信息披露质量、双重代理成本与公司绩效

| 马红梅

一、引言

信息披露作为证券市场有序运行的重要保证，在保障投资者知情权，规范约束上市公司行为方面有着重要的意义。当前，我国上市公司财务舞弊和信息披露违规事件频发，2020年中国证监会共查处57家上市公司信息披露违法行为，并将26起涉嫌财务舞弊的刑事案件移送公安机关。究其原因，大多数上市公司是将信息披露作为一种强制性义务，而不是作为企业向投资者展示公司价值的手段，过多地关注信息披露与公司成本之间的关联而忽视信息披露对公司绩效的积极影响。现代企业大多是两权分离制度下建立的契约集合体，委托人与受托人信息不对称，引发受托人的逆向选择和道德风险，从而导致代理成本增加，而信息披露透明度的提高则极大地缓解了信息不对称问题，为公司的持续发展提供了良好的经营环境。因此，本文通过实证检验信息披露质量对公司绩效的影响和内在作用机制有助于提高上市公司信息披露的主观意识。

厘清信息披露质量对公司绩效的影响以及双重代理成本在其中发挥的作用，对于企业经营和资本市场的健康发展具有重要意义。本文的研究成果能够为我国上市公司改善公司绩效提供政策建议，同时通过研究双重代理成本的中介作用，为“两权分离”体制下公司解决代理问题提供参考方向。

二、文献综述及理论假设

（一）信息披露与公司绩效

Healy P M和Palepu K G(2001)研究认为公司作为一种契约的集合体，在两权分离的制度下容易出现投资者与管理者间目标函数的偏离，而充分的信息披露是实现公司绩效合理反应的最佳路径。马宁和孟卫东(2015)研究认为信息披露赋予投资者选择权，通过对掌握的信息进行全方面比较，投资者可以对公司价值进行综合评价，为投资决策提供有价值的信息。目前国内外学者对于信息披露质量与公司绩效两者之间的研究成果较为丰富，除极少数学者认为由于“柠檬效应”的存在，信息透明度与企业价值之间呈负相关关系，绝大多数学者的研究表明信息披露质量与公司绩效显著正相关。朱红军和汪辉(2009)，肖土盛、宋顺林和李路(2017)研究结果表明，公平的信息披露规则施行有助于缓解股价波动，促进公司稳健发展。Goh B W和D Li(2017)认为提高信息透明度能够吸引外部投资者的关注，降低信息不对称性，增加投资判断的有效性。此外，Keith, W和Chauvin(1994)研究认为随着信息披露质量的提高，公司的市场地位得到巩固，公司的声誉进一步提升，有利于实现价值溢价。据此，本文提出如下假设1：

H1: 信息披露质量与公司绩效显著正相关，高质量的信息披露有助于提高公司绩效。

（二）信息披露与双重代理成本

信息不对称是两类代理成本问题产生的根本原因，而缓解信息不对称的关键在于信息充分披露。李兰云、王宗浩和阚立娜(2019)研究认为股东可以通过信息披露对企业实行内部监督，从而制约管理层的自利行为，降低第一类代理成本；同时，提高信息披露能减少大股东谋求私利，做出损害公司和其他股东的行为，从而保障了中小股东的合法权益，降低第二类代理成本。李竹薇、刘森楠和李津津等(2019)通过实证研究发现，企业主动提高信息披露质量有利于降低与投资者之间信息不对称，从而减少代理成本。龚瑗玮和任海云(2015)实证研究发现，充分的信息披露可以刺激中小股东增加投资，削弱大股东的话语权，从而约束大股东的侵权行为，起到了降低第二类代理成本的作用。杨霞(2014)以深市主板A股公司为样本，实证研究表明，股东和经理人、中小股东和大股东之间的信息不对称问题可以通过提高信息披露质量得到有效缓解。基于此，本文提出如下假设2和3：

H2：提高信息披露质量可以降低第一类代理成本；

H3：提高信息披露质量可以降低第二类代理成本。

（三）信息披露、双重代理成本与公司绩效

陈祖英、刘银国和朱龙(2010)研究认为经营者通过披露公司真实的日常经营情况，从而降低经营者和股东之间的信息不对称，股东可以对公司经营决策进行监督管理，提高公司绩效。张姗(2018)、常启军和苏亚(2015)通过实证研究信息披露质量对企业绩效的影响以及具体的传导机制，研究结果表明，代理成本在传导过程中发挥着显著的中介作用。何庆(2018)通过收集整理2013-2015年深交所主板A股上市公司数据进行实证研究，结果表明公司内控信息汇总指数可以在五个内控要素同时披露的前提下，通过代理成本影响公司绩效。董梦玮(2020)以中小板上市公司为研究对象，实证研究表明在信息披露质量影响公司绩效的路径中，两类代理成本均起中介作用。据此，本文提出如下假设4和5：

H4：第一类代理成本在信息披露质量与公司绩效之间起中介作用；

H5：第二类代理成本在信息披露质量与公司绩效之间起中介作用。

综合国内外已有的研究成果，目前学术界对于信息披露的研究内容较为全面，涵盖了评价体系、实施效果等方面，对信息披露质量与公司绩效之间的研究较为丰富，但缺乏研究信息披露质量与公司绩效的具体传导机制。常启军、何庆和张姗等在研究信息披露与公司绩效的关系时引入代理成本这一中介变量，但只考虑了第一类代理成本。董梦玮将两类代理成本都纳入了研究范围，研究两类代理成本在信息披露质量和企业绩效之间的中介作用，但在样本的选取上只以中小板上市公司为研究对象。因此，本文在已有的研究基础上将两类代理问题纳入，以深市A股上市公司为样本，分别研究两类代理成本在信息披露质量与公司绩效之间的中介效应，以期丰富现有的研究内容。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选择深市A股上市公司2014-2020年的面板数据为研究样本，考虑样本数据可得性和连续性，确保实证研究结果的科学性，本文对研究样本进行如下筛选处理：排除金融业公司，排除ST公司、＊ST公司和中途退市公司，排除数据严重缺失的公司，最终筛选出192个研究样本。本文根据ICB行业分类标准对样本公司进行分类统计，如表1所示。

表1 样本公司行业分布

由表1可知，本文所选样本公司分布广泛，数据主要来源于国泰安数据库（CSMAR）和深圳证券交易所官网，采用Excel、Stata软件进行数据处理。

（二）变量选取

1.被解释变量。本文的被解释变量为公司绩效(ROA)，采用总资产收益率(净利润/总资产平均余额)作为度量指标，比值越高，公司盈利能力越强。

2.解释变量。本文的解释变量为信息披露质量(IDQ)，采用深交所的信息披露考评作为衡量指标，信息披露质量划分为A、B、C、D四个等级，分别予以赋值4、3、2、1。

3.中介变量。第一类代理成本(AC1)：本文采用管理费用率(管理费用/营业收入)作为度量指标，比值越大，说明监管层在与股东的博弈中处于优势地位，第一类代理成本越高。第二类代理成本(AC2)：本文参考魏志华、吴育辉和李常青的研究，采用股东资金占用规模(其他应收款/总资产)作为度量指标，比值越大，第二类代理成本越高。

4.控制变量。本文以公司规模、资产负债率、成长性和管理层持股作为控制变量。公司规模采用公司期末资产总额的对数作为公司规模的度量指标，用LnSIZE表示；资产负债率选用期末总负债/期末总资产来衡量，用LEV表示；成长性选用营业收入增长率作为衡量指标，用GROWTH表示；管理层持股采用监管层持股与公司总股本的比值来衡量，用MO来表示。

主要变量及相关说明如表2所示。

表2 变量说明

（三）模型构建与计量结果

参考学术界已有的关于公司绩效的影响因素研究和温忠麟(2014)提出的中介效应程序，本文构建如下模型：

其中i表示第i个样本公司，t表示第t年，control表示一组影响公司绩效的控制变量，α0为待估系数，μit为随机误差项，本文构建的模型如图1所示。

图1 研究模型

四、研究结果

（一）变量描述性统计

本文所涉及的各变量描述性统计结果如表3所示。由表3可知，样本公司盈利情况差异显著，整体盈利能力有待提高；信息披露质量虽相差较大，但整体水平良好；AC1和AC2的均值分别为0.1015和0.0193，说明相比于第二类代理成本，样本公司的第一类代理成本普遍较高。

表3 变量描述性统计结果

（二）数据平稳性检验

本文采用的是N=192，T=7的平衡短面板数据，故选择HT检验，检验结果如表4所示。由表4检验结果可知，变量序列均拒绝存在单位根的原假设，通过单位根检验，为平稳序列。

（三）相关性分析

各变量的相关性检验结果如表5所示。由表5分析结果可知， IDQ与ROA之间的Pearson相关系数为0.3501，据此可初步判断信息披露质量与公司绩效正相关；IDQ与AC1、AC2之间的相关系数分别为-0.167和-0.2121，由此可初步判断信息披露质量与第一类代理成本和第二类代理成本负相关。本文变量之间的相关系数小于0.8，各变量之间不存在多重共线性。

表5 各变量之间的相关性分析结果

（四）模型检验

对于固定效应、随机效应和混合效应的选择，本文依次进行F检验、BP检验和Hausman检验，结果如表6所示。表6检验结果显示，5个模型的F检验和BP检验均拒绝原假设，表明不能采用混合效应；进一步比较固定效应与随机效应的回归效果，5个模型的Hausman检验的P值均小于5%，拒绝了个体效应与解释变量无关的原假设，因此本文面板回归采用固定效应模型。

表6 F检验、BP检验、Hausman检验结果

（五）回归分析

模型的回归分析结果如表7所示。模型(1)回归结果显示，IDQ的系数为0.0270，在1%的水平下显著为正，说明对深市A股上市公司而言，信息披露质量越高，公司绩效越好。信息披露质量能显著改善公司绩效，H1得到了验证。模型(2)回归结果显示，IDQ的回归系数不显著，说明信息披露质量对第一类代理成本的影响不显著，H2没有得到验证。模型(3)回归结果显示，IDQ的系数为-0.0051，显著为负，说明信息披露质量对第二类代理成本显著负相关，H3得到验证。模型(4)回归结果显示，AC1对ROA的回归系数为-0.2899，在1%的水平下显著，采用Sobel检验来判别第一类代理成本是否具有中介效应。结果显示，Sobel检验P值为0.0712，在10%的水平下显著，说明中介效应存在，H4得到了验证。Sobel检验中，IDQ对AC1的回归系数为-0.0070，显著为负，说明信息披露质量与第一类代理成本显著负相关，假设2得到验证。此外，Sobel检验结果显示其间接效应占总效应的比例为3.6%，为部分中介效应。模型(5)回归结果显示， IDQ和AC2的系数分别为0.0260和-0.2101，均在1%的水平下显著，直接效应c’=0.0260， b=-0.2101，说明第二类代理成本的中介效应存在，又因直接效应c’不为0，所以第二类代理成本发挥部分中介效应，其占总效应的比例为4%，H5得到验证。

表7 回归分析结果

（六）稳健性检验

本文采用更换被解释变量的稳健性检验方法，采用净资产收益率ROE(净利润/股东权益平均余额)作为公司绩效的度量指标，稳健性检验结果如表8所示。表8的稳健性检验结果显示，在替换被解释变量后，主要研究变量的系数方向并未改变，系数大小与原回归系数相比变化不大且显著性较高。模型(1)回归结果显示，IDQ的系数在1%的水平下显著为正，说明信息披露质量与公司绩效正相关，与原结论一致。模型(2)回归结果显示，AC1的回归系数不显著，结合模型(4)的回归结果，可得ab=0，进一步进行Sobel检验，得到P值为0.0149，在5%的水平下显著，故第一类代理成本的中介效应存在，Sobel检验结果显示中介效应占总效应的比例为4.3%，IDQ与AC1在1%的水平下显著负相关。模型(3)回归结果显示，AC2的系数为-0.0051，显著为负；模型(5)的回归结果显示，IDQ和AC2的系数分别为0.0564和-0.4174，均在1%的水平下显著。结合模型(3)和(5)的回归结果可知，第二类代理成本存在部分中介效应，中介效应占总效应的比例为3.6%。由此可见，稳健性检验的结果支持了前述模型的假设，再次证明本文实证研究结论是稳健的。

表8 稳健性检验结果

五、结论与建议

根据本文的研究，得到如下结论：(1)高质量的信息披露能提高公司绩效。信息披露质量高的上市公司往往给投资者展现出财务稳健、公司发展前景良好的企业形象，从而有利于吸引投资者的关注，便于企业融资，以用于产品研发和其他发展需求。其次，高质量的信息披露有利于减少债权人对公司是否具有还款能力的担忧，降低债权人期望报酬率，提高公司绩效。(2)双重代理成本均发挥部分中介效应。高质量的信息披露可以提供企业真实的财务和经营情况，从而减少委托人的监督支出和代理人的道德风险，缓解信息不对称问题，降低两类代理成本，进而提高公司绩效。

根据以上结论，本文提出如下政策建议：(1)完善信息披露监管体系。相关部门要建立一套统一科学的评价标准，确定信息披露监管职责，提高证券监督管理委员会的监督能力，强化自律性监管组织的监管职能，运用宏观调控手段引导上市公司提高信息披露的质量。同时要充分发挥交易所的审查功能，提高监管质量，将信息披露违规行为扼杀在摇篮中。加大对中介机构的监管力度，加强对职业人员道德素养的培养，抵制造假行为，健全信息披露违规法律责任的追究制度，加大违规处罚力度。(2)优化公司治理结构。适当的激励措施是缓解股东与管理层之间利益冲突的有效方法，企业可以采取如股权、期权激励等政策，激发管理层积极性。此外，加强企业内部控制，明确股东与管理层双方职责，实现权力在各主体之间的合理分配，达到相互制约的目的。此外，还可以引进机构投资者，机构投资者往往具有更高的专业素养和更理性的认知，其持股比例增加有利于加强对管理层的监督，从而降低代理成本。(3)完善中小股东权益保护机制。为避免大股东侵犯中小股东利益，企业在经营管理中要建立风险防范机制，提高董事会的独立性，加强监事会制度的执行力，实现对大股东权力的制衡。有关当局要加强对上市公司的监督管理，完善公司其他应收款及关联企业、关联交易等信息的披露制度，加大违法犯罪行为的处罚力度。赋予中小股东公司解散请求权，降低中小股东诉讼成本，当中小股东的利益受到侵占后，可以以较快的速度、较低的费用对侵权人提起诉讼。