王永妍，牛煜皓，李昕宇，盧 闖

(1.中國人民大學(xué) 商學(xué)院，北京 100872；2.中央財(cái)經(jīng)大學(xué) 會計(jì)學(xué)院，北京 100081)

一、 引 言

隨著我國資本市場的發(fā)展與法制環(huán)境的完善，上市公司經(jīng)營治理水平逐步提升，但仍然存在諸多不規(guī)范之處，上市公司侵占投資者利益的行為時(shí)有發(fā)生。據(jù)RESSET數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計(jì)，在2003-2015年間，共有3846家上市公司(同一公司若多年份重復(fù)違規(guī)予以累計(jì))因信息披露違規(guī)、經(jīng)營違規(guī)、管理層違規(guī)等受到查處。2017年4月，《中國青年報(bào)》輿情監(jiān)測室與《法人》雜志共同發(fā)布了《2016中國企業(yè)家犯罪(媒體樣本)研究報(bào)告》，報(bào)告表明在2009-2016年間，可統(tǒng)計(jì)的企業(yè)家犯罪高達(dá)2757起，且八年間呈持續(xù)上升態(tài)勢，對資本市場中的參與者特別是中小股東的利益造成了嚴(yán)重?fù)p害。因此研究公司違規(guī)行為的影響因素并加以關(guān)注，對于抑制違規(guī)行為、規(guī)范我國上市公司的經(jīng)營治理、保護(hù)中小投資者合法權(quán)益具有重要作用。

在資本市場中，信息是資產(chǎn)價(jià)格的生成依據(jù)，引導(dǎo)著市場資源配置，影響資源配置效率。但在現(xiàn)實(shí)環(huán)境中，在獲取公司信息時(shí)，以控股股東與管理層為代表的公司內(nèi)部人與外部投資者之間存在著位勢優(yōu)劣之分。外部投資者因信息不對稱面臨著逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)，結(jié)果可能導(dǎo)致檸檬問題(Akerlof,1970)[1]和代理問題(Jensen和Meckling,1976)[2]。引發(fā)代理沖突的重要原因之一就是信息獲取渠道的阻滯和失衡，而公司信息質(zhì)量的降低將進(jìn)一步加劇公司大股東或管理層以攫取私利為目的的違規(guī)行為(游家興和李斌，2007)[3]，增加公司違規(guī)的可能性。因此提高公司信息質(zhì)量能夠使得管理層的決策行為受到投資者的直接監(jiān)督，使CEO決策制定更加謹(jǐn)慎(權(quán)小峰和吳世農(nóng)，2010)[4]，對于抑制公司違規(guī)行為具有明顯的作用(Core,2001)[5]。

由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為落后，相關(guān)的法律制度不夠完善，我國早期的會計(jì)準(zhǔn)則采用了收入費(fèi)用觀(蓋地和楊華，2008)[6]。隨著改革開放持續(xù)深入，相關(guān)法律制度不斷健全，外資大量引入，采用全球統(tǒng)一的會計(jì)準(zhǔn)則能夠有效降低企業(yè)之間的溝通成本(馮淑萍和應(yīng)唯，2005)[7]。同時(shí)，我國市場經(jīng)濟(jì)蓬勃發(fā)展，資本市場不斷完善，財(cái)務(wù)人員的專業(yè)素養(yǎng)日益提升，我國的會計(jì)準(zhǔn)則具備了過渡到資產(chǎn)負(fù)債觀的條件。2007年開始實(shí)行的新會計(jì)準(zhǔn)則的制定理念由收入費(fèi)用觀轉(zhuǎn)向了資產(chǎn)負(fù)債觀，實(shí)現(xiàn)了與國際會計(jì)準(zhǔn)則的實(shí)質(zhì)性趨同，導(dǎo)致會計(jì)信息的重點(diǎn)由損益表轉(zhuǎn)向資產(chǎn)負(fù)債表，資產(chǎn)質(zhì)量取代盈余質(zhì)量成為會計(jì)信息質(zhì)量的核心(尚燕等，2017)[8]。

本文關(guān)注會計(jì)報(bào)表中所反映的資產(chǎn)信息含量，并參考王永妍等(2017)[9]的做法，將資產(chǎn)質(zhì)量定義為公司資產(chǎn)預(yù)測公司未來獲取經(jīng)濟(jì)收益的能力。需要特別說明的是，本文所研究的“資產(chǎn)”僅指狹義上的會計(jì)資產(chǎn)。企業(yè)還有一些能夠?yàn)槠髽I(yè)創(chuàng)造競爭優(yōu)勢和超額利潤卻未能在會計(jì)上予以確認(rèn)的資產(chǎn)例如人力資源、組織資源等，目前尚無法被可靠地確認(rèn)與計(jì)量，無任何準(zhǔn)則和制度約束，外部人難以準(zhǔn)確獲知，不屬于公開信息。因此本文將研究范圍限定為市場參與者都能獲知的會計(jì)資產(chǎn)信息，衡量其對公司未來經(jīng)濟(jì)利益的預(yù)測能力。當(dāng)公司資產(chǎn)質(zhì)量較高時(shí)，資產(chǎn)可以更加公允真實(shí)地反映資產(chǎn)未來的盈利能力，更有效地體現(xiàn)管理層的決策效率，更有利于評價(jià)并監(jiān)督公司的決策過程，減少公司內(nèi)部人的利益侵占行為，促進(jìn)公司信息質(zhì)量的提升，抑制公司違規(guī)行為。

本文基于我國滬深兩市所有上市公司2003-2015年的數(shù)據(jù)，考察了資產(chǎn)質(zhì)量對于上市公司違規(guī)行為的影響。回歸結(jié)果顯示，公司的資產(chǎn)質(zhì)量越低，上市公司的違規(guī)傾向越高，違規(guī)次數(shù)越多，同時(shí)將違規(guī)類型進(jìn)一步劃分成信息披露違規(guī)與非信息披露違規(guī)，實(shí)證結(jié)果表明資產(chǎn)質(zhì)量對信息披露違規(guī)的影響較大，而在非信息披露違規(guī)中不顯著。本文還研究了不同信息環(huán)境對資產(chǎn)質(zhì)量發(fā)揮作用的影響，發(fā)現(xiàn)當(dāng)該地區(qū)信息不對稱程度越高，市場化程度越低，法制環(huán)境越差，代理成本越高時(shí)，資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)行為的影響也會越大。進(jìn)一步的穩(wěn)健性檢驗(yàn)表明，在控制了內(nèi)生性問題后，公司質(zhì)量對公司違規(guī)的影響依然存在。在控制公司層面的固定效應(yīng)之后，結(jié)果依然顯著。在應(yīng)用條件Logit回歸和負(fù)二項(xiàng)回歸進(jìn)行重新估計(jì)，結(jié)果依然穩(wěn)健。

本文的研究貢獻(xiàn)包括：第一，已有研究主要從公司治理，包括股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會特征、高管薪酬激勵(lì)機(jī)制等以及公司外部經(jīng)營環(huán)境兩方面研究了公司違規(guī)行為的影響因素，忽略了新會計(jì)準(zhǔn)則頒布后資產(chǎn)質(zhì)量在其中發(fā)揮的作用。本文則是在2007年會計(jì)準(zhǔn)則制定理念從收入費(fèi)用觀轉(zhuǎn)向資產(chǎn)負(fù)債觀的政策背景下，討論會計(jì)信息質(zhì)量特別是資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)的影響，對于證券市場監(jiān)管機(jī)構(gòu)完善相關(guān)規(guī)定，促進(jìn)信息質(zhì)量的提高，保護(hù)投資者權(quán)益具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。第二，本文進(jìn)一步考察了內(nèi)外部環(huán)境對資產(chǎn)質(zhì)量治理作用效果的邊際影響。本文發(fā)現(xiàn)，公司所處的內(nèi)外部環(huán)境越差(市場化程度低、法制環(huán)境差、信息不對稱程度高、代理成本高)，會計(jì)信息質(zhì)量的治理作用效果越強(qiáng)。本文將公司內(nèi)外部環(huán)境與會計(jì)信息治理作用有機(jī)結(jié)合，探究信息不對稱是否會影響會計(jì)信息質(zhì)量治理的職能效果。第三，現(xiàn)有文獻(xiàn)對于會計(jì)準(zhǔn)則改革影響的研究主要集中在財(cái)務(wù)報(bào)告和資本市場層面，如會計(jì)盈余質(zhì)量、價(jià)值相關(guān)性、股價(jià)同步性、資本成本等主題。本文的研究結(jié)論說明，會計(jì)信息具有治理作用，新會計(jì)準(zhǔn)則的實(shí)施有助于提高公司會計(jì)信息質(zhì)量，具有良好的公司治理效果，是正確的改革方向。

二、 理論分析與研究假設(shè)

對于公司違規(guī)行為的影響因素，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要分為公司外部因素和內(nèi)部因素兩大方面。

在外部因素中，國外學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)公司違規(guī)行為和經(jīng)濟(jì)環(huán)境(Povel等,2007)[10]、行業(yè)投資信心(Wang等,2010)[11]都呈倒U型關(guān)系。國內(nèi)學(xué)者則主要從機(jī)構(gòu)投資者、媒體監(jiān)督和市場競爭等方面進(jìn)行分析。機(jī)構(gòu)投資者持股有助于提升上市公司綜合治理水平(李維安和李濱，2008)[12]，監(jiān)督信息披露質(zhì)量(江向才，2004；崔學(xué)剛，2004)[13-14]，增加公司違規(guī)行為被稽查的可能性(陸瑤等，2012)[15]，但這種治理作用僅在非國有公司中顯著(薄仙慧和吳聯(lián)生，2009)[16]。媒體關(guān)注主要通過資本市場發(fā)揮公司治理功能(李培功和沈藝峰，2010；于忠泊等，2011)[17-18]。媒體關(guān)注度高的公司，公司盈余管理行為(陳克兢，2016)[19]和公司違規(guī)行為更少(孔東民等，2013；周開國等，2016)[20-21]，但這一外部治理作用以行政介入機(jī)制為主(楊德明和趙璨，2012；李培功和徐淑美，2013)[22-23]。產(chǎn)品市場競爭會“誘發(fā)”公司的違規(guī)行為，即公司所處行業(yè)的競爭程度越高，公司違規(guī)的可能性越大(滕飛等，2016)[24]。公司內(nèi)部影響因素的文獻(xiàn)，研究視角包括股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事與高管特征、內(nèi)部控制、財(cái)務(wù)特征等。在股權(quán)結(jié)構(gòu)方面，現(xiàn)有研究普遍認(rèn)為股權(quán)集中度與上市公司違規(guī)顯著正相關(guān)(梁杰等，2004；張棟等，2007)[25-26]。在董事特征方面，現(xiàn)有研究大多關(guān)注獨(dú)立董事對公司違規(guī)行為的影響，僅有為數(shù)不多的文章關(guān)注CEO和董事間關(guān)系對公司違規(guī)行為的影響(陸瑤和李茶，2016；陸瑤和胡江燕，2016)[27-28]。獨(dú)立董事是董事會的重要組成部分。他們出于聲譽(yù)成本的考慮會竭力代表股東的利益(Fama和Jensen,1983)[29]，增加獨(dú)立董事有助于避免公司發(fā)生財(cái)務(wù)舞弊行為(Beasley,1996；Uzun等,2004；蔡志岳和吳世農(nóng)，2007；曹倫和陳維政，2008)[30-33]。在高管方面，Peng和Rell (2008)[34]和Johnson等(2009)[35]實(shí)證檢驗(yàn)了高管激勵(lì)與公司違規(guī)行為之間的關(guān)系。顧亮和劉振杰(2013)[36]和賀小剛等(2015)[37]實(shí)證檢驗(yàn)了高管背景特征及其所面臨的趕超壓力和公司違規(guī)行為之間的關(guān)系。在內(nèi)部控制方面，公司內(nèi)部控制能夠抑制公司違規(guī)行為(單華軍，2010；周繼軍和張旺峰，2011)[38-39]。在財(cái)務(wù)特征方面，公司的盈利能力越強(qiáng)，公司的違規(guī)可能性越低(馮旭南和陳工孟，2011)[40]，財(cái)務(wù)壓力越大，披露違規(guī)信息的可能性越高(屈文洲和蔡志岳，2007；吳國萍和馬施，2010)[41-42]。

2003年SEC要求FASB開展原則導(dǎo)向會計(jì)準(zhǔn)則的研究，引發(fā)了會計(jì)準(zhǔn)則的重大變革。會計(jì)準(zhǔn)則理念的重要轉(zhuǎn)變，強(qiáng)調(diào)了資產(chǎn)預(yù)測盈利的功能，即Bernstein(1996)[43]研究的資產(chǎn)變現(xiàn)能力與未來盈利能力的關(guān)系。Chen和Zhang(2013)[44]開展了盈余質(zhì)量與資產(chǎn)質(zhì)量關(guān)系研究，將資產(chǎn)對未來盈利能力的預(yù)測能力定義為資產(chǎn)生產(chǎn)效率。研究發(fā)現(xiàn)高資產(chǎn)質(zhì)量組資產(chǎn)未來盈利更穩(wěn)定，在預(yù)測超額股票回報(bào)時(shí)，資產(chǎn)質(zhì)量指標(biāo)顯著而盈余質(zhì)量指標(biāo)不顯著。我國學(xué)者自2001年以來開展關(guān)于資產(chǎn)質(zhì)量的研究。不同學(xué)者對資產(chǎn)質(zhì)量的評價(jià)體系也提出了不同的觀點(diǎn)(錢愛民和張新民，2009；徐私和王玉梅，2009)[45-46]。宋獻(xiàn)中和高志文(2001)[47]以每股凈資產(chǎn)和調(diào)整后每股凈資產(chǎn)的差額來度量資產(chǎn)質(zhì)量，首次提出通過資產(chǎn)質(zhì)量來預(yù)測企業(yè)未來盈利。關(guān)于資產(chǎn)質(zhì)量和盈余質(zhì)量之間的關(guān)系，現(xiàn)有學(xué)者普遍認(rèn)為公司資產(chǎn)質(zhì)量越高，盈余質(zhì)量越高(高雨和孟焰，2012)[48]，公司價(jià)值越大(唐潔瓏等，2016)[49]。

公司資產(chǎn)質(zhì)量的高低標(biāo)志著公司傳遞給市場的會計(jì)信息質(zhì)量的優(yōu)劣(Chen和Zhang，2013)[44]。當(dāng)公司資產(chǎn)質(zhì)量較高時(shí)，說明公司對于其日常經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中資產(chǎn)、負(fù)債的變化的計(jì)量與確認(rèn)更加客觀、可靠，對于每一項(xiàng)交易行為的本質(zhì)和經(jīng)濟(jì)后果的刻畫更為準(zhǔn)確、翔實(shí)，信息不對稱程度較低，信息透明度較高。公司年報(bào)可以將更多真實(shí)、準(zhǔn)確的信息傳遞給資本市場，減少內(nèi)部人或知情者對公司信息的私人占有，減少其利用信息進(jìn)行內(nèi)幕交易的空間(Botosan等,2004;張程睿，2016)[50-51]。另一方面，作為公司治理機(jī)制的重要組成部分，提高信息透明度有助于投資者甄別管理者經(jīng)營水平的高低，強(qiáng)化董事會對總經(jīng)理的監(jiān)管機(jī)制(游家興和李斌，2007)[3]，強(qiáng)化投資者對大股東的監(jiān)督，降低大股東資金占用的可能性(王克敏等，2009)[52]，降低公司違規(guī)的概率。

根據(jù)上述分析，本文提出假設(shè)：

公司資產(chǎn)質(zhì)量越高，公司違規(guī)的可能性越低，違規(guī)次數(shù)越少。

三、 數(shù)據(jù)來源與變量定義

(一) 數(shù)據(jù)來源與樣本

采用2003-2015年滬深兩市所有A股上市公司樣本進(jìn)行研究。由于本文在計(jì)算資產(chǎn)質(zhì)量時(shí)需要用到滯后一期的數(shù)據(jù)，因此實(shí)際的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)區(qū)間涵蓋了2002年至2015年共14年，共得到22159個(gè)公司—年度觀測值。本文采用的公司違規(guī)數(shù)據(jù)來自RESSET數(shù)據(jù)庫當(dāng)中的“重大事項(xiàng)違規(guī)處罰”統(tǒng)計(jì)表。具體而言，本文參照已有文獻(xiàn)(陸瑤和李茶，2016；陸瑤和胡江燕，2016)[27-28]，將違規(guī)類型細(xì)分成信息披露違規(guī)與非信息披露違規(guī)。信息披露違規(guī)包括選擇性信息披露、虛假信息披露、重要信息遺漏披露等；非信息披露違規(guī)包括經(jīng)營違規(guī)、管理層違規(guī)等。

表1列示了違規(guī)公司的分年度、分類型統(tǒng)計(jì)。其中，2003-2015年違規(guī)公司共計(jì)3846家(同一公司若同一年份重復(fù)違規(guī)不累計(jì))，占全部A股公司17.36%。其中，2003-2006年，違規(guī)公司數(shù)量緩慢增加，2007-2012年數(shù)量迅速上升，2013-2015年數(shù)量有所下降。從違規(guī)類型上看，信息披露違規(guī)占比基本不變，非信息披露違規(guī)占比逐漸升高。

表1 違規(guī)公司的年度類型統(tǒng)計(jì)

(二) 變量選擇與定義

1.被解釋變量。借鑒Vikramaditya等(2015)[53]的研究，采用虛擬變量Fraud、連續(xù)變量Freq來度量公司違規(guī)。如果公司當(dāng)年存在違規(guī)行為，則Fraud取值1，否則取0。此外，F(xiàn)raud1表示信息披露違規(guī)傾向，公司當(dāng)年存在信息披露違規(guī)取1，否則取0；Fraud2表示非信息披露違規(guī)傾向，公司當(dāng)年存在非信息披露違規(guī)取1，否則取0。Freq表示公司當(dāng)年違規(guī)行為總數(shù)，F(xiàn)req1代表公司當(dāng)年信息披露違規(guī)行為總數(shù)，F(xiàn)req2代表公司當(dāng)年非信息披露違規(guī)行為總數(shù)。

2.核心解釋變量：資產(chǎn)質(zhì)量。本文參照已有文獻(xiàn)(Bernstein，1996[43]；尚燕等，2017[8]；王永妍等，2017[9])，將資產(chǎn)質(zhì)量定義為公司資產(chǎn)預(yù)測公司未來經(jīng)濟(jì)利益的能力。借鑒Chen和Zhang(2013)[44]的測度方法，本文以模型(1)回歸得到的調(diào)整后的R2來度量公司的資產(chǎn)質(zhì)量：

NOPATi,t=β0,i+β1,iNOAi,t-1+εt

(1)

(1)式中，NOPATi,t代表上市公司i第t期的經(jīng)濟(jì)利益，由扣除非經(jīng)常性損益后的凈利潤與財(cái)務(wù)費(fèi)用之和計(jì)算得到，NOAi,t-1代表上市公司i滯后一期的凈營運(yùn)資產(chǎn)，具體計(jì)算公式為：凈營運(yùn)資產(chǎn)=所有者權(quán)益合計(jì)+付息債務(wù)-貨幣資金-交易性金融資產(chǎn)，付息債務(wù)=短期借款+一年內(nèi)到期的非流動(dòng)負(fù)債+長期借款+應(yīng)付債券+長期應(yīng)付款。

對于上市公司i第t年資產(chǎn)質(zhì)量的度量，本文采用t-1和t連續(xù)兩年總計(jì)八個(gè)季度數(shù)據(jù)對模型(1)進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果估計(jì)的調(diào)整R2代表資產(chǎn)質(zhì)量。在實(shí)際計(jì)算過程中，本文應(yīng)用兩種算法計(jì)算資產(chǎn)質(zhì)量：(1)嚴(yán)格算法：當(dāng)計(jì)算t年的資產(chǎn)質(zhì)量的時(shí)候，如果t-1和t兩年一共8個(gè)季度都有觀測值，則計(jì)算該公司在t年的資產(chǎn)質(zhì)量，否則這家公司不納入計(jì)算t年的資產(chǎn)質(zhì)量；(2)寬松算法：不考慮(1)中的觀測值缺失問題，直接計(jì)算。

3.控制變量。借鑒已有研究(Wang等,2010；陸瑤和李茶，2016)[11,28]，本文選取了公司規(guī)模Size、資產(chǎn)負(fù)債率Lev、成長性Growth、凈資產(chǎn)收益率Roe和現(xiàn)金持有量CashHold等作為控制變量，詳細(xì)的變量定義如表2所示。

表2 變量定義

(三) 模型設(shè)計(jì)

本文應(yīng)用模型(2)對公司資產(chǎn)質(zhì)量與公司違規(guī)行為之間的聯(lián)系進(jìn)行考察：

Fraudi,t/Freqi,t=β0+β1AQ1/AQ2+β2Controls+∑Yeari,t+∑Indi,t+εi,t

(2)

本文預(yù)期，若假設(shè)1成立，則β1顯著為負(fù)，即公司的資產(chǎn)質(zhì)量越好，公司違規(guī)的可能性越低，違規(guī)次數(shù)越少。

四、 實(shí)證結(jié)果

(一) 描述性統(tǒng)計(jì)分析

表3列出了變量的描述性統(tǒng)計(jì)。由表3可知，AQ1的均值和中位數(shù)分別為0.236和0.153；AQ2的均值和中位數(shù)分別為0.215和0.138。兩種度量指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.237和0.217，這說明我國上市公司的資產(chǎn)質(zhì)量存在較大的差異。其余變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果在此處不再贅述。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)分析

(二) 相關(guān)性分析

根據(jù)本文實(shí)證中各變量的相關(guān)系數(shù)(限于篇幅未列示)，公司違規(guī)傾向(Fraud)、公司違規(guī)次數(shù)(Freq)和公司資產(chǎn)質(zhì)量(AQ1)的Pearson相關(guān)系數(shù)分別為-0.032和-0.032，均在1%的水平上顯著。這一結(jié)果初步驗(yàn)證了假設(shè)1的推斷，即公司的資產(chǎn)質(zhì)量越好，公司違規(guī)可能性越低，違規(guī)次數(shù)越少。此外，各主要變量之間的相關(guān)系數(shù)基本都維持在0.4以下，說明本文的實(shí)證模型不存在明顯的多重共線性。

(三) 回歸分析

接下來，本文應(yīng)用模型(2)對假設(shè)1進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表4所示。PanelA列示的是采用Logit回歸得到的回歸結(jié)果，PanelB列示的是采用Poisson回歸得到的回歸結(jié)果。為了緩解模型中潛在的異方差和序列相關(guān)問題，參考已有文獻(xiàn)，對回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤在公司層面上進(jìn)行聚類處理。從表4可知，公司的違規(guī)傾向與資產(chǎn)質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)，同時(shí)信息披露違規(guī)傾向與資產(chǎn)質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)，但是非信息披露違規(guī)傾向與資產(chǎn)質(zhì)量并無顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。從控制變量來看，公司規(guī)模Size會顯著減少公司違規(guī)的可能性和違規(guī)次數(shù)，這可能是因?yàn)槭袌鰧Υ蠊镜年P(guān)注度比較高，大公司一旦違規(guī)，監(jiān)管機(jī)構(gòu)對大公司的處罰往往比較嚴(yán)重。凈資產(chǎn)收益率Roe和現(xiàn)金持有量CashHold對公司的違規(guī)傾向有顯著的負(fù)作用，說明良好的公司業(yè)績和充足的現(xiàn)金持有會降低公司違規(guī)的可能性。股權(quán)集中度Top5Hold顯著降低公司違規(guī)的可能性，與已有研究的發(fā)現(xiàn)一致。審計(jì)師是否是國際“四大”顯著降低了公司違規(guī)的可能性，說明外部審計(jì)對公司違規(guī)的制約顯著存在。行業(yè)違規(guī)公司占比IndFraud越高，公司違規(guī)傾向越強(qiáng)，說明行業(yè)違規(guī)會誘發(fā)公司違規(guī)行為。

五、 進(jìn)一步討論

如果資產(chǎn)質(zhì)量具有治理效果，那么下一個(gè)深層次的問題必然出現(xiàn)：資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)行為的抑制作用是通過什么傳導(dǎo)途徑形成的？其傳導(dǎo)機(jī)理是什么？本文認(rèn)為，資產(chǎn)質(zhì)量通過改善公司信息質(zhì)量影響其違規(guī)行為。接下來，本文分別檢驗(yàn)不同信息環(huán)境對資產(chǎn)質(zhì)量發(fā)揮作用的影響。

(一) 基于信息不對稱程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

資本市場中的信息包括公開市場信息和未公開私人信息，資本市場中的參與者通過信息進(jìn)行交易，部分信息融合并反映到股票價(jià)格中(孔東民等，2013)[20]。資產(chǎn)質(zhì)量越高的公司，向市場傳遞的財(cái)務(wù)信息與非

表4 資產(chǎn)質(zhì)量與公司違規(guī)行為

注：括號內(nèi)為t值；*，**，***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

財(cái)務(wù)信息的質(zhì)量也就越高，投資者越能夠通過信息改變信念水平，進(jìn)而做出決策。當(dāng)信息不對稱程度較高時(shí)，中小投資者難以通過其他渠道搜尋增量信息，此時(shí)資產(chǎn)質(zhì)量起到的信息披露和監(jiān)督公司行為角色可能更為明顯，即資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)的邊際影響要高于信息不對稱程度較低時(shí)的情形。

本文應(yīng)用媒體關(guān)注度、分析師跟蹤度、股價(jià)同步性和上市時(shí)間來衡量信息不對稱程度。其中媒體關(guān)注度由當(dāng)年關(guān)于上市公司的新聞報(bào)道數(shù)量來衡量，分析師跟蹤度由當(dāng)年關(guān)于上市公司的分析師報(bào)告數(shù)量來衡量，股價(jià)同步性參考Durnev等(2003)[54]和王亞平等(2009)[55]的度量方法來衡量，應(yīng)用模型(3)和模型(4)衡量公司的股價(jià)同步性：

ri,t=β0+β1rm,t+β2rI,t+εi,t

(3)

(4)

本文分別根據(jù)媒體關(guān)注度、分析師跟蹤度、股價(jià)同步性和上市時(shí)間四個(gè)指標(biāo)的“年度—行業(yè)”中位數(shù)將樣本分為媒體關(guān)注度高和低、分析師跟蹤度高和低、股價(jià)同步性高和低、上市時(shí)間長和短四組，并應(yīng)用模型(2)進(jìn)行分組回歸，結(jié)果如表5-8所示。回歸結(jié)果證實(shí)了上文的預(yù)期，當(dāng)信息不對稱程度較高時(shí)，資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)行為的影響更大；反之，兩者之間的關(guān)系明顯弱化。同時(shí)，這一結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)了資產(chǎn)質(zhì)量是通過改善信息質(zhì)量影響公司違規(guī)行為的，增強(qiáng)了本文結(jié)論的可信度與穩(wěn)健性。

表5 調(diào)節(jié)效應(yīng)：媒體關(guān)注度

注：括號內(nèi)為t值；*，**，***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

表6 調(diào)節(jié)效應(yīng)：分析師跟蹤度

注：括號內(nèi)為t值；*，**，***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

表7 調(diào)節(jié)效應(yīng)：股價(jià)同步性

注：括號內(nèi)為t值；*，**，***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

表8 調(diào)節(jié)效應(yīng)：上市時(shí)間

注：括號內(nèi)為t值；*，**，***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

(二) 基于市場化程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

在市場化進(jìn)程較高地區(qū)，政府干預(yù)市場少，市場競爭較公平，公司越傾向于通過披露較多的公司信息來提高投資者信心(李慧云和劉鏑，2016)[56]。因此市場化程度越高，信息質(zhì)量越好，資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)行為的約束越弱。為了驗(yàn)證上述假設(shè)，本文應(yīng)用樊綱等編制的《中國市場化指數(shù)》中的“市場化指數(shù)總體評分”和“市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境評分”衡量市場化程度和法律制度環(huán)境，根據(jù)市場化程度和法律制度環(huán)境的“年度—行業(yè)”中位數(shù)將樣本分為市場化程度高與低、法律制度環(huán)境好與差四組，并根據(jù)模型(2)進(jìn)行分組回歸，回歸結(jié)果如表9、表10所示?；貧w結(jié)果證實(shí)了上文的預(yù)期，即市場化程度較弱、法制環(huán)境較差時(shí)，資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)行為的影響更大；反之，兩者之間的關(guān)系明顯弱化。

表9 調(diào)節(jié)效應(yīng)：市場化程度

注：括號內(nèi)為t值；*，**，***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

表10 調(diào)節(jié)效應(yīng)：法制環(huán)境

注：括號內(nèi)為t值；*，**，***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

(三) 基于代理成本的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

現(xiàn)代公司的所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離導(dǎo)致公司面臨委托代理問題。公司所有者與經(jīng)營者在獲取公司內(nèi)部信息上的不對稱阻礙資本市場的功能。同時(shí)，當(dāng)前我國法律制度不健全，管理者面臨的訴訟風(fēng)險(xiǎn)較低，因此，當(dāng)代理成本較高，管理者將選擇降低信息質(zhì)量。代理成本越高的公司，信息質(zhì)量越差，資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)行為的約束就越顯著。為了驗(yàn)證上述假設(shè)，本文參照江軒宇(2016)[57]的方法，采用管理費(fèi)用與主營業(yè)務(wù)收入的比值來度量代理成本，根據(jù)代理成本指標(biāo)的“年度—行業(yè)”中位數(shù)將樣本分為代理成本高、代理成本低兩組，并根據(jù)模型(2)進(jìn)行分組回歸，回歸結(jié)果如表11所示。根據(jù)結(jié)果可知，當(dāng)代理成本高時(shí)，資產(chǎn)質(zhì)量的回歸系數(shù)顯著為負(fù)；當(dāng)代理成本低時(shí)，資產(chǎn)質(zhì)量的回歸系數(shù)不顯著。這一結(jié)果證實(shí)了上文的預(yù)期，即代理成本越高時(shí)，資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)行為的影響更大；反之，兩者之間的關(guān)系明顯弱化。

表11 調(diào)節(jié)效應(yīng)：代理成本

注：括號內(nèi)為t值；*，**，***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

六、 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一) 其他可能的因果關(guān)系

上文結(jié)果可能存在另一種解釋，即并非資產(chǎn)質(zhì)量差的公司比資產(chǎn)質(zhì)量好的公司違規(guī)行為更多，而是資產(chǎn)質(zhì)量差的公司容易受到監(jiān)管部門的稽查，因此被披露的違規(guī)事件更多；資產(chǎn)質(zhì)量好的公司雖然同樣有很多違規(guī)行為，但被監(jiān)管部門稽查的概率小，進(jìn)而被披露的違規(guī)事件較少。為了排除這一可能的解釋，我們考察公司被監(jiān)管部門稽查的概率(Dur)是否受到公司資產(chǎn)質(zhì)量的影響。參考陸瑤和李茶(2016)[27]的方法，我們發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)質(zhì)量與公司被稽查的概率不存在顯著關(guān)系，故排除這一可能解釋的干擾。

(二) 工具變量回歸

表12 資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)行為的影響

注：括號內(nèi)為t值；*，**，***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

表13 資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)行為的影響

注：括號內(nèi)為t值；*，**，***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

公司違規(guī)行為和資產(chǎn)質(zhì)量之間可能存在一定的內(nèi)生性問題，例如違規(guī)行為少、違規(guī)可能性低的公司，本身的資產(chǎn)質(zhì)量就更高。為了緩解內(nèi)生性問題對研究結(jié)論的干擾，本文參考江軒宇(2016)[57]的研究，應(yīng)用資產(chǎn)質(zhì)量的年度-行業(yè)均值作為資產(chǎn)質(zhì)量的工具變量重新回歸，以緩解內(nèi)生性的影響?；貧w結(jié)果如表12、表13所示，采用工具變量進(jìn)行二階段回歸后，資產(chǎn)質(zhì)量的系數(shù)依然顯著為負(fù)。

(三) 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(1)由于數(shù)據(jù)庫中披露的公司違規(guī)數(shù)據(jù)是已經(jīng)被稽查發(fā)現(xiàn)的違規(guī)事件，仍有一部分違規(guī)事件沒有被發(fā)現(xiàn)，因此公司違規(guī)數(shù)據(jù)具有部分可觀測的缺陷，應(yīng)用Porbit或Logit進(jìn)行估計(jì)存在偏差。因此，本文參考陸瑤和李茶(2016)[28]應(yīng)用條件Logit回歸和負(fù)二項(xiàng)回歸進(jìn)行重新估計(jì)，回歸結(jié)果依然顯著。(2)參考Chen和Zhang(2013)[44]，對資產(chǎn)質(zhì)量進(jìn)行行業(yè)調(diào)整，實(shí)證結(jié)果依舊顯著。(3)控制公司層面的固定效應(yīng)，所得到的結(jié)果依然支持本文結(jié)論。(4)參考滕飛等(2016)[24]依據(jù)違規(guī)傾向和違規(guī)次數(shù)的控制變量對違規(guī)樣本和非違規(guī)樣本進(jìn)行1：2的傾向得分匹配(PSM)，然后再進(jìn)行主檢驗(yàn)，回歸結(jié)果依舊顯著。

七、 結(jié)論、啟示與展望

本文通過對2003年至2015年所有A股上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，探究資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)行為的影響。實(shí)證結(jié)果顯示，上市公司的資產(chǎn)質(zhì)量越高，公司違規(guī)傾向越小、違規(guī)次數(shù)越少。同時(shí)，將違規(guī)類型區(qū)分為信息披露違規(guī)和非信息披露違規(guī)(包括經(jīng)營違規(guī)和領(lǐng)導(dǎo)人違規(guī))之后，發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)質(zhì)量對信息披露違規(guī)的影響較大，而在非信息披露違規(guī)中不顯著。進(jìn)一步研究表明，在信息不對稱程度高、市場化程度低、法制環(huán)境差、代理成本高四種情境下，資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)行為的影響更強(qiáng)，反之較弱。以上結(jié)論在考慮可能的內(nèi)生性問題后依然成立。

本文深入探討了資產(chǎn)質(zhì)量對公司違規(guī)行為的影響，對公司的管理實(shí)踐有如下幾點(diǎn)啟示：首先，從公司經(jīng)營的角度來看，提高公司的資產(chǎn)質(zhì)量，確實(shí)是避免公司發(fā)生違規(guī)行為的有效途徑之一，而且這種提升也能夠?yàn)楣編碇T如公司價(jià)值提高、績效改善等經(jīng)濟(jì)利益。其次，從國家治理的角度來看，相關(guān)部門應(yīng)進(jìn)一步完善信息披露政策，加強(qiáng)對上市公司資產(chǎn)質(zhì)量的考核，提高市場透明度，弱化公司違規(guī)傾向，從公司內(nèi)部避免違規(guī)行為的發(fā)生。本文的局限在于度量資產(chǎn)質(zhì)量指標(biāo)的有效性，使用基于財(cái)務(wù)報(bào)表的測度可能不夠全面，同時(shí)存在一定的噪音，是否存在更合適的指標(biāo)是未來的一個(gè)研究方向。