财务报告问询函、信息披露质量与企业费用粘性

云虹 王高婧 王皓左

【摘 要】 费用粘性关乎企业可持续发展与经济高质量发展，但鲜有文献从财务报告问询函角度探究其对费用粘性的影响。选取2015—2021年A股上市公司为样本，研究财务报告问询函对企业费用粘性的监管效果及其潜在影响路径。研究发现，财务报告问询函能显著降低企业费用粘性，且这一效果主要通过提升企业信息披露质量得以实现。进一步研究发现，财务报告问询函对企业费用粘性的抑制作用在分析师关注度较低、机构投资者持股比例较低的企业中更为显著。研究结论为强化交易所一线监管职能，降低企业费用粘性，提高企业核心竞争力提供了理论和实践参考。

【关键词】 财务报告问询函； 信息披露质量； 费用粘性； 高质量发展； 合规经营

【中图分类号】 F275；F832.5  【文献标识码】 A  【文章编号】 1004-5937（2024）08-0051-09

一、引言

党的二十大报告明确提出高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务，推动供给侧结构性改革是实现高质量发展的治本之策。当下，一方面，由于行业竞争激烈，一味采取创新产品或提升价格等方式已难以直接为企业产生高额收益。若要提升经济效益，企业必须深化供给侧结构性改革，从“节流”入手，严格把控成本费用支出。另一方面，随着人工成本的上涨，资本市场的低成本优势已退居次要地位，日益增加的成本费用也成为企业难以避免的现实问题。因此，降本增效不但成为企业新的利润增长点，也能在一定程度上缓解企业用工成本高这一现实困境，进而有利于提升企业核心竞争力，实现自身高质量发展。可见，深入探讨企业成本费用变化的成因及影响因素具有很强的现实意义。

现有研究指出，管理者的资源调整决策与企业作业量变化幅度并不呈现完全的线性关系。当外部市场环境波动时，由于契约问题或机会主义的存在，会导致企业产量下降时费用下调的幅度小于产量上升时费用上调的幅度，Anderson et al.[1]将这一现象概括为“费用粘性”。究其成因，现有文献主要将其归结于调整成本、管理者乐观预期以及代理问题[2]，且研究表明提高信息透明度[3]、降低代理冲突[4]等均可有效降低费用粘性。监管问询作为改善企业信息披露质量与公司治理的重要方式，是“创新监管方式”的重要表现。监管问询制度实施后，证券交易所无需再对公司欲披露的财务报告做出“事前审核”，而是以财务报告问询函的方式对其做出“事后问询”。现虽有众多学者对问询函的治理效果展开了积极讨论，但鲜有文献将费用粘性纳入研究范畴，这为本文的研究提供了契机。

因此，本文选取2015—2021年A股上市公司为研究样本，从财务报告问询函这一非行政处罚性监管手段切入，深入探讨财务报告问询函对费用粘性的监管效果及其潜在的影响路径，以期为企业的健康发展和投资者的利益保护提供经验借鉴。本文研究贡献在于以下两点：其一，丰富了监管政策经济后果的研究。本文从费用粘性视角考察了财务报告问询函的实施效果及作用机制，对强化交易所一线监管职能，降低企业费用粘性具有积极作用。其二，拓展了费用粘性影响因素的研究。不同于以往研究关注管理层过度自信、自由现金流量[5]及独董网络[4]等对费用粘性的影响，本文基于财务报告问询函这一外部监管手段检验了非行政处罚监管下问询函对费用粘性的治理效应，这对费用粘性的影响因素做出了有益补充，助力企业核心竞争力提升。

二、理论分析与研究假设

（一）财务报告问询函与费用粘性

费用粘性直接反映企业资源配置效率[6]，且代理问题严重的企业中资源配置效率较低，费用粘性现象更为显著[2]，这主要源于两权分离制度下管理层极有可能凭借其信息优势和决策优势为谋求自身利益产生机会主义行为。如基于自由现金流假说[7]，管理层偏好在自由现金储备充足时提前购置资源用于日后生产，但实践证明该生产资源往往是非必要的；而当企业产量明显下降、自由现金流紧缩时，管理层本该将已有部分资源进行合理整合、置换甚至变卖，但管理层出于利己动机选择保留非必要资产，从而降低资源配置效率，导致成本并未随产量下降而同步下降，即产生费用粘性现象。可见，管理层自利行为助长了企业费用粘性的滋生，而有效抑制管理层自利行为已成为抑制费用粘性的必要手段[5]。

财务报告问询函作为证券交易所规范企业信息披露行为的重要手段，能将管理层欲模糊披露以实现其自身利益最大化的行为予以充分挖掘，提高管理层私利侵占难度[8]，缓解企业费用粘性。具体而言，财务报告问询函会降低利益相关者对企业管理层的信任程度，管理层为维护自身声誉会及时调整资源配置决策，严格控制企业成本费用支出，减少无效率资源冗余，进而优化资源配置效率，降低企业费用粘性。

基于此，本文提出假設1。

H1：财务报告问询函能显著降低企业费用粘性。

（二）信息披露质量的中介效应

在H1的基础上，本文认为提高企业信息披露质量在财务报告问询函降低企业费用粘性的路径中发挥了中介效应，理由如下：

首先，财务报告问询函提高了企业的信息披露质量，这主要是因为：第一，在收到财务报告问询函后，为避免被进一步监管问询、立案调查、行政处罚，企业会对被问询内容进行充分披露，为外界公众提供有关企业更为真实准确的信息[9]；第二，财务报告问询函能引发其他外部治理主体如机构投资者、分析师等对企业的关注，有利于进一步挖掘企业的异质信息，督促企业完善信息披露制度，降低投资者与企业间的信息不对称；第三，根据信号传递理论，交易所发出财务报告问询函向外界释放出风险预警信号[10]，这种信号会通过市场机制发挥作用。资本市场对问询函收函公告呈现出负面反应[11-12]，被问询增加了企业融资成本[13]，进而给管理层造成较大压力，促使其对后续信息披露实施更为严格的监控标准，规范自身披露行为。

其次，信息披露质量的提高能够有效抑制企业费用粘性[3]。一方面，提高信息披露质量有助于利益相关者准确识别和挖掘管理层的机会主义行为，加大管理层实施诸如在职消费等自利行为的难度，促进管理层合规经营，合理配置成本资源；另一方面，信息披露也有助于监管部门及时发现管理层的私利占有行为，提高管理层实施机会主义行为的成本和代价，管理层为规避监管成本，会优化资源配置决策，抑制企业费用粘性。

基于上述分析，本文认为财务报告问询函能在被问询企业中发挥震慑作用，促使企业向市场释放更多异质信息，提升企业信息披露质量，进而促使企业及时调整资源配置决策，降低企业费用粘性。因此，本文提出假设2。

H2：信息披露质量在财务报告问询函对费用粘性的影响中发挥中介作用。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

考虑到证券交易所自2015年公开披露财务报告问询函数据，本文选取2015—2021年A股上市公司为研究样本，并剔除金融业及存在数据缺失的样本，最终获取18 407个公司—年度观测值。此外，为控制极端异常值的影响，对连续变量进行上下1%的缩尾处理。

本文所选取财务报告问询函数据来自证券交易所官网“（信息）披露—监管信息公开”专栏，各省份GDP增长率数据来自RESSET数据库，其他相关财务数据来自CSMAR数据库。

（二）模型构建与变量定义

Ln expi，t=α0+α1Ln revi，t+α2Di，t×Ln revi，t+α3Di，t×

Ln revi，t×Wxhi，t（Wxhsumi，t）+α4Ln revi，t×Wxhi，t（Wxhsumi，t）+

α5Di，t×Ln revi，t×Aii，t+α6Ln revi，t×Aii，t+α7Di，t×Ln revi，t×Eii，t+α8Ln revi，t×Eii，t+α9Di，t×Ln revi，t×D2i，t+α10Di，t×

Ln revi，t×GDPi，t+α11Ln revi，t×GDPi，t+Controlsi，t+∑Ind+

∑Year+εi，t   （1）

Kvi，t=β0+β1Wxhi，t（Wxhsumi，t）+Controlsi，t+∑Ind+∑Year+

εi，t   （2）

Ln expi，t=φ0+φ1Ln revi，t+φ2Di，t×Ln revi，t+φ3Di，t×

Ln revi，t×Wxhi，t（Wxhsumi，t）+φ4Ln revi，t×Wxhi，t（Wxhsumi，t）+

φ5Di，t×Ln revi，t×Kvi，t+φ6Ln revi，t×Kvi，t+φ7Di，t×Ln revi，t×Aii，t+φ8Ln revi，t×Aii，t+φ9Di，t×Ln revi，t×Eii，t+φ10Ln revi，t×Eii，t+φ11Di，t×Ln revi，t×D2i，t+φ12Di，t×Ln revi，t×GDPi，t+

φ13Ln revi，t×GDPi，t+Controlsi，t+∑Ind+∑Year+εi，t （3）

为验证前文假设，本文参照Anderson et al.[1]和江伟等[14]构建模型，其中，模型1验证财务报告问询函对费用粘性的治理效果，模型2与模型3则用于检验信息披露质量的中介效应。模型中各变量定义如下：

1.被解释变量

Ln exp为费用变动，沿用Anderson et al.[1]的做法，选取当年销管费用的自然对数减去上一年销管费用的自然对数表示。

2.解释变量

本文的解释变量采用两种度量指标。其一，Wxh为是否收到财务报告问询函的虚拟变量，借鉴陈运森等[9]的做法，当企业t年收到财务报告问询函时取值为1，否则为0；其二，借鉴陈硕等[15]的做法，将Wxhsum定义为企业t年收到的财务报告问询函总数。Ln rev为收入变动，沿用Anderson et al.[1]的做法，以当年营业收入的自然对数减去上一年营业收入的自然对数表示。D为收入是否下降的虚拟变量，若收入较上年上升，D取值为0，则α1表示收入上升1单位时的费用上调幅度；若下降，D取值为1，则（α1+α2）表示收入下降1单位时的费用下调幅度，因此，若α2＜0，则费用粘性存在。考虑财务报告问询函影响后，α4为收函企业与未收函企业间费用上升幅度差值，（α3+α4）为费用下降幅度差值，若α3＞0，则表明与未收函企业相比，收函企业收入下降时费用下降的幅度更大，即收函企业的费用粘性更低。因此，本文预期α3应显著为正。

3.中介变量

以信息披露质量（Kv）为中介变量，借鉴Kim et al.[16]和周开国等[17]的做法，以Kv指数衡量。构造Kv指数的模型如下：

式中Pt和Pt-1分别是第t日和第t-1日的股票收盘价，Volt和Vol0分别是第t日的交易股数及研究期间所有交易日的平均日交易股数。以对每家企业采用普通最小二乘法得到的λ值构建Kv指数（不考虑λ为负），λ越小说明信息披露越充分，因此Kv值越高则信息披露质量越差。

4.控制变量

借鉴Anderson et al. [1]、万寿义等[18]和谢获宝等[19]的做法，构建资产密集度（Ai）、员工密集度（Ei）、收入是否连续两年下降（D2）、宏观经济增长率（GDP）4个经济控制变量及企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、总资产报酬率（Roa）、前十大股东持股比例（Top10）、独董比例（Indep）、管理层持股比例（Mshare）6个普通控制变量。此外，控制行业（Ind）和年份（Year）固定效应。

变量定义如表1所示。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

本文的描述性统计结果如表2所示。由表2可知，Ln exp与Ln rev的中位数分别为0.054与0.090，说明多数企业费用与收入均逐年上升；且中位数与均值十分接近，说明数据分布较为均匀；最小值分别为-0.765与-1.060，最大值分别为1.067与1.439，表明不同企业间存在显著差异。Wxh的均值为0.130，說明在样本期间内收到财务报告问询函的观测值约为总体的13%。Wxhsum的均值为0.143，与Wxh的均值差异较小，说明在样本期间内多数企业当年只收到一份财务报告问询函。Kv的均值为0.106，中位数为0.058，表明大多数企业信息披露质量较高。其他变量的描述性统计结果与现有研究基本保持一致。

（二）回归结果分析

1.财务报告问询函与费用粘性

表3报告了模型1的回归结果。由列（1）可知，D×Ln rev的回归系数在1%水平上显著为负，表明收入上升时费用增加的幅度大于收入下降时费用减少的幅度，由此说明本文所选样本均存在显著的费用粘性。列（2）、列（3）为引入财务报告问询函相关变量的回归结果，考虑财务报告问询函的潜在影响后，Ln rev与D×Ln rev的系数符号均保持不变，且D×Ln rev×Wxh与D×Ln rev×Wxhsum的回归系数均在1%水平上显著为正，表明与未收函企业相比，收函企业收入下降时费用下降的幅度更大，即收函企业的费用粘性更低，验证了H1。进一步加入控制变量的回归结果如列（4）、列（5）所示，可以看出解释变量回归系数分别为0.284与0.268，且依然在1%水平上显著，说明企業收到财务报告问询函可以显著降低自身费用粘性，且当企业在一年内收函次数越多时，其费用粘性越低。

2.信息披露质量的中介效应

模型2的回归结果如表4所示。列（1）、列（2）为未加入控制变量的回归结果，结果表明Wxh与Wxhsum的回归系数均在1%水平上显著为负，说明财务报告问询函能够提高企业信息披露质量。进一步引入控制变量的回归结果如列（3）、列（4）所示，可以看出回归系数分别为-0.025与-0.020，且依然在1%水平显著，表明企业收到财务报告问询函可以显著提升自身信息披露质量，且当企业在一年内收函次数越多时，其信息披露质量越高。

表5报告了模型3的回归结果。列（1）、列（2）为未加入控制变量的回归结果，回归结果表明D×Ln rev×Wxh与D×Ln rev×Wxhsum的回归系数均在1%水平上显著为正，且D×Ln rev×Kv的回归系数在1%水平显著为负，表明收到财务报告问询函及提升信息披露质量均可以显著抑制企业费用粘性。进一步加入控制变量的回归结果如列（3）、列（4）所示，可以看出回归系数依然在1%水平显著。模型1至模型3的回归结果充分表明信息披露质量为财务报告问询函与企业费用粘性之间的部分中介变量，即财务报告问询函既可以直接降低企业费用粘性，也可以通过提高信息披露质量进而达到降低企业费用粘性的目的。

（三）稳健性检验

1.替换解释变量

参考陈运森等[9]，首先，将解释变量重新定义为企业t年收到的财务报告问询函总数加1再取对数（Ln wxhsum）；其次考虑到年报问询函在财务报告问询函中占比最大，将财务报告问询函细化为年报问询函（Nwxh、Nwxhsum和Ln nwxhsum），替换解释变量的回归结果如表6所示。由表6可知，回归系数均在1%水平显著，进一步支持了H1。

2.公司固定效应回归

为缓解遗漏变量对前文回归结果的潜在影响，在模型1基础上进一步控制企业固定效应进行回归，回归结果如表7所示。由表7可知，主要解释变量回归系数显著性与正负情况均与前文保持一致，表明H1依然成立。

3.基于PSM的检验

考虑到前文研究结论可能由企业间固有差异导致，为降低收函企业和未收函企业间自身特征差异，缓解样本自选择所产生的内生性问题，本文参照Cassell et al.[20]、陈运森等[9]选取账面市值比（Bm）、市值自然对数（Mv）、是否为国内十大审计（Big10）、营业收入增长率（Growth）、是否存在内控缺陷（Icweak）、是否发生会计师事务所变更（Change）、流动比率（Current）、是否发生财务重述（Restate）和审计业务复杂度（Complexity）进行倾向得分1 1最近邻匹配，匹配后样本回归结果如表7所示。由表7可知，主要解释变量回归系数显著性及正负情况与前文保持一致，表明前文实证结果依然稳健。

4.工具变量法

由于企业费用粘性较高，资源配置效率较低，往往容易成为证券交易所监管问询的对象，因此本文采用工具变量法以缓解双向因果问题。参考李胜楠等[21]的研究，本文选取同年度本行业收到财务报告问询函的企业占比作为工具变量，进行两阶段最小二乘回归，回归结果如表8所示。由表8可知，回归系数在1%水平显著为正，表明H1依然成立。

五、进一步研究

从前文实证结果中可以得出，财务报告问询函能显著降低企业费用粘性。考虑到市场对财务报告问询函的关注度较高，容易吸引分析师和机构投资者对企业进行更加深入的信息挖掘[22]，因此本文进一步从分析师和机构投资者角度探讨其他外部监督主体对财务报告问询函与费用粘性之间关系的影响。

（一）分析师关注度异质性分析

分析师会对企业财务报告等信息进行解读，并以分析师报告等方式向利益相关者传递信息，这在一定程度上有助于加大对企业管理层的监督力度，压缩管理层自由裁量空间，从而抑制企业费用粘性。分析师关注度越高，管理层隐藏负面消息的难度越大，进而有利于管理层减少自身私利侵占行为[23]，抑制费用粘性发生。因此，本文预期财务报告问询函与分析师关注在抑制企业费用粘性方面存在替代效应，即财务报告问询函的治理效果在分析师关注度较低的企业中更加显著。对此，本文以三分位数为标准将分析师关注度划分为高低两组，回归结果如表9所示。由表9可知，回归系数在分析师关注度较低的子样本中显著而在关注度较高的子样本中不显著，且这一结果通过了组间差异性检验，可见财务报告问询函对费用粘性的抑制作用在分析师关注度较低的企业中更为显著。

（二）机构投资者持股比例异质性分析

机构投资者专业知识更丰富，更容易发现与挖掘信息，因此机构投资者有更强的意愿和能力约束管理层自利行为[24]，以积极参与企业治理等方式改善治理水平。随着持股比例不断增大，机构投资者更有意愿积极参与公司治理，有利于更好地监督管理层[25]。因此，本文预期财务报告问询函与机构投资者间存在替代效应，即财务报告问询函的治理效果在机构投资者持股比例较低的企业中更加显著。同样的，本文以三分位数为标准将持股比例划分为高低两组，回归结果如表9所示。由表9可知，回归系数在持股比例较低的子样本中显著而在持股比例较高的子样本中不显著，经组间差异检验，这一结论依然成立，即财务报告问询函对费用粘性的抑制作用在机构投资者持股比例较低的企业中更为显著。

六、结论与启示

本文探讨了财务报告问询函对企业费用粘性的影响，研究表明财务报告问询函能显著降低企业费用粘性，且这一路径可以通过提升企业信息披露质量得以实现。采取多种方法进行稳健性检验，本文研究结论依然成立。进一步研究发现，财务报告问询函对企业费用粘性的抑制作用在分析师关注度较低、机构投资者持股比例较低的企业更为显著。基于上述研究结论，本文得到如下启示：（1）证券交易所应当深化监管问询制度，加大对信息披露不规范及消极回函企业的监管问询力度及广度，督促企业提高自身信息披露质量，助力企业提升竞争力，促进企业高质量发展。（2）证券交易所可以及时关注分析师报告及机构投资者持股比例变动，充分发挥协同治理作用，共同改善企业外部治理环境，提高对企业经营的监督管理，促进资本市场可持续发展。（3）企业应当逐步完善内部治理机制，加大监督约束力度，将资源配置效率纳入考核体系，减小管理者自由裁量空间，约束管理层私利侵占行为，着眼企业长远利益，增强企业可持续发展动力。

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