会计信息质量影响企业投资回报以及资本成本的过程和机理

沙飞云 ,徐晓东 ,曹莜佳 ,吴艳琴

(1.上海交通大学 安泰经济与管理学院,上海 200030;2.清华大学 经济管理学院,北京 100083)

公司作为现代企业的组织形式,以专业化的分工合作,将生产要素转化为最终产品。在这一过程中,有两方面值得关注。一方面,公司尽可能以低的成本,保证企业的高效运营,源源不断地将产品生产出来;另一方面,则是能够将这些产品顺利销售,获得相应的回报来维持企业的运营和拓展企业的发展。信息经济学理论认为,在信息不对称的情况下,企业为了生存和发展,必须选择向资本市场披露经独立审计师审计的会计信息,以满足外部利益相关者的需求,杜绝逆向选择的发生[1]。企业披露的会计信息质量越高,就越能够消除企业与投资者之间的信息不对称[2],从而降低企业外部融资的市场摩擦成本[3-4],并提高企业的投资效率[5]。虽然国内外有众多文献研究不对称信息、会计信息质量与投资决策的关系,但主要关注会计信息质量的提高对信息不对称消除的程度,以及由此带来的外部融资资本成本的下降及其对投资决策的影响,鲜少有文献研究会计信息质量对企业在产品市场上投资回报率的影响和作用机理,这显然是不全面的。因为企业生产运营的目标并不仅仅局限于成本的降低,更要通过自身提供的产品或者服务,在客户端顺利销售,将所涵盖的生产要素实现保值或者增值,履行企业最基本的社会责任,从而达到企业的生产目的和经济目的。在其他条件相同的情况下,高质量的会计信息通过消除信息不对称,不仅能够降低企业外部融资的市场摩擦成本,还能够提升企业的声誉和形象,向外界传递企业本身运营良好、产品可靠的信息。这样不但维持和加强了企业与现有供应商/客户之间的合作关系,还为企业赢得了更多的潜在合作伙伴,巩固了企业在产品市场和要素市场上已经赢得的竞争优势和市场势力,提升企业在产品市场上的投资回报率;同时,在投资需求曲线不变的情况下,外部融资资本成本的降低又必然会促进企业投资规模的扩大,从而带来规模经济效益,也会使投资回报率得到进一步提升。因此,从投资回报率与资本成本两个维度研究会计信息质量的信号传递作用的影响,无论在理论上还是实践上都具有重要意义。因此,本文构建了企业在产品市场上的投资回报率的度量指标,用来考察会计信息质量对企业在产品市场方面的影响。与之前文献所构建的投资回报相比,考虑到不同税务负担会对净利润造成影响,本文构建的产品市场的投资回报,其分子是企业在产品市场中实现的税前利润,不包括在资本市场投资所得的利润。同样地,产品市场的投资回报分母也扣除了相应的金融资产,因而该投资回报,代表的是企业在产品市场的全部投入和产出,同时也是反映在产品市场上企业本身的价值创造。资本成本是公司财务的核心之一,也是公司利益相关者决策的基础。对于投资者而言,资本成本是他们在承担一定风险下的期望回报。而对于公司本身,资本成本则是使用资本所付出的代价。本文所采用的资本成本的计算方法为加权平均资本成本法。在计算过程中,权益资本成本的计量方法采用CAPM 模型,债务资本成本采用的是利息支出加上资本化利息后除以总负债的值。本文提出的产品市场的投资回报,虽然对投资收益做了扣除,但考虑到投资收益本身也反映了企业的投资效率,故在稳健性检验中又使用传统投资回报的方法进行了检验。类似地,由于当前文献对于资本成本的计量并未统一,故又使用事后收益方法进行了稳健性检验。结果均与主回归保持一致。

同时,由于会计信息质量是公司治理的函数,两者相互依存、相互影响。Core等[6]证实了不同代理成本的公司,会计信息质量与投资效率的关系显著不同。公司治理不佳的企业会计信息质量越差,其所传递的信号作用势必也更微弱。因此,公司治理可能对会计信息质量与企业投资回报率和资本成本的关系造成影响,故将进一步检验公司治理对两者关系之间的调节效应。

企业在产品市场上投资回报的提升,归根结底,其实是企业产品市场势力的具体体现。企业作为以盈利为目的的经济社会组织形式,集中和协调生产要素,向市场提供商品和服务[7]。充分说明,企业作为关键节点,联接着上游的要素市场和下游的产品市场。会计信息质量作为企业发出的信号,根据信号传递理论,不仅向股东、债权人以及分析师等资本市场传达了企业财务状况的信息,同时也向供应商/客户等利益相关方传达了企业运营情况的信息。高质量的会计信息,降低了买卖双方的信息不对称风险,促进了企业在交易时的议价能力,提高了企业上下游的忠诚度,使得企业建立更加稳定的客户关系,扩大了企业的销售市场份额,最终得以增强企业在所在行业的市场势力。基于上述逻辑分析与推理,本文分别采用调整加权勒纳指数的相对度量指标和市场份额的直接度量指标,作为产品市场势力的代理变量,对会计信息质量进行回归检验。

在通过检验,确认高质量的会计信息能够增强企业的产品市场势力之后,那么,会计信息质量究竟是通过怎样的作用机理与路径,对产品市场势力发生作用,则是本文更深一步的研究目标。本文发现,会计信息质量好的企业,拥有一定的垄断竞争势力,自主定价能力较高,因而具有较高的销售利润率,从而为企业创造了更多的资产收益率。通过路径分析进一步证实,会计信息质量好的企业,可以从供应链的上下游获取更多的运营资本,提高企业自身的收益;而会计信息质量差的企业,即当企业出现或多或少的经营问题时,往往更加重视销售端主要客户的关系维护。其表现特征是,加大对主要客户的销售力度,并且构建更为稳定的销售关系。

本文的贡献主要在于:随着中国证券市场的发展,上市公司的经营理念有了长足的进步,潜移默化地影响其相关的行为。逐渐减少的行政命令和关联交易,就是这种市场化的证明。但是会计信息是否受到了市场足够多的重视,特别是在产品市场,能否承担起信息传递的重要职能,目前还不甚明了。因此,本文样本的时间选择以2011年中国股权分置改革完成为开始,在保证变量数据一致性和可比性的前提下,尽可能排除潜在干扰,考察会计信息质量的信号传递作用。

当前国内外文献对会计信息质量对资本成本以及投资行为方面影响的研究已经相对完善,但是会计信息质量如何影响产品市场的相关文献则相对匮乏,本研究有助于填弥补这一领域的研究不足。此外,本文提出了以报告期产品市场的年度投资回报率作为衡量公司管理层投资决策效率的一个重要测度,并以此解释了公司管理层理性投资行为及其受会计信息质量的影响;同时,也考察了公司治理对会计信息质量与投资回报、资本成本之间关联性的调节效应。并在此基础上进一步检验了会计信息质量对企业产品市场势力产生影响的作用机理与路径。本文的研究在一定程度上还可以为投资者进行投资决策提供依据,或为监管者的管理决策提供经验证据。

1 文献回顾

1.1 会计信息质量、资本成本与投资效率

截至目前,大量的前期文献围绕会计信息质量、资本成本与投资效率的关系展开了深入研究。其基本发现是,高质量的会计信息不仅能够降低企业外部融资的资本成本[3,8-9],而且能够抑制企业的过度投资和缓解企业的投资不足[10],从而提高企业投资效率。

1.1.1 会计信息质量与资本成本 前期文献认为,高质量的会计信息在资本市场上能够发挥信号作用,通过消除信息不对称降低债务融资的资本成本[3,11-13]。Peyravan[14]发现,会计信息质量差的企业,通过主动让渡一些额外的信息给借款者,减少了信息不对称的程度,从而获得贷款。Akins[15]发现,会计信息质量差的企业,金融中介对其信用评级的分歧度也越大,进而增加了更多的资本成本。Arya等[16]发现,会计稳健的借款人在取得贷款时能因为可以获得更低的利率而受益。会计信息质量对权益资本成本的负向影响主要来自两个方面:一方面,投资者在面临更高的预测风险时,会要求更高的投资回报率,以对额外的风险进行补偿,而会计信息质量的提高则有助于降低预测的风险,从而能够降低企业权益成本[17-19];另一方面,从市场流动性的角度看,信息披露水平的提高有助于降低知情人和不知情人之间的买卖价差,从而进一步降低股权融资成本,而股权融资成本的降低会增加更多的潜在投资者。即会计质量的提高通过降低信息不对称的程度,可以增加投资者对股票的需求,提高股票的市场流动性,从而降低了权益融资的资本成本[8]。

可见,会计信息质量的高低会影响“预测风险”和“市场流动性”,从而影响权益资本成本。不过,上述分析获取的是间接证据。不少前期文献还直接研究了两者之间的相关关系。例如,通过控制公司规模和β系数可以得出权益资本成本与信息披露水平之间呈负相关关系的结论[9]。企业规模越大,更倾向于信息披露,从而获得更低的权益融资成本[8]。

1.1.2 会计信息质量与投资效率 前期文献表明,会计信息具有定价功能和治理功能,可以缓解信息不对称和代理冲突,抑制企业的非效率投资,从而提高企业的投资效率[3,20-22]。Engel等[23]发现,行业和公司层次的投资效率与会计信息质量均呈现显著正相关关系。Elliott等[24]发现,投资者将价值归因于公司的会计信息质量较高。Durnev等[25]以美国上市公司行业数据为样本,运用边际TobinQ比率度量公司投资效率,结果发现,从行业的角度看,股价中包含的上市公司特质信息与公司投资效率显著正相关。Biddle等[26]以34 个国家为样本,以盈余激进性、损失避免性、收益平滑性和及时性组成一个度量会计信息质量的综合指数,结果发现,跨国间及每个国家的会计信息质量都与公司的投资效率正相关,且这种相关性在间接融资型的国家中更显著。Biddle等[27]以1980～2003年间美国上市公司为样本,发现会计信息质量有助于减少公司资本投资不足和过度。Biddle等也发现,高质量的会计能够通过降低经理人与外部投资者之间的信息不对称提高投资效率。Biddle等认为,企业与外部投资者之间的信息不对称,在某种程度上会影响会计信息质量与企业投资效率之间的关系,即道德风险和逆向选择等摩擦的存在,在某种程度上会对会计信息质量与企业投资效率的关系产生影响,具有高质量财务信息的公司会更少地偏离预计投资水平,从而减少投资过度和投资不足行为的频发。同时,这些公司对宏观经济环境的敏感性较小,在现金流充裕及低财务杠杆的企业中,会计信息质量与企业投资效率的正相关关系较弱,但在现金流匮乏及高财务杠杆的企业中,此正相关关系较强。此外,会计信息还会影响企业的总投资水平,当一个企业的总投资水平较低时,高质量的会计信息可以提高企业的投资水平;相反,当一个企业的总投资水平较高时,高质量的会计信息则会降低投资水平。李青原[28]认为会计信息质量不仅与公司的投资不足呈现出负相关关系,也与投资过度呈现出负相关关系,其中,在具有较高审计质量的公司中,与投资过度的负相关关系更加显著;同时,在自由现金流较多的公司中,这两种负相关程度均更强。徐晓东等[29]检验了中国资本市场上自由现金流与非效率投资之间的关系,以及代理问题和信息不对称对两者关系的影响,发现在企业投资过度的情况下,与代理问题的解释一致,自由现金流越多、代理问题越大的企业过度投资的情况越严重;在企业投资不足的情况下,与融资约束的解释一致,外部融资的缺口越大,信息不对称越严重的企业呈现出更为严重的投资不足。Sun[30]研究了27个国家和地区的财务报告质量与企业投资行为之间的关系,以及两者关系受融资结构的影响,发现与主要来源是债务融资的行业相比,主要来源是股权融资的行业,其财务信息的透明度、披露质量及审计质量等对企业投资行为的影响更显著;主要来源为股权融资的行业并非自愿披露更多的信息,而是受制于会计监管。

1.2 会计信息质量、交易成本与产品市场竞争优势

查询可知,当前文献对会计信息质量作用的研究囿于资本市场,对于会计信息质量对产品市场以及要素市场的影响鲜有涉及。近年来,虽然学者们开始将研究视野拓展到会计信息与产品市场/要素市场之间的关联,但是主要集中于企业与供应商/客户之间的关系型交易对会计信息质量的作用机理。Hann等[31]认为高质量财务报告可以减轻信息摩擦,从而促进公司之间资源的有效分配。Bowen等[32]的研究认为,报告利润较高的公司可以大大降低来自于客户、供应商、贷款方以及员工等方面的交易成本,促使部分管理人员进行盈余管理以提高公司的报告利润。Graham 等[33]通过对企业CEO 的实地访谈发现,一旦受到来自供应商/客户的压力,企业更倾向于采取盈余管理的方式来满足这些非财务利益相关主体的预期,以改善交易关系和商业条款。Dou等[34]研究发现,在法制环境较差的国家,对处于关系专用性投资较高行业的企业而言,更可能通过平滑盈余的手段向供应商/客户传递更加有用的私有信息。Hoberg等[35]发现,来自产品市场的威胁影响企业的股利政策和现金持有水平,对于外部融资困难的企业尤其如此。林钟高等[36]的研究也认为,关系型交易增强了企业的盈余管理动机,这一信息交流机制降低了企业的信息透明度,减少了企业盈余的信息含量。与上述研究结论相反的是,Chen等[37]认为供应商/客户关系投资的增多会促使企业选择更为严格、稳健的会计政策以降低交易中的风险。持相同的观点的还有文献[38]。

总之,当前文献主要关注会计信息质量对交易成本的影响,以及由此导致的管理层的盈余管理行为。对于会计信息质量是如何影响企业与客户/供应商之间的关系并进而影响企业在产品市场上的竞争优势以及投资回报率,目前还鲜有文献对此展开研究。

1.3 会计信息质量与公司治理

会计信息质量与公司治理相互影响、相互依存,有关两者相关性的研究一直是国内外学术界关注的焦点。围绕会计信息质量与公司治理的相关研究可以分为两大类:第1类主要探究公司治理对会计信息质量的作用,第2类重点验证会计信息质量对公司治理的影响[39]。

关于公司治理对会计信息质量作用的研究主要侧重于公司治理的各项因素,例如董事会、审计委员会、股权结构等特定层面。在董事会对会计信息质量的影响方面,众多实证研究表明,董事会的规模越大,公司发生财务舞弊的可能性越大,即公司的会计信息质量越差[40]。同时,如果内部董事会所占比例越高,公司的会计信息披露程度越低;若外部董事持股比例升高,公司财务舞弊的状况会减少[41-42]。最新研究表明,管理团队的同质性也会对会计信息质量产生影响[92]。在股权结构对会计质量的影响方面,前期研究表明,股权集中度与财务舞弊行为正相关,与会计信息质量负相关[43]。如果机构投资者入股增加,可以降低代理成本,从而减少管理人员操控财务数字的可能性[44]。现有研究强调了审计委员会在提高会计信息质量方面的积极作用,认为审计人员可以揭发企业财务信息的舞弊现象[45]。Florou等[46]通过研究英国公司的财务数据后发现,更多地加强监督,在一定程度上可以提高企业的会计信息质量。国内研究表明:独立董事越多,流通股比例越大,高级管理人员的报酬越高,会计信息质量越高;而法人股比例越大,执行董事比例越大,监事会的规模越大,内部人控制度越强,财务舞弊的可能性也越大[47-48]。

关于会计信息质量对公司治理的影响,前期文献一般认为提出高质量的会计信息是公司治理的一个不可或缺的环节[10,22]。高质量的会计信息对公司结构的优化作用主要体现在降低契约不完全程度、利于控制权的高效执行以及加强对人力资本的监督[49]3个方面。会计信息的披露可以降低逆向选择和道德风险,是对管理者的一种监督[39,50]。有效的会计信息产权可降低信息交换的交易费用,控制机会主义倾向,从而使社会资源配置高效化[20,22]。

总之,前期研究表明,会计信息质量在资本市场上的信号传递作用长期以来一直深受关注,但其在产品市场上的作用并不清楚。然而,无论是考察会计信息质量在资本市场上的信号传递作用,还是考察其对产品市场的影响,公司治理的调节作用都不能被忽视。

2 研究假说

根据信号传递理论[51],在信息不对称的情况下,会计信息作为众多信息中的一种,也可以传递到外部市场上,包括产品市场、要素市场以及资本市场等[52]。当企业主动披露非强制性要求的一些信息以及高质量的财务报告等信息时,外部市场会甄别出高质量的会计信息,并做出积极反应[53];反之,当企业披露了较低质量的会计信息,市场也会甄别出低质量的会计信息,并做出消极反应。通过信号传递,可以消除信息不对称带来的逆向选择和道德风险。基于信息不对称理论,企业外部的利益相关者和企业内部管理层之间存在着信息不对称,管理层拥有更多关于公司经营状况的信息[54]。会计信息具有定价和治理的功能,能够在一定程度上缓解企业与供应商/客户交易的各种信息不对称问题,是企业与供应商/客户之间进行关系投资的治理基础[37],因为供应商和客户能够使用会计信息评估可能的长短期交易损失和机会成本[38],从而进行相关的决策。依据信号传递理论,在这种情况下,质量好的企业有动力通过传递更高的会计信息质量的信号,将自己与质量不好的公司区别开,以期得到外部市场的积极反应。这种积极反应不仅限于资本市场,同样存在于产品市场以及要素市场。Raman等[55]的研究表明,企业存在盈余管理的动机,影响交易伙伴对公司前景的预期。因此,企业财务信息质量的高低会通过影响交易伙伴与企业之间的信任关系,进而影响企业能获取的商业信用融资。准确而及时的信息披露可以减小契约各方的信息不对称,使交易伙伴更加真实地了解企业的盈利能力和成长机会,增进相互信任关系,减小因逆向选择导致过高的商业信息融资成本,增加信用配给[56]。Hann等[31]的研究表明,高质量财务报告可以减轻信息摩擦,促进公司之间资源的有效分配,从而提高生产率。因此,本文认为,对于提供了高质量会计信息的企业,能够在产品市场及要素市场上树立良好的形象,进而提高了在上述两个市场上的竞争力,使得其与上下游企业之间更加具有议价能力:企业的供应商可能会以更低廉的价格供货,客户可能更愿意购买其产品,企业的投入产出比——即投资回报率得以提高。

此外,会计信息质量作为一种信号也会被传递到资本市场,进而影响企业的资本成本。会计信息披露质量的提高有助于降低盈余预测的风险,提高分析师预测的准确性,从而使得不同分析师甄别公司价值得出的差异变小,实现公司权益资本成本的降低[17-19]。从市场流动性的角度看,信息披露水平提高有助于降低知情人和不知情人的买卖价差,从而降低股权融资成本,而股权融资成本的降低会增加更多的潜在投资者,股票的流通性上升又能够进一步降低权益资本成本[8,57]。

高质量的会计信息不仅可以降低股权融资成本,还能够通过消除信息不对称降低债务融资的资本成本[3,11-12],从而在总体上降低企业的资本企业[57]。Silva等[58]发现,会计信息质量与投资者意见分歧度负相关。普华永道[59]研究发现,会计透明度与一个国家或地区的资本成本有直接关系,透明度越高,其资本成本越低。

综合上述分析,本文认为,对于提供了高质量会计信息的企业,可能在产品市场上取得更高的投资回报率,债权者和股东可能索取更低的资本成本。因此,提出待检验的研究假说1:

H1在其他条件相同的情况下,报告期的会计信息质量越高,企业下一年的投资回报越高,资本成本越低。

长期以来,国内外学者不仅研究了会计信息质量与投资效率之间的关系,还检验了这一关系受公司治理结构等因素的影响。Biddle等[26]实证检验了美国和日本两个国家的公司投资行为,发现在资本市场发达的美国,公司股权高度分散,加深了管理者与股东之间的信息不对称,更容易产生非效率投资行为,因而高质量的会计信息能够提升企业的投资效率;而在日本,企业银行借款占据主导地位,银行有能力通过私人渠道获得信息,能够更好地监督管理者,因此,会计信息质量对投资效率的影响不显著。Core等[6]的研究也证实了不同代理成本的公司之间会计信息质量与投资效率的关系不同。大量的国内文献也表明,在其他条件一定的情况下,会计信息质量分别与公司投资不足和投资过度负相关[28-29],同时,会计信息质量与投资过度的负相关性还受股权结构[60-61]、审计质量[28]以及最终控制人性质的影响[61-62]。

基于上述理论与实证研究结果推理,本文预期企业的公司治理状况对会计信息质量与投资回报以及资本成本的关联性也存在调节效应。原因在于,公司治理差的企业,整体声誉更差,其会计信息所传递的信号作用更微弱,进而削弱了会计信息质量在提高企业在产品市场上的投资回报率和降低资本成本方面应发挥的作用。

同时,已往研究表明,大股东掌握了中国上市公司的控制权,大股东所有权的结构和性质反映了上市公司不同的公司治理结构,体现了不同程度的代理成本和投资者利益保护[63-64]。如果股东拥有强大的权利,可以通过要求大量的财务信息披露来降低企业的权益资本成本[65]。提高股权集中度可以降低现金流权和控制权的代理问题[66]。另外,国有企业由于与政府的关系更加紧密,往往可以获得更低的融资成本,但所有权为国家股的企业往往面临更多代理问题[61]。而在国有企业中,最终控制人为地方政府的上市公司的代理和信息问题较中央控股的国有企业更为严重,原因在于地方政府控股的企业受到外来的监督比国有控股企业小,具有更多重的代理问题,所有权缺位严重[67,72]。因此,最终控制人性质、股权集中度以及两权分离度是衡量企业公司治理的典型变量,在很大程度上决定了公司决策过程中相关权利分布,能够影响公司对内部经理人的激励约束等公司内部治理机制的运行效率,从而影响公司会计信息质量对企业投资决策空间的提升作用。由此提出研究假说2:

H2在其他条件相同的情况下,企业的公司治理越弱,报告期的会计信息质量,与企业下一年投资回报的正向关联越小,与企业下一年的资本成本的负向关联也越小

具体地,将研究假说2细分为如下3个可以检验的子假说:

H2a与非国有控股企业相比,国有控股企业的会计信息质量越差,下一年的投资回报越小,资本成本越高。

H2b股权集中度越低,企业报告期的会计信息质量,与下一年的投资回报之间的正向关联越小,与下一年的资本成本的负向关联也越小。

H2c第一大股东的两权分离度越高,企业报告期的会计信息质量,与下一年的投资回报的正向关联越小,与下一年的资本成本的负向关联也越小。

3 研究设计

3.1 样本选择

样本分布情况如表1所示。本文选取2011～2019年沪、深两市上市公司的数据作为研究样本,基于如下标准对样本数据进行筛选:①剔除金融类上市公司;②剔除科创板、沪深B 股的公司;③剔除部分数据不全的公司。最终获得了3 663家公司26 113个样本观察值。分析所需数据均来自国泰安CSMAR 数据库。本文样本期间的选择从2011年开始,原因在于股权分置改革在2010年已经基本完成,这样保证了整个样本期间变量数据的一致性和可比性。文中涉及的数据通过Microsoft Excel、Microsoft Access和Stata进行分析处理。

表1 样本在各行业的分布情况

3.2 变量定义

本文的研究变量分为被解释变量、检测变量和控制变量3 大类。被解释变量分别为投资回报率(ROIC)和资本成本(K);检测变量为上一年度的会计信息质量,由可操控性应计利润(LagDA)表示;控制变量为上一期的自由现金流(LagFCF)、公司规模(Size)、财务杠杆(Leverage)、成长机会(Tobin'Q)、最终控制人(CR)、股权集中度(LSH)以及两权分离度(SEP)。具体变量定义见附表1。

3.2.1 被解释变量

(1)投资回报率(ROIC)。为了研究会计信息质量对产品市场的影响,将投资回报率设定为企业在产品市场上的投资回报率。计算公式为

上述公式的分子主要反映企业在产品市场中实现的税前利润,不包括资本市场上投资所得利润,因而资产减值损失中不包括企业当期可供出售金融资产、长期股权投资和持有至到期投资计提的减值损失。考虑到企业间税负不同会对净利润造成较大影响,故采用税前利润指标。分母是企业总资产扣除交易性金融资产、长期股权投资等金融资产,代表企业在产品市场上创造价值的全部投入。分子与分母相除即为企业在产品市场上的投资回报率。

(2)资本成本(K)。资本成本的计量是公司财务的核心内容,也是公司的利益相关方决策的基础。从投资者的角度看,资本成本是他们在承担一定投资风险下的期望收益率。而对于筹资者(公司)而言,资本成本是使用资本所付出的代价。当前文献对资本成本的计量尚未形成统一定论,现有的总资本成本计算方法有加权平均资本成本法、内部报酬率法以及剩余收益折现法等。其中,权益资本成本的计量主要有两类方法:第1 类是基于模型CAPM、APT 以及Fama-French三因素模型计算得到;第2 类是通过股利折现模型为基础的PEG、OJ及GLS模型计算得到[68-70]。

根据文献[68,71],使用CAPM 模型来估算企业的权益资本成本,并以加权平均资本成本作为企业的总资本成本。尽管研究表明,中国的资本市场在2001年之前并不适用CAPM 方法,股票收益率与β的相关性并不显著[73],但本文研究的数据是2010年之后的,故并未对本文造成影响。CAPM 模型为

其中,rE、rf、βi和rm分别为公司i的股票收益率、无风险报酬率、系统风险以及权益市场的平均收益率。无风险报酬率rf使用当年活期存款的加权平均利率为替代,权数为天数。2011～2019年的rf加权结果分别为:0.47%、0.42%、0.35%、0.35%、0.35%、0.35%、0.35%、0.35%和0.35%,股票的市场风险βi取自国泰安数据库,rm-rf采用Damodaran1)考虑到中国股票的年市场回报,在一些年份为负值的异常情况,本文采用达摩达兰的年市场风险溢价[74]对于中国2011～2019 年的市场风险溢价的估算数据分别是:7.05%、6.85%、5.90%、6.65%、7.20%、6.55%、5.89%、6.94%和6.26%。

根据历史数据将上式计算出的股票收益率rE,即权益资本成本代入下式计算加权平均资本成本。具体为

其中,rD、rE、T、D和E分别为公司的债务成本、权益成本、所得税税率、负债的账面价值及所有者权益的账面价值。其中,rD采用文献[75-76]中的计算方法,即利息支出加上资本化利息,再除以年初年末平均总负债的值。所得税税率采用中国企业普遍面对的企业所得税税赋25%。

3.2.2 检测变量 根据文献[11,77],选用可操控性应计利润DA 表示会计信息质量。会计盈余是最典型、最重要、同时也是投资者最关心的会计信息。已往研究证明,针对中国的股票市场,分行业分年度估计、且采用线下项目的总应计利润作为被解释变量估计特征参数的修正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模型来计算可操控性应计利润,

其中:NDAit为i公司第t年的正常性应计利润;ΔREVit为公司i第t年的主营业务收入和上期主营业务收入的差额;ΔRECit为公司i第t年与第t-1年的应收账款之差;PPEit为公司i在第t期期末厂房、设备等固定资产价值;Ait-1为公司i在第t-1期期末总资产。

由上述两式可得:

3.2.3 控制变量 为了更准确地揭示报告期的会计信息质量对下一年的投资回报和资本成本的影响,本文设置了一系列控制变量。

(1)自由现金流(FCF)。根据前期文献[79-80],自由现金流影响企业的投资行为,所以需要进行控制。采用Richardson[80]的方法,用净利润加上利息费用及非现金支出,然后减去营运资本增加,再减去资本性支出来计算企业的自由现金流,并经期末总资产调整后得到FCF。用上一期的自由FCF 作为控制变量。

(2)公司规模(Size)。为企业总资产的自然对数,用以消除不同的上市公司规模给被解释变量带来的影响。

(3)财务杠杆(Leverage)。为负债总额除以资产总额,可以控制不同上市公司的财务杠杆水平。

(4)成长机会(Tobin'sQ)。为企业期末资产的市场价值除以期末总资产,用来控制不同上市公司的未来成长水平,其中没有市值的负值用账面值代替。该指标可以用来控制企业的价值或成长机会。

用最终控制人(CR)、股权集中度(LSH)和两权分离度(SEP)3个变量从不同方面对上市公司的治理效率或代理问题进行控制。其中:最终控制人(CR)为哑变量,如果企业的最终控制人为国家,取值为1,否则取值为0;第一大股东持股(LSH),为第一大股东的持股比例;两权分离度(SEP),为第一大股东控制权与现金流量权之间的差值。选择这3个变量的原因在于,中国上市公司的控制权主要掌握在大股东手中,大股东所有权的结构和性质反映了上市公司不同的信息问题、代理问题和对投资者利益保护的不同程度[63-64]。前期文献表明,最终控制人为国家,SEP 越大,表示代理问题越严重[81];而LSH 越小,表示代理问题越严重[66]。

此外,本文还控制了公司、年度因素的固定影响。其中,对样本企业涉及的9个年度,运用8个年度哑变量进行控制。

3.3 模型构建

如前文所述,本文将投资回报率和资本成本作为被解释变量,分别检验会计信息质量对投资回报率、资本成本的影响。在豪斯曼检验之后[82],采用面板数据固定效应回归,构建模型如下:

用上述两个模型检验假说1。因为可操控应计利润DA 越大,表示会计信息质量越差,所以本文预期,在上述两个模型中,回归系数β1 分别为负、正并且在统计上具有显著性。

为进一步探究公司治理对会计信息质量与企业投资回报、资本成本关联性的调节效应,在原有模型基础上加入了3个公司治理与会计信息质量的交互变量,以检验在不同的公司治理结构下,上一年会计信息质量对当年企业投资回报率、资本成本的影响,构建模型如下:

用上述两个模型检验假说2。因为最终控制人为国家,SEP 越大,表示代理问题越严重[81];而LSH 越小,表示代理问题越严重[66],所以本文预期,在上述两个模型中,在保持回归系数β1 分别为负、正,并且在统计上具有显著性之外,回归系数β9、β11 分别为负、正,同时回归系数β10 分别为正、负,并且具有统计上的显著性。

4 实证研究

4.1 变量的描述性统计

为消除变量的极端值对最终结果的影响,本文在回归前对各个主要的连续型变量进行了前后1%的缩尾处理(最终控制人为0/1变量,第一大股东持股比例与两权分离度区间位于0～1之间,没有极端值,故未做缩尾处理)。样本企业的被解释变量、检测变量以及各控制变量进行了描述性统计,如表2所示。

表2 变量的描述性统计分析

由表2可见,样本公司在产品市场的投资回报率(ROIC)均值为0.04,中位数为0.044,均值与中位数相差不大,表明样本大致服从正态分布。ROIC的最大值为0.223,表明样本公司在产品市场最多可获得22.3%的投资回报率;最小值为-0.311,表明样本公司在产品市场上最多亏损了31.1%。样本公司的加权平均资本成本K的均值为0.069,中位数为0.062,均值与中位数也相差不大。检测变量(LagDA)为上一年的操控性应计利润(DA),其均值(-0.002)与中位数(-0.003)都为负,说明中国上市公司在样本观察期内平均而言负向盈余管理的程度不高,但是LagDA 的标准差为0.108、最大值为0.384,表明部分公司存在较严重的盈余管理。控制变量中,中国上市公司平均资产负债率为42.9%,公司成长机会(Tobin’sQ)值平均为2.189,平均第一大股东持股比例为34.6%,两权分离度为8.1%,平均36.1%的企业为国家控股。

本文考察了被解释变量ROIC、K以及检测变量LagDA 描述性统计的年度变化,如图1所示,投资回报率的平均值从2011年开始逐渐缓慢下降,持续至2015年。尔后历经2016、2017年两年的明显回升后,又突然回落至2015年之前的水平。而资本成本不但处于高位,其波动大致呈现出与投资回报率相反的趋势。从整体上看,A 股上市公司共体时艰,面临产品市场的投资收益小于资本成本的困境,较为客观地反映了中国实体经济疲软的走势:2008～2010年的金融危机,促使政府迅速出台4万亿计划——这种经济强刺激在短期内起到一定的效果,但是伴随着许多行业的产能过度扩张,造成了严重的产能过剩,其主要表现就是回报率持续下降,资本成本持续走高。出于无奈,政府在有计划有目的地处理“僵尸”企业——去除过度产能。在逐步度过“阵痛期”之后,又随着经济基本面逐渐转好,加之2016以来政府大力提倡和推行“大众创业、万众创新”,使得投资回报逐渐上升,资本成本逐渐下降。但是,随着2018年伊始贸易战的开打,市场整体又出现投资回报下降,资本成本升高的情况2)2018年的中美贸易战,对众多企业的资产周转率造成严重影响,在本文研究机理和路径中还会涉及。

图1 ROIC、K 和LagDA 平均值的年度变化

图1还表明,2011～2019年间,企业可操控性应计利润的年平均值基本围绕零点上下波动,负值的幅度稍稍大于正值,表明从整体上看,企业不存在大幅虚增或者隐藏利润的现象。若从DA 的绝对值角度看,各年的盈余管理程度相差不大,始终维持在[-0.015,0.015]区间内。

4.2 相关性分析

在进行多元回归之前,先对各变量进行相关系数的Pearson检验,结果如表3所示。表3中Panel A 表明,上一年会计信息质量(LagDA)与当年投资回报(ROIC)、当年资本成本(K)均呈现正相关,均在5%水平以上显著。

表3 变量相关系数Pearson检验

控制变量中,上一年自由现金流(Lag FCF)、公司规模(Size)、成长机会(Tobin's Q)、股权集中度(LSH)、两权分离度(SEP)与投资回报率(ROIC)呈正相关,财务杠杆(Leverage)、最终控制人(CR)与投资回报率(ROIC)呈负相关,均在1%的水平上显著。公司规模(Size)、财务杠杆(Leverage)、最终控制人(CR)、股权集中度(LSH)与资本成本(K)在1%的水平上显著负相关,上一年自由现金流(LageFCF)、成长机会(Tobin'sQ)则与资本成本(K)在1%的水平以上显著正相关。由于检测变量以及控制变量间的相关系数都达到了5%水平上的统计显著,本文进行了各变量间的方差膨胀系数检验,发现该系数的VIF 值远小于5(见表3 Panel B),说明各变量间不存在严重的多重共线性问题。

4.3 实证结果分析

表4中第(1)和第(3)列给出了对假说1的检验。回归结果显示,上一年可操控应计利润(LagDA)与当年投资回报率(ROIC)负相关,与当年资本成本(K)正相关,两者均在1%的水平上统计显著。这验证了假说1,表明报告期的会计信息质量越好,下一年度的企业投资回报率越高,资本成本越低。该结果表明,高质量的会计信息有助于企业内部管理者的投资决策,提高了公司下一年度的投资回报率,向社会传递了积极的信号。同时,说明现阶段中国的资本市场能够较好地识别企业的盈余质量,并且进行分别定价。

表4 会计信息质量、公司治理与企业投资回报、资本成本多元回归结果

另外,控制变量中,上一年的自由现金流(FCF)与投资回报率(ROIC)正相关,表明企业自身持有的自由现金流较多,可以进行更多有选择的项目投资,带来较高的投资回报。规模较大的公司,凭借着规模经济优势拥有较高的投资回报率;同时,基于规模的背书,企业相对抗风险的能力也较强,因而资金提供者给予企业的信任度也较高,要求的资本回报率也较低。财务杠杆率的提高,不仅侵蚀了企业有限的利润,显著降低了投资回报率,也导致负债的边际成本上升,提高了企业总体的资本成本。企业的成长机会越大以及股权集中度越高,对应的投资回报率越大,但对于资本成本没有明显作用。而国有控股对于投资回报和资本成本没有呈现显著作用关系。两权分离度对于投资回报没有明显作用,但是对于资本成本则在5%的水平上呈现负向作用。

表4中第(2)和第(4)列是加入交互变量3)由于同时加入3个公司治理变量,为了避免引起多重共线性的问题,在做交互项时,先对变量进行去均值处理后的多元回归结果,用来检验假说2。加入交互变量之后,检测变量(Lag DA)的回归系数的符号和大小都没有发生明显变化,假说1依然成立。通过对比加入交互变量前后的结果可见,控制变量的系数符号和显著性保持不变,说明变量间的关系较为稳健。

在第(2)和第(4)列中,上一年的可操控应计利润(LagDA)和国有控股(CR)的交互项,与ROIC负相关,与K正相关但不显著。说明最终控制人为国有的企业,较差的会计信息质量会进一步降低企业的投资回报,但是对于资本成本的增加作用不明显。上一年的可操控应计利润(Lag DA)和两权分离度(SEP)的交互项,与投资回报率显著负相关,与资本成本显著正相关,表明两权分离度较高的企业,其较差的会计信息质量会进一步降低投资回报率,提高资本成本。而股权集中度(LSH)和上一年的可操控应计利润(Lag DA)的交互项,对投资回报率或者资本成本的回归系数不显著,说明股权集中度对会计信息质量与投资回报、资本成本的调节作用,从总体上而言不明显。至此,假说2c得到了验证,假说2a得到了部分验证,假说2b没有得到验证。

前期研究表明,从最终控制人的角度,能更好地反映公司面临的代理问题和信息不对称问题,而最终控制人为地方政府或自然人的上市公司业绩较差,代理问题和信息不对称问题都更为严重,根源在于地方政府企业与中央政府企业相比具有更多重的代理关系,受到的外部监督要小,所有权缺位现象更为严重;而私人企业对控制权的私人利益的追逐有着更为强烈的动机[67,72]。为了进一步检验假说1和假说2,本文还根据最终控制人性质将样本公司分为中央政府(Centre)、地方政府(Local)和民营(Private)3个子样本,并分别进行回归,以考察市场对不同实际控制人公司的会计信息质量反应的差异。回归结果如表5所示。

表5 中Panel A 表明:对于投资回报率(ROIC),直观上看,央企盈余信息含量的市场信号作用无论从大小还是显著性而言,影响都是最大的,其次为地方国企,最后是民营企业。Panel B对不同样本间会计信息回归系数的差异性进行了Chow 检验,除了地方国企与民企之间的差异不显著外,其余均差异显著。对于资本成本,3个样本的盈余信息含量的市场信号作用显著性相同,回归系数的大小依次为民营企业、央企和地方国企。Panel C对不同样本间会计信息回归系数的差异性Chow 检验则说明,民企与地方国企的差异性在统计上是显著的。另外,两两差异比较的结果则不显著。

表5 按企业实际控制人性质分类的结果

5 进一步研究

5.1 产品市场势力研究

根据主回归分析里的结果,本文的主要研究假说得到了论证:即在其他条件相同的情况下,报告期的会计信息质量越高,企业下一年的投资回报越高,资本成本越低。表明会计信息质量在产品市场、要素市场以及资本市场上发挥着重要的信号作用,缓解了企业内外部利益相关者的信息不对称。通过信号传递,可以消除信息不对称带来的逆向选择和道德风险。企业作为以盈利为目的的经济社会组织形式,集中和协调生产要素,向市场提供商品和服务[7]充分说明,企业作为关键节点,联接着上游的要素市场和下游的产品市场。企业通过筛选部分供应商/客户,构建稳定的关系型交易,增进了彼此信任,保证了契约的忠实执行,降低了交易成本,提升了企业绩效[36]。而此时,会计信息质量作为企业发出的信号,根据信号传递理论,不仅向股东、债权人以及分析师等资本市场传达了企业财务状况的信息,同时也向供应商/客户等利益相关方传达了企业运营情况的信息。高质量的会计信息,降低了买卖双方的信息不对称风险,促进了企业买卖时的议价能力,提高了企业上下游的忠诚度,使得企业建立更加稳定的客户关系,扩大了企业的销售市场份额,最终得以增强企业在所在行业的市场势力。现有文献也表明,与供应商关系越切,企业的成本粘性就越小[83]。

“商品价值从商品体跳到金体上,是商品惊险的跳跃”[84]。一个企业将生产要素通过专业化分工合作的生产制造,最终以产品的形式出现在产品市场上。而所生产出来的产品,面对激烈的产品市场竞争,能否顺利实现销售,完成商品与货币的交换,是企业能否良好经营和持续经营的关键。而产品的市场势力在此扮演了核心的角色,因为产品市场势力不仅仅包括企业短时间之内的销售情况,更体现了企业产品长期的发展趋势和定价能力等一系列的决定因素,所以本文的产品市场竞争已经演变为产品市场势力的竞争。而会计信息质量在产品市场势力的竞争中间无疑发挥着重要的信号作用机制。质量好的企业,通过更高的会计信息质量,向整个产品市场传递了企业经营状况良好,可以持续为客户提供稳定可靠的产品和服务,树立良好的企业形象,获得客户的信赖,从而获得更多的产品市场势力。因此,提出研究假说3:

H3在其他条件相同的情况下,报告期的会计信息质量越高,企业下一年的所在行业市场势力就越强。

产品市场势力的鼻祖勒纳将产品市场势力定义为“企业将服务或产品的价格高于边际成本的能力”[85]。与此定义类似,Utton[86]认为产品市场势力是“企业将服务或产品的价格长期维持在边际成本之上,并且保证服务或产品的销售量不会因价格的提高而大幅降低的能力”,并更进一步将勒纳指数明确为产品价格减去边际成本之后与产品价格的比值。在实际操作过程中,边际成本、平均价格往往难以获得,参考文献[87-88],勒纳指数采用如下具体度量方式:

同时,基于不同行业的上市公司之间可比性的考虑,借鉴文献[89-90]中的做法,用单个上市公司的勒纳指数值减去年度同行业内上市公司以销售份额加权的勒纳指数平均值,得到最终衡量该公司相对产品市场势力的指标,即

其中:MPi,j,t表示在t年度处于j行业的i公司的产品市场势力;LIi,j,t为前述方式计算得到的该企业的原始勒纳指数值;ωi,j,t为该企业的销售额占所在行业所在年度销售额的比例。

使用调整加权勒纳指数是种相对度量指标,本文也借鉴文献[91-92]中的做法,采用企业市场份额MS的方法,即企业主营业务收入占所在行业中所有公司主营业务收入总和的比例。该方法的计量方式较为直观,也易于理解:一个企业如果业务收入占所在行业收入总和的比例越高,说明该企业提供的产品具有较好的品牌度与认可度,市场接受程度较高,销售状况良好,因此具有较强的市场势力。其具体度量方式为

表6 Panel A 中第(1)、(3)列给出了对假说3的检验。回归结果显示,无论是间接方式还是直接方式,上一年的可操控性应计利润(LagDA)均与当年的市场势力负相关,且在1%以上的水平统计显著。验证了假说3,表明报告期的会计信息质量越好,下一年的企业市场势力越强。为了进一步研究会计信息质量是否通过影响产品市场势力,最终作用于企业的投资回报。即产品市场势力,作为会计信息质量影响企业投资回报的中介变量的作用。本文将产品市场势力的间接度量指标(MP)和直接度量指标(MS)分别逐次加入模型式(1)进行检验,并将结果列示于Panel A 第(2)和第(4)列。

表6 会计信息质量与企业市场势力

由表6 Panel A 列(2)的结果可以看出,加入MP变量后,LagDA 的系数变得不显著,而MP 系数在1%水平上显著,并且其他控制变量的符号和显著性基本不变。可以初步看出,会计信息质量的确是通过影响产品市场势力MP,进而作用于企业的投资回报。在此,MP承担了中介作用。由列(4)的结果可以看出,加入MS变量后,LagDA 的系数依然保持1%水平显著,而MS系数在10%水平上显著,其他控制变量的符号和显著性基本不变。可以得出,会计信息质量对投资回报的作用,部分是通过产品市场势力MS 来实现的。借鉴温钟麟等[93]的方法,表6 Panel B对MP、MS的中介作用进行了相对严格的Sobel Test中介检验。结果显示,至少在5%的水平上,无论是间接还是直接的市场势力度量方式,会计信息质量均存在通过企业市场势力的中介作用,对企业的投资回报产生显著影响。表6的结果说明了不但资本市场能够很好地识别企业的盈余质量,产品市场上,会计信息质量也同样发挥作用。通过高质量会计信息的发布,企业在产品市场上向各利益相关方传递良好经营的信号,使得企业享有更为优质的声誉,企业所属产品能够拓展更为广阔的市场,从而获得了较强的产品市场势力。而较强的产品市场势力,反过来会进一步促使各利益相关方注重与企业的关系维护,建立起忠诚而稳定的协作关系,形成长期的战略合作,最终使得企业的投资收益即投资回报率得到了提高。

5.2 机理与路径分析

之前的分析与检验,表明会计信息质量一方面在资本市场发挥着良好的信号传递作用,通过缓解内部知情人与外部人的信息不对称,降低了股权融资成本与债务融资成本,从而在总体上降低了企业的资本成本;另一方面,会计信息质量也在产品市场上发挥着积极的信号作用。高质量的会计信息,向产品市场展示了企业产品具有竞争力,企业经营状况稳定良好的正面形象。将自己与其他经营状况不好的企业区别开来,提高了利益相关方的信任关系,促使各方加强合作,反过来为企业带来更强的市场势力。那么,会计信息质量究竟是通过怎样的作用机理与路径,对企业的投资决策空间发挥作用,成为本文接下来研究的重点。

5.2.1 会计信息质量与企业收益 企业的投资决策,归根到底都是和企业本身能够创造多少利润的能力密切相关,因为无论企业在增加收入还是节约资金等方面,最终都直接反映在盈利能力上,所以本文采用资产收益率(ROA)这一最为广泛运用的衡量盈利的指标来度量企业每单位资产创造净利润的能力。

表7 Panel A 第(1)列给出了因变量(ROA)的回归结果。结果显示,上一年可操控应计利润(LagDA)与当年资产收益率(ROA)负相关,在1%水平上统计显著,表明报告期的会计信息质量越好,下一年度的企业资产收益率越高。该结果充分说明,会计信息质量好的企业,自身经营状况良好,具有较强的盈利能力。

此外,由资产收益率的多项分解式可见,资产收益率(ROA)由销售利润率(NPM)与资产周转率(AU)两个部分构成。销售利润率是指扣除所有成本、费用和企业所得税后的利润率,反映的是企业产品真实的定价能力,是企业产品市场势力的直接体现。一个好的产品,会从独具匠心的设计、更低的制造成本、优秀的产品质量、甚至是更高的知名度或美誉度等各个方面,提升自己的利润空间。因此,具有较高的销售利润率。资产周转率,是指企业销售额与总资产之间的比率,即资产使用的效率。一个好的企业,必然重视提高资金、固定资产以及总资产的使用效率,为企业创造更多的资产收益。

表7 Panel A 第(2)和第(4)列分别以销售利润率(NPM)、资产周转率(AU)为因变量对可操控性应计利润(LagDA)以及其他控制变量进行回归检验。回归结果显示,上一年的可操控性应计与销售利润率负相关,且在1%水平以上统计显著。与资产周转率虽呈现负向关系,但不显著(在2010～2017年的回归数据中,会计信息质量与销售利润率、资产周转率均在1%的水平上负向显著。而文中2010～2019年资产周转率不显著的原因,可能是因为2018年伊始中美贸易战开始,对于中国大部分具有出口资质的上市公司而言,影响甚大)。同样,本文对NPM、AU 进行了中介检验,分别加入模型(1)做回归和Sobel Test中介检验。Panel A 列(3)显示,当加入销售利润率(NPM)后,会计信息质量(LagDA)变得不显著,而NPM 在1%水平上显著,说明会计信息质量是通过作用于销售利润率这一中介变量,最终影响企业的投资回报。列(5)则显示,在加入资产周转率(AU)后,AU 和LagDA 均在1%水平上统计显著,说明资产周转率(AU)存在部分中介作用。Panel B中Soble Test中介检验结果也显示了NPM 和AU 至少在5%的统计水平上存在中介作用。通过结果可知NPM、AU 在会计信息质量提高企业投资回报率的过程中承担了显著的中介作用,表明了报告期的会计信息质量越高,下一年的销售利润率也越高。这充分说明,会计信息质量好的企业,拥有较强的垄断竞争势力,自主定价能力较高,从而获得较大的利润空间,最终提高了企业的投资回报4)因为ROIC与ROA 具有高度重合性,所以在此并没有进行ROA 的中介效应检验。

表7 会计信息质量与企业收益率的多元回归结果

5.2.2 会计信息质量与企业供应链 会计信息质量不仅仅反映企业自身内部运营状况的好坏,也因为减少了契约各方的信息不对称,对企业上下游交易伙伴等利益相关者的决策产生重要影响。运营状况好的企业,希望通过高质量的会计信息的披露,将自己与其他运营状况一般、甚至不好的企业区别开来,得到上下游交易伙伴的积极响应与合作。上下游交易伙伴企业获悉了好企业的准确而及时的会计信息,了解了企业的盈利能力,掌握了企业的运营实际情况,对企业的发展前景做出准确预判,在增进了相互信任关系的基础上,能够增加给与企业的信用配给[56],使企业在产品生产的供应链环节获得更多运营现金流、更稳定的销售伙伴关系。进一步,稳定的供应商、客户关系,保证了信息的有效传导,不但降低了交易成本,而且使得企业能够和上下游充分交流与沟通,迅速地对最新的市场反应做出及时调整,降低了企业经营风险。并且,稳定的供应链关系为产品的生产提供了可靠的原材料保障,从而使产品的品质得到有效把控,提升了企业的产品声誉,赢得了市场口碑,进而吸引潜在的客户,又进一步扩大了市场份额,加强了企业市场势力。

本文从供应链关系和供应链稳定度两个方面,分别考察会计信息质量所发挥的作用。其中,供应链关系的考察指标包括:预付账款占比(Prepayment Ratio)、预收账款占比(Ddposit Received Ratio),总应收占比(Total Receivable Ratio)和总应付占比(Total Payable Ratio)。供应链稳定度的考察指标包括:供应商关系强度(P_TOP5)、供应商关系稳定度(P_SCT5),客户关系强度(S_TOP5)和客户关系稳定度(S_SCT5)。

表8 Panel A 第(1)和第(3)列给出了会计信息质量与预付账款、预收账款的回归。结果显示,上一年可操控性应计利润(LagDA)与当年预付账款为正相关,与预收账款负相关,均在1%的水平上统计显著。这充分说明,报告期的会计信息质量越好,下一年就能够相应地从供应链上更多占用供应商、客户的资金资源,投入到企业自身的运营资本中,提高了企业的运营效率和经济效率,体现了企业相对较强的市场势力;相反,如果报告期的会计信息质量越差,预示着企业的运营状况变差,市场势力开始减弱,供应链中的供应商、客户会敏锐地抓住这一消极信号,为了防范自身潜在的运营风险和财务风险,减少给与企业的信用配给,收紧银根,造成企业运营效率和经济效率的损失。同样,供应链关系回归部分也做了相应的中介检验,虽然在Panel A 列(2)包含了预付账款比例、列(4)包含了预收账款比例的两个回归中,仅有列(4)中的预付账款比例回归项显著,但是由表8 Panel B中Sobel Test中介检验显示,预付账款比例和预收账款比例都在5%的统计水平上显著。这说明,无论预付账款还是预收账款,都在会计信息质量影响企业的投资收益中承担了一定的中介作用。

表8 会计信息质量与供应链关系的多元回归结果

表8第(5)和第(7)列给出了会计信息质量与总应收、总应付的回归。结果显示,上一年可操控性应计利润(LagDA)与当年总应收为正相关,且在1%水平上统计显著,而与总应付没有显著统计关系,并且总应收回归系数的大小超过总应付的3倍之多。这说明,从总应收的综合反应来看,报告期的会计信息质量越好,企业与供应商/客户之间的议价能力就越强势,回收账款、票据更快,事先付给供应商的预付款更少,客户各项其他应收拖欠的情况也越少,从供应链总体上体现了企业较强的市场势力。而如果报告期的会计信息质量越差,一方面,供应商/客户获悉了企业自身运营状况的恶化,会督促企业加速缴付账款、兑付票据,以及更少的事先预付款等;另一方面,由于企业自身运营状况不佳,还款能力减弱,导致非主观地拖欠上下游企业的账款、票据等逐渐增多。两者相互抵消作用,这就导致了会计信息质量与总应付没有显著关系。简单而言,随着会计信息质量的变差,供应链上下游拖欠企业的情况显著变多,而企业拖欠供应链上下游的情况没有显著变化。表8 Panel B中Sobel Test中介检验结果也显示,在1%的水平上,总应收承担着一定的中介作用,而总应付的中介作用并不显著,与回归结果一致。

表9给出了会计信息质量与供应商、客户的关系强度以及稳定度的回归。结果显示,无论供应商还是客户,上一年的可操控性应计利润(LagDA)对强度和稳定度的回归都呈现了一致的结果,只是显著性上的不同。具体而言,当会计信息质量变差后,企业对于主要客户的销售比例显著升高且在1%水平上显著,对于主要供应商的采购比例同时升高但不显著。这说明,当企业出现运营不佳的情况后,往往更加重视与主要交易伙伴,特别是销售客户的贸易维护,增加对大客户的销售。这也易于理解,当企业面临经营困境时,一方面会努力维系与大客户的良好关系,希望通过对大客户的销售增加,短时间内摆脱困境;另一方面,企业的大客户或者供应商,都是在长期的交易活动中,彼此信任,合作共赢,逐步成为了企业的主要客户或者供应商,也都是企业重要的利益相关者和战略合作伙伴。因此,虽然通过会计信息质量以及其他渠道获悉了企业的经营困境,这些主要客户和供应商也给与企业充分的信任和帮助。此时,大客户会加大购买力度帮助企业,分担一些经营压力,供应商则是继续给企业提供稳定的原材料,甚至以赊销的形式。而从供应链稳定度的角度看,当会计信息质量变差后,企业与供应商、客户的稳定度上升,其中客户稳定度在10%的水平上统计显著。表明当企业出现运营衰退时,为了保持稳定的业绩,更加重视大客户的关系维系。该结论也与之前文献提出的“企业必须将最大的精力放在最有价值的顾客身上”相一致[94]。随后的Sobel Test中介检验结果也显示,主要客户的销售比例承担了一定的中介作用,而主要供应商的采购比例、稳定度以及主要客户的销售稳定度的中介作用则不显著,与回归结果基本一致。

表9 会计信息质量与供应链稳定度的多元回归结果

5.3 稳健性检验

5.3.1 对投资回报率的重新测度 本文定义的产品市场投资回报率(ROIC)对企业金融资产的投资收益进行了剥离,但投资收益也在一定程度上反映了企业资产的投资效率,不能完全排除其与企业产品市场的竞争优势的关联,故采用传统的投资回报率公式对ROIC进行了重新计算。计算公式为

根据调整后的投资回报率,对表4投资回报率部分重新进行了回归,结果见表10 第(1)和第(2)列。表10的结果与表4基本相似,为假说1和假说2提供了经验支持。

表10 根据传统方法计算的ROIC的多元回归结果

5.3.2 对资本成本的重新测度 对于资本成本的稳健性测度,采用事后收益法来计量总资本成本,即预期税后收益与总资产市值之比,其中,总资产市值可由股票市值与负债账面值相加获得,K=E(Ri)/Vm,t。

预期税后收益采用Modigliani等[95]的方法对净收益进行修正,公式为

其中:Ri,t为公司i在t年的实际净收益;Ri,t-1为公司i在t-1年的实际净收益;Vb,t为公司i在t年的资产账面值;Vb,t-1为公司i在(t-1)的资产账面值。

根据对资本成本的重新测度,对表4资本成本部分重新进行了回归,结果见表10 第(3)和第(4)列。其结果与表4基本相似。

5.3.3 内生性检验 根据理论分析可知,被解释变量产品市场回报、资本成本和检测变量会计信息质量存在着相互影响。一方面,好的会计信息质量具有积极的信号作用,可以同时在资本市场和要素市场为企业带来竞争优势;另一方面,具有较好产品市场回报或较低资本成本的企业,为了将自己与经营状况不乐观的其他公司区分开来,更倾向于披露高质量的会计信息。因此,上文得到的回归分析结果需要进行内生性检验。

鉴于此,本文采用以真实盈余管理(DIF)和审计费用(Audit Fee)的滞后变量为基础的工具变量,运用两阶段最小二乘法来检验企业或有的自选择问题。之所以选择滞后1期的真实盈余管理和审计费用两个变量,是因为,一方面,真实盈余管理和审计费用的滞后变量与可操控性应计利润(DA)明显相关;另一方面,由于DIF 和Audit Fee滞后变量是过去发生的,理论上与下一期的扰动变量不相关。根据文献[84-86],真实盈余管理变量(DIF)通过下列模型计算得到:

其中:CFOi,t为t年的经营活动现金流;Si,t为t年的主营业务收入净额;ΔSi,t为t年的主营业务收入减去t-1年的主营业务收入。真实盈余管理的计算思想与可操控性应计利润一致,认为经营活动现金流是企业资产、销售收入与销售收入变动额的函数。根据上述模型进行分行业分年度的回归,就可以求出每个检测变量之前的回归系数,然后用回归系数乘以对应的检测变量再加上常数项系数,即得到按照上述模型估计出的该公司的预期经营现金流。最终,将经过上一年资产调整的实际经营活动现金流与之相减,得到的差值即为真实盈余管理的测度变量(DIF)。如果差值为负,则表示会计信息质量较差。审计费用(AuditFee)取自国泰安数据库中上市公司年度审计费用值,并做对数处理,以消除规模差异。

对模型式(1)、(2)的两阶段工具变量回归结果如表11所示。

表11 两阶段工具变量回归结果

由表11第(1)和第(3)列可见,即使控制了其他相关变量,LagDA 的系数仍然显著大于0,证明了两个工具变量满足了相关性要求的条件。并且,弱工具变量、识别不足检验和过度识别检验的结果均进一步证明了工具变量(Lag2DIF、Lag2Audit Fee)的有效性。

表11第(2)和第(4)列分别展示了模型式(1)、(2)的工具变量两阶段回归结果。可以看出,第2阶段的LagDA 回归系数的符号和显著性与前文的回归结果保持一致5)国泰安数据库里审计费用的统计数据从2014年开始,所以观察值和主回归相比有所减少。通过加入工具变量,再次证明了本文的原假设,即会计信息质量能向市场传递有效的信号:报告期的会计信息质量越高,企业投资回报越高,资本成本越低。

6 结论

本文主要探究会计信息质量影响企业投资回报以及资本成本的过程和机理。首先考察本期以可操控性应计利润衡量的会计信息质量,是否对下一会计期间的企业投资产生影响,即本期高质量的会计信息质量所传达的积极信号,能否同时被产品市场和资本市场吸收,从而使企业在下一年度有更高的投资回报率和更低的资本成本。在实证检验了企业高质量的会计信息能够同时提高产品市场的投资回报率和降低资本成本的基础上,加入了衡量公司治理结构的3个变量,即企业实际控制人性质、第一大股东持股比例和两权分离度,进一步考察市场对具有不同治理结构公司的会计信息质量的反应是否存在差异。研究发现:

(1)报告期会计信息质量越高,企业下一年的投资回报率越高、资本成本越低。

(2)加入公司治理与会计信息质量的交互项后发现,市场对于两权分离度最为敏感,其表现就是,两权分离度高的企业,产品市场的投资回报更低,资本成本更高。国有产权性质会显著降低企业在产品市场的投资回报率,但是对于资本成本升高的作用则不显著。而第一大股东持股比例的影响,无论对产品市场回报还是资本成本,都不甚显著。在区分不同最终控制人性质的分样本回归后,发现会计信息质量的作用依旧显著。其中:在央企样本中,会计信息对于产品市场回报影响最大;在民企回归样本中,会计信息对于资本成本影响最大。

(3)进一步研究表明,高质量的会计信息,表征了企业较强的市场势力,意味着企业拥有一定的自主定价能力,实现了较高的销售利润率,为企业创造了更多的资产收益;同时,也能帮助企业在供应链上更多地占用供应商、客户的运营资本,提高了企业自身的运营效率。而当通过较差的会计信息质量所反映的运营状况不佳时,企业则主要是通过加大对主要客户的销售,构建更为稳定的销售客户关系。

本文的启示是:对于公司管理层而言,研究结果表明,高质量的会计信息质量与下一期高投资回报率和较低的资本成本相关,该结论充分体现了会计信息质量对企业声誉投资的重要性。因此,公司管理者应该减少不正当的盈余管理行为,从而降低信息不对称,营造良好的经济秩序。对于投资者而言,高质量的会计信息体现了公司本身的高质量,通过分析当期的公司治理、会计信息质量,可以推断出企业未来的投资回报及资本成本,可以使资源向更高效的地区流动,从而优化市场资本配置。对于监管部门而言,应加强公司治理中的监督力度,包括内部监督和外部监管,鼓励加强外部利益相关者对企业的监督,真正提高中国会计信息的透明度。同时,合理引导投资者进行理性投资,减少盲目的投机行为,使整个市场更为有效。

附表1 变量具体定义