創業板上市公司會計信息披露分析范文

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對于信息使用者而言，上市公司會計信息披露質量的高低將直接或間接地影響其決策的正確性。近年來，由于上市公司會計信息披露違規事件時有發生，這在一定程度上影響了股票市場的價格信號傳遞，也損害了廣大股民的利益。

1我國創業板上市公司會計信息披露質量的現狀

近年來，會計信息披露質量問題引起了國人的高度關注。在普華永道會計師事務所的關于全球35個國家會計信息“不透明度”指數的調查報告中（指數高則透明度低），中國和俄國的指數較高，其分值分別為87和84，會計信息的透明度情況不容樂觀；而新加坡和美國等國家的透明度相對較高，其指數分別是29和36。從該調查報告可知，當前在中國存在著較為突出的會計信息失真問題［1］。為提升上市公司會計信息披露的質量，從而加強對其監管的力度，我國深圳證券交易所設立了關于會計信息披露的考評制度。表1為2011年在深交所上市的三類不同類型板塊公司會計信息披露的考評結果（按板塊類型分類）。從表1對三種不同類型上市公司會計信息披露考評結果整體情況的比較可知，與主板和中小板上市公司相比，創業板公司的信息披露質量處于中上水平，其中不合格率僅為0．36％，在三類板塊中最低；而其信息披露的“優良”率則達到了89．32％，高于三大板塊平均86．32％的“優良”率3個百分點。但如果從考評結果的“優秀”率來看，創業板公司的優秀率雖比主板類公司高，但比中小板公司低，也比總體考評情況略低，這說明其還有較大的提升空間。表1說明，在深圳證券交易所上市的各類公司中，其中按照板塊分類的信息考評情況相對比較接近，沒有根本性的差別。表2則為創業板上市公司內部按照中國證券監督管理委員會行業分類的信息考評結果統計。按照規定，行業考評記錄≤5的不進行深交所上市公司行業之間的信息披露考評結果對比。根據該規定，同時結合數據整理的結果可知，到2011年末，在創業板上市公司中沒有關于供應業、金融保險業、房地產及電力、煤氣等類型的上市公司。從表2可知，制造業在創業板上市公司中占主導地位，其所占的比重高達69．39％。另從考評結果來看，傳播與文化產業類公司被評為優秀的比例最高，達到了22．22％；其次為制造業，其占比達18．46％。從考評結果達到“良好”的比例來看，14家社會服務業公司100％全部達到了“良好”的標準；其次為農林牧漁業，其比例也高達100％；制造業、信息技術業、傳播與文化產業的“良好”比例都在70％左右。從各產業的“優秀”和“良好”比率來看，創業板上市公司內部各行業的信息披露質量大都處于良好以上，考評結果為合格的平均僅為10％左右，不合格的公司就更少，其中農林牧漁業和社會服務業兩個行業均不存在合格與不合格考評結果的公司。在列入統計的281家創業板上市公司之中，有1家制造業的上市公司被評為不合格，這說明創業板制造業上市公司的總體信息披露質量雖然不低，但其個別公司的情況不容樂觀，有較大的提升空間。

2創業板上市公司信息披露質量影響因素的研究設計

2．1研究假設基于前人的研究成果，本文主要從上市公司財務特征和公司治理兩個角度分析其與信息披露質量的關系，并提出以下基本假設：

2．1．1財務特征與信息披露質量第一，信息披露質量與創業板上市公司的資產負債率呈負相關。即公司的資產負債率越低，則其內部控制狀況就越好，因而其產生高估利潤的錯誤也就會相應地減少。對于相對較為年輕的創業板公司而言，虛假的信息不會帶給它們額外的好處［2］。第二，信息披露質量與創業板上市公司的盈利能力呈正相關。通常情況下，規模大且盈利能力強的公司往往會選擇如實地披露自身的相關信息，以獲得投資者、債權人等相關信息需求者的好評，從而不僅可以減少融資成本，而且有助于獲得更多的投資機會和避免股票價值被低估。因為如果公司的業績優秀，則其無須對信息進行虛假的處理就能夠在資本市場上獲得更大的收益。第三，信息披露質量與創業板上市公司總資產對數呈正相關。一般而言，規模較大的公司往往需涉及更多的項目，這就使得公司對會計信息的收集和處理變得相對更復雜，從而影響信息披露的質量。

2．1．2公司治理機制與信息披露質量第一，信息披露質量與創業板上市公司的董事會人數呈正相關。因為大規模的上市公司往往擁有人數較多的董事會，而這樣的董事會通常有助于促進董事個體及其專業知識的多樣化，且來自不同專業領域的董事們往往經驗更豐富，從而有利于公司的正確決策，并最終有助于提高信息披露的質量［3］。第二，信息披露質量與創業板上市公司的獨立董事比例呈正相關。理論研究和相關行業的實踐經驗均表明，上市公司的董事會特征是最重要的內部治理特征。而在董事會的成員構成之中，代表廣大中小股東利益的獨立董事，其對于信息披露質量的提升有正面影響。第三，信息披露質量與創業板上市公司的流通股比例呈負相關。一般來說，流通股規模越大的公司會計事項處理越復雜，會影響會計信息披露的質量。第四，信息披露質量與創業板上市公司的股權集中度呈負相關。其中股權集中度擬通過選取公司的第一大股東持股比例進行實證分析。第五，當創業板上市公司的董事長與總經理由同一個人兼任時，則其信息披露質量較低，反之則質量較高。第六，會計信息披露質量與創業板上市公司的高管持股比例呈正相關。通常情況下，如果公司能夠持續地正常經營，那么高管的持股比例往往就會相應地越高，從而就會有效地促使公司信息披露質量的提升，以達到公司整體和高管個人利益實現同向增長的目的。第七，信息披露質量與創業板上市公司的高管薪酬之間呈正相關關系。公司高級管理人員的規模，一定程度上可以由高管的薪酬來加以體現。通常情況下，公司高級管理人員的規模越大，則其高管的薪酬也越高，這說明公司的治理結構較為合理、治理能力也就相應地越強，因而其會計信息披露的質量也就會越高［3］。

2．2研究變量的選擇

2．2．1自變量的選擇根據本文所做的假設，選擇了10個變量作為自變量，分別是資產負債率、凈資產收益率、總資產對數、董事會人數、獨立董事比例、流通股比例、第一大股東持股比例、董事長與總經理是否二職合一、高管持股比例、高管薪酬。

2．2．2因變量（會計信息披露質量）的選擇本文以深圳證券交易所對創業板上市公司的會計信息披露的評價結果作為衡量標準，采納四種考評結果，即優秀、良好、合格、不合格。在研究過程中，當會計信息披露考評結果為“優秀”或“良好”時，令y＝1，表示上市公司的信息披露質量較高；而當會計信息披露考評結果為“合格”或“不合格”時，則令y＝0，表示上市公司的會計信息披露質量相對較低。

2．3樣本選擇及數據來源本文的分析數據來源于國泰安數據庫，主要通過選取2011年末281家創業板上市公司的10個財務指標作為研究樣本，運用logistic回歸的實證方法，來分析影響上市公司信息披露質量的因素。關于會計信息質量的數據，主要來源于深圳證券交易所網站所公布的“誠信檔案”中關于“信息披露考評”欄的數據整理而得，在準確核對之后對考評結果進行賦值，然后采用SPSS21軟件進行統計分析。

2．4模型構建根據以上分析，運用Logistic回歸分析模型分析如下。在表3中，因無法獲得有關具體的評分規則和評分具體的數據，所以在替代變量選取上采取了邏輯變量定義的形式。董事長與總經理兼任情況以及審計意見的情況均采用賦值形式，相關說明見表3。

3創業板上市公司信息披露質量影響因素的實證過程與結果

3．1關于自變量的描述性統計通過對自變量的描述性統計結果可知，分析模型中各有關變量的分布較為合理。具體情況如表4所示。從表4可以看出：①創業板上市公司中資產負債率（X1）的極小值和極大值分別為0．020和0．747，這說明不同公司的資產負債率差異較大，同時由于其均值為0．169，說明創業板上市公司的資產負債率總體上偏低，財務杠桿作用不夠明顯；②通常情況下，凈資產收益率（X2）的指標值一般不應低于同期限的銀行存款利率，而表4顯示，該年度創業板上市公司的凈資產收益率平均值為0．101，這說明該類公司的總體收益情況較好；③創業板上市公司當年的董事會人數（X4）最多的高達13人，但也有公司的董事為0的情況，平均每家公司的董事會人數約為8人，且其標準差不大，即該數據的分布較為集中，總體差異不大；④創業板上市公司第一大股東持股比例（X7）的極大值與極小值之間相差較大，這說明該數據的離散程度較大，偏差也較大，而這一特點從第一大股東持股比例的標準差及方差均較大的現實中也可以得到同樣的體現；⑤在創業板上市公司中，董事長與總經理兼任（X8）指標的均值為1．509，且其標準差和方差分別為0．501和0．251，這說明數據較為集中，即該類公司董事長與總經理兼任的情況較為普遍；⑥此外，從該類公司的高管持股數（X9）和高管薪酬（X10）這兩項數據的極大和極小值分布情況來看，二者極值的相差均較大，最低的均為0，但極大值分別達到了337300000和6586800，同時兩項指標的標準差和方差均很大，這表明這兩項數據的分布都比較分散，各個公司的高管持股數和高管薪酬差異比較大。

3．2實證檢驗：Logistic回歸結果與分析在剔除年度影響因素的前提下，以2011年度為樣本組，通過構建Logistic回歸模型并據以分析影響創業板上市公司信息披露質量的主要因素。通常情況下，我們需要觀察值和期望值接近。從表5可知，相對于“考評結果Y＝0”，其對應的期望值由8．704逐步地下降至0．326，符合與觀測值趨于接近的要求；同時，相對于“考評結果Y＝1”，其相應的期望值由19．296逐漸增加到27．674時，期望值與觀測值之間也趨于接近，即Hosmer－Lemeshow檢驗的列聯表所展示的結果較為合理。另一方面，在0．05的顯著水平下，Sig．＝0．289，大于0．05，由此可以認為Hosmer－Lemeshow的檢驗通過。表6是最終的預測分類結果，經過運算處理之后，該模型的參數將收斂到穩定值，從而得到最終有效的模型參數。同時，由表6可知，觀測值為0的有29個（即考評結果＝0），相應的預測值中，有1個考評結果為0，另外28個的考評結果為1，預測正確率為3．4％；而觀測值為1的有250個（即考評結果＝1），相應的預測值也有250個，預測全部正確。由此可知，在全部的279個樣品中，有251個預測正確，另有28個預測失敗，總的預測正確率為（1＋250）／（1＋28＋0＋250）＝90％，即模型的整體效果良好。根據Logistic回歸結果（見表7），可得出如下結論：當年所選取的10個自變量在置信度＝95％的情況下，只能驗證信息披露質量與凈資產收益率（X2）在Sig＝0．05上呈顯著正相關，且凈資產收益率的Exp（B）值較大，說明凈資產收益率比較敏感，即假設2得到驗證。在置信度＝85％的情況下，資產負債率（X1）的Sig＝0．141＜0．15，可以驗證信息披露質量與資產負債率呈顯著正相關，即假設1未能得到驗證。多數學者認為，信息披露質量與資產負債率之間呈負相關關系，但本文卻得出相反的結論。這可能是由于創業板上市公司還相對比較年輕，絕大多數公司均處于盈利狀態，公司的股東普遍偏向于舉債經營。而在既舉債經營又盈利的情況下，公司管理層希望能披露這一信息來增強股民對管理層的信任，所以才會出現資產負債率越高而信息披露質量越好的現象。在置信度＝80％的情況下，第一大股東持股比例（X7）Sig＝0．173＜0．2，可以驗證信息披露質量與第一大股東持股比例呈顯著負相關，即假設7得到驗證。而總資產對數、董事會人數、獨立董事比例、流通股比例、股權集中度、董事長與總經理兼任情況、高管持股數和高管薪酬的Sig值均大于0．2，因此這7個自變量對因變量不具有顯著的影響。表8為自變量之間相關矩陣的分析結果，從表中可知，各變量在0．01和0．05的水平上均不存在顯著的相關性，所以該模型不存在自變量之間的多重線性問題，即以上數據是可以進行正常分析的。

4研究結論與政策建議

4．1主要研究結論第一，在假設的10個自變量之中，其中資產負債率、凈資產收益率、第一大股東持股比例三個變量通過了顯著性檢驗，即它們對創業板上市公司會計信息披露質量具有顯著的影響且穩定性較好。其中創業板上市公司的信息披露質量與其資產負債率、凈資產收益率之間呈正相關關系，而與其第一大股東的持股比例之間呈負相關關系。第二，除前述3個自變量之外，其余包括總資產對數、董事會人數、獨立董事比例、流通股比例、董事長與總經理兼任情況、高管持股比例和高管薪酬等7個解釋變量在內，它們在統計上均不顯著，即這些變量與創業板上市公司的信息披露質量之間沒有明顯的相關性。也就是說，資產規模大的創業板上市公司的信息披露質量不一定就越高；而創業板上市公司的董事會人數對其信息披露質量不一定有直接的影響；獨立董事比例與公司的信息披露質量之間不一定有關系。其他指標亦是如此。

4．2政策建議第一，要致力于提高創業板上市公司資本的盈利能力。由于信息披露質量與創業板上市公司的盈利能力之間呈正相關關系。盈利能力強的公司往往更趨向于如實地披露其公司的信息，以力爭獲得股民的青睞和市場上的好評，從而減少融資成本以獲得更多的投資機會或者避免股票價值被低估。第二，在合理的范圍之內，可以適當地提高創業板上市公司的資產負債率，如可以通過適度舉債來提高公司的資產負債率，并通過公司有效地運營，使公司的負債資金得到充分的利用以獲取比債務利息更高的資金報酬率；同時，在公司利用財務杠杠并采取負債經營策略的過程中，要特別注意全面地評估負債經營的收益與風險，并據以做出正確的決策。第三，由于創業板上市公司的信息披露質量與其第一大股東的持股比例之間呈負相關關系，即第一大股東的持股比例越高，越不利于信息披露質量的提升。基于此，就要求政府主管部門和證券監管機構應該采取各種切實可行的措施，促使創業板上市公司稀釋股權，要特別注意降低第一大股東的持股比例，避免一股獨大的問題出現，從而為公司信息披露質量的提升創造條件。第四，要逐步建立建全符合市場發展要求的創業板上市公司會計信息披露的體制和機制。如果創業板上市公司的外部經營環境較為規范，即會計信息披露的體制和機制較為完善，則公司往往會傾向于選擇如實地披露相關信息，從而會計信息失真的概率就相對較低。而對于財務報告中的數據和指標，如果公司能夠如實地加以披露，則有利于投資者更好地判斷上市公司的經營情況，從而作出合理的決策。當然，健全的信息披露體制和機制，往往需要國家、證券市場以及上市公司三方的共同努力才有可能實現。第五，提高創業板上市公司會計人員的綜合素質。即通過加強對上市公司會計人員職業道德教育和業務培訓雙管齊下的方法，以切實地提高從業人員的綜合素質，培養高素質的會計人員，從而為公司高質量信息的提供奠定必要的人力資源基礎。

作者：鄧夢秋 魏遠竹 謝幫生 霞 單位：福建農林大學 管理學院 寧德師范學院