會計信息質量影響企業投資回報以及資本成本的過程和機理

沙飛云 ,徐曉東 ,曹莜佳 ,吳艷琴

(1.上海交通大學 安泰經濟與管理學院,上海 200030;2.清華大學 經濟管理學院,北京 100083)

公司作為現代企業的組織形式,以專業化的分工合作,將生產要素轉化為最終產品。在這一過程中,有兩方面值得關注。一方面,公司盡可能以低的成本,保證企業的高效運營,源源不斷地將產品生產出來;另一方面,則是能夠將這些產品順利銷售,獲得相應的回報來維持企業的運營和拓展企業的發展。信息經濟學理論認為,在信息不對稱的情況下,企業為了生存和發展,必須選擇向資本市場披露經獨立審計師審計的會計信息,以滿足外部利益相關者的需求,杜絕逆向選擇的發生[1]。企業披露的會計信息質量越高,就越能夠消除企業與投資者之間的信息不對稱[2],從而降低企業外部融資的市場摩擦成本[3-4],并提高企業的投資效率[5]。雖然國內外有眾多文獻研究不對稱信息、會計信息質量與投資決策的關系,但主要關注會計信息質量的提高對信息不對稱消除的程度,以及由此帶來的外部融資資本成本的下降及其對投資決策的影響,鮮少有文獻研究會計信息質量對企業在產品市場上投資回報率的影響和作用機理,這顯然是不全面的。因為企業生產運營的目標并不僅僅局限于成本的降低,更要通過自身提供的產品或者服務,在客戶端順利銷售,將所涵蓋的生產要素實現保值或者增值,履行企業最基本的社會責任,從而達到企業的生產目的和經濟目的。在其他條件相同的情況下,高質量的會計信息通過消除信息不對稱,不僅能夠降低企業外部融資的市場摩擦成本,還能夠提升企業的聲譽和形象,向外界傳遞企業本身運營良好、產品可靠的信息。這樣不但維持和加強了企業與現有供應商/客戶之間的合作關系,還為企業贏得了更多的潛在合作伙伴,鞏固了企業在產品市場和要素市場上已經贏得的競爭優勢和市場勢力,提升企業在產品市場上的投資回報率;同時,在投資需求曲線不變的情況下,外部融資資本成本的降低又必然會促進企業投資規模的擴大,從而帶來規模經濟效益,也會使投資回報率得到進一步提升。因此,從投資回報率與資本成本兩個維度研究會計信息質量的信號傳遞作用的影響,無論在理論上還是實踐上都具有重要意義。因此,本文構建了企業在產品市場上的投資回報率的度量指標,用來考察會計信息質量對企業在產品市場方面的影響。與之前文獻所構建的投資回報相比,考慮到不同稅務負擔會對凈利潤造成影響,本文構建的產品市場的投資回報,其分子是企業在產品市場中實現的稅前利潤,不包括在資本市場投資所得的利潤。同樣地,產品市場的投資回報分母也扣除了相應的金融資產,因而該投資回報,代表的是企業在產品市場的全部投入和產出,同時也是反映在產品市場上企業本身的價值創造。資本成本是公司財務的核心之一,也是公司利益相關者決策的基礎。對于投資者而言,資本成本是他們在承擔一定風險下的期望回報。而對于公司本身,資本成本則是使用資本所付出的代價。本文所采用的資本成本的計算方法為加權平均資本成本法。在計算過程中,權益資本成本的計量方法采用CAPM 模型,債務資本成本采用的是利息支出加上資本化利息后除以總負債的值。本文提出的產品市場的投資回報,雖然對投資收益做了扣除,但考慮到投資收益本身也反映了企業的投資效率,故在穩健性檢驗中又使用傳統投資回報的方法進行了檢驗。類似地,由于當前文獻對于資本成本的計量并未統一,故又使用事后收益方法進行了穩健性檢驗。結果均與主回歸保持一致。

同時,由于會計信息質量是公司治理的函數,兩者相互依存、相互影響。Core等[6]證實了不同代理成本的公司,會計信息質量與投資效率的關系顯著不同。公司治理不佳的企業會計信息質量越差,其所傳遞的信號作用勢必也更微弱。因此,公司治理可能對會計信息質量與企業投資回報率和資本成本的關系造成影響,故將進一步檢驗公司治理對兩者關系之間的調節效應。

企業在產品市場上投資回報的提升,歸根結底,其實是企業產品市場勢力的具體體現。企業作為以盈利為目的的經濟社會組織形式,集中和協調生產要素,向市場提供商品和服務[7]。充分說明,企業作為關鍵節點,聯接著上游的要素市場和下游的產品市場。會計信息質量作為企業發出的信號,根據信號傳遞理論,不僅向股東、債權人以及分析師等資本市場傳達了企業財務狀況的信息,同時也向供應商/客戶等利益相關方傳達了企業運營情況的信息。高質量的會計信息,降低了買賣雙方的信息不對稱風險,促進了企業在交易時的議價能力,提高了企業上下游的忠誠度,使得企業建立更加穩定的客戶關系,擴大了企業的銷售市場份額,最終得以增強企業在所在行業的市場勢力。基于上述邏輯分析與推理,本文分別采用調整加權勒納指數的相對度量指標和市場份額的直接度量指標,作為產品市場勢力的代理變量,對會計信息質量進行回歸檢驗。

在通過檢驗,確認高質量的會計信息能夠增強企業的產品市場勢力之后,那么,會計信息質量究竟是通過怎樣的作用機理與路徑,對產品市場勢力發生作用,則是本文更深一步的研究目標。本文發現,會計信息質量好的企業,擁有一定的壟斷競爭勢力,自主定價能力較高,因而具有較高的銷售利潤率,從而為企業創造了更多的資產收益率。通過路徑分析進一步證實,會計信息質量好的企業,可以從供應鏈的上下游獲取更多的運營資本,提高企業自身的收益;而會計信息質量差的企業,即當企業出現或多或少的經營問題時,往往更加重視銷售端主要客戶的關系維護。其表現特征是,加大對主要客戶的銷售力度,并且構建更為穩定的銷售關系。

本文的貢獻主要在于:隨著中國證券市場的發展,上市公司的經營理念有了長足的進步,潛移默化地影響其相關的行為。逐漸減少的行政命令和關聯交易,就是這種市場化的證明。但是會計信息是否受到了市場足夠多的重視,特別是在產品市場,能否承擔起信息傳遞的重要職能,目前還不甚明了。因此,本文樣本的時間選擇以2011年中國股權分置改革完成為開始,在保證變量數據一致性和可比性的前提下,盡可能排除潛在干擾,考察會計信息質量的信號傳遞作用。

當前國內外文獻對會計信息質量對資本成本以及投資行為方面影響的研究已經相對完善,但是會計信息質量如何影響產品市場的相關文獻則相對匱乏,本研究有助于填彌補這一領域的研究不足。此外,本文提出了以報告期產品市場的年度投資回報率作為衡量公司管理層投資決策效率的一個重要測度,并以此解釋了公司管理層理性投資行為及其受會計信息質量的影響;同時,也考察了公司治理對會計信息質量與投資回報、資本成本之間關聯性的調節效應。并在此基礎上進一步檢驗了會計信息質量對企業產品市場勢力產生影響的作用機理與路徑。本文的研究在一定程度上還可以為投資者進行投資決策提供依據,或為監管者的管理決策提供經驗證據。

1 文獻回顧

1.1 會計信息質量、資本成本與投資效率

截至目前,大量的前期文獻圍繞會計信息質量、資本成本與投資效率的關系展開了深入研究。其基本發現是,高質量的會計信息不僅能夠降低企業外部融資的資本成本[3,8-9],而且能夠抑制企業的過度投資和緩解企業的投資不足[10],從而提高企業投資效率。

1.1.1 會計信息質量與資本成本 前期文獻認為,高質量的會計信息在資本市場上能夠發揮信號作用,通過消除信息不對稱降低債務融資的資本成本[3,11-13]。Peyravan[14]發現,會計信息質量差的企業,通過主動讓渡一些額外的信息給借款者,減少了信息不對稱的程度,從而獲得貸款。Akins[15]發現,會計信息質量差的企業,金融中介對其信用評級的分歧度也越大,進而增加了更多的資本成本。Arya等[16]發現,會計穩健的借款人在取得貸款時能因為可以獲得更低的利率而受益。會計信息質量對權益資本成本的負向影響主要來自兩個方面:一方面,投資者在面臨更高的預測風險時,會要求更高的投資回報率,以對額外的風險進行補償,而會計信息質量的提高則有助于降低預測的風險,從而能夠降低企業權益成本[17-19];另一方面,從市場流動性的角度看,信息披露水平的提高有助于降低知情人和不知情人之間的買賣價差,從而進一步降低股權融資成本,而股權融資成本的降低會增加更多的潛在投資者。即會計質量的提高通過降低信息不對稱的程度,可以增加投資者對股票的需求,提高股票的市場流動性,從而降低了權益融資的資本成本[8]。

可見,會計信息質量的高低會影響“預測風險”和“市場流動性”,從而影響權益資本成本。不過,上述分析獲取的是間接證據。不少前期文獻還直接研究了兩者之間的相關關系。例如,通過控制公司規模和β系數可以得出權益資本成本與信息披露水平之間呈負相關關系的結論[9]。企業規模越大,更傾向于信息披露,從而獲得更低的權益融資成本[8]。

1.1.2 會計信息質量與投資效率 前期文獻表明,會計信息具有定價功能和治理功能,可以緩解信息不對稱和代理沖突,抑制企業的非效率投資,從而提高企業的投資效率[3,20-22]。Engel等[23]發現,行業和公司層次的投資效率與會計信息質量均呈現顯著正相關關系。Elliott等[24]發現,投資者將價值歸因于公司的會計信息質量較高。Durnev等[25]以美國上市公司行業數據為樣本,運用邊際TobinQ比率度量公司投資效率,結果發現,從行業的角度看,股價中包含的上市公司特質信息與公司投資效率顯著正相關。Biddle等[26]以34 個國家為樣本,以盈余激進性、損失避免性、收益平滑性和及時性組成一個度量會計信息質量的綜合指數,結果發現,跨國間及每個國家的會計信息質量都與公司的投資效率正相關,且這種相關性在間接融資型的國家中更顯著。Biddle等[27]以1980～2003年間美國上市公司為樣本,發現會計信息質量有助于減少公司資本投資不足和過度。Biddle等也發現,高質量的會計能夠通過降低經理人與外部投資者之間的信息不對稱提高投資效率。Biddle等認為,企業與外部投資者之間的信息不對稱,在某種程度上會影響會計信息質量與企業投資效率之間的關系,即道德風險和逆向選擇等摩擦的存在,在某種程度上會對會計信息質量與企業投資效率的關系產生影響,具有高質量財務信息的公司會更少地偏離預計投資水平,從而減少投資過度和投資不足行為的頻發。同時,這些公司對宏觀經濟環境的敏感性較小,在現金流充裕及低財務杠桿的企業中,會計信息質量與企業投資效率的正相關關系較弱,但在現金流匱乏及高財務杠桿的企業中,此正相關關系較強。此外,會計信息還會影響企業的總投資水平,當一個企業的總投資水平較低時,高質量的會計信息可以提高企業的投資水平;相反,當一個企業的總投資水平較高時,高質量的會計信息則會降低投資水平。李青原[28]認為會計信息質量不僅與公司的投資不足呈現出負相關關系,也與投資過度呈現出負相關關系,其中,在具有較高審計質量的公司中,與投資過度的負相關關系更加顯著;同時,在自由現金流較多的公司中,這兩種負相關程度均更強。徐曉東等[29]檢驗了中國資本市場上自由現金流與非效率投資之間的關系,以及代理問題和信息不對稱對兩者關系的影響,發現在企業投資過度的情況下,與代理問題的解釋一致,自由現金流越多、代理問題越大的企業過度投資的情況越嚴重;在企業投資不足的情況下,與融資約束的解釋一致,外部融資的缺口越大,信息不對稱越嚴重的企業呈現出更為嚴重的投資不足。Sun[30]研究了27個國家和地區的財務報告質量與企業投資行為之間的關系,以及兩者關系受融資結構的影響,發現與主要來源是債務融資的行業相比,主要來源是股權融資的行業,其財務信息的透明度、披露質量及審計質量等對企業投資行為的影響更顯著;主要來源為股權融資的行業并非自愿披露更多的信息,而是受制于會計監管。

1.2 會計信息質量、交易成本與產品市場競爭優勢

查詢可知,當前文獻對會計信息質量作用的研究囿于資本市場,對于會計信息質量對產品市場以及要素市場的影響鮮有涉及。近年來,雖然學者們開始將研究視野拓展到會計信息與產品市場/要素市場之間的關聯,但是主要集中于企業與供應商/客戶之間的關系型交易對會計信息質量的作用機理。Hann等[31]認為高質量財務報告可以減輕信息摩擦,從而促進公司之間資源的有效分配。Bowen等[32]的研究認為,報告利潤較高的公司可以大大降低來自于客戶、供應商、貸款方以及員工等方面的交易成本,促使部分管理人員進行盈余管理以提高公司的報告利潤。Graham 等[33]通過對企業CEO 的實地訪談發現,一旦受到來自供應商/客戶的壓力,企業更傾向于采取盈余管理的方式來滿足這些非財務利益相關主體的預期,以改善交易關系和商業條款。Dou等[34]研究發現,在法制環境較差的國家,對處于關系專用性投資較高行業的企業而言,更可能通過平滑盈余的手段向供應商/客戶傳遞更加有用的私有信息。Hoberg等[35]發現,來自產品市場的威脅影響企業的股利政策和現金持有水平,對于外部融資困難的企業尤其如此。林鐘高等[36]的研究也認為,關系型交易增強了企業的盈余管理動機,這一信息交流機制降低了企業的信息透明度,減少了企業盈余的信息含量。與上述研究結論相反的是,Chen等[37]認為供應商/客戶關系投資的增多會促使企業選擇更為嚴格、穩健的會計政策以降低交易中的風險。持相同的觀點的還有文獻[38]。

總之,當前文獻主要關注會計信息質量對交易成本的影響,以及由此導致的管理層的盈余管理行為。對于會計信息質量是如何影響企業與客戶/供應商之間的關系并進而影響企業在產品市場上的競爭優勢以及投資回報率,目前還鮮有文獻對此展開研究。

1.3 會計信息質量與公司治理

會計信息質量與公司治理相互影響、相互依存,有關兩者相關性的研究一直是國內外學術界關注的焦點。圍繞會計信息質量與公司治理的相關研究可以分為兩大類:第1類主要探究公司治理對會計信息質量的作用,第2類重點驗證會計信息質量對公司治理的影響[39]。

關于公司治理對會計信息質量作用的研究主要側重于公司治理的各項因素,例如董事會、審計委員會、股權結構等特定層面。在董事會對會計信息質量的影響方面,眾多實證研究表明,董事會的規模越大,公司發生財務舞弊的可能性越大,即公司的會計信息質量越差[40]。同時,如果內部董事會所占比例越高,公司的會計信息披露程度越低;若外部董事持股比例升高,公司財務舞弊的狀況會減少[41-42]。最新研究表明,管理團隊的同質性也會對會計信息質量產生影響[92]。在股權結構對會計質量的影響方面,前期研究表明,股權集中度與財務舞弊行為正相關,與會計信息質量負相關[43]。如果機構投資者入股增加,可以降低代理成本,從而減少管理人員操控財務數字的可能性[44]。現有研究強調了審計委員會在提高會計信息質量方面的積極作用,認為審計人員可以揭發企業財務信息的舞弊現象[45]。Florou等[46]通過研究英國公司的財務數據后發現,更多地加強監督,在一定程度上可以提高企業的會計信息質量。國內研究表明:獨立董事越多,流通股比例越大,高級管理人員的報酬越高,會計信息質量越高;而法人股比例越大,執行董事比例越大,監事會的規模越大,內部人控制度越強,財務舞弊的可能性也越大[47-48]。

關于會計信息質量對公司治理的影響,前期文獻一般認為提出高質量的會計信息是公司治理的一個不可或缺的環節[10,22]。高質量的會計信息對公司結構的優化作用主要體現在降低契約不完全程度、利于控制權的高效執行以及加強對人力資本的監督[49]3個方面。會計信息的披露可以降低逆向選擇和道德風險,是對管理者的一種監督[39,50]。有效的會計信息產權可降低信息交換的交易費用,控制機會主義傾向,從而使社會資源配置高效化[20,22]。

總之,前期研究表明,會計信息質量在資本市場上的信號傳遞作用長期以來一直深受關注,但其在產品市場上的作用并不清楚。然而,無論是考察會計信息質量在資本市場上的信號傳遞作用,還是考察其對產品市場的影響,公司治理的調節作用都不能被忽視。

2 研究假說

根據信號傳遞理論[51],在信息不對稱的情況下,會計信息作為眾多信息中的一種,也可以傳遞到外部市場上,包括產品市場、要素市場以及資本市場等[52]。當企業主動披露非強制性要求的一些信息以及高質量的財務報告等信息時,外部市場會甄別出高質量的會計信息,并做出積極反應[53];反之,當企業披露了較低質量的會計信息,市場也會甄別出低質量的會計信息,并做出消極反應。通過信號傳遞,可以消除信息不對稱帶來的逆向選擇和道德風險。基于信息不對稱理論,企業外部的利益相關者和企業內部管理層之間存在著信息不對稱,管理層擁有更多關于公司經營狀況的信息[54]。會計信息具有定價和治理的功能,能夠在一定程度上緩解企業與供應商/客戶交易的各種信息不對稱問題,是企業與供應商/客戶之間進行關系投資的治理基礎[37],因為供應商和客戶能夠使用會計信息評估可能的長短期交易損失和機會成本[38],從而進行相關的決策。依據信號傳遞理論,在這種情況下,質量好的企業有動力通過傳遞更高的會計信息質量的信號,將自己與質量不好的公司區別開,以期得到外部市場的積極反應。這種積極反應不僅限于資本市場,同樣存在于產品市場以及要素市場。Raman等[55]的研究表明,企業存在盈余管理的動機,影響交易伙伴對公司前景的預期。因此,企業財務信息質量的高低會通過影響交易伙伴與企業之間的信任關系,進而影響企業能獲取的商業信用融資。準確而及時的信息披露可以減小契約各方的信息不對稱,使交易伙伴更加真實地了解企業的盈利能力和成長機會,增進相互信任關系,減小因逆向選擇導致過高的商業信息融資成本,增加信用配給[56]。Hann等[31]的研究表明,高質量財務報告可以減輕信息摩擦,促進公司之間資源的有效分配,從而提高生產率。因此,本文認為,對于提供了高質量會計信息的企業,能夠在產品市場及要素市場上樹立良好的形象,進而提高了在上述兩個市場上的競爭力,使得其與上下游企業之間更加具有議價能力:企業的供應商可能會以更低廉的價格供貨,客戶可能更愿意購買其產品,企業的投入產出比——即投資回報率得以提高。

此外,會計信息質量作為一種信號也會被傳遞到資本市場,進而影響企業的資本成本。會計信息披露質量的提高有助于降低盈余預測的風險,提高分析師預測的準確性,從而使得不同分析師甄別公司價值得出的差異變小,實現公司權益資本成本的降低[17-19]。從市場流動性的角度看,信息披露水平提高有助于降低知情人和不知情人的買賣價差,從而降低股權融資成本,而股權融資成本的降低會增加更多的潛在投資者,股票的流通性上升又能夠進一步降低權益資本成本[8,57]。

高質量的會計信息不僅可以降低股權融資成本,還能夠通過消除信息不對稱降低債務融資的資本成本[3,11-12],從而在總體上降低企業的資本企業[57]。Silva等[58]發現,會計信息質量與投資者意見分歧度負相關。普華永道[59]研究發現,會計透明度與一個國家或地區的資本成本有直接關系,透明度越高,其資本成本越低。

綜合上述分析,本文認為,對于提供了高質量會計信息的企業,可能在產品市場上取得更高的投資回報率,債權者和股東可能索取更低的資本成本。因此,提出待檢驗的研究假說1:

H1在其他條件相同的情況下,報告期的會計信息質量越高,企業下一年的投資回報越高,資本成本越低。

長期以來,國內外學者不僅研究了會計信息質量與投資效率之間的關系,還檢驗了這一關系受公司治理結構等因素的影響。Biddle等[26]實證檢驗了美國和日本兩個國家的公司投資行為,發現在資本市場發達的美國,公司股權高度分散,加深了管理者與股東之間的信息不對稱,更容易產生非效率投資行為,因而高質量的會計信息能夠提升企業的投資效率;而在日本,企業銀行借款占據主導地位,銀行有能力通過私人渠道獲得信息,能夠更好地監督管理者,因此,會計信息質量對投資效率的影響不顯著。Core等[6]的研究也證實了不同代理成本的公司之間會計信息質量與投資效率的關系不同。大量的國內文獻也表明,在其他條件一定的情況下,會計信息質量分別與公司投資不足和投資過度負相關[28-29],同時,會計信息質量與投資過度的負相關性還受股權結構[60-61]、審計質量[28]以及最終控制人性質的影響[61-62]。

基于上述理論與實證研究結果推理,本文預期企業的公司治理狀況對會計信息質量與投資回報以及資本成本的關聯性也存在調節效應。原因在于,公司治理差的企業,整體聲譽更差,其會計信息所傳遞的信號作用更微弱,進而削弱了會計信息質量在提高企業在產品市場上的投資回報率和降低資本成本方面應發揮的作用。

同時,已往研究表明,大股東掌握了中國上市公司的控制權,大股東所有權的結構和性質反映了上市公司不同的公司治理結構,體現了不同程度的代理成本和投資者利益保護[63-64]。如果股東擁有強大的權利,可以通過要求大量的財務信息披露來降低企業的權益資本成本[65]。提高股權集中度可以降低現金流權和控制權的代理問題[66]。另外,國有企業由于與政府的關系更加緊密,往往可以獲得更低的融資成本,但所有權為國家股的企業往往面臨更多代理問題[61]。而在國有企業中,最終控制人為地方政府的上市公司的代理和信息問題較中央控股的國有企業更為嚴重,原因在于地方政府控股的企業受到外來的監督比國有控股企業小,具有更多重的代理問題,所有權缺位嚴重[67,72]。因此,最終控制人性質、股權集中度以及兩權分離度是衡量企業公司治理的典型變量,在很大程度上決定了公司決策過程中相關權利分布,能夠影響公司對內部經理人的激勵約束等公司內部治理機制的運行效率,從而影響公司會計信息質量對企業投資決策空間的提升作用。由此提出研究假說2:

H2在其他條件相同的情況下,企業的公司治理越弱,報告期的會計信息質量,與企業下一年投資回報的正向關聯越小,與企業下一年的資本成本的負向關聯也越小

具體地,將研究假說2細分為如下3個可以檢驗的子假說:

H2a與非國有控股企業相比,國有控股企業的會計信息質量越差,下一年的投資回報越小,資本成本越高。

H2b股權集中度越低,企業報告期的會計信息質量,與下一年的投資回報之間的正向關聯越小,與下一年的資本成本的負向關聯也越小。

H2c第一大股東的兩權分離度越高,企業報告期的會計信息質量,與下一年的投資回報的正向關聯越小,與下一年的資本成本的負向關聯也越小。

3 研究設計

3.1 樣本選擇

樣本分布情況如表1所示。本文選取2011～2019年滬、深兩市上市公司的數據作為研究樣本,基于如下標準對樣本數據進行篩選:①剔除金融類上市公司;②剔除科創板、滬深B 股的公司;③剔除部分數據不全的公司。最終獲得了3 663家公司26 113個樣本觀察值。分析所需數據均來自國泰安CSMAR 數據庫。本文樣本期間的選擇從2011年開始,原因在于股權分置改革在2010年已經基本完成,這樣保證了整個樣本期間變量數據的一致性和可比性。文中涉及的數據通過Microsoft Excel、Microsoft Access和Stata進行分析處理。

表1 樣本在各行業的分布情況

3.2 變量定義

本文的研究變量分為被解釋變量、檢測變量和控制變量3 大類。被解釋變量分別為投資回報率(ROIC)和資本成本(K);檢測變量為上一年度的會計信息質量,由可操控性應計利潤(LagDA)表示;控制變量為上一期的自由現金流(LagFCF)、公司規模(Size)、財務杠桿(Leverage)、成長機會(Tobin'Q)、最終控制人(CR)、股權集中度(LSH)以及兩權分離度(SEP)。具體變量定義見附表1。

3.2.1 被解釋變量

(1)投資回報率(ROIC)。為了研究會計信息質量對產品市場的影響,將投資回報率設定為企業在產品市場上的投資回報率。計算公式為

上述公式的分子主要反映企業在產品市場中實現的稅前利潤,不包括資本市場上投資所得利潤,因而資產減值損失中不包括企業當期可供出售金融資產、長期股權投資和持有至到期投資計提的減值損失。考慮到企業間稅負不同會對凈利潤造成較大影響,故采用稅前利潤指標。分母是企業總資產扣除交易性金融資產、長期股權投資等金融資產,代表企業在產品市場上創造價值的全部投入。分子與分母相除即為企業在產品市場上的投資回報率。

(2)資本成本(K)。資本成本的計量是公司財務的核心內容,也是公司的利益相關方決策的基礎。從投資者的角度看,資本成本是他們在承擔一定投資風險下的期望收益率。而對于籌資者(公司)而言,資本成本是使用資本所付出的代價。當前文獻對資本成本的計量尚未形成統一定論,現有的總資本成本計算方法有加權平均資本成本法、內部報酬率法以及剩余收益折現法等。其中,權益資本成本的計量主要有兩類方法:第1 類是基于模型CAPM、APT 以及Fama-French三因素模型計算得到;第2 類是通過股利折現模型為基礎的PEG、OJ及GLS模型計算得到[68-70]。

根據文獻[68,71],使用CAPM 模型來估算企業的權益資本成本,并以加權平均資本成本作為企業的總資本成本。盡管研究表明,中國的資本市場在2001年之前并不適用CAPM 方法,股票收益率與β的相關性并不顯著[73],但本文研究的數據是2010年之后的,故并未對本文造成影響。CAPM 模型為

其中,rE、rf、βi和rm分別為公司i的股票收益率、無風險報酬率、系統風險以及權益市場的平均收益率。無風險報酬率rf使用當年活期存款的加權平均利率為替代,權數為天數。2011～2019年的rf加權結果分別為:0.47%、0.42%、0.35%、0.35%、0.35%、0.35%、0.35%、0.35%和0.35%,股票的市場風險βi取自國泰安數據庫,rm-rf采用Damodaran1)考慮到中國股票的年市場回報,在一些年份為負值的異常情況,本文采用達摩達蘭的年市場風險溢價[74]對于中國2011～2019 年的市場風險溢價的估算數據分別是:7.05%、6.85%、5.90%、6.65%、7.20%、6.55%、5.89%、6.94%和6.26%。

根據歷史數據將上式計算出的股票收益率rE,即權益資本成本代入下式計算加權平均資本成本。具體為

其中,rD、rE、T、D和E分別為公司的債務成本、權益成本、所得稅稅率、負債的賬面價值及所有者權益的賬面價值。其中,rD采用文獻[75-76]中的計算方法,即利息支出加上資本化利息,再除以年初年末平均總負債的值。所得稅稅率采用中國企業普遍面對的企業所得稅稅賦25%。

3.2.2 檢測變量 根據文獻[11,77],選用可操控性應計利潤DA 表示會計信息質量。會計盈余是最典型、最重要、同時也是投資者最關心的會計信息。已往研究證明,針對中國的股票市場,分行業分年度估計、且采用線下項目的總應計利潤作為被解釋變量估計特征參數的修正Jones模型最能有效地揭示出公司的盈余管理程度[78]。因此,本文采用修正的Jones模型來計算可操控性應計利潤,

其中:NDAit為i公司第t年的正常性應計利潤;ΔREVit為公司i第t年的主營業務收入和上期主營業務收入的差額;ΔRECit為公司i第t年與第t-1年的應收賬款之差;PPEit為公司i在第t期期末廠房、設備等固定資產價值;Ait-1為公司i在第t-1期期末總資產。

由上述兩式可得:

3.2.3 控制變量 為了更準確地揭示報告期的會計信息質量對下一年的投資回報和資本成本的影響,本文設置了一系列控制變量。

(1)自由現金流(FCF)。根據前期文獻[79-80],自由現金流影響企業的投資行為,所以需要進行控制。采用Richardson[80]的方法,用凈利潤加上利息費用及非現金支出,然后減去營運資本增加,再減去資本性支出來計算企業的自由現金流,并經期末總資產調整后得到FCF。用上一期的自由FCF 作為控制變量。

(2)公司規模(Size)。為企業總資產的自然對數,用以消除不同的上市公司規模給被解釋變量帶來的影響。

(3)財務杠桿(Leverage)。為負債總額除以資產總額,可以控制不同上市公司的財務杠桿水平。

(4)成長機會(Tobin'sQ)。為企業期末資產的市場價值除以期末總資產,用來控制不同上市公司的未來成長水平,其中沒有市值的負值用賬面值代替。該指標可以用來控制企業的價值或成長機會。

用最終控制人(CR)、股權集中度(LSH)和兩權分離度(SEP)3個變量從不同方面對上市公司的治理效率或代理問題進行控制。其中:最終控制人(CR)為啞變量,如果企業的最終控制人為國家,取值為1,否則取值為0;第一大股東持股(LSH),為第一大股東的持股比例;兩權分離度(SEP),為第一大股東控制權與現金流量權之間的差值。選擇這3個變量的原因在于,中國上市公司的控制權主要掌握在大股東手中,大股東所有權的結構和性質反映了上市公司不同的信息問題、代理問題和對投資者利益保護的不同程度[63-64]。前期文獻表明,最終控制人為國家,SEP 越大,表示代理問題越嚴重[81];而LSH 越小,表示代理問題越嚴重[66]。

此外,本文還控制了公司、年度因素的固定影響。其中,對樣本企業涉及的9個年度,運用8個年度啞變量進行控制。

3.3 模型構建

如前文所述,本文將投資回報率和資本成本作為被解釋變量,分別檢驗會計信息質量對投資回報率、資本成本的影響。在豪斯曼檢驗之后[82],采用面板數據固定效應回歸,構建模型如下:

用上述兩個模型檢驗假說1。因為可操控應計利潤DA 越大,表示會計信息質量越差,所以本文預期,在上述兩個模型中,回歸系數β1 分別為負、正并且在統計上具有顯著性。

為進一步探究公司治理對會計信息質量與企業投資回報、資本成本關聯性的調節效應,在原有模型基礎上加入了3個公司治理與會計信息質量的交互變量,以檢驗在不同的公司治理結構下,上一年會計信息質量對當年企業投資回報率、資本成本的影響,構建模型如下:

用上述兩個模型檢驗假說2。因為最終控制人為國家,SEP 越大,表示代理問題越嚴重[81];而LSH 越小,表示代理問題越嚴重[66],所以本文預期,在上述兩個模型中,在保持回歸系數β1 分別為負、正,并且在統計上具有顯著性之外,回歸系數β9、β11 分別為負、正,同時回歸系數β10 分別為正、負,并且具有統計上的顯著性。

4 實證研究

4.1 變量的描述性統計

為消除變量的極端值對最終結果的影響,本文在回歸前對各個主要的連續型變量進行了前后1%的縮尾處理(最終控制人為0/1變量,第一大股東持股比例與兩權分離度區間位于0～1之間,沒有極端值,故未做縮尾處理)。樣本企業的被解釋變量、檢測變量以及各控制變量進行了描述性統計,如表2所示。

表2 變量的描述性統計分析

由表2可見,樣本公司在產品市場的投資回報率(ROIC)均值為0.04,中位數為0.044,均值與中位數相差不大,表明樣本大致服從正態分布。ROIC的最大值為0.223,表明樣本公司在產品市場最多可獲得22.3%的投資回報率;最小值為-0.311,表明樣本公司在產品市場上最多虧損了31.1%。樣本公司的加權平均資本成本K的均值為0.069,中位數為0.062,均值與中位數也相差不大。檢測變量(LagDA)為上一年的操控性應計利潤(DA),其均值(-0.002)與中位數(-0.003)都為負,說明中國上市公司在樣本觀察期內平均而言負向盈余管理的程度不高,但是LagDA 的標準差為0.108、最大值為0.384,表明部分公司存在較嚴重的盈余管理。控制變量中,中國上市公司平均資產負債率為42.9%,公司成長機會(Tobin’sQ)值平均為2.189,平均第一大股東持股比例為34.6%,兩權分離度為8.1%,平均36.1%的企業為國家控股。

本文考察了被解釋變量ROIC、K以及檢測變量LagDA 描述性統計的年度變化,如圖1所示,投資回報率的平均值從2011年開始逐漸緩慢下降,持續至2015年。爾后歷經2016、2017年兩年的明顯回升后,又突然回落至2015年之前的水平。而資本成本不但處于高位,其波動大致呈現出與投資回報率相反的趨勢。從整體上看,A 股上市公司共體時艱,面臨產品市場的投資收益小于資本成本的困境,較為客觀地反映了中國實體經濟疲軟的走勢:2008～2010年的金融危機,促使政府迅速出臺4萬億計劃——這種經濟強刺激在短期內起到一定的效果,但是伴隨著許多行業的產能過度擴張,造成了嚴重的產能過剩,其主要表現就是回報率持續下降,資本成本持續走高。出于無奈,政府在有計劃有目的地處理“僵尸”企業——去除過度產能。在逐步度過“陣痛期”之后,又隨著經濟基本面逐漸轉好,加之2016以來政府大力提倡和推行“大眾創業、萬眾創新”,使得投資回報逐漸上升,資本成本逐漸下降。但是,隨著2018年伊始貿易戰的開打,市場整體又出現投資回報下降,資本成本升高的情況2)2018年的中美貿易戰,對眾多企業的資產周轉率造成嚴重影響,在本文研究機理和路徑中還會涉及。

圖1 ROIC、K 和LagDA 平均值的年度變化

圖1還表明,2011～2019年間,企業可操控性應計利潤的年平均值基本圍繞零點上下波動,負值的幅度稍稍大于正值,表明從整體上看,企業不存在大幅虛增或者隱藏利潤的現象。若從DA 的絕對值角度看,各年的盈余管理程度相差不大,始終維持在[-0.015,0.015]區間內。

4.2 相關性分析

在進行多元回歸之前,先對各變量進行相關系數的Pearson檢驗,結果如表3所示。表3中Panel A 表明,上一年會計信息質量(LagDA)與當年投資回報(ROIC)、當年資本成本(K)均呈現正相關,均在5%水平以上顯著。

表3 變量相關系數Pearson檢驗

控制變量中,上一年自由現金流(Lag FCF)、公司規模(Size)、成長機會(Tobin's Q)、股權集中度(LSH)、兩權分離度(SEP)與投資回報率(ROIC)呈正相關,財務杠桿(Leverage)、最終控制人(CR)與投資回報率(ROIC)呈負相關,均在1%的水平上顯著。公司規模(Size)、財務杠桿(Leverage)、最終控制人(CR)、股權集中度(LSH)與資本成本(K)在1%的水平上顯著負相關,上一年自由現金流(LageFCF)、成長機會(Tobin'sQ)則與資本成本(K)在1%的水平以上顯著正相關。由于檢測變量以及控制變量間的相關系數都達到了5%水平上的統計顯著,本文進行了各變量間的方差膨脹系數檢驗,發現該系數的VIF 值遠小于5(見表3 Panel B),說明各變量間不存在嚴重的多重共線性問題。

4.3 實證結果分析

表4中第(1)和第(3)列給出了對假說1的檢驗。回歸結果顯示,上一年可操控應計利潤(LagDA)與當年投資回報率(ROIC)負相關,與當年資本成本(K)正相關,兩者均在1%的水平上統計顯著。這驗證了假說1,表明報告期的會計信息質量越好,下一年度的企業投資回報率越高,資本成本越低。該結果表明,高質量的會計信息有助于企業內部管理者的投資決策,提高了公司下一年度的投資回報率,向社會傳遞了積極的信號。同時,說明現階段中國的資本市場能夠較好地識別企業的盈余質量,并且進行分別定價。

表4 會計信息質量、公司治理與企業投資回報、資本成本多元回歸結果

另外,控制變量中,上一年的自由現金流(FCF)與投資回報率(ROIC)正相關,表明企業自身持有的自由現金流較多,可以進行更多有選擇的項目投資,帶來較高的投資回報。規模較大的公司,憑借著規模經濟優勢擁有較高的投資回報率;同時,基于規模的背書,企業相對抗風險的能力也較強,因而資金提供者給予企業的信任度也較高,要求的資本回報率也較低。財務杠桿率的提高,不僅侵蝕了企業有限的利潤,顯著降低了投資回報率,也導致負債的邊際成本上升,提高了企業總體的資本成本。企業的成長機會越大以及股權集中度越高,對應的投資回報率越大,但對于資本成本沒有明顯作用。而國有控股對于投資回報和資本成本沒有呈現顯著作用關系。兩權分離度對于投資回報沒有明顯作用,但是對于資本成本則在5%的水平上呈現負向作用。

表4中第(2)和第(4)列是加入交互變量3)由于同時加入3個公司治理變量,為了避免引起多重共線性的問題,在做交互項時,先對變量進行去均值處理后的多元回歸結果,用來檢驗假說2。加入交互變量之后,檢測變量(Lag DA)的回歸系數的符號和大小都沒有發生明顯變化,假說1依然成立。通過對比加入交互變量前后的結果可見,控制變量的系數符號和顯著性保持不變,說明變量間的關系較為穩健。

在第(2)和第(4)列中,上一年的可操控應計利潤(LagDA)和國有控股(CR)的交互項,與ROIC負相關,與K正相關但不顯著。說明最終控制人為國有的企業,較差的會計信息質量會進一步降低企業的投資回報,但是對于資本成本的增加作用不明顯。上一年的可操控應計利潤(Lag DA)和兩權分離度(SEP)的交互項,與投資回報率顯著負相關,與資本成本顯著正相關,表明兩權分離度較高的企業,其較差的會計信息質量會進一步降低投資回報率,提高資本成本。而股權集中度(LSH)和上一年的可操控應計利潤(Lag DA)的交互項,對投資回報率或者資本成本的回歸系數不顯著,說明股權集中度對會計信息質量與投資回報、資本成本的調節作用,從總體上而言不明顯。至此,假說2c得到了驗證,假說2a得到了部分驗證,假說2b沒有得到驗證。

前期研究表明,從最終控制人的角度,能更好地反映公司面臨的代理問題和信息不對稱問題,而最終控制人為地方政府或自然人的上市公司業績較差,代理問題和信息不對稱問題都更為嚴重,根源在于地方政府企業與中央政府企業相比具有更多重的代理關系,受到的外部監督要小,所有權缺位現象更為嚴重;而私人企業對控制權的私人利益的追逐有著更為強烈的動機[67,72]。為了進一步檢驗假說1和假說2,本文還根據最終控制人性質將樣本公司分為中央政府(Centre)、地方政府(Local)和民營(Private)3個子樣本,并分別進行回歸,以考察市場對不同實際控制人公司的會計信息質量反應的差異。回歸結果如表5所示。

表5 中Panel A 表明:對于投資回報率(ROIC),直觀上看,央企盈余信息含量的市場信號作用無論從大小還是顯著性而言,影響都是最大的,其次為地方國企,最后是民營企業。Panel B對不同樣本間會計信息回歸系數的差異性進行了Chow 檢驗,除了地方國企與民企之間的差異不顯著外,其余均差異顯著。對于資本成本,3個樣本的盈余信息含量的市場信號作用顯著性相同,回歸系數的大小依次為民營企業、央企和地方國企。Panel C對不同樣本間會計信息回歸系數的差異性Chow 檢驗則說明,民企與地方國企的差異性在統計上是顯著的。另外,兩兩差異比較的結果則不顯著。

表5 按企業實際控制人性質分類的結果

5 進一步研究

5.1 產品市場勢力研究

根據主回歸分析里的結果,本文的主要研究假說得到了論證:即在其他條件相同的情況下,報告期的會計信息質量越高,企業下一年的投資回報越高,資本成本越低。表明會計信息質量在產品市場、要素市場以及資本市場上發揮著重要的信號作用,緩解了企業內外部利益相關者的信息不對稱。通過信號傳遞,可以消除信息不對稱帶來的逆向選擇和道德風險。企業作為以盈利為目的的經濟社會組織形式,集中和協調生產要素,向市場提供商品和服務[7]充分說明,企業作為關鍵節點,聯接著上游的要素市場和下游的產品市場。企業通過篩選部分供應商/客戶,構建穩定的關系型交易,增進了彼此信任,保證了契約的忠實執行,降低了交易成本,提升了企業績效[36]。而此時,會計信息質量作為企業發出的信號,根據信號傳遞理論,不僅向股東、債權人以及分析師等資本市場傳達了企業財務狀況的信息,同時也向供應商/客戶等利益相關方傳達了企業運營情況的信息。高質量的會計信息,降低了買賣雙方的信息不對稱風險,促進了企業買賣時的議價能力,提高了企業上下游的忠誠度,使得企業建立更加穩定的客戶關系,擴大了企業的銷售市場份額,最終得以增強企業在所在行業的市場勢力。現有文獻也表明,與供應商關系越切,企業的成本粘性就越小[83]。

“商品價值從商品體跳到金體上,是商品驚險的跳躍”[84]。一個企業將生產要素通過專業化分工合作的生產制造,最終以產品的形式出現在產品市場上。而所生產出來的產品,面對激烈的產品市場競爭,能否順利實現銷售,完成商品與貨幣的交換,是企業能否良好經營和持續經營的關鍵。而產品的市場勢力在此扮演了核心的角色,因為產品市場勢力不僅僅包括企業短時間之內的銷售情況,更體現了企業產品長期的發展趨勢和定價能力等一系列的決定因素,所以本文的產品市場競爭已經演變為產品市場勢力的競爭。而會計信息質量在產品市場勢力的競爭中間無疑發揮著重要的信號作用機制。質量好的企業,通過更高的會計信息質量,向整個產品市場傳遞了企業經營狀況良好,可以持續為客戶提供穩定可靠的產品和服務,樹立良好的企業形象,獲得客戶的信賴,從而獲得更多的產品市場勢力。因此,提出研究假說3:

H3在其他條件相同的情況下,報告期的會計信息質量越高,企業下一年的所在行業市場勢力就越強。

產品市場勢力的鼻祖勒納將產品市場勢力定義為“企業將服務或產品的價格高于邊際成本的能力”[85]。與此定義類似,Utton[86]認為產品市場勢力是“企業將服務或產品的價格長期維持在邊際成本之上,并且保證服務或產品的銷售量不會因價格的提高而大幅降低的能力”,并更進一步將勒納指數明確為產品價格減去邊際成本之后與產品價格的比值。在實際操作過程中,邊際成本、平均價格往往難以獲得,參考文獻[87-88],勒納指數采用如下具體度量方式:

同時,基于不同行業的上市公司之間可比性的考慮,借鑒文獻[89-90]中的做法,用單個上市公司的勒納指數值減去年度同行業內上市公司以銷售份額加權的勒納指數平均值,得到最終衡量該公司相對產品市場勢力的指標,即

其中:MPi,j,t表示在t年度處于j行業的i公司的產品市場勢力;LIi,j,t為前述方式計算得到的該企業的原始勒納指數值;ωi,j,t為該企業的銷售額占所在行業所在年度銷售額的比例。

使用調整加權勒納指數是種相對度量指標,本文也借鑒文獻[91-92]中的做法,采用企業市場份額MS的方法,即企業主營業務收入占所在行業中所有公司主營業務收入總和的比例。該方法的計量方式較為直觀,也易于理解:一個企業如果業務收入占所在行業收入總和的比例越高,說明該企業提供的產品具有較好的品牌度與認可度,市場接受程度較高,銷售狀況良好,因此具有較強的市場勢力。其具體度量方式為

表6 Panel A 中第(1)、(3)列給出了對假說3的檢驗。回歸結果顯示,無論是間接方式還是直接方式,上一年的可操控性應計利潤(LagDA)均與當年的市場勢力負相關,且在1%以上的水平統計顯著。驗證了假說3,表明報告期的會計信息質量越好,下一年的企業市場勢力越強。為了進一步研究會計信息質量是否通過影響產品市場勢力,最終作用于企業的投資回報。即產品市場勢力,作為會計信息質量影響企業投資回報的中介變量的作用。本文將產品市場勢力的間接度量指標(MP)和直接度量指標(MS)分別逐次加入模型式(1)進行檢驗,并將結果列示于Panel A 第(2)和第(4)列。

表6 會計信息質量與企業市場勢力

由表6 Panel A 列(2)的結果可以看出,加入MP變量后,LagDA 的系數變得不顯著,而MP 系數在1%水平上顯著,并且其他控制變量的符號和顯著性基本不變。可以初步看出,會計信息質量的確是通過影響產品市場勢力MP,進而作用于企業的投資回報。在此,MP承擔了中介作用。由列(4)的結果可以看出,加入MS變量后,LagDA 的系數依然保持1%水平顯著,而MS系數在10%水平上顯著,其他控制變量的符號和顯著性基本不變。可以得出,會計信息質量對投資回報的作用,部分是通過產品市場勢力MS 來實現的。借鑒溫鐘麟等[93]的方法,表6 Panel B對MP、MS的中介作用進行了相對嚴格的Sobel Test中介檢驗。結果顯示,至少在5%的水平上,無論是間接還是直接的市場勢力度量方式,會計信息質量均存在通過企業市場勢力的中介作用,對企業的投資回報產生顯著影響。表6的結果說明了不但資本市場能夠很好地識別企業的盈余質量,產品市場上,會計信息質量也同樣發揮作用。通過高質量會計信息的發布,企業在產品市場上向各利益相關方傳遞良好經營的信號,使得企業享有更為優質的聲譽,企業所屬產品能夠拓展更為廣闊的市場,從而獲得了較強的產品市場勢力。而較強的產品市場勢力,反過來會進一步促使各利益相關方注重與企業的關系維護,建立起忠誠而穩定的協作關系,形成長期的戰略合作,最終使得企業的投資收益即投資回報率得到了提高。

5.2 機理與路徑分析

之前的分析與檢驗,表明會計信息質量一方面在資本市場發揮著良好的信號傳遞作用,通過緩解內部知情人與外部人的信息不對稱,降低了股權融資成本與債務融資成本,從而在總體上降低了企業的資本成本;另一方面,會計信息質量也在產品市場上發揮著積極的信號作用。高質量的會計信息,向產品市場展示了企業產品具有競爭力,企業經營狀況穩定良好的正面形象。將自己與其他經營狀況不好的企業區別開來,提高了利益相關方的信任關系,促使各方加強合作,反過來為企業帶來更強的市場勢力。那么,會計信息質量究竟是通過怎樣的作用機理與路徑,對企業的投資決策空間發揮作用,成為本文接下來研究的重點。

5.2.1 會計信息質量與企業收益 企業的投資決策,歸根到底都是和企業本身能夠創造多少利潤的能力密切相關,因為無論企業在增加收入還是節約資金等方面,最終都直接反映在盈利能力上,所以本文采用資產收益率(ROA)這一最為廣泛運用的衡量盈利的指標來度量企業每單位資產創造凈利潤的能力。

表7 Panel A 第(1)列給出了因變量(ROA)的回歸結果。結果顯示,上一年可操控應計利潤(LagDA)與當年資產收益率(ROA)負相關,在1%水平上統計顯著,表明報告期的會計信息質量越好,下一年度的企業資產收益率越高。該結果充分說明,會計信息質量好的企業,自身經營狀況良好,具有較強的盈利能力。

此外,由資產收益率的多項分解式可見,資產收益率(ROA)由銷售利潤率(NPM)與資產周轉率(AU)兩個部分構成。銷售利潤率是指扣除所有成本、費用和企業所得稅后的利潤率,反映的是企業產品真實的定價能力,是企業產品市場勢力的直接體現。一個好的產品,會從獨具匠心的設計、更低的制造成本、優秀的產品質量、甚至是更高的知名度或美譽度等各個方面,提升自己的利潤空間。因此,具有較高的銷售利潤率。資產周轉率,是指企業銷售額與總資產之間的比率,即資產使用的效率。一個好的企業,必然重視提高資金、固定資產以及總資產的使用效率,為企業創造更多的資產收益。

表7 Panel A 第(2)和第(4)列分別以銷售利潤率(NPM)、資產周轉率(AU)為因變量對可操控性應計利潤(LagDA)以及其他控制變量進行回歸檢驗。回歸結果顯示,上一年的可操控性應計與銷售利潤率負相關,且在1%水平以上統計顯著。與資產周轉率雖呈現負向關系,但不顯著(在2010～2017年的回歸數據中,會計信息質量與銷售利潤率、資產周轉率均在1%的水平上負向顯著。而文中2010～2019年資產周轉率不顯著的原因,可能是因為2018年伊始中美貿易戰開始,對于中國大部分具有出口資質的上市公司而言,影響甚大)。同樣,本文對NPM、AU 進行了中介檢驗,分別加入模型(1)做回歸和Sobel Test中介檢驗。Panel A 列(3)顯示,當加入銷售利潤率(NPM)后,會計信息質量(LagDA)變得不顯著,而NPM 在1%水平上顯著,說明會計信息質量是通過作用于銷售利潤率這一中介變量,最終影響企業的投資回報。列(5)則顯示,在加入資產周轉率(AU)后,AU 和LagDA 均在1%水平上統計顯著,說明資產周轉率(AU)存在部分中介作用。Panel B中Soble Test中介檢驗結果也顯示了NPM 和AU 至少在5%的統計水平上存在中介作用。通過結果可知NPM、AU 在會計信息質量提高企業投資回報率的過程中承擔了顯著的中介作用,表明了報告期的會計信息質量越高,下一年的銷售利潤率也越高。這充分說明,會計信息質量好的企業,擁有較強的壟斷競爭勢力,自主定價能力較高,從而獲得較大的利潤空間,最終提高了企業的投資回報4)因為ROIC與ROA 具有高度重合性,所以在此并沒有進行ROA 的中介效應檢驗。

表7 會計信息質量與企業收益率的多元回歸結果

5.2.2 會計信息質量與企業供應鏈 會計信息質量不僅僅反映企業自身內部運營狀況的好壞,也因為減少了契約各方的信息不對稱,對企業上下游交易伙伴等利益相關者的決策產生重要影響。運營狀況好的企業,希望通過高質量的會計信息的披露,將自己與其他運營狀況一般、甚至不好的企業區別開來,得到上下游交易伙伴的積極響應與合作。上下游交易伙伴企業獲悉了好企業的準確而及時的會計信息,了解了企業的盈利能力,掌握了企業的運營實際情況,對企業的發展前景做出準確預判,在增進了相互信任關系的基礎上,能夠增加給與企業的信用配給[56],使企業在產品生產的供應鏈環節獲得更多運營現金流、更穩定的銷售伙伴關系。進一步,穩定的供應商、客戶關系,保證了信息的有效傳導,不但降低了交易成本,而且使得企業能夠和上下游充分交流與溝通,迅速地對最新的市場反應做出及時調整,降低了企業經營風險。并且,穩定的供應鏈關系為產品的生產提供了可靠的原材料保障,從而使產品的品質得到有效把控,提升了企業的產品聲譽,贏得了市場口碑,進而吸引潛在的客戶,又進一步擴大了市場份額,加強了企業市場勢力。

本文從供應鏈關系和供應鏈穩定度兩個方面,分別考察會計信息質量所發揮的作用。其中,供應鏈關系的考察指標包括:預付賬款占比(Prepayment Ratio)、預收賬款占比(Ddposit Received Ratio),總應收占比(Total Receivable Ratio)和總應付占比(Total Payable Ratio)。供應鏈穩定度的考察指標包括:供應商關系強度(P_TOP5)、供應商關系穩定度(P_SCT5),客戶關系強度(S_TOP5)和客戶關系穩定度(S_SCT5)。

表8 Panel A 第(1)和第(3)列給出了會計信息質量與預付賬款、預收賬款的回歸。結果顯示,上一年可操控性應計利潤(LagDA)與當年預付賬款為正相關,與預收賬款負相關,均在1%的水平上統計顯著。這充分說明,報告期的會計信息質量越好,下一年就能夠相應地從供應鏈上更多占用供應商、客戶的資金資源,投入到企業自身的運營資本中,提高了企業的運營效率和經濟效率,體現了企業相對較強的市場勢力;相反,如果報告期的會計信息質量越差,預示著企業的運營狀況變差,市場勢力開始減弱,供應鏈中的供應商、客戶會敏銳地抓住這一消極信號,為了防范自身潛在的運營風險和財務風險,減少給與企業的信用配給,收緊銀根,造成企業運營效率和經濟效率的損失。同樣,供應鏈關系回歸部分也做了相應的中介檢驗,雖然在Panel A 列(2)包含了預付賬款比例、列(4)包含了預收賬款比例的兩個回歸中,僅有列(4)中的預付賬款比例回歸項顯著,但是由表8 Panel B中Sobel Test中介檢驗顯示,預付賬款比例和預收賬款比例都在5%的統計水平上顯著。這說明,無論預付賬款還是預收賬款,都在會計信息質量影響企業的投資收益中承擔了一定的中介作用。

表8 會計信息質量與供應鏈關系的多元回歸結果

表8第(5)和第(7)列給出了會計信息質量與總應收、總應付的回歸。結果顯示,上一年可操控性應計利潤(LagDA)與當年總應收為正相關,且在1%水平上統計顯著,而與總應付沒有顯著統計關系,并且總應收回歸系數的大小超過總應付的3倍之多。這說明,從總應收的綜合反應來看,報告期的會計信息質量越好,企業與供應商/客戶之間的議價能力就越強勢,回收賬款、票據更快,事先付給供應商的預付款更少,客戶各項其他應收拖欠的情況也越少,從供應鏈總體上體現了企業較強的市場勢力。而如果報告期的會計信息質量越差,一方面,供應商/客戶獲悉了企業自身運營狀況的惡化,會督促企業加速繳付賬款、兌付票據,以及更少的事先預付款等;另一方面,由于企業自身運營狀況不佳,還款能力減弱,導致非主觀地拖欠上下游企業的賬款、票據等逐漸增多。兩者相互抵消作用,這就導致了會計信息質量與總應付沒有顯著關系。簡單而言,隨著會計信息質量的變差,供應鏈上下游拖欠企業的情況顯著變多,而企業拖欠供應鏈上下游的情況沒有顯著變化。表8 Panel B中Sobel Test中介檢驗結果也顯示,在1%的水平上,總應收承擔著一定的中介作用,而總應付的中介作用并不顯著,與回歸結果一致。

表9給出了會計信息質量與供應商、客戶的關系強度以及穩定度的回歸。結果顯示,無論供應商還是客戶,上一年的可操控性應計利潤(LagDA)對強度和穩定度的回歸都呈現了一致的結果,只是顯著性上的不同。具體而言,當會計信息質量變差后,企業對于主要客戶的銷售比例顯著升高且在1%水平上顯著,對于主要供應商的采購比例同時升高但不顯著。這說明,當企業出現運營不佳的情況后,往往更加重視與主要交易伙伴,特別是銷售客戶的貿易維護,增加對大客戶的銷售。這也易于理解,當企業面臨經營困境時,一方面會努力維系與大客戶的良好關系,希望通過對大客戶的銷售增加,短時間內擺脫困境;另一方面,企業的大客戶或者供應商,都是在長期的交易活動中,彼此信任,合作共贏,逐步成為了企業的主要客戶或者供應商,也都是企業重要的利益相關者和戰略合作伙伴。因此,雖然通過會計信息質量以及其他渠道獲悉了企業的經營困境,這些主要客戶和供應商也給與企業充分的信任和幫助。此時,大客戶會加大購買力度幫助企業,分擔一些經營壓力,供應商則是繼續給企業提供穩定的原材料,甚至以賒銷的形式。而從供應鏈穩定度的角度看,當會計信息質量變差后,企業與供應商、客戶的穩定度上升,其中客戶穩定度在10%的水平上統計顯著。表明當企業出現運營衰退時,為了保持穩定的業績,更加重視大客戶的關系維系。該結論也與之前文獻提出的“企業必須將最大的精力放在最有價值的顧客身上”相一致[94]。隨后的Sobel Test中介檢驗結果也顯示,主要客戶的銷售比例承擔了一定的中介作用,而主要供應商的采購比例、穩定度以及主要客戶的銷售穩定度的中介作用則不顯著,與回歸結果基本一致。

表9 會計信息質量與供應鏈穩定度的多元回歸結果

5.3 穩健性檢驗

5.3.1 對投資回報率的重新測度 本文定義的產品市場投資回報率(ROIC)對企業金融資產的投資收益進行了剝離,但投資收益也在一定程度上反映了企業資產的投資效率,不能完全排除其與企業產品市場的競爭優勢的關聯,故采用傳統的投資回報率公式對ROIC進行了重新計算。計算公式為

根據調整后的投資回報率,對表4投資回報率部分重新進行了回歸,結果見表10 第(1)和第(2)列。表10的結果與表4基本相似,為假說1和假說2提供了經驗支持。

表10 根據傳統方法計算的ROIC的多元回歸結果

5.3.2 對資本成本的重新測度 對于資本成本的穩健性測度,采用事后收益法來計量總資本成本,即預期稅后收益與總資產市值之比,其中,總資產市值可由股票市值與負債賬面值相加獲得,K=E(Ri)/Vm,t。

預期稅后收益采用Modigliani等[95]的方法對凈收益進行修正,公式為

其中:Ri,t為公司i在t年的實際凈收益;Ri,t-1為公司i在t-1年的實際凈收益;Vb,t為公司i在t年的資產賬面值;Vb,t-1為公司i在(t-1)的資產賬面值。

根據對資本成本的重新測度,對表4資本成本部分重新進行了回歸,結果見表10 第(3)和第(4)列。其結果與表4基本相似。

5.3.3 內生性檢驗 根據理論分析可知,被解釋變量產品市場回報、資本成本和檢測變量會計信息質量存在著相互影響。一方面,好的會計信息質量具有積極的信號作用,可以同時在資本市場和要素市場為企業帶來競爭優勢;另一方面,具有較好產品市場回報或較低資本成本的企業,為了將自己與經營狀況不樂觀的其他公司區分開來,更傾向于披露高質量的會計信息。因此,上文得到的回歸分析結果需要進行內生性檢驗。

鑒于此,本文采用以真實盈余管理(DIF)和審計費用(Audit Fee)的滯后變量為基礎的工具變量,運用兩階段最小二乘法來檢驗企業或有的自選擇問題。之所以選擇滯后1期的真實盈余管理和審計費用兩個變量,是因為,一方面,真實盈余管理和審計費用的滯后變量與可操控性應計利潤(DA)明顯相關;另一方面,由于DIF 和Audit Fee滯后變量是過去發生的,理論上與下一期的擾動變量不相關。根據文獻[84-86],真實盈余管理變量(DIF)通過下列模型計算得到:

其中:CFOi,t為t年的經營活動現金流;Si,t為t年的主營業務收入凈額;ΔSi,t為t年的主營業務收入減去t-1年的主營業務收入。真實盈余管理的計算思想與可操控性應計利潤一致,認為經營活動現金流是企業資產、銷售收入與銷售收入變動額的函數。根據上述模型進行分行業分年度的回歸,就可以求出每個檢測變量之前的回歸系數,然后用回歸系數乘以對應的檢測變量再加上常數項系數,即得到按照上述模型估計出的該公司的預期經營現金流。最終,將經過上一年資產調整的實際經營活動現金流與之相減,得到的差值即為真實盈余管理的測度變量(DIF)。如果差值為負,則表示會計信息質量較差。審計費用(AuditFee)取自國泰安數據庫中上市公司年度審計費用值,并做對數處理,以消除規模差異。

對模型式(1)、(2)的兩階段工具變量回歸結果如表11所示。

表11 兩階段工具變量回歸結果

由表11第(1)和第(3)列可見,即使控制了其他相關變量,LagDA 的系數仍然顯著大于0,證明了兩個工具變量滿足了相關性要求的條件。并且,弱工具變量、識別不足檢驗和過度識別檢驗的結果均進一步證明了工具變量(Lag2DIF、Lag2Audit Fee)的有效性。

表11第(2)和第(4)列分別展示了模型式(1)、(2)的工具變量兩階段回歸結果。可以看出,第2階段的LagDA 回歸系數的符號和顯著性與前文的回歸結果保持一致5)國泰安數據庫里審計費用的統計數據從2014年開始,所以觀察值和主回歸相比有所減少。通過加入工具變量,再次證明了本文的原假設,即會計信息質量能向市場傳遞有效的信號:報告期的會計信息質量越高,企業投資回報越高,資本成本越低。

6 結論

本文主要探究會計信息質量影響企業投資回報以及資本成本的過程和機理。首先考察本期以可操控性應計利潤衡量的會計信息質量,是否對下一會計期間的企業投資產生影響,即本期高質量的會計信息質量所傳達的積極信號,能否同時被產品市場和資本市場吸收,從而使企業在下一年度有更高的投資回報率和更低的資本成本。在實證檢驗了企業高質量的會計信息能夠同時提高產品市場的投資回報率和降低資本成本的基礎上,加入了衡量公司治理結構的3個變量,即企業實際控制人性質、第一大股東持股比例和兩權分離度,進一步考察市場對具有不同治理結構公司的會計信息質量的反應是否存在差異。研究發現:

(1)報告期會計信息質量越高,企業下一年的投資回報率越高、資本成本越低。

(2)加入公司治理與會計信息質量的交互項后發現,市場對于兩權分離度最為敏感,其表現就是,兩權分離度高的企業,產品市場的投資回報更低,資本成本更高。國有產權性質會顯著降低企業在產品市場的投資回報率,但是對于資本成本升高的作用則不顯著。而第一大股東持股比例的影響,無論對產品市場回報還是資本成本,都不甚顯著。在區分不同最終控制人性質的分樣本回歸后,發現會計信息質量的作用依舊顯著。其中:在央企樣本中,會計信息對于產品市場回報影響最大;在民企回歸樣本中,會計信息對于資本成本影響最大。

(3)進一步研究表明,高質量的會計信息,表征了企業較強的市場勢力,意味著企業擁有一定的自主定價能力,實現了較高的銷售利潤率,為企業創造了更多的資產收益;同時,也能幫助企業在供應鏈上更多地占用供應商、客戶的運營資本,提高了企業自身的運營效率。而當通過較差的會計信息質量所反映的運營狀況不佳時,企業則主要是通過加大對主要客戶的銷售,構建更為穩定的銷售客戶關系。

本文的啟示是:對于公司管理層而言,研究結果表明,高質量的會計信息質量與下一期高投資回報率和較低的資本成本相關,該結論充分體現了會計信息質量對企業聲譽投資的重要性。因此,公司管理者應該減少不正當的盈余管理行為,從而降低信息不對稱,營造良好的經濟秩序。對于投資者而言,高質量的會計信息體現了公司本身的高質量,通過分析當期的公司治理、會計信息質量,可以推斷出企業未來的投資回報及資本成本,可以使資源向更高效的地區流動,從而優化市場資本配置。對于監管部門而言,應加強公司治理中的監督力度,包括內部監督和外部監管,鼓勵加強外部利益相關者對企業的監督,真正提高中國會計信息的透明度。同時,合理引導投資者進行理性投資,減少盲目的投機行為,使整個市場更為有效。

附表1 變量具體定義