馬檸馨，孟楓平

(安徽農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽 合肥 230036)

農(nóng)業(yè)上市公司會計(jì)信息披露質(zhì)量與績效的相關(guān)性
——基于35家公司調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

馬檸馨，孟楓平

(安徽農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽 合肥 230036)

基于中國35家農(nóng)業(yè)上市公司2008－2010年深交所的面板數(shù)據(jù)，先運(yùn)用因子分析法得出其經(jīng)營績效綜合得分，再結(jié)合其信息披露考評結(jié)果，以回歸模型實(shí)證分析了上市公司會計(jì)信息披露質(zhì)量與經(jīng)營績效的關(guān)系。結(jié)果表明：農(nóng)業(yè)上市公司會計(jì)信息披露質(zhì)量與經(jīng)營績效顯著正相關(guān)，提高農(nóng)業(yè)上市公司會計(jì)信息披露質(zhì)量有助于改善經(jīng)營績效。

農(nóng)業(yè)上市公司；會計(jì)信息披露；經(jīng)營績效；相關(guān)性

一、問題的提出

近年來，有關(guān)會計(jì)信息披露質(zhì)量和公司經(jīng)營績效的研究正日益受到國內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注。Singhvi和Desai研究發(fā)現(xiàn)，公司規(guī)模小、盈利能力差、由小會計(jì)師事務(wù)所審計(jì)的公司，其會計(jì)信息披露質(zhì)量往往較低。[1]Botosan以122家機(jī)械行業(yè)公司為樣本，使用Edwardst等開發(fā)的“基于會計(jì)價值公式”度量權(quán)益資本成本研究發(fā)現(xiàn)，信息披露水平與權(quán)益成本負(fù)相關(guān)，認(rèn)為公司披露水平的持續(xù)、穩(wěn)定提高有助于提高公司股票的流動性，降低資本成本。[2]Patel&Dallas 對S&P500指數(shù)的樣本公司信息披露進(jìn)行評分后得出：透明度增加與公司系統(tǒng)性風(fēng)險負(fù)相關(guān)；信息披露得分較高的公司，其市價/賬面價值比(P/B ratio)也較高。[3]國內(nèi)也有學(xué)者對這一問題也進(jìn)行了相關(guān)的研究。喬旭東系統(tǒng)地分析了上市公司會計(jì)信息披露與公司治理結(jié)構(gòu)的雙向互動關(guān)系，認(rèn)為在公司治理結(jié)構(gòu)的形成與公司運(yùn)行過程中，會計(jì)信息披露發(fā)揮著重大的作用。[4]游家興、李斌以中國上市公司為研究對象，以會計(jì)信息系統(tǒng)和組織結(jié)構(gòu)復(fù)雜性兩個維度作為衡量上市公司信息透明度的評價指標(biāo)，考察了信息透明度對總經(jīng)理變更與公司業(yè)績之間的敏感度，結(jié)果表明：信息越透明，公司業(yè)績相對越好。[5]

綜上所述，已有的研究主要集中在會計(jì)信息披露質(zhì)量與股權(quán)結(jié)構(gòu)、公司治理、資本市場等之間的關(guān)系、會計(jì)信息透明度經(jīng)濟(jì)后果等方面，較少關(guān)注公司會計(jì)信息披露質(zhì)量與經(jīng)營績效，專門針對農(nóng)業(yè)上市公司會計(jì)信息披露及經(jīng)營績效的研究更少。農(nóng)業(yè)上市公司是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營的紐帶，是中國當(dāng)前先進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力的代表。分析農(nóng)業(yè)上市公司會計(jì)信息披露質(zhì)量與經(jīng)營績效的相關(guān)性，對于規(guī)范農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)行為及會計(jì)信息披露行為，促進(jìn)農(nóng)業(yè)上市公司的健康發(fā)展具有重要理論價值和現(xiàn)實(shí)意義。筆者擬采用因子分析法計(jì)算評價農(nóng)業(yè)上市公司經(jīng)營績效，結(jié)合其信息考評結(jié)果，運(yùn)用分類檢驗(yàn)及多元線性回歸的方法分析二者相關(guān)性。

二、樣本來源及其會計(jì)信息披露質(zhì)量、經(jīng)營績效評價

1.樣本來源

鑒于上海證券交易所沒有對其上市公司進(jìn)行信息披露質(zhì)量的考評，本文選取深圳證券交易所的35家農(nóng)業(yè)上市公司為樣本，選取原則為：1)2008年以前或當(dāng)年上市的A股農(nóng)業(yè)上市公司；2)剔除財(cái)務(wù)狀況異常及數(shù)據(jù)收集不全的公司。以2008—2010年的數(shù)據(jù)為依據(jù)進(jìn)行分析，數(shù)據(jù)來源于深圳交易所網(wǎng)站、巨潮資訊網(wǎng)、中國證監(jiān)會網(wǎng)站等。

2.會計(jì)信息披露質(zhì)量考評

本文以深圳證券交易所的上市公司信息披露考評結(jié)果為依據(jù)。該考評涵蓋了農(nóng)業(yè)上市公司會計(jì)資料披露的真實(shí)性、準(zhǔn)確性、完整性、及時性、合法合規(guī)性和公平性等六個方面，同時考察了上市公司的自愿性信息披露和強(qiáng)制性信息披露兩個方面；此套評價系統(tǒng)主要是參考國外相關(guān)的評價指標(biāo)設(shè)計(jì)，并結(jié)合中國實(shí)際情況，體現(xiàn)了公正性和客觀性。[6]2008—2010年度各樣本公司的會計(jì)信息披露質(zhì)量考評情況如表1所示。

表1 35家公司2008—2010年的會計(jì)信息披露質(zhì)量考評情況

從3年的整體數(shù)據(jù)來看，會計(jì)信息披露質(zhì)量考評結(jié)果為優(yōu)秀的農(nóng)業(yè)上市公司所占比例為5.71%，良好占65.71%，合格占26.67%，信息披露不合格占1.91%?？偟膩碚f，農(nóng)業(yè)上市公司會計(jì)信息披露質(zhì)量在2008—2010年這3年中有逐年提高的趨勢，這是由于監(jiān)管力度加大以及部分公司內(nèi)部治理環(huán)境有所改善。

3.經(jīng)營績效的評價

筆者從盈利能力、營運(yùn)能力、償債能力、發(fā)展能力四個方面選取總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率、每股收益、存貨周轉(zhuǎn)率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率、資產(chǎn)負(fù)債率、流動比率、速動比率、主營業(yè)務(wù)收入增長率、凈利潤增長率、總資產(chǎn)增長率等12個指標(biāo)來綜合評價樣本農(nóng)業(yè)上市公司的經(jīng)營績效。

筆者首先運(yùn)用SPSS16.0軟件分析出農(nóng)業(yè)上市公司經(jīng)營績效的12個指標(biāo)間存在相關(guān)性，KMO檢驗(yàn)結(jié)果顯示，KMO統(tǒng)計(jì)量為0.549，在0.5～1之間，且通過巴特利特球形檢驗(yàn)，適宜做因子分析。第二步，以公因子特征根大于1的納入標(biāo)準(zhǔn)，得出初始公因子特征值、方差貢獻(xiàn)率及累計(jì)方差貢獻(xiàn)率。分析結(jié)果顯示，提取4個公因子的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)到81.03%，這說明提取4個公因子做到了較為充分地保留原始變量的信息，所提取的公因子具有較好的代表性。第三步，對公因子進(jìn)行解釋，采用方差最大化正交旋轉(zhuǎn)對因子進(jìn)行旋轉(zhuǎn)后得到因子載荷矩陣?？傎Y產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率、每股收益在因子F1上的載荷較大，因子F1可以作為盈利能力因子；凈利潤增長率、主營業(yè)務(wù)收入增長率、總資產(chǎn)增長率在因子F2上的載荷較大，因子F2作為成長能力因子；存貨周轉(zhuǎn)率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率在因子F3上的載荷較大，因子F3作為營運(yùn)能力因子；資產(chǎn)負(fù)債率、流動比率、速動比率在因子F4上的載荷較大，因子F4作為償債能力因子對綜合績效進(jìn)行描述。第四步，采用回歸法估計(jì)因子得分，再對因子得分按相應(yīng)的貢獻(xiàn)比重進(jìn)行加權(quán)平均并求和[7]。按照上述方法，筆者最終得到樣本公司2008－2010年綜合經(jīng)營績效得分(表2)。

表2 2008—2010年35家公司綜合經(jīng)營績效得分表

三、會計(jì)信息披露質(zhì)量與經(jīng)營績效相關(guān)性的實(shí)證分析

根據(jù)深交所對上市公司信息披露質(zhì)量的考評結(jié)果，筆者把樣本農(nóng)業(yè)上市公司分為會計(jì)信息披露質(zhì)量較高組(考評結(jié)果為優(yōu)秀和良好)和會計(jì)信息披露質(zhì)量較低組(考評結(jié)果為合格和不合格)。若樣本公司的會計(jì)信息披露質(zhì)量較低，取值為1；樣本公司的會計(jì)信息披露質(zhì)量較高，取值為2。

1.單因素方差分析

2008－2010年農(nóng)業(yè)上市公司信息披露質(zhì)量較低企業(yè)共30家，經(jīng)營績效綜合得分均值為-0.3164，信息披露質(zhì)量較高企業(yè)共75家，經(jīng)營績效綜合得分均值為0.1355，可見信息披露質(zhì)量較好的企業(yè)經(jīng)營績效較好。

運(yùn)用單因素方差分析樣本公司不同會計(jì)信息披露考評結(jié)果對經(jīng)營績效綜合得分的影響，發(fā)現(xiàn)不同會計(jì)信息披露考評結(jié)果的綜合得分是不同的，F(xiàn)=17.651，P<0.01。從樣本均數(shù)上看，會計(jì)信息披露質(zhì)量越好，綜合得分越高。

表3 單因素方差分析表

2.非參數(shù)檢驗(yàn)

非參數(shù)檢驗(yàn)不受總體分布的限定，適用范圍廣，對數(shù)據(jù)的要求也不嚴(yán)格，它的檢驗(yàn)效能大約在參數(shù)檢驗(yàn)方法的95%左右。[8]按會計(jì)信息披露質(zhì)量考評結(jié)果分組后的各組經(jīng)營績效綜合得分不服從正態(tài)分布，為更好地分析不同信息披露質(zhì)量對農(nóng)業(yè)上市公司經(jīng)營績效的影響，筆者采用非參數(shù)檢驗(yàn)。

表4 非參數(shù)秩和檢驗(yàn)

從Mann－Whitney 檢驗(yàn)可知，Z=-3.486，P<0.01，這說明按信息披露考評結(jié)果分類的兩組農(nóng)業(yè)上市公司經(jīng)營績效綜合得分具有顯著性差異，結(jié)合實(shí)際數(shù)據(jù)，信息披露質(zhì)量較高組的秩次要高一些，可以判定其經(jīng)營績效綜合得分高于信息披露質(zhì)量較低組。

3.回歸分析

筆者用因子分析法得到的農(nóng)業(yè)上市公司經(jīng)營績效綜合評價指標(biāo)作為因變量，以會計(jì)信息披露質(zhì)量(X1)為自變量(若樣本公司的會計(jì)信息披露質(zhì)量較低，取值為 1；樣本公司的會計(jì)信息披露質(zhì)量較高，取值為2)?？紤]到影響公司績效的因素很多，包括股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會規(guī)模和結(jié)構(gòu)、公司規(guī)模等，[9]同時，農(nóng)業(yè)上市公司能夠享受到政府扶持農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的財(cái)稅優(yōu)惠補(bǔ)貼政策(本文以所得稅優(yōu)惠率作為稅收優(yōu)惠指標(biāo)，計(jì)算公式為：稅收優(yōu)惠率=25%-所得稅費(fèi)用/利潤總額)，因此，本文選用前十大股東持股比例之和(X2)、第一大股東與第二大股東持股比(X3)、兩職分離程度(X4——若董事長兼任總經(jīng)理，則取值為 1；副董事長或董事兼任總經(jīng)理取值 2；完全分設(shè)取值 3)、董事會規(guī)模(X5)、獨(dú)立董事比例(X6)、公司規(guī)模(X7)、稅收優(yōu)惠(X8)作為控制變量來建立模型。采用 35家深交所農(nóng)業(yè)上市公司2008—2010年連續(xù)3個年度的面板數(shù)據(jù)，建立如下多元回歸模型:

(1)描述性統(tǒng)計(jì)。前十大股東持股比例3年的均值分別為 57.21%、57.10%、60.01%，股權(quán)較集中；3年中作為研究樣本的農(nóng)業(yè)上市公司第一大股東與第二大股東持股比的均值分別為8.1894倍、10.1476倍、13.9057倍，一股獨(dú)大的現(xiàn)象比較嚴(yán)重；董事會人數(shù)，均值為9人左右；2008－2010年獨(dú)立董事占比的均值為38.28%、41.23%、41.41%，表現(xiàn)出小幅度提高；公司規(guī)模2010年比2008年增長44.41%，增長顯著；在35家農(nóng)業(yè)上市公司中2008年有9家公司實(shí)行兩職分離，占25.71%，隨后兩年該比例有所降低，2009年為8個，占22.86%，2010年為7家，占20.00%，表現(xiàn)出減少的趨勢。所得稅優(yōu)惠率 2008年的均值為 11.68%，2009年和 2010年的均值略有下降。

表5 Pearson相關(guān)系數(shù)表

(2)變量間相關(guān)性分析。模型運(yùn)算結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)上市公司信息披露考評結(jié)果與經(jīng)營績效正相關(guān)，相關(guān)系數(shù) 0.382，顯著性水平低于 0.01，這從一定程度上說明農(nóng)業(yè)上市公司的會計(jì)信息披露質(zhì)量越高，其經(jīng)營績效越好；前十大股東持股比例、兩職分離情況、獨(dú)立董事在董事會中所占比例與經(jīng)營績效綜合得分正相關(guān)，顯著性水平低于0.01；第一大股東與第二大股東持股比與經(jīng)營績效負(fù)相關(guān)，但顯著性水平不高。董事會規(guī)模與經(jīng)營績效綜合得分負(fù)相關(guān)，顯著性水平低于0.05，這可能與人數(shù)增加導(dǎo)致協(xié)調(diào)溝通成本上升有關(guān)。農(nóng)業(yè)上市公司會計(jì)信息披露質(zhì)量考評結(jié)果與前十大股東持股比例、獨(dú)立董事在董事會中所占比例、公司規(guī)模正相關(guān)，與第一、二大股東持股比負(fù)相關(guān)，顯著性水平低于0.01；與董事會規(guī)模負(fù)相關(guān)，顯著性水平低于0.05。稅收優(yōu)惠與農(nóng)業(yè)上市公司經(jīng)營績效的相關(guān)系數(shù)為正，與信息披露質(zhì)量相關(guān)系數(shù)為負(fù)，但相關(guān)性均不顯著。

(3)回歸結(jié)果分析

模型各自變量容忍度介于0―1之間，VIF接近1，說明不存在多重共線性；應(yīng)變量綜合得分符合正態(tài)分布，滿足建立線性回歸模型的基本條件之一，且通過方差齊性檢驗(yàn)。

回歸模型的樣本相關(guān)系數(shù)為0.698，決定系數(shù)0.488，校正的決定系數(shù)為0.445。本模型D.W.值為2.153，可以認(rèn)為誤差項(xiàng)之間不存在序列相關(guān)性。回歸模型F值為11.430，P值為0.000，因此這個回歸模型是有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的。

表6 多元回歸表

運(yùn)用SPSS16.0，對3年的數(shù)據(jù)采用廣義最小二乘法分析可知，結(jié)果與前面理論分析和分類檢驗(yàn)中得出的結(jié)論一樣。在5%的顯著性水平下，農(nóng)業(yè)上市公司信息披露質(zhì)量對經(jīng)營績效的影響系數(shù)為0.198，即會計(jì)信息披露質(zhì)量較高的農(nóng)業(yè)上市公司，經(jīng)營績效越好。說明提高會計(jì)信息披露質(zhì)量，增強(qiáng)會計(jì)信息透明度，可以減少信息不對稱，對提高農(nóng)業(yè)上市公司的經(jīng)營績效具有顯著的正面影響。[10]前十大股東持股比例對經(jīng)營績效的影響系數(shù)為0.289，顯著性水平低于1%，說明股權(quán)適當(dāng)集中的農(nóng)業(yè)上市公司有較好的經(jīng)營績效。另一方面，農(nóng)業(yè)上市公司第一大股東與第二大股東持股比對經(jīng)營績效的影響系數(shù)為負(fù)值，但顯著水平不高，對經(jīng)營績效的影響較小，這從某種意義上說明一股獨(dú)大會破壞大股東之間的相互制衡，可能不利于經(jīng)營績效的提高。[11]在1%的顯著水平下，農(nóng)業(yè)上市公司的兩職分離情況、獨(dú)立董事在董事會中所占比重對經(jīng)營績效的影響系數(shù)分別是0.371和0.357，說明董事會獨(dú)立性強(qiáng)的農(nóng)業(yè)上市公司有較好的經(jīng)營績效。兩職分離程度、董事會中獨(dú)立董事所占的比例能反映董事會的獨(dú)立性。一般說來，增強(qiáng)公司董事會的獨(dú)立性，股東和董事會能夠加強(qiáng)對經(jīng)理層的監(jiān)督，從而降低委托－代理成本，提高公司治理水平、提升公司經(jīng)營績效。[12]董事會規(guī)模、公司規(guī)模在模型中的系數(shù)為正值，但顯著性水平均不高，對農(nóng)業(yè)上市公司經(jīng)營績效的影響很小。稅收優(yōu)惠的系數(shù)僅為0.04，且顯著性水平不高，這說明稅收優(yōu)惠政策與農(nóng)業(yè)上市公司的經(jīng)營績效無明顯相關(guān)性，對經(jīng)營績效的影響不顯著，農(nóng)業(yè)上市公司不能僅依靠政府稅收補(bǔ)貼來提高經(jīng)營績效。

四、結(jié)論及啟示

基于35家農(nóng)業(yè)上市公司2008―2010年深交所的面板數(shù)據(jù)，先運(yùn)用因子分析法得出其經(jīng)營績效綜合得分，結(jié)合深圳證券交易所對上市公司信息披露考評結(jié)果，以回歸模型實(shí)證分析了上市公司會計(jì)信息披露質(zhì)量與經(jīng)營績效的關(guān)系。結(jié)果表明：農(nóng)業(yè)上市公司會計(jì)信息披露質(zhì)量與經(jīng)營績效之間有顯著的正相關(guān)關(guān)系，會計(jì)信息披露質(zhì)量越高的農(nóng)業(yè)上市公司，其經(jīng)營績效越好。如四川新希望農(nóng)業(yè)股份有限公司 2008、2009兩年的會計(jì)信息披露考評均為良好，2010年考評結(jié)果為優(yōu)秀；在這3年，公司經(jīng)營績效、利潤總額均逐年提高?？梢?，提高農(nóng)業(yè)上市公司的會計(jì)信息披露質(zhì)量有助于提高其經(jīng)營績效。基于農(nóng)業(yè)上市公司會計(jì)信息披露質(zhì)量與前十大股東持股比例、獨(dú)立董事在董事會中的比例及公司規(guī)模負(fù)相關(guān)，筆者認(rèn)為，要促進(jìn)中國農(nóng)業(yè)上市公司的健康發(fā)展，證券管理部門應(yīng)合理引導(dǎo)農(nóng)業(yè)上市公司在內(nèi)的信息披露行為，增加會計(jì)信息透明度，加大監(jiān)管力度，完善會計(jì)法律法規(guī)，從而促進(jìn)上市公司更充分、及時、準(zhǔn)確地披露會計(jì)信息，最終提高公司經(jīng)營績效。

就農(nóng)業(yè)上市公司自身而言，優(yōu)化企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)，使股權(quán)適度集中，避免一股獨(dú)大現(xiàn)象，加強(qiáng)董事會的獨(dú)立性，健全獨(dú)立董事制度，實(shí)行兩職分設(shè)有助于公司會計(jì)信息披露質(zhì)量的提高。[13]

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Correlation between the qualities of accounting information disclosure and corporate performance of listed agricultural companies: Based on 35agricultural listed companies

MA Ning-xin,MENG Feng-ping
(School of Economics & Management，Anhui Agricultural University，Hefei 230036,China)

Selecting panel data in 2008-2010 of 35listed agricultural companies in Shenzhen Stock Exchange as investigative samples,using factor analysis method to get the operating performance comprehensive score,this paper analyzes the correlation between the qualities of accounting information disclosure and corporate performance of listed agricultural companies.The results show that there is a significant positive correlation between them.Therefore the paper concludes that improving the listed agricultural company accounting information disclosure can help to improve enterprises’ performance.

listed agricultural company; accounting information disclosure; operating performance; correlation

F830.91

A

1009-2013(2012)01-0027-06

2012－01－13

國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目(09BJL035)；安徽農(nóng)業(yè)大學(xué)繁榮哲學(xué)社會科學(xué)項(xiàng)目(2008ZS06ZD)

馬檸馨(1983—)，女，安徽合肥人，碩士研究生，研究方向?yàn)闀?jì)與審計(jì)、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理。

李東輝