資產質量具有信息含量嗎

楊微 干勝道

【摘要】在注冊制推行的背景下， 基于資產負債觀和決策有用觀， 對企業資產質量在資本市場中的信息效用進行研究。 以2010 ～ 2018年我國制造業上市公司為樣本進行實證研究， 結果發現： 制造業上市公司的資產質量從整體上具有一定的信息含量， 但是各種質量特征所發揮的信息效用存在異質性， 盈利性和獲現性質量特征的信息含量較為充分， 存在性和周轉性質量特征所提供的信息含量有限， 發展性和安全性質量特征的信息效用不明顯。 進一步研究顯示： 資產質量可以通過釋放企業成長性的信號來實現信息傳遞效用， 符合注冊制推行下上市公司評價的新標準。

【關鍵詞】資產質量;資本市場;信息含量;注冊制

【中圖分類號】F275? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2022）10-0077-10

一、引言

目前， 我國資本市場注冊制進入全面推進階段， 注冊制在資本市場的推行， 不僅為上市公司提升發展質量提出了新的目標和路徑——提高相關信息的透明度和真實性， 同時也強調在眾多市場信息中由投資者自主進行信息篩選和價值判斷， 真正把選擇權交給投資者和市場。 那么， 這勢必向投資者決策提出新要求： 如何選擇出有效的信息呢？ 如何對上市公司進行正確的價值判斷呢？

過去我國資本市場并不完善， 投資者對于信息的選擇存在偏好及跟風現象， 在評價企業價值時， 往往側重于對盈利的考察， 對資產或資產質量的關注則較少。 然而， 資本市場中股價崩盤事件頻發， 多數與企業資產狀況惡化相關， 預示著以盈利為主導的股票價格很可能與企業內在價值發生偏離， 如果只關注企業的盈利狀況， 很可能造成資本市場信息失效、投資者利益巨損、市場秩序混亂等后果。 根據資產負債觀和決策有用觀， 資產才是企業價值的本質來源， 而盈利只是企業運營的結果， 這種結果被操縱或舞弊的可能性遠高于企業資產， 也即是說， 資產運營情況的信息很可能較盈利信息更為真實可靠， 對于投資者做出理性決策也更為有用。

那么， 在眾多的資產信息中， 什么樣的信息更有價值呢？ 筆者以為反映資產配置、整合、運營過程的資產質量相關信息是一種綜合體現企業真實財務活動狀況的信息。 然而， 現有關于會計信息含量的文獻對企業盈余[1，2] 、審計意見[3] 、高管特征[4] 、內部控制[5] 等的市場反應進行了全面檢驗， 涉及資產質量信息效用的研究卻十分有限， 這與注冊制下對上市公司提高優質資產供給的要求稍顯脫離。 基于此， 本文旨在對企業資產質量進行綜合性評價， 并從資本市場的視角對企業資產質量的經濟后果進行探討， 以期驗證企業資產質量在資本市場中的信息有效性， 提升企業及利益相關者對資產質量的重視程度。

本文可能的貢獻包括以下方面： 一是根據制造業企業資產配置和運行的特點， 構建制造業企業資產質量的評價體系， 并運用熵值法對企業資產質量進行客觀量化， 豐富了對上市公司的評價體系; 二是基于信息觀， 檢驗了資產質量與股票超額收益率之間的相關性， 驗證了資產質量在資本市場中的信息有效性， 從理論上豐富了資產質量的經濟后果研究， 從現實上為注冊制下投資者決策提供了新的依據和視角; 三是通過“資產質量→企業成長性→股票收益率”的信息傳遞機制檢驗， 證實資產質量可以釋放企業成長性的信號， 并被投資者識別， 這符合注冊制下對上市公司的評價重心向企業成長性轉變的趨勢。

二、理論分析與假設提出

（一）資產質量信息含量的存在性

在注冊制背景下， 監管部門實行“寬進嚴出”， 不再對企業盈利進行硬性要求， 此時， 財務信息“決策有用觀”的作用凸顯， 有助于投資者做出理性決策。 資產作為會計六大要素之首， 是企業未來經濟利益的資源基礎， 也是呈現企業財務活動及成果的主要渠道， 因此， 了解企業資產質量對于投資者合理預期企業發展情況并做出相應決策就顯得格外重要。 在資本市場中， 投資者的決策行為又會影響上市公司的股票價格或市場價值， 可見， 資產質量的信息含量通過一系列連鎖反應由股價變化的方向和程度來決定。

已有文獻表明： 資產質量與企業的市場價值是相關的， 資產質量可以提高盈余的持續性和可靠性， 對企業價值具有正向的傳導作用[6] ; 相較于資本結構， 資產質量才是真正體現企業價值的本源所在[7] ; 唐國平等[8] 以實物期權為切入點， 認為資產質量會對企業價值產生異質性影響， 資產質量高的公司， 企業價值體現創造價值的功能， 反之， 企業價值則體現出清算置換的作用。 可見， 資產質量可以反映企業駕馭和管理其內部資源以及利用外部資源的能力[9] ， 從而更大限度地反映企業的真實價值， 如通過資產周轉率了解企業的資產管理水平、流動資產的獲利速度， 通過存在性特征了解資產的配置效率、戰略規劃以及整合效率， 通過資產對負債的覆蓋程度了解企業面臨的財務風險， 通過資產增長率了解企業的發展趨勢， 最終幫助投資者對企業形成除盈利結果之外更為深入和客觀的認知， 做出理性投資決策， 資產質量則可以向市場提供反映企業內在價值的有效信息。

在現行資產負債觀的會計制度下， 資產負債的計量和披露有助于會計信息質量的提高[10] ， 即與資產和負債相關的會計信息應該能夠為市場反應提供有效信息。 首先， 資產和凈資產的賬面價值被證實在股價估值中發揮著比盈余信息更為重要的作用， 且這種作用更為持久[11，12] ， 以我國企業和市場為研究主體的研究也得出了類似的結論[10，13] ; 其次， 資產流動性無論從股票收益率還是股票流動性上， 均能產生積極的市場反應[14，15] ， 說明在某些國外市場上資產的流動性具有信息含量; 再次， 排除盈余管理的影響， 在國內外市場上， 資產的減值計提均被證明與市場反應是負相關的[16-18] 。 楊碩、周煜皓[19] 研究得出資產結構中專用性資產的配置是企業股票價值的重要積極信號的結論。 楊文君、陸正飛[20] 發現無形資產中知識產權以及研發投入的披露能顯著提升公司股價。

綜上， 資產質量可以從各個層面向市場和投資者釋放有價值的增量信息， 形成相應的市場反應。 但是， 由于市場機制的復雜性和影響因素的多重性， 僅從單一方面考察資產的信息含量可能并不夠充分， 那么， 建立在綜合評價資產盈利能力、獲現能力、存在狀況、周轉速度、發展趨勢和財務風險之上的資產質量指標體系便能夠突破單純的數字披露， 深入整合資產信息， 釋放更為客觀的資產信號， 從而被市場有效地識別。 由此， 提出本文的主要假設：

H1： 資產質量具有信息含量， 即資產質量越好， 其市場反應越積極。

（二）分項資產質量特征的信息含量

資產質量對企業內部經營管理和外部資本市場資源配置的影響日益凸顯， 因此， 在整體資產質量具有市場反應的前提下， 進一步細化資產質量特征分類， 分項發掘不同資產質量特征的信息含量， 是優化資產質量市場識別機制的重要路徑， 因為它可以幫助市場快速有效地識別差異化的明細信息、優化信息篩選機制、提高資源配置效率等。

盈利性資產質量特征體現了單位時間內企業資產創造的價值總量; 獲現性資產質量特征衡量資產創造的收益中實實在在的現金比例， 因為現金流是保障企業持續經營的“血液”; 存在性資產質量特征表明企業資產的保值程度， 以及資產有機整合的合理性; 周轉性資產質量特征反映資產帶來經濟利益的速度， 速度越快， 一段時間內創造的收益也越多; 發展性資產質量特征意味著企業規模實現了擴張， 發展趨勢良好; 安全性資產質量特征表明可以把企業的財務風險控制在一定范圍內， 避免資不抵債、財務困境等不良后果發生。 以上資產質量特征都是考察資產運行效率和成果的重要方面， 不可或缺。 所以從理論上來說， 不同的資產質量特征應該可以從不同方面向投資者釋放資產狀況的信號， 幫助投資者判斷企業經營情況和未來發展趨勢， 做出投資決策， 從而引起相應的市場反應。 據此， 提出如下假設：

H2： 分項資產質量特征均具有信息含量， 且盈利性、獲現性、存在性、周轉性、發展性和安全性越好， 其市場反應越積極。

學術文獻中信息有效性的識別， 通常取決于相關性與可靠性的聯合檢驗和權衡[21] 。 自Ball、Brown[22] 首創性地證實了企業盈余數據與股票收益率的相關性之后， 學術界開展了對會計信息相關性的大量研究， 但從可靠性視角來衡量會計信息價值貢獻度的文獻較為匱乏。 依據Libby等[23] 的研究， 一個財務事項屬于表內確認還是表外披露， 其相關性和可靠性存在差別， 披露的數字具有相關性， 但其可靠性可能不足， 與披露的信息相比， 市場對確認的信息反應更為強烈。 依照如此思路， 可以對不同的資產質量特征進行信息相關性與可靠性的判斷。 投資者根據盈余數據直觀判斷企業未來盈利能力和成長性的方法較為普遍， 因此涉及盈余的財務信息一般具有較高的相關性， 但迫于上市要求、外部監管、內部代理問題等因素的影響， 企業進行盈余管理的動機較強， 從而造成盈余數據的可靠性較低。 相較之下， 基于收付實現制形成的現金流方面的信息更為可靠[24] 。 另外， 從表內外財務信息的獲得渠道來看， 呈現于表內的確認數據可能給投資者更為直觀的感受， 投資者對其敏感性更高， 依據表內信息做出決策的可能性便更大。 反之， 對于表外信息， 一般情況下文字與數字交融， 且沒有統一格式， 獲取信息的成本較高， 容易被投資者忽視， 但實際上這些信息更具內涵， 例如， 企業的資產減值信息、金融資產構成、應收賬款賬齡、供應商與客戶集中度等都可以更為細致和客觀地體現企業實際經營狀況， 其可靠性高而相關性低。 張國清和趙景文[25] 認為， 不可靠的信息可能導致更高的成本， 所以在會計信息質量方面， 可靠性應優先于相關性， 也從某種程度上說明市場對可靠性較高的信息識別度可能不足。

資產質量涉及的特征廣泛， 其指標來源和計算方式均存在差別， 因此其相關性和可靠性、獲得信息的難易程度也會有所不同。 基于信息的相關性和可靠性會導致不同的市場反應， 筆者認為： 盈利性指標對盈余數據的依賴過多， 盡管可靠性較低， 但因其市場相關性高可能信息含量更大; 獲現性、發展性、安全性等指標均來源于表內項目， 容易計量， 信息含量次之; 存在性、周轉性的評價涉及跨報表分析， 且多數信息來源于財務報表附注， 雖可靠性高但相關性較低， 信息含量最少。 綜上， 提出如下假設：

H3： 不同資產質量特征的信息含量存在異質性。

三、樣本選擇與研究設計

（一）樣本選擇

考慮到2008年金融危機外生沖擊對企業績效的影響， 本文選取2010 ～ 2018年作為時間窗口; 考慮到同一行業的資產配置具有類似性和可比性， 而制造業企業具備完整的供、產、銷經營鏈條， 可以完整地體現資產運作過程， 選擇以滬、深兩市所有A股制造業上市公司作為初始研究對象， 保證樣本信息真實可靠。 根據研究需要， 剔除ST和變量缺失的樣本。 為避免變量極端值的影響， 對連續型變量進行了上下1%的Winsorize處理。 本文數據來源于國泰安CSMAR數據庫， 使用的統計軟件為Stata 13.1。

（二）變量說明

1. 被解釋變量。 因為資產質量并非是隨機變化的， 而是體現在企業日常財務活動中的財務信息， 貫穿于企業經營的長期流程中， 所以， 它的信息相關性并不一定局限于年報公布日這一狹小窗口， 應該如盈余信息一般持續整個會計期間[26] 。 基于此， 本文參考Easton、Harris[27] 的做法， 采用關聯研究法， 以年為時間窗口， 對企業資產質量水平與股票累計超額收益率之間的關系進行實證研究， 檢驗資產質量是否有信息含量的主要假設。

公司當年的股票累計超額收益率（RET）， 即該公司當期股票收益率超過市場平均收益率的部分。 參考洪劍峭和方軍雄[28] 、唐松等[29] 的做法， 采取Buy-and-Hold Return的計算方法， 以年度為考察時間窗口， 用式（1）來計算：

其中： Ri，k是股票i在第t年第k個月的月收益率; Rm，k是股票所在市場在第t年第k個月的月收益率; RETi，t則表示公司i在第t年的股票累計超額收益率。 由于我國上市公司年報公布一般在次年的4月30日前， 故采用t年5月至t+1年4月這12個月的累計超額收益率來計算t年的RETi，t。

2. 解釋變量。 資產質量： 較早的資產質量僅以單一K值比率表示（K=|調整后每股凈資產-每股凈資產|/每股凈資產）， 但是這種方式并不合適， 一是2007年證監會取消了披露“調整后每股凈資產”的要求， 二是企業資產配置較為龐雜， 僅衡量有效資產與全部資產的比值無法反映資產的其他質量特征。 因此， 國內衡量資產質量的主流方式是從資產質量的特征入手， 選擇具有代表性的指標構建綜合評價體系[30-33] 。 在此基礎上， 考慮數據的可獲得性， 本文從資產的盈利性、獲現性、存在性、周轉性、發展性和安全性六個方面共選擇17個特征指標構建評價體系， 具體見表1。

其中， 盈利性體現了資產為企業帶來全部盈利的總量; 獲現性是資產在財務活動中獲得全部現金流量的能力， 彌補了以往研究只關注賬面利潤的不足; 存在性反映了企業總資產中真正能為企業帶來利潤的資產比重， 以及總資產內部不同類型資產的構成情況; 周轉性是指資產在企業經營運作過程中被利用的效率， 周轉速度越快， 一定時間內創造的效益越多; 發展性是指資產體現企業發展和規模擴大的特征; 安全性是指排除企業因素后資產整體抵抗風險的能力。 對以上指標運用熵值法來計算資產質量的得分， 能夠在一定程度上避免信息的遺漏和主觀偏差。

3. 控制變量。 參考以往研究會計信息含量的文獻， 本文選擇如下變量作為控制變量： 企業規模（LTE）， 等于企業年末凈資產的自然對數; 企業年齡（AGE）， 企業成立的年限， 涉及企業所處的生命周期階段， 生命周期階段不同， 投資者對企業的未來預期也不同， 市場表現也會發生變化; 經營風險（RISK）， 風險是投資者決策的重要影響因素， 所以風險會影響公司股票的收益率或價格， 考慮到資產質量中的安全性可以反映企業的財務風險， 故在此僅控制經營風險; 成長性（GROWTH）， 成長性越好的公司未來現金流可能越多， 越能獲得投資者的青睞， 獲得高額報酬率; 股權性質（SOE）， 國有與非國有企業是我國特殊制度背景下的產物， 投資者對兩種股權性質企業的態度并不完全一致， 可能會導致市場反應不同; 審計質量（SHENJI）， 審計意見和會計師事務所會對投資者行為產生重要影響[34] ， 進而影響公司在年報公布前后的市場表現。 除此之外， 還對樣本所處的行業（IND）和年份（YEAR）進行了控制。

詳細的變量定義及計算方法如表2所示。

（三）模型設定

為了檢驗資產質量及各項資產質量特征的信息含量， 沿襲Ball和Brown[22] 的方法， 以股票累計超額收益率為被解釋變量， 以資產質量為解釋變量， 同時加入各控制變量， 構建多元回歸模型， 如式（2）所示：

其中： AQi，t代表i企業第t年的資產質量， 包括資產質量指數（AQ）， 盈利性特征指數（AQ_Y）、獲現性特征指數（AQ_H）、存在性特征指數（AQ_C）、周轉性特征指數（AQ_Z）、發展性特征指數（AQ_F）以及安全性特征指數（AQ_A）。 通過考察各類資產質量變量的系數， 可以了解資產質量與企業股票累計超額收益率之間的關系， 進一步通過F-test和Vuong-test分析不同資產質量特征為解釋變量的系數和模型擬合優度， 可以區別不同資產質量特征的信息含量差異。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

主要變量的描述性統計結果如表3所示。 2010 ～ 2018年我國制造業上市公司股票累計超額收益率（RET）均值為-3.78%， 中位數為-8.61%， 說明無論是整體還是數量上， 一半以上的企業股票收益率低于市場平均收益率， 標準差為35.47%， 意味著不同企業間的股票累計超額收益率存在著較大的差異。 資產質量（AQ）的均值為17.92， 最小值為6.17， 最大值為75.65， 從分位數分布來看， 該指數呈現右偏， 即一半以上樣本的資產質量指數不超過平均數17.92。 從控制變量來看： 企業規模（LTE）的均值為21.37; 企業年齡（AGE）均值為20.89年; 經營風險（RISK）均值為1.65， 標準差為0.84， 75%分位數為1.73， 說明多數企業的經營杠桿差異不大; 成長性（GROWTH）均值為1.21， 25%分位數為1.02， 表明銷售增長率平均為21%， 且大部分企業的營業額均實現了不同程度的增長; 股權性質（SOE）均值為0.29， 說明制造業企業的樣本中有29%為國有企業; 審計質量（SHENJI）均值為0.68， 說明有68%的樣本審計質量好， 審計報告由知名會計師事務所出具且獲得標準無保留的審計意見。 各變量的描述性統計結果與已有文獻出入不大。

（二）回歸結果與分析

1. 資產質量的信息含量檢驗。 利用逐步回歸法對主假設進行檢驗[35，36] ， 結果如表4所示。 第（1）列是不納入任何控制變量的結果， 第（2）列是控制行業（IND）和年度（YEAR）影響后的結果， 第（3）列是加入前述其他控制變量后的結果。 可以看到， 資產質量（AQ）的系數均為正， 且通過1%置信水平的顯著性檢驗， 說明資產質量與股票累計超額收益率之間的正相關關系是較為穩健的， 具有信息含量。 經濟意義上， 資產質量指數每提升1%， 股票累計超額收益率提高0.192%， H1得以證明。 其他變量的系數如下： 企業規模與企業年齡的系數均不顯著， 說明它們對股票累計超額收益率的影響并不明顯; 經營風險的系數顯著為負， 說明企業面臨的經營風險越大， 資本市場上股票累計超額收益率下降的可能性越大; 成長性的系數顯著為正， 表明企業的成長性可以顯著地被市場識別， 成長性越好， 股票累計超額收益率則越高; 股權性質、審計質量等對股票累計超額收益率的影響并不顯著。

2. 分項資產質量特征的信息含量檢驗。 表5是以分項資產質量特征為解釋變量， 與股票累計超額收益率的回歸結果。 第（1）列是將各項資產質量特征納入同一回歸中的結果， 盈利性特征（AQ_Y）和獲現性特征（AQ_H）的系數在1%的顯著性水平上分別為24.719和4.494， 存在性特征（AQ_C）、周轉性特征（AQ_Z）和安全性特征（AQ_A）均未通過顯著性檢驗， 發展性特征（AQ_F）的系數顯著為負。 初步判斷， 資產質量中盈利性特征的信息含量最為充分， 其次為獲現性特征， 其余特征的影響作用需進一步檢驗。

第（1）列的回歸同時包含了6個維度的資產質量特征， 無法排除各個特征間的相互影響。 因此， 為了深入及細化研究各項資產質量特征的影響方向和程度， 本研究分別將它們與股票累計超額收益率單獨進行回歸， 結果如表5的第（2） ～ （7）列所示。 排除各變量間的相互影響后， 各資產質量特征系數的絕對值和顯著性均有所提高， 盈利性特征的系數依然最大， 為28.137且在1%的水平上顯著， 其次為獲現性特征， 系數為7.778且在1%的水平上顯著， 再次印證了第（1）列的回歸結果， 資產的盈利性和獲現性均具有不同程度的信息含量。 存在性和周轉性的系數也通過了顯著性檢驗， 均為正數， 說明資產的存在狀況和被利用效率也可以在市場上有積極的反應， 只是系數絕對值較小， 信息含量可能有限。 而安全性特征的系數絕對值最小， 且并不顯著， 意味著安全性特征在市場中不具有信息含量。 發展性的系數顯著為負， 說明市場對于企業規模的擴張并不總是予以積極反應的。 可能的原因在于， 規模的擴張容易產生其他成本， 而在投資者看來， 擴張帶來的收益低于其產生的成本， 從而導致了企業規模擴張的股價變動為消極的。 綜上， H2僅被部分驗證， 在其他因素不變的情況下， 盈利性、獲現性、存在性和周轉性均存在信息含量， 而發展性和安全性具有信息含量的假設沒有通過檢驗。

3. 資產質量信息含量的異質性檢驗。 為討論各個資產質量特征信息含量的差異， 將研究分為兩個階段。 第一階段， 在表5第（1）列的模型回歸基礎上， 通過F檢驗比較變量系數間的差異， 若檢驗結果的P值小于10%， 則可以認為兩個變量系數之間是差異顯著的。 但由于本文的變量未進行標準化處理， 所以F檢驗的結果無法直接比較系數間的大小。 對此進行第二階段的研究， 在表5第（2） ～ （6）列回歸的基礎上， 運用Vuong-test測試分項資產質量特征信息含量模型間的解釋能力差異[37] ， 以此比較不同資產質量特征的信息含量。

各個資產質量特征回歸系數兩兩比較的F-test結果如表6所示。 表6中呈現的是F值， 結果顯示， 盈利性特征、獲現性特征、發展性特征與其他各變量的回歸系數存在顯著差異， 除此之外， 存在性特征、周轉性特征以及安全性特征的系數之間并不存在顯著性差異， 說明盈利性特征、獲現性特征和發展性特征的信息含量顯著異于其他資產質量特征。 進一步地， 針對各項資產質量特征與股票累計超額收益率的回歸模型， 兩兩進行Vuong-test檢測， 表7中列示了基于Vuong-test計算的Z值。 在表7第（1）列中， Z值均顯著為正， 說明相較于其他資產質量特征， 盈利性特征對股票累計超額收益率的解釋力度更大， 即盈利性特征的信息含量最為充分。 第（2）列是獲現性特征模型與其他模型比較的Z值結果， Z值均為正， 且通過了顯著性檢驗， 說明除了盈利性特征， 獲現性特征的信息含量也高于其他資產質量特征。 然而表7第（3） ～ （6）列Z值均不顯著， 表明存在性、周轉性、發展性、安全性四種資產質量特征的信息含量不存在顯著差異。

綜合以上分析， 資產質量盈利性特征的信息含量最高， 獲現性特征次之， 市場對其他資產質量特征的識別程度有限， 對存在性、周轉性、發展性和安全性這些重要信息的獲取度并不高。 在市場的信息傳遞中， 資產質量的盈利性和獲現性仍然占主導地位， 這與現實是相符的， 但對其他信息的識別不足， 也揭露了資產質量信息傳遞過程中存在內部機制不足的問題。 事實上， 其他資產質量特征在某種程度上較盈余指標對企業而言更為可靠和有用， 也更能夠反映企業實際客觀的財務狀況， 所以引導投資者全面關注企業真實的財務狀況包括資產質量仍是未來需要努力的方向。

（三）穩健性檢驗

1. 采用工具變量法來緩解由于遺漏變量而導致的內生性問題。 參考周澤將等[38] 的研究， 將同年度除本公司外其他公司的資產質量平均值作為工具變量②， 通過兩階段回歸法（2SLS）重復以上回歸， 得到的結果如表8第（1）、（2）列所示。 在此基礎上， 還使用針對弱工具變量敏感度更低的有限信息最大似然法（LIML）進行回歸分析， 如表8第（3）、（4）列所示， 資產質量、各資產質量特征與股票累計超額收益率的關系與主回歸依然基本一致。

2. 加入滯后一期股票累計超額收益率作為控制變量。 為了緩解變量之間因果關系導致的回歸偏誤問題， 本文參考Klein[39] 、Klock等[40] 、Brown和Caylor[41] 、Chung等[42] 的做法， 加入滯后一期的股票累計超額收益率（L.RET）作為控制變量重新對各模型進行回歸。 運用固定效應模型緩解面板數據誤差項干擾的問題。 結果如表9第（1） ～ （4）列所示。

3. 替換相關變量衡量方式。 替換資產質量的衡量方式， 將各資產質量評價指標以年度中值為標準轉換為虛擬變量， 大于年度中值取1， 否則取0， 再將各特征的指標加總后除以指標個數， 得到每一維度質量特征的得分， 最后把各維度得分計算加總得到最終綜合資產質量的評價指數（DAQ）， 以此重新對主要假設進行檢驗。 結果如表9第（5）、（6）列所示。

上述穩健性檢驗的回歸結果與主回歸結果基本一致， 因此資產質量具有信息含量、資產質量特征的信息含量存在異質性的結論是穩健的。

五、進一步研究

注冊制改革后， 取消了對擬上市公司必須盈利的要求， 允許現階段尚未盈利但具有較高成長性的新興行業科技或創新型公司登陸資本市場[43] ， 也就是說， 上市公司的考量標準更側重企業成長性。 那么， 如果資產質量信息能夠幫助投資者重視企業成長性， 從而實現理性投資， 即可證明以資產質量為信息來源的判斷方法符合當前注冊制對投資者決策的引導。 驗證這一命題可以通過考察“資產質量→企業成長性→股票收益率”這一信息傳遞路徑實現。 為此， 借鑒中介效應檢驗的經典文獻[44，45] ， 構建適應本文研究的中介效應模型如式（3） ～ （5）， 并進行回歸， 結果列示于表10。

表10第（1）列中資產質量的系數顯著為正， 即中介效應的基礎是存在的。 第（2）列考察資產質量對企業成長性的影響， 系數在1%的水平上顯著為正， 說明資產質量越好， 企業成長性越高， 這與大多數研究結論相近。 第（3）列同時考慮解釋變量（資產質量）、中介變量（企業成長性）對被解釋變量（股票累計超額收益率）的作用， 結果顯示資產質量與成長性的系數均顯著為正， 且相較于第一階段， 資產質量的系數有所下降， 結合進一步進行的中介效應SOBEL檢驗， SOBEL的Z統計量為7.505且在1%的水平上顯著， 中介作用的比例為25.37%， 說明成長性在資產質量與股票累計超額收益率之間確實發揮了部分中介效應， 支持了“資產質量→企業成長性→股票累計超額收益率”傳導路徑的存在性， 同時證實了資產質量可以幫助投資者對企業成長性進行客觀判斷， 成為其理性決策的有效依據， 符合注冊制推行下的信息需求導向。

六、研究結論與啟示

（一）結論

資產質量具有信息含量， 關系到企業和資本市場的健康發展， 也順應我國當前注冊制推行趨勢下的市場要求。 本文以2010 ～ 2018年制造業上市公司為研究對象， 實證分析了企業資產質量和股票累計超額收益率之間的關系， 并從資產質量內部結構的視角深入剖析了各項資產質量特征和不同種類資產質量的信息含量情況。 結果表明： 從整體來說， 資產質量具有一定的信息含量; 在其他因素不變的情況下， 各種資產質量特征所發揮的信息效用存在異質性， 盈利性和獲現性質量特征的信息含量較為充分， 存在性和周轉性質量特征所提供的信息含量有限， 發展性和安全性質量特征的信息含量不顯著。 進一步研究顯示， 通過中介效應分析， 企業成長性是資產質量向市場傳遞信息的重要路徑， 意味著資產質量是投資者投資判斷企業成長性、形成理性決策的客觀依據， 這符合注冊制推行下的企業上市判斷重點， 能夠幫助投資者找到理性投資的新視角。

（二）啟示

研究結論具有一定的現實啟示。 首先， 資產質量具有信息含量， 意味著資產質量是十分重要的信息資源， 可以向投資者提供有效的決策信息， 拓寬投資思路， 從而提升企業和市場對資產質量的重視程度， 優化企業內部和資本市場的資源配置。 其次， 在資產質量整體上具有信息含量的前提下， 其信息傳遞的內部機制仍然存在問題， 資產質量各項特征的識別度不同， 揭示了市場投資者僅將目光局限于資產盈利性和獲現性上， 對于客觀具體反映資產運行狀態的周轉性、存在性、發展性和安全性等特征的關注仍然不足。 最后， 注冊制推行下的“寬進嚴出”其實是對投資者提出了更高的信息識別要求， 資產質量釋放企業成長性的信號， 正是符合了注冊制下企業上市的新標準和新趨勢， 說明資產質量可以為新形勢下投資者理性決策提供新依據和新途徑， 豐富了市場和投資者的信息選擇渠道。

【 注 釋 】

① 為保證與資產質量指數計算的一致性，此處亦將股票累計收益率乘以100，以增強結果的可呈現性，且不會影響最終結果。

② 通過弱工具變量檢驗，2SLS第一階段的F值大于10，所以弱工具變量問題得到有效控制。

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（責任編輯·校對： 黃艷晶? 許春玲）