内部审计部门同管理层、外部审计师的沟通工作协调起来。通过工作制度、沟通机制、工作程序、任职资格、选聘机制、与管理层的协调机制、与内部审计的协调机制、与监事会的协调机制的完善，来使审计委员会的存在免于“花瓶”作用，切实发挥预期的作用。
（三）保证审计委员会的规模和勤勉性
目前大多数审计委员会的人数是《指导意见》中的最少人数3人，保证审计委员会的适当规模即可，更重要的是对成员的职责划分、资格和专业背景、独立性等方面来进行考虑。保证审计委员会的适度勤勉性，并不是简单的指开更多次会议，而是注重保证每一次开会履行审计委员会职责质量的前提下，定期多同通过开会的形式来保持其勤勉性。
（四）保证审计委员会的独立性
独立性是审计委员会的脊梁，保证审计委员会独立性要从形式上和实质上两个方面进行。因此，需要进一步完善有关准则和规定，企业自身也需要切实提高独立董事在审计委员会的比例，严格审核非独立董事在审计委员会中任职的资格，并禁止现任管理层成员在审计委员会和提名委员会中任职。
（五）保证审计委员会的专业性
审计委员会是一个专门从事财务监督职能的专业委员会，其中所有成员都应该具有一定的财务基础知识，同时部分成员应具有更高层次的财务专家级水准，只有这样才能监察企业的财务风险和经营风险，评价管理层的的财务决策和内部控制政策。除了对审计委员会作一些财务专家的要求是必须的和重要的外，也要强调审计委员会的协调机制，由于审计委员会中非管理层内部董事财务专家在专业胜任能力上和沟通协调机制上的优势，能在一定程度上增强审计委员会的效率。理想的审计委员会最好全部由独立董事组成，由具有行业实务经验的财务专家担任审计召集人和其他具有财务专业知识的律师、大学教授担任主要成员，如果要有内部董事存在，建议是在专业方面有专长或协调能力突出且与管理层保持相对独立的内部董事。
参考文献：
[1]刘彬.审计委员会特征对信息披露质量的影响研究—基于投资者保护视角[J].审计与经济研究，2014（1）.
披露特征 篇5
风险投资也被称为创业投资。是指风险资本家投入到新兴的、迅速发展的并且有巨大竞争潜力的企业中的一种权益资本。近年来关于风险投资已经有很多研究,对于风险投资对于公司经营活动的作用,不同的学者也提出不同的观点。Barry(1990)提出“筛选”和“监督”说,Megginson和Weiss(1991)首先提出风险投资对企业具有“核证作用”,Thomas(2000)提出了“增值服务”说。这就是目前学界普遍接受的关于风险投资对于企业具有的监督、核证以及提供增值服务的作用。由此可见,正是因为这些作用,使得风险投资能够对企业的经营活动产生影响。但是,以往的很多文献倾向于研究风险投资如何影响公司的业绩水平,忽视了风险投资对于公司业绩波动水平的影响。风险投资有其特殊的行业特征,在市场交易中不断积累经验,能为企业提供专业的管理经验,帮助企业进行供应链的整合等,有助于提升公司价值,具体包括公司战略决策、公司治理、资本结构和人力资源安排等方面。根据决策理论,风险投资在参与公司经营活动影响公司的决议程序时,可能在一定程度上降低决策极端值的出现,那是否就能降低企业业绩的波动性?若是这样,是否存在有效的机制可以调节风险投资与企业业绩波动呢?近几年来,我国的证券市场制度性建设步伐加快,特别是信息披露制度建设日益完善,这对保护投资者的利益具有重大作用。信息披露机制是外部调节机制的一部分,信息披露可以向投资者传递信息,而风险投资作为风险企业的投资者必然也会根据信息披露状况对企业采取外部监管,因此从企业的层面上来看,是否意味着随着企业信息披露质量情况的不同,风险投资对企业业绩波动的影响也会不同?
二、理论分析与研究假设
(一)风险投资与业绩波动水平
由于风险投资具有监督、核证以及提供增值服务作用,风险投资在对风险企业进行投资之后会参与企业的经营活动。风险投资机构在与市场交易中不断积累经验,在参与企业经营活动时能降低其决策极端值出现的可能,从而形成更加稳健的决策,这有助于降低公司的业绩波动。
Barry(1990)提出风险投资具有监督的作用,研究发现有风险投资的企业IPO抑价率低,有风险投资介入的企业比同期上市的非风险投资的企业质量好,尤其是在风险投资加入管理之后,风险投资的“监督”和“监管”作用会使得这些公司的质量得到提升,为企业发展提供帮助。风险投资在向风险企业注入资金就形成一层委托代理关系,从信息不对称的角度来看,风险企业是信息占优势的一方,风险投资作为信息劣势的一方,根据委托代理理论,经理人有动机追求与投资者利益相违背的目标,产生委托代理问题,此时就需要对代理人进行监控。风险投资特别是有声誉的风险投资根据长期的市场经验能通过契约设计来监控风险企业,在一定程度上消除信息不对称。由此可见,风险投资通过消除信息的不对称,能够对决策层产生监督作用,减少个人极端决策情况的出现,更加容易形成稳健的决策,降低公司的业绩波动。风险投资的监控作用还表现在风险投资对公司盈余管理的影响。已经有大量的实证研究研究这个问题。梁建敏和吴江(2012)发现,风险投资在控制盈余管理方面有积极正面的影响,风险投资的介入对企业经营业绩有明显的正向作用。唐云舒和谈毅(2008)研究发现,风险投资显著影响公司IPO时机的选择以及IPO后的经营业绩。这些研究发现,在企业上市之前,企业有动机采取盈余管理的方式来粉饰业绩以达到发行目的,在对有风险投资和无风险投资企业比较中发现,风险投资能够降低企业盈余管理的行为,从而使得有风险投资的企业在IPO前后的业绩波动不大,在一定程度减少了企业的业绩波动。
Megginson和Weiss(1991)提出风险投资的核证作用,发现风险投资参与的企业IPO抑价率以及上市费用比没有风险投资的企业显著要低,其原因在于风险投资建立了“声誉资本”,充当了企业合格的核证机构,增强投资者的信心,在一定程度上是对风险企业的激励和监督,尤其是有声誉的风险投资机构为了维持这种“声誉资本”,会致力于消除信息不对称带来的对投资者的不利,有利于投资者对企业价值进行评估,带来高质量的承销商和审计机构。风险投资带来的外部机制使得风险企业面临更加严格的监督,从而也降低了极端决策出现的可能性,减少公司的业绩波动。
联合投资是风险投资行业的一个重要特征。联合投资为一家企业获得2家或以上的风险投资的投资事件。风险投资中单一投资和联合投资的差别在于:联合投资的风险投资机构从不同的角度甄别“筛选”出优质的企业,通过提供手中不同的资源去帮助企业成长,能更好的发挥“监督”、“核证”、“资源共享”和“增值服务”。对于风险企业来说,由于参与投资的风险投资机构的数量增多,会使得投资后获得各项资源的可能性增加,从而能够使得企业家对项目前景更有信心。具体来说,联合投资给被投资企业带来的好处主要有:一是资金方面,即持续资金流的效应;二是投资后带来的增值服务,更有利于公司进一步的发展。Shukla基于委托代理理论和资源视角进行分析,研究了技术类创新公司,发现风险投资联合投资对于董事会的形成和决策有正向的影响,进而对被投资企业的绩效有正向的影响。Tian利用ROA和EBITDA作为指标,发现有联合投资支持的公司在上市后的经营状况要由于独立投资支持的公司,进一步论证了联合投资能够为企业创造更多的产品价值从而提高绩效。
目前关于风险投资对企业业绩波动性的研究文献还相当缺乏,更多的是研究风险投资对于企业业绩水平的影响,如陈见丽(2012)研究发现,有风险投资背景的公司业绩增长显著高于无风险投资背景的公司。但是公司治理水平不能仅仅关注业绩水平,风险因素也是评判投资绩效的指标。综上所述,本文提出假设1。
假设1:在其他条件不变的情况下,风险机构数量对公司业绩的波动性产生显著的负向影响,即风险投资机构数量越多能显著降低企业的业绩波动,企业内风险投资机构越多也说明风险投资的联合投资程度更强
风险投资声誉是风险投资的重要特征之一。风险投资声誉是一项重要的无形资产,它是风险投资机构与市场上其他参与者长期交易和重复博弈的结果,是缓解信息不对称的重要机制。已有的研究发现风险投资的声誉能从不同的途径对风险企业施加影响。首先,高声誉的风险投资机构具有丰富的投资经验,拥有帮助企业发展的专业技能;其次,高声誉的风险投资机构往往具有更完善的关系网络,可以更好地起到信息中介作用,从而将其投资的企业联系起来;最后,高声誉的风险投资机构可以为企业提供更好的增值服务,并且随着企业发展阶段的不同而呈现出差异。在早期,风险投资机构可以帮助企业聘任高管、建立战略联盟;在发展期,风险投资机构可以帮助企业获取更多的资金或者增加流动性,例如引进专业的投资银行或者促进并购双方的沟通;在企业上市后,风险投资机构还可以帮助企业规范其投融资行为。高声誉的风险投资在与市场的博弈中积累经验,通过契约设计来对风险企业进行监控。同时,高声誉的风险投资有一种核证的作用,向投资者传递信息,而风险投资为了维持声誉,会采取一系列有利于所投资的风险企业的行为来增加企业价值,进而进一步巩固其声誉优势,如聘任高管、建立战略联盟、进行供应链整合、建立战略联盟等。综合上述文献,提出假设2。
假设2:高声誉的风险投资能为企业带来增值服务,对企业业绩波动产生负向的影响,即风险投资声誉越高,则企业业绩波动性越小
风险投资机构持股比例越大,对风险企业的影响力更大,从而能够更多地干预被投资企业的经营和管理活动,提供更多的增值服务,促进企业的成长。结合相关文献,本文提出假设3。
假设3:风险投资的持股比例能对企业业绩波动产生负向的影响,即风险投资的持股比例越大,企业业绩波动越小
(二)信息披露的情境效应
上市公司信息披露质量的高度,关系到投资者利益保护问题。信息披露质量越高,可以削弱委托代理双方信息的不对称,能够提高资源的配置效率,也可以向外部投资者传递信息,有利于外部机构对公司进行监控和评估,减少了道德风险和机会主义行为。从企业的角度来看,这有利于企业的发展,管理层迫于信息披露的压力,从而减少极端决策的形成,有利于企业的平稳发展,降低业绩波动。
已有大量的理论分析和经验数据表明,信息披露质量与公司的经营业绩之间有着显著的相关性,即信息披露程度越高,公司的已经状况也越好。如陆正华(2007)研究发现,财务信息资源披露对提升公司价值有显著影响。竞争程度较高的行业,上市公司披露更多的资源性信息有助于提升公司价值。张宗新(2007)研究发现,信息披露质量与公司绩效之间存在显著内在关联性,信息披露质量较高的公司,其市场表现和财务绩效也都较佳。Madhavan和Dallas(2002)研究表明,在一个有效的市场,信息披露质量越高越可以降低公司股价的波动性,增强市场的流动性,减少投资者对股价预期的不确定性。张纯和吕伟(2009)研究发现,信息披露的最大功能就是降低公司内部信息不对称的情况,使得企业的经营决策置于大众的监督之下,并且使得管理层决策行为的效果能够及时跟踪和调查。从上述文献可以看出,主要的研究集中在信息披露与公司的经营绩效,而对信息披露与公司业绩风险的文献还很缺乏。
从信息经济学的角度来说,信息作为一种经济物品,其重要的一点在于它可以消除或缓解因信息不对称或不确定而产生的对经济效率的抑制作用。一方面,向投资者传递信息,另一方面,也将管理层的决策置于投资者的监督之下,减少机会主义的行为,减少极端决策出现的可能,因为此时决策者面临着信息披露的压力,在这种情况下决策者制定决策时会更加小心谨慎,降低了决策风险。上述文献主要结论是信息披露质量越高可以降低企业业绩的波动性。但是风险投资向风险企业注入权益资本,成为企业的投资者。就目前市场状况状况来说,投资方了解被投资企业的途径还是企业公布于众的各种财务报表以及非财务信息,投资方正是根据这些信息内容决定下一步的投资及监管方案,由此可见信息披露质量的高低对于投资方至关重要。当企业信息披露状况不好时,风险投资机构会出于维护投资者权益,保护自身声誉的目的对企业加强监管。根据以上文献,提出假设4、假设5及假设6。
假设4:在信息披露质量不好的情况下,企业内风险投资机构数量对企业业绩波动的影响更显著
假设5:在信息披露质量不好的情况下,企业内风险投资声誉对企业业绩波动的影响更显著
假设6:在信息披露质量不好的情况下,企业内风险投资机构持股量对企业业绩波动的影响更显著
三、研究设计
(一)样本选择与数据来源
本文选取2011-2013年深圳创业板上市公司数据为研究样本,样本经过以下的筛选程序:(1)剔除ST企业;(2)剔除金融类企业;(3)剔除数据缺失的样本。最终得到的样本企业有175家,观测值是875个平衡面板数据。本文的风险投资数据来自于清科数据库。信息披露质量数据来自于深圳交易所公开的监管信息中的“信息披露考评结果”。公司业绩数据来自于CSMAR数据库中公司每年的财务报表。使用的软件是STATA11.0。
(二)变量定义
(1)公司业绩波动。对于公司业绩波动的测量,本文在借鉴刘美玉(2015)等文献的基础上,采用“托宾Q”系数的标准差表示。“托宾Q”是衡量公司业绩或公司成长性的重要指标。在得到样本企业每年各个季度“托宾Q”系数数据的基础上对其取标准差,考虑到风险投资对企业业绩的影响有滞后性,对此将业绩波动的测量滞后一年处理。将企业各年滞后一年的季度“托宾Q”系数标准差数据的自然对数作为因变量,即企业的业绩波动水平(Lntobin’s Q)。
(2)风险投资。本文在研究风险投资时考虑到风险投资的特征,在借鉴权小锋(2010)等文献的基础上,对风险投资特征的测量主要是以下几个方面:风险投资机构的数量(VCnumber)、风险投资机构声誉(VCreputation)、风险投资机构持股量(VCstock)。对于样本企业风险投资机构的测量分成以下几个步骤:首先根据股东数据挑选出研究期间各年度的前十大股东,并挑选出股东名称中包含“投资”“创业投资”“股本投资”“创新投资”等字样的股东。然后,将以上股东与清科数据库中列出的投资机构进行比对,包含在清科数据库投资机构列表中且主营业务标明是“风险投资”、“私募股权”的机构则认定为风险投资机构;最后将公司各年的风险投资机构数量进行统计得到风险投资机构数量(VCnumber)。对于风险投资机构声誉的测量来自于清科数据库《清科-中国股权投资年度排名(总榜单)》各年的数据,在排名前20的风险投资和私募股权投投资机构认为是高声誉风投机构,取值1,其余则认为是低声誉风投机构,取值为0。风险投资持股量数据则是将各企业每年所有风投机构持股量加总。本文没有严格区分风险投资和私募股权。
(3)信息披露质量。深圳交易所从2001年开始对上市公司进行信息披露考评,考评工作是以深圳交易所以“上市公司信息披露工作考核办法”(2001)为依据,考评结果分为A、B、C、D四个等级。创业板从2009年开始有完整的上市公司信息考评记录。本文对信息披露质量(Disclose)的测量方法是:当公司信息披露质量为A时取1,当信息披露质量结果为B、C、D时取0。
(4)控制变量。对于控制变量的选择,本文在借鉴Adams、Cheng以及权小锋(2010)等人的文献的基础上,选取了以下的变量作为控制变量:公司当年的业绩(Roa);企业营业收入增长率代表的成长性指标(Growth)、上市公司每年前十大股东的股权集中度(H10)、公司总资产自然对数代表的企业规模(Lnsize)等。各变量的具体定义见表1。
(三)模型构建本文设定模型(1)来检验假设1,模型(1)如下所示:
风险投资声誉对企业业绩波动也会产生影响,本文设定模型(2)来检验假设2,模型(2)如下所示:
风险投的持股量对于企业业绩波动也会产生影响,本文设定模型(3)来检验假设3,模型(3)如下所示:
模型中下标i,t分别代表企业和时间,其中εi,t,μi,t,σi,t分别代表各个模型的随机误差项。考虑到信息披露质量对风险投资机构数量、风险投资声誉、风险投资持股量于企业业绩风险之间的关系有影响,本文对调节变量信息披露质量进行分组。当信息披露质量为A等级认定为是信息披露质量良好,取值为1。当信息披露质量为B、C、D等级,认为信息披露质量不合格,取值为0。
四、实证分析
(一)描述性统计
为了了解各变量的情况,本文按照信息披露质量进行分组。对信息披露质量的分组包括信息披露质量好、信息披露质量不好。根据深圳交易所对共公司的信息披露考评结果进行分组,即当结果为A时取值为1;当结果为B、C、D时取值为0。信息披露质量分组各变量的描述性统计见表2。观察表2可以得知,信息披露质量好的企业业绩波动水平均值为-1.6062,标准差为0.9744,信息披露质量不好的企业业绩波动水平均值为-1.7303,标准差为1.0450;信息披露质量好的企业风险投资机构数量、风险投资声誉、风险投资持股量均值分别是0.3652、0.0608、2.3095,信息披露质量不好的企业对应的数值分别为0.4073、0.1292、1.8891。信息披露质量好的企业风险投资机构的数量和风险投资声誉低于信息披露质量不好的企业,风险投资持股量大于信息披露质量不好的企业。总体看来,数据之间存在差异。
(二)相关性分析
在进行回归分析之前,先对本文的主要变量进行Pearson相关系数检验,检验结果如表3所示。本文主要变量之间的相关性系数均较低,这在一定程度上表示本文变量之间不存在严重的多重共线性。Pearson相关系数并不能表示变量之间的真正关系,需要在控制其他影响因素的情况下进一步研究风险投资与企业波动之间的关系,来获得变量之间的关系方向、影响水平和显著性水平。
(三)回归分析
(1)风险投资特征对企业业绩波动的回归结果。在对模型(1)、模型(2)、模型(3)进行回归之前,本文对各个模型进行Hausman检验,报告了Hausman检验的Chi2值。通过报告的Hausman检验的F值和P值的概率来确定是选择固定效应模型还是随机效应模型,结果发现统计量均为正且显著,则拒绝随机效应模型的原假设,选择使用固定效应模型来对各个模型进行回归。模型(1)、模型(2)、模型(3)的VIF值均小于10,所以不存在多重共线性,可以进行回归处理,结果见表4。表4是风险投资机构数量、风险投资声誉和风险投资持股量对企业业绩波动的回归结果。模型(1)仅报告了包含控制变量的情况。模型(2)是风险投资数量(VCnumber)对企业业绩波动(Lntobin Q)的回归结果,风险投资数量的回归系数为负(-0.3932),P值为0.001,在1%的水平下显著,这表明企业内风险投资的数量对企业业绩波动产生显著的负向影响,即风险投资机构联合投资程度越强越能降低企业的业绩波动,假设1得到验证。模型(3)是风险投资声誉(VCreputation)对企业业绩波动(Lntobin Q)的回归结果,其回归系数为负(-0.6475),P值为0.008,即在1%的水平下显著,这表明风险投资声誉对企业业绩波动会产生显著的负向影响,即风险投资声誉越高越能降低企业的业绩波动,假设2得到验证。模型(4)是风险投资机构持股量(VCstock)对企业业绩波动(Lntobin Q)的回归结果,其回归系数为负(-0.0506),P值为0.066,即在5%的水平下显著,这表明企业内风险投资机构持股量对企业业绩波动也会产生显著的负向影响,即风险投资机构的持股量越多越能降低企业的业绩波动,假设3得到验证。
注:(1)*、**和***分布表示10%、5%和1%的显著性水平;(2)多重共线性检验报告了在每个回归方程中变量的VIF取值范围;(3)异方差检验报告了异方差检验的chi2值以及显著性结果;(4)Hausman检验报告了固定效应模型和随机效应选择检验的chi2值及显著性结果;(5)括号内为对序列相关和异方差均稳健的稳健标准误。
(2)信息披露质量的情境效应。信息披露水平可能对风险投资与企业业绩波动之间关系存在影响,所以本文考虑信息披露质量的调节作用,将调节变量进行分组。对研究样本的统计发现,获得A、B等级的共有493个样本,只有32个样本显示为C、D等级,可见深圳交易所公布的信息考评结果一片大好。在对模型(4)、模型(5)、模型(6)进行回归分析之前,对模型进行Hausman检验,报告了Hausman检验的Chi2值。通过报告的Hausman检验的F值和P值的概率判断使用固定效应模型。回归结果如下表5所示。模型(5)显示在信息披露质量好的情况下,风险投资数量(VCnumber)与企业业绩波动水平(Lntobin Q)之间的关系并不显著,而在信息披露质量不好的情况下,风险投资数量(VCnumber)与企业波动水平(Lntobin Q)的系数为负(-0.3665),且在1%的显著性水平上显著,假设4得到验证。模型(6)显示在信息披露质量好的情况下,风险投资声誉(VCreputation)与企业业绩波动波动水平(Lntobin Q)之间的关系不显著,但是在信息披露质量不好的情况下,风险投资声誉与业绩波动水平的系数为负(-0,4867),且在10%的显著性水平上显著,这表明在信息披露质量不好的情况下,风险投资的声誉越高,则企业的业绩波动水平则越低,假设5得到验证。模型(7)显示在信息披露质量情况对风险投资持股量(VCstock)与企业业绩波动水平(Lntobin Q)之间的关系没有显著影响,假设6没有得到验证。这可能是因为风投机构在信息披露结果公布时,对公司采取监管措施可能更具有操作性,而增持或减持的做法不具有操作性且具有延迟性,从而导致信息披露状况对风险投资持股量与企业业绩波动之间的关系没有显著的影响。
注:(1)*、**和***分布表示10%、5%和1%的显著性水平;(2)多重共线性检验报告了每个回归方程中变量的VIF取值范围。(3)括号内为对序列相关和异方差均稳健的稳健标准误。
综合表4、表5的结果,可见企业内风险投资数量越多,风险投资声誉越高以及风险投资持股量越大越能降低企业业绩的波动性。说明风险投资其“监督”“核证”以及“增值服务”确实能对风险企业产生影响,其带来的外部监控能降低企业管理层极端决策发生的可能从而降低企业的业绩波动。表的结果可见,信息披露状况作为调节变量能够显著影响风险企业数量及风险投资声誉对企业业绩波动之间的关系。在信息披露质量不好的情况下,风险投资会加大对风险企业的外部监管力度,从而降低企业业绩的波动性。综合表的结果,初步验证了本文的假设。
五、结论
研究风险投资对企业的影响,不能仅仅研究风险投资对企业业绩水平的影响,还应该关注的是其在稳定企业业绩波动水平上的影响。本文选取信息披露质量维度来考察风险投资机构对企业业绩波动水平的影响。选取深圳创业板上市公司2011-2013年数据为研究样本。研究发现:企业内风险投资机构数量、风险投资声誉、风险投资持股量都会对企业业绩波动水平产生显著的负向影响,即当企业内风险投资机构数量越多,联合投资程度越强,企业的业绩波动水平越低;风险投资机构的声誉越强,企业业绩波动水平越低;风险投资机构持股量越大,企业业绩波动水平越低。说明风险投资对企业的监管,核证和增值服务确实能给企业带来业绩波动水平。在对企业信息披露质量的情境效应研究时发现:相较于信息披露质量好,在信息披露质量不好的情况下,风投机构更能影响企业业绩波动。
本文的理论意义在于:本文发现了信息披露质量是风险投资影响企业业绩的重要情境维度。本文实践意义在于:(1)从长期发展的角度来看,关注企业的经营风险是未来公司治理的重点,这也是企业良性发展的关键。(2)风险投资对企业影响显而易见,进一步研究其影响机制和情境条件,并根据不同的情况作出及时的调整,这样才能有效降低企业极端决策的形成,避免其对企业价值的损害。
参考文献
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披露特征 篇6
上市公司管理层业绩预告作为一种重要的信息披露方式,越来越受到投资者和社会各方的重视。已有研究证明,公司管理者的背景特征影响了业绩预告披露的方式和披露的特征。研究还表明,在我国业绩预告具有一定信息含量并会受到市场各方参与者的关注,但信息含量中是否包含有关高管背景特征的信息尚未得到检验。尤其是我国资本市场发育程度还比较低,投资者能否对于高管发布的业绩预告充分理解以及通过高管的背景来对业绩预告信息进行识别值得检验。同时,随着我国证券市场的发展,以证券分析师和财经媒体为代表的信息中介发挥着重要作用。相对于普通投资者而言,他们对上市公司披露信息理解会更深入。那么分析师和媒体在选择预测对象和跟踪报道对象时,是否会考虑管理者的因素?本文以投资者反应、分析师跟踪和媒体报道来衡量业绩预告的市场反应,未分析高官背景特征对业绩预告披露市场关注度的影响。
二、理论分析与研究假设
(一)高管背景特征与业绩预告投资者反应
根据有效市场假说,公司管理层发布的盈余信息能够引起股票价格的波动。根据管理者才能信号理论,管理者发布盈余预测信息除了要影响投资者预期外,还会展示公司管理者的分析复杂事物和预测公司未来的能力。而且越有能力的管理者越倾向发布准确度和精确度比较高的预测信息,从而建立良好信息披露声誉。随着资本市场中投资者不断成熟,他们开始意识到公司管理者的差异是导致信息披露差异的重要因素,于是投资者开始通过观察管理者自身具有的某些特征来做出对公司披露信息的反应。我们认为,如果上市公司管理层盈余预测包含了与管理者能力有关的信息,投资者可以通过识别有能力的管理者来判断其发布的业绩预告信息。而且,管理者能力更多的可以通过其自身具有的某些特征体现,因此,资本市场上的投资者应该会通过识别管理者的特征来做出对管理层业绩预告的反应。基于以上分析,提出如下假设:
假设1:上市公司业绩预告中包含了与高管特征有关的信息,即高管的背景特征能够一定程度上影响业绩预告的市场反应程度
(二)高管背景特征与业绩预告分析师跟踪
上市公司管理层的背景特征影响分析师预测行为主要通过两种方式:一是管理者背景特征作为公司业绩预告披露可靠性的信号标志,是分析师搜寻可靠会计信息的重要依据。二是管理者的背景特征影响着分析师与公司管理者双方合作关系的建立。一般认为,管理者的能力越强,越有可能发布准确的业绩预告信息。此外,高管的年龄、性别以及专业等特征都在一定程度上反映了高管信息披露的能力。公司管理层和分析师在进行盈余预测的过程中相互影响,为了满足各自的需求经常建立一种合作关系。尤其是目前上市公司整体的披露质量不容乐观,分析师进行分析的信息来源受到很大限制。因此,证券分析师更多的选择依靠私人信息渠道来获取关于上市公司盈余的有关信息。在这个过程中,分析师尤其重视与公司管理者建立良好的沟通关系。基于以上分析,提出如下假设:
假设2:公司管理者学历越高,年龄越轻,以及具有财务背景越容易吸引更多的分析师跟踪
(三)高管背景特征与业绩预告媒体报道
管理者的披露能力除了要得到投资者和分析师的认可外,媒体的报道是体现管理者自身能力和建立声誉的重要途径。而且媒体报道有助于提高公司信息披露的信息含量并吸引更多的分析师跟踪。根据媒体有偏论(media bias)(Jensen,1979),媒体在选择报道对象时具有很强的选择性,会根据自己的偏好来决定报道对象。在我国,财经媒体主要由国有媒体控制,这样会导致了政府部门会对这些媒体施加很大的影响。具有政府关联的公司可能会利用与政府部门的关系,获取更多的媒体关注度。基于以上分析,提出如下假设:
假设3:具有政府背景的管理者发布的盈余预测,能够吸引更多的媒体报道
三、研究设计
(一)样本选择和数据来源
本文上市公司管理层业绩预告样本为2008-2012年间管理层业绩预告观测值,其中,业绩预告精确度、准确度数据均为手工整理计算,其他数据主要来源于国泰安数据库和WIND数据库。对每个模型的回归,我们都剔除了数据不全的观测值,最后得到每个模型的观测值数量;对于媒体报道的数据,我们重点选取了《中国证券报》、《证券时报》、《上海证券报》、《证券日报》、《中国经营报》、《经济观察报》和《21世纪经济报道》。
(二)变量定义
(1)被解释变量。第一,业绩预告的市场反应(Return)。采用累计超额收益报酬率作为业绩预告的市场反应。第二,分析师跟踪。以盈余预告发布年度,对公司盈余进行预测的分析师数目。第三,媒体报道。以盈余预告发布年度,对每家上市公司媒体报道的数量。(2)解释变量。解释变量是高管的背景特征,包括人口背景特征、专业背景特征和政治背景特征三个方面。(3)控制变量。业绩预告披露意愿,即是否自愿披露业绩预告,自愿披露取值为1,强制披露取值为0;此外我们控制了成长性(INCREASE)、预告倾向(SIGN)、财务杠杆(LEV)、盈余变化(△EARNINGS)对信息质量的影响。最后我们控制了行业因素对信息质量的影响。
(三)模型构建
为了检验市场对业绩预告的反映是否受到了高管背景特征的影响,建立如下模型:
我们采用事件研究法对业绩预告的市场反应进行实证分析。我们将业绩预告公告日确定为0日,如果公告日为非交易日,则将公告日后的第一个交易日定为0日。由于长期窗口[-50,25]考察“信息效应”,会引入较多信息噪声,可能高估信息含量;短期窗口[-1,1]考察“披露效应”,可能会损失一部分信息含量,因此我们使用中期窗口[-20,20]作为检验市场反应的有效期。同时,我们采用市场调整模型计算累计超额收益率(CARt,Cumulative Average Return)作为业绩预告的市场反应(计算过程略)。
为了检验高管背景特征与分析师预测的关系,建立如下模型:
为了检验高管背景特征与媒体报道之间的关系,建立如下模型:
四、实证分析
(一)描述性统计
如表2所示,不同上市公司业绩预告的市场反应、分析师跟踪和媒体报道有较大差异。同时还发现,上市公司高管背景,包括年龄、性别、教育程度、财务背景和政治背景也存在一定差异。
(二)相关性分析
表3列示了主要变量的相关系数。从相关系数分析,不难发现:(1)业绩预告披露质量(主要包括准确性和精确性)与业绩预告的市场反应、分析师跟踪以及媒体报道显著相关;(2)上市公司高管背景特征与业绩预告的市场反应、分析师跟踪以及媒体报道显著相关;(3)各变量的相关系数大都在0.5以下,因而模型不存在严重多重共线性问题。整体来看,单变量分析结果基本与理论预期相符,但因为尚未控制其他变量的影响,故还需进行多元回归分析才能得到更稳健的实证证据。
注：表 3 上半部分报告的是 Spearman 相关分析矩阵，下半部分报告是Pearson 相关分析矩阵，*、**、*** 分别表示双尾显著性水平为 10％、5％、1％。
(三)回归分析
(1)高管背景特征对业绩预告投资者反应的影响。表4模型(1)报告了CEO背景特征对业绩预告投资者反应的影响。从报告的结果来看,说明我国上市公司披露的业绩预告具有信息含量,能够引起市场反应。同时还发现,资本市场中的投资者对业绩预告的反应一定程度上受到高管背景特征的影响。这说明我国资本市场中的投资者对公司财务信息的解读时会考虑管理者个人的因素,尤其是当管理者具有财务背景时,资本市场对业绩预告的反应会更加强烈。这在一定程度上可以理解为具有财务背景的管理者向市场传递了管理者披露能力较高的信号,并得到了投资者的信任。(2)高管背景特征对业绩预告分析师跟踪的影响。表4模型(2)报告了CEO背景特征对业绩预告分析师跟踪之间的影响。从回归结果来看,上市公司业绩预告披露质量越高,越能够吸引更多的分析师对公司进行分析预测。同时还发现,当CEO具有财务背景特征时,能够进一步增强业绩预告披露质量与分析师跟踪人数之间的相关关系。这说明具有证券背景的高管更容易和分析师建立沟通关系,有利于吸引更多的分析师对公司进行预测。(3)高管背景特征对业绩预告媒体报道的影响。表4模型(3)报告了CEO背景特征对业绩预告媒体报道影响的分析结果。从回归结果来看,上市公司业绩预告的披露质量与媒体报道数量具有相关关系,但并不显著。但是,当CEO具有某种背景特征时,能够吸引更多的媒体报道。从回归结果来看,当CEO具有政治背景特征时,能够显著增强业绩预告披露质量与媒体报道之间的相关关系,但其他背景特征并不显著。这说明媒体的报道具有一定的选择性,媒体更愿选择具有政治背景的CEO发布的业绩预告。
五、结论
本文研究发现:(1) 上市公司的业绩预告具有信息含量。一方面,上市公司业绩预告的披露质量与市场反应显著相关,尤其是业绩预告披露的精确度和准确度能够引起不同的市场反应。同时研究还发现,当CEO具有财务背景的时候,资本市场的反应会更为激烈。说明上市公司业绩预告的信息含量中包含了有关管理者个人的背景信息。市场中的投资者在对公司披露信息进行甄别的时候,会通过上市公司的历史准确性信息和管理者个人的能力信息进行判断;(2)上市公司业绩预告披露质量越高,越能够吸引更多的分析师对公司进行分析预测。同时还发现,当CEO具有财务背景特征时,能够进一步增强业绩预告披露质量与分析师跟踪人数之间的相关关系。这说明具有证券背景的高管更容易和分析师建立沟通关系,有利于吸引更多的分析师对公司进行预测;(3) 上市公司业绩预告的披露质量与媒体报道数量具有相关关系,但并不显著。但当CEO具有某种背景特征时,能够吸引更多的媒体报道。从回归结果来看,当CEO具有政治背景特征时,能够显著增强业绩预告披露质量与媒体报道之间的相关关系,但其他背景特征并不显著。这说明媒体的报道具有一定的选择性,媒体更愿选择具有政治背景的CEO发布的业绩预告。
摘要：在我国业绩预告具有一定信息含量并受到市场各方参与者的关注,但是信息含量中是否包含有关高管背景特征的信息尚未得到检验。本文以投资者反应、分析师跟踪和媒体报道来衡量业绩预告的市场反应,通过分析高管背景特征对业绩预告披露市场关注度的影响,验证了高管背景特征对业绩预告的市场关注度产生一定影响。
关键词：高管背景特征,业绩预告,市场关注度
参考文献
[1]李丹、贾宁:《盈余质量、制度环境与分析师预测》,《中国会计评论》2009年第4期。
[2]宋乐、张然:《上市公司高管证券背景影响分析师预测吗?》,《金融研究》2010年第6期。
披露特征 篇7
随着人们对环境问题的关注,全球步入低碳经济时代,企业生产经营活动对环境的影响日益为社会所关注。同时,可持续发展战略的实施,要求我国社会经济发展增长模式从高能耗向低能耗转变,政府发布的环境相关法规和标准也趋向规范和健全,而企业环境信息披露也逐渐成为环保工作的重要内容。环境信息披露不仅能够加强企业社会公德和责任意识、提高企业经济效益,而且是国家保护环境和资源、建设环境友好型社会的重要途径。依照我国目前的经济结构,国企是国民经济的支柱,央企则是国有企业的主力军,更是促进国有经济发挥作用的主干力量,理应在环境信息披露方面发挥表率作用,实现经济绩效与环境绩效的共赢发展。与传统的强制性会计信息披露不同,环境信息披露属于自愿性信息披露范畴,通常以社会责任报告为披露载体,信息披露主观程度相对较强。基于此,本文选取国务院国资委央企名单作为研究样本,梳理2012-2014年度社会责任报告中披露的环境信息,以内容分析法为基本手段,尝试从环境管理、节约资源能源、降污减排等方面评价和分析央企环境信息披露特征,提供央企环境责任监管证据,促进企业可持续发展。
二、央企环境信息披露特征分析方法
本文分别从数量特征和质量特征两方面评价和分析央企环境信息披露现状,前者主要围绕环境信息披露篇幅与完整性展开,主要考察环境信息披露在社会责任报告中的重要程度以及环境信息披露项目完整程度;后者针对环境信息披露基本内容展开分析,反映环境管理、能源消耗以及节能减排等信息披露质量。
根据2011年中国社科院发布的《中国企业社会责任报告编写指南》,环境信息主要内容分为三大方面:环境管理、节约资源能源和降污减排。2013年,全球报告倡议组织(GRI)发布了新版《可持续发展报告指南(G4)》,将环境信息指标分为物料低碳性、生物多样性、环境认证、环保支出及投资、供应商环境评估、环境问题申诉机制、能源消耗、节水、清洁生产实施情况、废气排放、污水和废弃物排放、交通运输环境影响共计十二个指标。
有鉴于此,学者们在对环境信息披露质量特征进行评价时,采用了信息披露领域常用的“内容分析法”,如Patten(1992),Darrell和Schwartz(1997),沈洪涛(2014),吴勋和徐新歌(2015)等。本文以央企社会责任报告为环境信息披露主要载体,依据量化性、显著性和时间性来评价环境信息披露质量特征的三个维度:位置(Where)、时间(When)和方式(How);设计环境管理、节约资源能源以及降污减排等环境信息披露质量层次,依此构建环境信息披露质量评价指标,如表1所示:
因此,每一项披露指标质量得分的值域[0-9]分;在分析环境信息披露质量特征时,采用样本单位质量得分均值反映中央企业环境信息披露平均水平。
三、央企环境信息披露数量特征
(一)研究样本选择
在2003年国资委成立之初,央企数量为196家,之后经过兼并重组,截止2015年8月国资委发布的央企名录,实际央企数量为111家。本文研究样本主要来自这111家央企发布的2012-2014年的年度社会责任报告,其中2012年发布社会责任报告110份,2013年发布社会责任报告109份,2014年发布社会责任报告85份(截止时间为2015年8月31日)。
(二)环境信息披露整体篇幅
央企在其社会责任报告当中一般设有专门的环境信息披露章节,环境信息披露整体篇幅在一定程度上也代表了管理当局对于环境保护的重视程度。本文通过社会责任报告总篇幅、环境信息披露篇幅的数值区间、均值和标准差等指标反映环境信息披露数量特征,如表2所示:
由表2可以看出,央企社会责任报告总页数的数值区间分布在[24-153],披露篇幅参差不齐,差异相对较大。环境信息披露数值区间分布在[4-20],后者占前者的百分比在2.63%-32.58%之间,平均为15.57%。中国节能环保公司2012-2014年社会责任报告页数分别为101、119和90页;2012-2014年环境绩效信息页数分别为12、18和20页,是央企中环境信息篇幅占社会责任报告比例最高的企业。占比最低的企业是国家电网公司,2012-2014年环境信息披露页数分别只有1、3和3页。总体来看,虽然环境信息披露篇幅在社会责任报告当中所占篇幅有限,但呈现明显改善趋势,说明环境信息披露逐渐引起央企重视,并将趋于常态化。
(三)环境信息披露完整性
按照本文提出的环境信息披露评价质量方法,环境信息披露分为环境管理、节约资源能源与降污减排三个维度。环境管理信息披露通过物料低碳性、生物多样性、环境认证、环保支出及投资、供应商环境评估以及环境问题申诉机制等指标反映;节约资源能源信息披露涉及能源消耗、节水、清洁生产实施情况;降污减排信息披露包括废气排放、污水和废弃物排放、交通运输环境影响等方面。据此对环境信息披露完整性展开分析,2012-2014年度具体披露情况见表3所示:
央企环境信息披露完整性显示,降污减排信息披露中的“废气排放”是社会责任报告中披露最为广泛的项目,三年来披露该内容的央企数量平均占总样本的92%,接下来依次为“能源消耗”和“污水和废弃物排放”两项内容,平均占总样本的85%,披露上述三项内容的央企占比在样本期间内均有所提高。披露最少的项目是“供应商环境评估”和“环境问题申诉机制”,仅有3%的央企披露了这两方面的相关内容。整体来看,虽然央企环境信息披露完整性呈现上升趋势,但信息披露内容存在一定差异,信息披露完整性有待进一步提高。
四、央企环境信息披露质量特征
(一)环境信息披露质量层次评价
本文依据环境管理、节约资源能源和降污减排三个环境信息披露质量层次,从显著性(E)、量化性(Q)和时间性(T)等三个维度来评价反映中央企业环境信息披露质量,如表4所示:
按照本文构建的环境信息披露质量评价方法,环境信息披露质量不够理想,整体得分偏低。环境管理信息披露是中央企业当前环境信息披露的重点内容,显著性、时间性与量化性相对较好;节能资源能源与降污减排信息披露明显弱化,表明回避环境监管、信息透明度有限仍然是央企存在的主要问题。大部分央企只披露了现在的环境信息,没有对未来信息做规划预测,并且很少有央企实施环境信息比较,环境信息量化程度显著不足。
(二)环境信息披露质量指标分析
(1)环境管理方面。环境管理信息披露主要包括物料低碳性、生物多样性、环境认证、环保支出及投资、供应商环境评估以及环境问题申诉机制六个方面内容,同样从显著性(E)、量化性(Q)和时间性(T)等三个维度反映央企环境管理信息披露质量。如表5所示:
整体来看,央企环境管理信息披露水平不够理想,尤以供应商环境评估和环境问题申诉机制的显著性、时间性和量化性分值最低,显示央企普遍缺乏环境评估与应对机制。从显著性和量化性得分来看,除了物料低碳性和环保支出及投资以外,央业普遍没有在独立的环境绩效报告中反映全部的环境管理信息,定性信息披露显著多于量化信息披露,可能的原因在于定性的环境信息披露更容易回避环保部门监管。值得注意的是,环境管理信息披露的时间性得分普遍较低,显示央企环境信息时效性不强,缺乏前瞻性和比较性的信息披露内容,可能影响环境信息披露可理解程度。
(2)节约资源能源方面。节约资源能源信息披露主要包括能源消耗、节水、清洁生产实施情况这三个内容,从显著性(E)、量化性(Q)和时间性(T)等三个维度反映中央企业节约资源能源信息披露质量,具体如表6所示:
与环境管理信息披露质量水平类似,节约资源能源信息披露的时间性分值仍然较差,能源消耗、节水与清洁生产实施情况信息披露普遍以历史信息为主,滞后性比较明显。能源消耗的量化性得分相对节水和清洁生产实施情况较为理想,说明能源耗用的相关量化信息披露正在引起央企重视。值得注意的是,节约资源能源信息披露显著性得分不够理想,专门化、规范化的节约资源能源信息披露并没有得到央企的普遍关注。
(3)降污减排方面。降污减排信息披露主要包括废气排放、污水和废弃物排放、交通运输环境影响三重内容,同样从显著性(E)、量化性(Q)和时间性(T)维度反映降污减排信息披露质量,如表7所示:
不难看出,废气排放信息披露的显著性、时间性和量化性分值均为最佳,污水和废弃物排放信息披露分值也相对较为理想,主要原因在于企业节能减排问题已经成为环境保护和监管当局管制重心,说明政策导向能够对央企环境信息披露发挥导向性作用,尤其是在央企具有一定的政治关联这一内生背景下。当然,交通运输环境影响的信息披露显著不足,在雾霾治理的发展趋势下,央企理应结合所在行业基本特征,逐步提高交通运输环境影响的信息披露水平。
五、结论与建议
(一)研究结论
本文以央企2012-2014年度社会责任报告为研究对象,利用内容分析法构建环境信息披露质量评价框架,梳理环境信息披露数量与质量特征,主要研究结论如下:(1)环境信息披露篇幅占社会责任报告比重有限,但呈现明显改善趋势,说明环境信息披露逐渐引起央企重视,并将趋于常态化;但环境信息披露内容存在一定差异,信息披露完整性有待进一步提高。(2)环境信息披露质量层次分析结果显示环境信息披露质量不够理想,整体得分偏低;环境管理信息披露是中央企业现阶段环境信息披露的重点内容,节能资源能源与降污减排信息披露明显弱化,表明环境信息披露透明度欠佳仍然是中央企业存在的主要问题。(3)环境信息披露质量指标分析结果显示中央企业普遍缺乏环境评估与应对机制,节约资源能源与交通运输环境影响信息披露显著性不足;定性信息披露显著多于量化信息披露,可能的原因在于定性的环境信息披露更容易回避环保部门监管;时间性得分普遍较低,表明央企环境信息时效性不强,缺乏前瞻性和比较性的信息披露内容,可能影响环境信息披露可理解程度。
(二)相关建议
基于此,本文提出以下央企环境信息披露完善建议:(1)深化社会责任意识,倡导自愿性环境信息披露。央企作为国民经济的排头兵,理应强化环境保护意识,形成环境信息披露示范效应,发挥环境信息披露信号传递效用,进而树立良好企业形象。(2)规范信息披露内容,提高环境信息披露完整性与可比性。央企环境信息披露缺乏具体操作指南,必须尽快统一环境管理、节约资源能源、降污减排等具体环境信息披露项目,从而加强环境信息披露规范程度。同时,还应加强与《可持续发展报告指南G4》等国际环保指导规范的一致性,增强供应商环境评估、环境申诉机制等领域的信息披露。(3)完善信息披露方式,提高环境信息披露可理解性。逐步加强量化环境信息披露内容,形成对定性环境信息披露内容的互补;提供比较性环境信息披露,环境正面和负面信息披露相结合,促进央企环境信息披露质量提高。
参考文献
[1]沈洪涛等:《告白还是辩白——企业环境表现与环境信息披露关系研究》,《南开管理评论》2014年第2期。
[2]吴勋、徐新歌:《企业碳信息披露质量评价研究——来自资源型上市公司的经验证据》,《科技管理研究》2015年第13期。
[3]彭华岗:《中国企业社会责任报告编写指南(CASS-社会责任报告2.0)》,经济管理出版社2011年版。
披露特征 篇8
一、会计信息披露制度及其特征分析
会计信息的有用性受会计系统的有效性影响很大。一个完善的会计制度既能规范会计信息披露行为, 又能使体制高效率地发挥会计信息在优化资源配置中的重要作用。因此, 同大企业一样, 中小企业也需要会计信息披露制度。不过, 中小企业有着自身的特征, 这使得其所建立的会计信息披露制度具有特殊性:一是中小企业大都是所有权与经营权相统一的企业, 非程序化决策在中小企业决策中占据重要地位, 这突出了企业家的地位。二是中小企业是在市场机制下能够充分参与市场竞争机制, 这与企业的市场份额又直接相关。三是中小企业的资源较为短缺。相对于大企业, 中小企业的生产要素短缺是其重要特征。与此相适应, 会计信息披露制度对于中小企业而言, 要具有以下特征:
一是要有权威性。对于信息的使用者而言, 披露制度约束一方面对于增强信息透明度至关重要, 又能改变企业对于以后经营业绩的预期, 对公司价值也存在影响, 另外, 它使信息的可靠性不断增强, 即该制度将影响会计信息的作用。总之, 以中小企业为主体的会计信息披露制度能够激励企业变革、提高中小企业会计实务和信息披露的质量, 进而提高经济运行的市场化程度。
其次, 灵活性。中小企业往往小而专、小而优, 能够参与社会化大生产, 通过提供优质的零配件和服务, 可以促进企业之间的密切协作。因此, 中小企业进行会计信息披露要考虑分工协作方式下对特殊会计信息的需要。
再次, 有效性与保密性。会计信息需要大量时间和资源, 信息披露成本不断增加。对于中小企业信息进行披露, 其使用对象主要是金融机构和相关政府机关, 因此在信息披露制度设计中, 提倡简便有效的会计信息才能减少信息费用。同时, 严守秘密也很重要, 由于进入门槛低, 中小企业的资源又一般较为短缺。所以其会计信息要充分体现保密性, 以维护自身的市场竞争地位。
二、中小企业会计信息披露结构分析
中小企业的产权结构多数是所有权和经营权合二为一, 产权上基本有效解决了所有者的激励约束问题。同时, 中小企业内部组织结构简单化, 出于最经济利用原则, 企业所有者倾向于进行集中决策。由于基层分散信息传递中缺少分解而不具有规范的表达形式, 对于企业管理者而言, 它可能会准确理解并快速获得该信息。但是, 对于信息的外部使用者而言往往难以理解。因此, 其信息披露结构必须规范化并易于传递。
具体而言, 中小企业的会计信息披露结构要在实务中体现自愿披露的原则。其中前者需要借助于两个层次的要求, 一是法律规范, 二是准则制度, 由专业性规范和相关性规范组成。实际上, 专业性规范更详细且具有操作性。后者则要考虑特殊影响, 要对企业的发展方向、公司管理部门的需要及社会责任等进行分析, 要着重提高其对公司经营风险预测的能力。
三、对信息披露实现机制的相关概括
信息披露制度的效率与披露行为的规范化密切先关, 也与传导机制关系密切。在实践中, 要努力完善中小企业的会计信息披露传导机制, 具体要做好以下几点工作:
首先, 要建立一定的信誉机制。实现机制主要应外部使用者需求而建立, 能够提升企业经营的透明度, 这就离不开信誉机制。中小企业的规模和实力往往不能承受第三方监督的高昂费用, 因此, 信誉机制要理性预期下充分建立市场化机制。要从提高信息欺诈成本出发, 建立一系列的激励与约束机制。
其次, 要强化政府、投资人及公众的监督能力, 改进会计信息披露的质量与效率。要从法律上对企业的披露义务及责任进行衡量, 并赋予相关机构追责的权力。
再次, 公司治理结构是一个制度环境, 影响着会计信息披露的质量。研究发现, 诚信机制的形成离不开自我约束机制。在中小企业治理过程中, 要积极培育传统文化。考虑到中小企业一般处于外部控制条件下, 要结合内外部的控制系统, 促进其有效实施公司治理。
参考文献
[1]叶利明.中小企业财务管理研究[J].企业研究, 2011 (14) :98-99
披露特征 篇9
有效的内部控制对保证财务报告质量, 防范企业风险, 实现可持续发展具有重要意义。近年来, 随着国内外一系列会计丑闻的出现, 如何建立有效的内部控制成为各国监管机构关注的重点。美国于2002年颁布了Sarbanes-Oxley Act (萨班斯法案) , 这一法案的出台有利于提高企业管理当局内部控制的意识, 促使内部控制的改进, 同时也提高了财务信息的可靠性, 为投资者提供重要的决策依据, 是美国内部控制信息披露从自愿性到强制性的标志。2006年, 我国先后发布了《上海证券交易所上市公司内部控制指引》和《深证证券交易所上市公司内部控制指引》, 分别针对沪深两市上市公司在内部控制目标、框架、内容和信息披露方面做出了规定, 要求两地上市公司在年度报告中披露内部控制自我评估报告及注册会计师对自我评估报告的审核评价意见。由此, 我国上市公司内部控制信息披露也从自愿阶段进入到强制披露阶段。2008年, 财政部等五部门又颁布了《企业内部控制基本规范》, 但到目前为止, 我国监管机构只是要求上市公司披露内部控制自我评估报告, 而注册会计师出具的内部控制鉴证报告 (IPO除外) 尚属自愿披露。在学术界, 内部控制相关问题研究成为近几年的热点, 主要表现在研究内部控制信息披露规则、内部控制信息披露现状及改进、内部控制评价及审核、内部控制信息披露影响因素等四方面 (吴国萍, 蒋丽霞, 2009) , 而关于影响因素方面, 主要涉及到公司治理 (包括股权集中度、董事会规模、董事长与总经理是否二职兼任、委员会设立个数、监事会会议次数、独立董事比例、国有股比例、高管持股比例等) 、审计情况 (包括审计意见、审计中介、审计质量等) 、上市情况 (包括上市地点、上市年限、再融资要求等) 、公司状况 (包括公司规模、经营业绩、财务状况、成长情况等) 以及违规处罚等多个方面 (张瑶, 2008;林斌, 2009;李少轩、张瑞丽, 2009;杨有红、陈凌云, 2009;方红星等, 2009;陈艳等, 2009;张颖, 郑洪涛, 2010;宋晓文, 2010) 等, 本文则是根据内部控制信息披露相关理论, 及我国上市公司内部控制信息披露现状分析的基础上, 针对上市公司特征与内部控制信息披露进行实证研究, 本文所称的公司特征主要从盈利能力、财务标杆、流动性、是否聘请四大会计事所务审计、是否同时发B股五项因素进行分析。而关于内部控制信息披露水平的衡量, 很多学者采用内容分析法, 通过构建内部控制信息披露指数来衡量。这种方法首先根据内部控制信息披露项目构建评分表或披露项目表, 依据其详细程度和是否披露进行打分, 然后加总得到各公司的内部控制信息披露分数作为内部控制信息披露指数。或者, 将各公司的内部控制信息披露分数除以最大可能披露的内部控制信息项目得分之和, 得到各样本公司的内部控制信息披露指数。但自从内控自评报告作为强制披露的以后, 尤其是近两年, 所有的上市公司几乎都按照要求进行了较为详尽的披露, 公司间的披露差异在减少, 这种方法的适用性和合理性存在一定的问题。因此, 本文采用虚拟变量的方法, 即若公司同时发布了内部控制鉴证报告则用1表示, 若没有, 则用0表示。并选取了2009年深圳证券交易所上市交易的650家A股公司作为研究样本, 对我国上市公司的公司特征与公司内部控制信息披露之间关系进行了实证分析。
二、研究设计
(一) 研究假设
信号理论 (Signaling Theory) 认为在交易过程中, 交易双方存在明显的信息不对称现象, 从而产生逆向选择问题。为了与经营业绩差的公司区别开来, 经营业绩好的公司会选择自愿披露, 信息披露也会更加频繁 (Foster, 1986;Miller, 2002) 。即公司的盈利能力越强, 就有较强的动机披露内部控制信息。当公司的盈利能力达到一定程度时, 公司治理结构就会相对完善, 内部控制也相应健全, 就会积极地对外披露内部控制信息。因此提出:
假设1 (H1) :上市公司的盈利能力与内部控制披露水平存在显著正相关关系
内部控制建设是一系统工程, 需要从制度建设、各部门协调考虑。财务杠杆大的公司表明公司负债偏高, 公司还债压力大, 有较高的财务风险, 因此, 没有更多精力及资金建设内部控制制度, 也无动力申请注册会计师提供鉴证报告。因而提出:
假设2 (H2) :上市公司的财务标杆与内部控制披露存在负相关关系
财务状况良好的公司其流动比率表现就大, 有充分的流动资金进行内控建设, 更愿意披露内部控制, 显示其资金的安全性, 增强债权人的信心, 吸引更多的资金, 降低融资成本。因此提出:
假设3 (H3) :上市公司的流动性与内部控制披露水平存在显著正相关关系
一般认为, 四大会计事务所客户多, 更具独立性, 其外部监管的约束力也更强, 因此, 对上市公司的内控信息披露要求更严格, 所出具的报告更准确, 更可靠。如果上市公司聘请的会计事务所为“四大”, 其内部控制信息披露程度就会越详尽, 质量也会较高。因此提出:
假设4 (H4) :聘请四大会计事务所的上市公司更有意愿披露内部控制信息
同时发行A股和B股的公司由于所适用的会计准则和审计准则与仅发行A股的公司之间存在一定的差异, 从而可能导致信息披露水平的不同。若上市公司同时在不同地点上市, 为了保证不同市场相关利益者对等的信息知情权, 上市公司必须按照准则要求的披露相关信息。如果依据我国准则来评价上市公司披露的信息, 则其必然表现出更多的内部控制披露倾向。因此提出:
假设5 (H5) :同时发行B股的上市公司更愿意披露内部控制信息
依据上述假设, 可以初步地估计公司特征相关变量对内部控制信息披露的影响方向, 见 (表1) 。
(二) 样本选取
本文以2009年在深市主板上市的A股公司为研究对象, 并从中剔除以下样本:金融、保险行业上市公司 (行业差异十分明显, 导致信息披露的内容存在显著特殊性) ;股票特别处理和特别转让 (分为ST和*ST) 的公司 (由于股票的流动性受到很大的限制, 所得相关披露信息结果将大打折扣) ;数据不全的公司;2009年上市的公司 (公司在上市过程中已聘请会计事务所对内控进行审核, 年报可能未经鉴证, 因此, 这类公司特殊, 从样本中剔除) 。剔除以上样本后确定的研究样本为650家, 所选的样本行业分布情况如 (表2) 。对650家公司进行统计发现:所有的上市公司都根据要求公布了内部控制自我评估报告, 而披露内部控制鉴证报告的只有297家, 占公司总数的45.69﹪, 不到公司样本总数的一半。
(三) 变量定义
因变量与自变量选择与定义如 (表3) 所示。在这些变量中, 盈利能力、财务杠杆、流动性、是否同时发行B股数据来自于国泰安CSMAR数据库, 内部控制信息披露水平、是否聘请四大会计事务所信息来自于深交所上市公司年报及公告。
(四) 模型建立
为了更深入地研究公司特征对内部控制鉴证报告披露产生的影响, 本文以内部控制披露水平为因变量, 以公司特征的五个要素为自变量, 构建如下的多元线性回归模型:
模型1:IC=β0+β1ROA+β2DEBT+β3CURRENT+β4AUDIT+β5AB+ε
各具体变量定义及其衡量参照 (表3) 。
三、实证结果分析
(一) 描述性统计
(表4) 反映了样本上市公司相关变量的基本情况。可以发现2009年年报中样本公司内部控制信息披露水平 (IC) 的平均值为0.46, 样本均值占最佳披露水平的比例为46%, 没有超过0.50, 说明我国上市公司自愿披露内部控制鉴证报告的意愿并不高;盈利能力分析净资产收益率 (ROA) 最低为-75.41%, 最高为37.39%, 均值为4.31%, 说明企业间经营业绩差别很大, 平均盈利能力还不够高;财务杠杆 (DEBT) 也反应了两极分化情况, 最低1.77%, 最高为126.24%, 而均值47.24%, 说明多数上市对财务风险采取了谨慎的态度, 平均负债水平控制较好;流动比率平均值接近2, 说明上市公司流动性处于正常水平, 有一定的偿还短期债务能力, 且不同公司间差别很大, 这可能跟行业的差异也有关系;而样本公司中选择聘请四大会计事务所进行审计的只占4%, 同时发行A股和B股的样本公司也只有5%。
(二) 回归分析
本文采用了逐步回归 (stepwise) 的方法对模型1进行了回归分析, 变量选取按照默认的标准, 即F值的概率值小于0.05时进入, 大于0.10时剔除。最终得到的回归模型如下:模型2:IC=β0+β1ROA+β2DEBT+β3AB+ε
模型2的多元回归结果见 (表5) 。可以看出, 方差分析的检验结果F=16.916, p<0.001, 说明所建立的回归模型具有统计学意义, 使用全部自变量来分析内控水平的多重回归模型与数据拟合度较好;t检验结果三个自变量的t值分别为-3.499, 3.152, -3.053, P值分别为p<0.001, p=0.002, p=0.002, 说明按a=0.05水平, β1、β2、β3全不为0, 自变量与因变量间存在线性关系;三个自变量的容忍度 (Tolerance) 都接近于1, 而膨胀因子 (VIF) 均小于5, 说明解释变量之间的共线性较弱;而根据D-W值, 回归模型的残差相互独立。但是, 调整后的R2仅为7.3%, 说明模型2中的解释变量对被解释变量的能力有限, 还有其他影响公司内部控制披露水平的因素有待探寻。 (表5) 的结果说明, 公司盈利能力与内控披露水平显著正相关, 这与本文的假设相同 (H1) , 即公司盈利能力越强, 越有意愿披露内部控制制度;财务杠杆与内控披露水平显著负相关, 说明财务杠杆越高的公司越不愿意披露公司内部控制, 这同本文的假设 (H2) 是相一致的;公司流动性与是否聘请四大会计事务所进行审计并无显著相关关系;而有趣的是, 同时发行A股和B股的公司则与内控披露水平呈负相关关系, 与本文的假设 (H5) 刚好相反, 产生这种结果的原因可能的是因为, B股是历史遗留问题, 自2001年以后再无新股发行, B股市场融资功能几近丧失, 交易亦不活跃, 从大的方面来说, B股市场已失去了其存在的必要性, 这些因素会使这些上市公司陷入不利局面, 其盈利能力、财务状况受到负面影响, 王凯涛等 (2004) 也发现同时发行B的公司其经营业绩要比单纯发行A股的公司要低。因此, 同时发行B股的公司与内部控制披露水平呈负相关关系。
四、结论与建议
本文分析发现, 目前上市公司均按照监管部门的要求较为详尽地披露了内部控制自评报告, 而鉴证报告对外披露的比例占到45.69﹪, 说明多数公司并无意愿对其内部控制进行审核鉴证并对外披露, 这可能是出于成本考虑, 另外也和公司内部控制本身有效性较弱有关系。影响上市公司内控信息披露水平的公司特征有:盈利能力、财务杠杆、是否同时发行B股。其中, 盈利能力与内控信息披露水平显著正相关, 而盈利能力则为最重要的影响因素, 这可能是因为盈利能力好的公司也有较强能力承担内控建设及信息披露等相关成本;财务杠杆、是否同时发行B股与内控信息披露水平显著负相关, 这与公司财务风险大, 受B股市场拖累等因素有关系。而公司流动性与是否聘请四大会计事务所与内控信息披露水平并无显著关系。通过以上分析, 提出以下建议:上市公司应该努力提高公司的盈利能力, 同时要适度负债, 保持良好的经营业绩和财务状况, 以建设合理有效的内部控制, 促进公司实现长期可持续发展;监管部门应采取措施鼓励上市公司自愿进行披露, 应尽快出台B股改革方案, 使其真正实现融资功能。
摘要：本文选取2009年深圳证券交易所上市交易的650家A股公司为研究样本, 对上市公司的公司特征与公司内部控制信息披露之间关系进行了实证分析。结果发现:盈利能力越好的公司越倾向于披露内部控制信息;公司财务杠杆较高和同时发行B股的公司无意愿披露内部控制信息;公司的流动性与公司是否聘请四大会计事务所对内部控制信息披露水平无显著影响。
关键词：公司特征,内部控制,信息披露
参考文献
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