四川大学锦江学院商学院 邮编:610000
【摘要】上市公司会计信息披露失真成为中小投资者普遍忧虑的问题。本文以2009-2018 年我国资本市场A 股上市公司为样本,研究了股权结构、股票收益以及股价波动对会计信息披露失真的影响。研究结果表明:上市公司股权集中度、上市公前1-2年的股票平均市场收益率、股价日收益波动率、注册会计师审计意见、审计费用、收入、应收账款、资产负债率等与会计信息披露失真显著相关。
【关键词】股权结构 股票收益 股价波动 会计信息披露失真
一、理论研究
信息披露是信息披露主要是指公众公司以招股说明书、上市公告书以及定期报告和临时报告等形式,把公司及与公司相关的信息,向投资者和社会公众公开披露的行为。关于会计信息披露失真的原因分析,屈文洲和蔡志岳(2007)提出了大股东掏空、内幕交易、盈余管理这三个上市公司信息披露违规的动因假说。陈文强(2017)分析了我国“一股独大”的集中型股权结构背景下控股股东涉入的影响。唐宗明和蒋位(2002)、张祥建和徐晋(2005)、张光荣和曾勇(2006)、吕长江 和肖成民(2006)、马金城和王磊(2009)、关鑫和高闯(2011)以及马云飙等(2018)等学者关注了大股东的隧道效应。郑登津,闫晓茗(2017)研究发现:公司事前风险与非标审计意见和审计费用均显著正相关。许静静,朱松(2019)在研究中发现:注册会计师审计最关注的两个账户是“收入”和“应收账款”。
二、研究假设
假设1:上市公司股权集中一定程度上会影响会计信息披露失真。
假设2:国有股权的存在能有效遏制会计信息披露失真。
假设3:股票收益与股价波动一定程度上会影响会计信息披露失真
假设4:会计信息披露失真与非标审计意见和审计费用均显著正相关。
假设5:上市公司收入、应收账款、资产负债率均显著影响会计信息披露失真。
三、研究设计
(一)样本选择和数据来源
本文所选取的会计信息披露失真样本为来自CSMAR数据库中3904家A股上市公司,
时间跨度从2009 年到 2018年,查询违规数据共计5891条,其中以“虚假记载”、“披露不实”、“虚构利润”为关键词选出1545条记录。从公告发布机构来看,其中证监会发布公告122条;上交所发布公告292条;深交所发布公告243条;上市公司发布公告888条。从处理单位来看,地方监管局处理261条;地方证监局处理358条,证监会处理240条,上交所处理311条,深交所处理352条。值得注意的是,绝大多数公告中,每一条公告涉及该上市公司多个违规年份。比如:青岛证监局公告的一条消息中,证券代码600735,新华锦,其涉及虚假记载(误导性陈述),重大遗漏等违规事项的年份数高达17年(2002-2018年)。笔者手工整理每条公告中涉及披露不实年份,并配比到相应公司相应年度,得出近10年来A股上市公司信息披露情况的数据。
此外,上市公司审计意见、审计费用等数据来自RESSET金融研究数据库。对上述原始数据,笔者再一次手工筛选: ( 1) 剔除重复公告。手动删除对同一违规事件由不同机构同时发布公告的样本。(2) 剔除数据缺失的样本。数据整理A股3904家公司2009-2019年信息披露与审计意见情况相关数据26844条,形成面板数据。其中审计意见和审计费用相关数据只统计到2015年12月31日。
最后,笔者查询CSMAR数据库与RESSET金融研究数据库,搜集A股上市公司2009年到2019年股权结构数据、财务数据以及股票收益和股价波动数据,进行匹配整理形成面板数据以供后续实证分析。
(二)变量定义
1.被解释变量
本文的被解释变量为会计信息披露失真,为虚拟变量,表明本年度上市公司是否发生会计信息披露失真行为。如果当年存在虚构利润、虚列资产、虚假记载、误导性陈述、披露不实(其它)、欺诈上市情形的,我们认定其该年份存在违规现象时,该违规年份的值=1,否则为 0。
2.解释变量
本文的解释变量包括股权结构、投资收益与股价波动,股权结构相应指标,具体变量定义见表1:
表1变量定义
因变量 | 会计信息披露失真 | DOAI | Distortion of accounting information disclosure。虚拟变量,当上市公司当年被公告虚构利润、虚列资产、虚假记载(误导性陈述)、披露不实(其它)、欺诈上市时,该违规年份的值=1,否则为 0。 |
自变量 | H1指数 | H1 | 第1大股东持股比例的平方。 |
H5指数 | H5 | 前5位股东持股比例的平方和。 | |
Z指数 | Z | 第一大股东持股比例与第二大股东持股比例的比值 | |
国有股持股情况 | SH | State holding,公司当年存在国有股东则值=1,否则为0. | |
流通市值加权平均市场年收益率 | Yrettmv | 股票流通市值加权平均市场年收益率。 | |
日收益波动率 | Dre | 日收益波动率 | |
控制 变量 | 主营业务收入 | LnRev | 主营业务收入(revenue),对其取对数 |
应收账款 | LnAR | 应收账款(Accounts receivable),对其取对数 | |
资产负债率 | Lev | 总资产/总负债 | |
非标审计意见 | OPIN | 会计师事务所对公司披露非标审计意见的年度值=1;否则为0. | |
审计费用 | LnFee | 对公司当年披露的审计费用取自然对数。 |
(三)模型设定
为检验本文提出的理论假设,笔者构造如下6个检验模型
在上述模型中,i表示第i家公司,t表示第t年(2009年-2018年)。
四、实证结果与分析
(一)描述性统计
A股3561家样本公司的第一大股东持股比例平均数为33.4%;公司前五大股东合计持股比例平均数为52.21%。Z指数平均值为11.743,中位数为4,均值大于中位数,数据呈正偏态分布。表明第一大股东与第二大股东之间的持股比例差别较大。资产负债率 (Lev)的均值(中位数)为46.47% (44.61%),其最小值为0.71%,最大值达到63.97%, 说明A股上市公司在资本结构方面的差异较大。应收账款(AR)、收入(REV)、审计费用(FEE)由于是绝对值,因此笔者对其进行了取对数处理,以缓解面板数据有可能的多重共线性问题。
表2描述性统计结果
变量 | 均值 | 中位数 | 最大值 | 最小值 | 标准差 | 样本量 |
H1 | 0.1435 | 0.1057 | 0.8891 | 0.000008 | 0.1215 | 13569 |
H5 | 0.1622 | 0.1309 | 1.1358 | 0.000015 | 0.1198 | 13569 |
Z | 11.743 | 4 | 1080.1 | 0.52 | 26.5081 | 13569 |
Dre | 0.0297 | 0.0275 | 2.3525 | 0.0002 | 0.0284 | 13569 |
Yrettmv | 0.1017 | 0.0118 | 1.2202 | -0.3268 | 0.3678 | 13569 |
LEV | 0.4647 | 0.4461 | 63.9712 | 0.0071 | 0.5381 | 13569 |
LNAR | 19.2707 | 19.4150 | 28.3742 | 4.7004 | 1.9473 | 13569 |
LNREV | 21.41083 | 21.28283 | 28.69269 | 9.044175 | 1.562255 | 13569 |
LNFEE | 13.57318 | 13.44 | 19.45 | 9.21 | 0.795324 | 13569 |
(二)回归结果及其分析
由模型(1)、模型(2)、模型(3)的回归结果不难看出,模型对被解释变量有显著性影响。除了审计费用明显不显著以外,其余变量参数估计值均在95%的置信水平上显著。这可以证明我们的假设1,即上市公司股权集中一定程度上会影响会计信息披露失真,且实证结果显示二者呈负相关关系。z指数对于会计信息披露失的影响微乎其微。再看前五大股东持股比例(H5)与第一大股东持股比例(H1)相比,H5对于上市公司信息披露失真的影响更大。
模型(4)中,国有股持股情况(SH)为虚拟变量,上市公司当期存在国有股则值为1,不存在则值为0;从回归结果来看,变量参数估计值不显著,这一实证结果否定了我们的假设2。
在模型(5)的回归尝试中,我们发现上市公司流通市值加权平均市场年收益率(Yrettmv)并不能显著影响会计信息披露失真,而如果滞后一期(Yrettmvt-1),则参数估计值的z-Statistic对应的prob为0.0451,即在95%的置信水平上显著;如果我们滞后2期,发现Yrettmvt-2影响显著,且参数估计值的z-Statistic对应的prob为0.01,即在99%的置信水平上显著。由此,我们得出结论,前1-2年的股票平均市场收益率对于会计信息披露失真具有显著影响,这也一定程度证明了我们的假设。
从模型(6)的回归结果来看,模型对被解释变量有显著性影响,且单个变量上市公司股票日收益波动率(dre)对于被解释变量也有显著影响,参数估计值z-Statistic对应的prob为0.05,即在95%的置信水平下,日收益波动率每变动一个单位,会计信息披露失真的概率提高65%以上。这也是所有变量中,对于被解释变量影响最大者。可以看出,如果上市公司股价波动幅度较大、次数频繁,则相关利益主体在意股票二级市场表现,一旦出现不利消息,其更有可能会计信息披露失真。这也证明了假设3。
从回归结果来看,审计费用(LNFEE)作为解释变量对于被解释变量的影响不显著,这与假设4部分背离。因此,考虑变量lnfee与其他变量之间可能高度相关,导致模型可能存在多重共线性,经过逐步排查,我们发现审计费用与应收账款、主营业务收入高度相关。这也与现实情况相符,会计师事务所收取的审计费用肯定与客户收入、应收账款情况密切相关。
5.财务指标与会计信息披露
从回归结果来看,上市公司收入、应收账款均显著影响会计信息披露失真。而资产负债率在90%的置信水平下显著影响会计信息披露失真。这也验证了假设5。
表3模型回归结果
解释变量 | 被解释变量:DOAI | |||||
模型(1) | 模型(2) | 模型(3) | 模型(4) | 模型(5) | 模型(6) | |
C | -0.5892(0.0416) | -0.6427 (0.0288) | -0.3749(0.1802) | -0.3737(0.185) | -0.3383(0.2301) | -0.3803 (0.1782) |
H1 | -1.0281(0.0000) | |||||
H5 | -1.098(0.0000) | |||||
Z | -0.0014(0.0468) | |||||
SH | -0.0354(0.4257) | |||||
Yrettmvt | -0.0458(0.2860) | |||||
Dre | 0.6323 (0.05) | |||||
LnRev | -0.0558(0.001) | -0.056(0.001) | -0.0736(0.0000) | -0.0765(0.0000) | -0.0788(0.0000) | -0.0774 (0.0000) |
LnAR | 0.0238(0.0282) | 0.0248(0.022) | 0.0252(0.0199) | 0.0264(0.0153) | 0.0265(0.0146) | 0.0271 (0.0129) |
Lev | 0.0317(0.0667) | 0.0293(0.0701) | 0.0386(0.0687) | 0.0388(0.0662) | 0.0381(0.0630) | 0.0374 (0.0643) |
OPIN | 1.0483(0.0000) | 1.0453(0.0000) | 1.0616(0.0000) | 1.0607(0.0000) | 1.056(0.0000) | 1.0619 (0.0000) |
LnFee | -0.0101(0.7421) | -0.005(0.8708) | -0.0094(0.7579) | -0.0074(0.8071) | -0.0062(0.8379) | -0.0083 (0.7848) |
LR statistic | 459.8363(0.0000) | 464.4(0.0000) | 422.74(0.0000) | 419.085(0.0000) | 419.52(0.0000) | 421.77 (0.0000) |
N | 13569 | 13569 | 13569 | 13569 | 13569 | 13569 |
注:括号内数字为变量参数估计值z-Statistic值对应的prob。考虑到异方差和序列相关问题,我们对各回归方程进行了Huber-White调整。”
五、结语
通过对2009-2018 年我国资本市场A 股上市公司的股权结构、股票收益以及股价波动对会计信息披露失真的影响,本文研究的发现上市公司股权集中度、前两年的股票平均市场收益率、注册会计师审计意见、上市公司收入、应收账款和资产负债率与会计信息披露失真呈显著相关。因此要解决会计信息披露失真的问题,应从以上几方面找到突破口,采取有针对性的措施。
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