2014/09 总第449期商业研究COMMERCIAL RESEARCH 文章编号1001一148X(2014) 09一0112-07 信息不对称程度、财极配置分极度与公司业绩关系的实证分析祝涛(三峡大学经济与管理学院，湖北宜昌443002) 摘要:本文以国有控股上市公司2003-2012年的4101个样本数据检验了公司内部信息不对称程度与财权授权配直分权度之间的偏离度对公司会计业绩评价指标的影响，结果显示二者偏离程度与公司业绩呈反比，说明公司董事会根据其与经理层之间的信息不对称程度来相机授权配直财权对于提升公司业绩具有明显的促进作用O关键词:信息不对称程度;授权配直分权度;偏离度;公司业绩中固分类号F275文献析、识码A作为我国诞生历史相对短暂的一个具有开创称程度较高时，财权授权配置(即财权在董事会性的财务理论流派，财务配置理论已引起国内学与经理层之间的配置)若为分权状态，会为代理者们的普遍关注。目前，我国财权实践中产生的大人产生道德风险提供更加便利的条件，由此强化量迫切需要解决的重、难、热点问题期待着财权配了代理人的墅嚎效应而弱化其趋同效应，从而导置理论的指导，在借鉴、吸收、消化西方理论研究致公司业绩的下降和价值损失。当公司内部委托成果的基础上构建具有中国特色的日臻成熟的财人与代理人之间信息不对称程度较低时，董事会、权配置理论体系己刻不容缓。财权配置理论研究监事会和其它监督主体更易于对代理人实施监督，是在不对称信息环境下展开的，将不对称信息引这时放权有利于充分发挥代理人的专业比较优势，人财权配置理论研究，探讨信息不对称程度、财权从而提升公司业绩。也就是说，公司要根据内部信配置与公司业绩之间的关联度理应成为财权配置息不对称程度来安排财权授权配置分权度，公司理论研究需要重点关注的一个方面。内部信息不对称程度与财权授权配置分权度之间本研究采用国有控股上市公司2003-2012年偏离度越小，公司业绩越优;偏离度越大，公司业的4101个样本数据来检验公司内部信息不对称程绩越差。由此提出假设1: 度与财权授权配置分权度之间的偏离度是否会对假设1:公司内部信息不对称程度与授权度之公司业绩产生显著影响，目的在于为深化国有控间的偏离程度会对公司业绩产生显著影响，二者股上市公司业绩影响因素研究提供新的实证分析偏离程度越小，公司业绩越优;反之，则公司业绩思路和逻辑框架，为优化国有控股上市公司财权越差。配置、规范各财权主体的财务行为、提升国有控股公司委托人聘用代理人之后，委托代理双方上市公司的业绩提供经验证据。契约关系已经成立，对于代理人行为信息造成的不对称，解决办法就是激励与监督，包括差异报酬一、研究假设与模型构建合同设计、外部经理人市场施压等。委托人激励机(一)研究假设制的设计应贯彻两个原则:一是参与约束(Partic›当公司内部委托人与代理人之间的信息不对ipation Constraint)原则，以确保代理人从履行合收稿日期:2014 -04 -16 作者简介:祝涛(1969-)，男，湖北恩施人，三峡大学经济与管理学院副教授，管理学博士，研究方向:财务理论与实务、资本市场建设与效率。
总第449期祝涛:信息不对称程度、财权配置分权度与公司业绩关系的实证分析. 113 . 同中得到的期望收益至少不低于其不接受合同的明，公司存在多个大股东的好处主要体现在两个机会成本，这是一个下限·二是激励相容约束方面:一是能够对经理形成有效的监督;二是大股(Incentive Compatibility Constraint)原则。委托人东间的相互监督可以内部化控制权私人收益。当目标的实现是以兼顾代理人期望效用最大化为前然，股权制衡也会产生一些不利影响，如大股东之提的，代理人作为追求效用最大化的"经济人间股权争夺会导致公司业绩受损;决策谈判难度必然要用努力工作的成本补偿量与信息租金、权增加会降低大股东的协调效应;对经理人监督中利租金进行权衡，这就涉及到一个激励强度问题，的搭便车行为会弱化对公司经营层的监督。因此，激励机制应充分考虑代理人的效用函数。Keown股权制衡有利有弊，比较利弊，利大于弊。据此提and Pinkerton (1981)、Dennis& Mcconnell 出假设4:(1986 )、Pound& Zeckhauser (1990)、Arshadi& 假设4:股权制衡度对公司业绩具有显著的正Eyssel (1993)、Schwert(1996)等的研究成果为向影响。代理人利用信息租金获取超额利润提供了强有力(二)模型构建的证据。同时，代理人收入消费观念中具有经济学回顾已有公司业绩研究文献可知，有效影响家杜森贝所谓的"棘轮效应这种不可逆的消费公司业绩的变量主要包括董事会规模、独立董事习惯导致代理人对收入不可逆的追求也是激励过比率、资产负债率等(张宗新、杨飞等，2007; 程中应重点关注的问题。由此提出假设2:皮毅，2004;林钟高，2009)，此外，企业规模、假设2:薪酬激励对于强化高级管理人员的趋无形资产占比等变量对公司业绩的影响也是显著同效应和弱化整壤效应会产生积极影响，有利于的(Han& Suk, 1918; Tan et al. , 2001; Alberto 提升公司业绩。et 址，2004)。因此，本文选取董事会规模、独立关于股权集中度对公司业绩的影响，支持二董事比率、资产负债率、无形资产规模和总资产规者具有关联性观点的学者具有很高的权威性，比模等作为控制变量。同时，为了控制股权制衡度对如阿曼·阿尔奇安认为将财务监督权配置给中小公司业绩的影响，选择Herfindahl10指数作为控股东并没有想象的那么理想，因为他们没有有效制变量之一。根据以上分析，回归模型构建如下:参与管理的动机、热情与可能性，他们在作为E飞=α+β1Deviation +β2AP +β3 HlO + "被动的"所有者在"活跃的"所有者的决策上下k1Boαrdsize + kINR + kDTA +ιWxsize + ksZcsize + 23赌注。主要财权掌控在大股东(尤其是长期控制8 (方程1) 公司的控股股东)手中是合理的，在信息不对称E飞=α+β1Deviαtwn +β2AP +β3JZD + 情况严重、代理人行为难以有效监控时更是如此，k1Boαrdsize + kINR + kDTA +儿Wxsize+ ksZcsize + 23因为他们是公司风险的最直接、最持久的承担者。8 (方程2)Bennedsen & W olfenzon (2∞0)表达了这样的观其中，E乓(j= 1，2，3)分别表示TBQ、ROE，点:控股股东不断增持更多股份有利于增加控股ROA; Deviation代表公司内部信息不对称程度与财股东与其他股东利益的趋同程度，有利于增加公权授权配置分权度两者之间的偏离度]ZD表示公司的绩效与价值。当股权分散时，股东名义上拥有司第一大股东持股比例AP表示公司高级管理人法律赋予的财权，财权主要掌控在代理人手中。由员前三位薪酬总额。于财务控制权与索取权的非对称分布，代理人追二、变量衡量与样本选取逐财务控制权私人收益的愿望更加强烈，且更具可能性。据此提出假设3:(一)变量衡量假设3:第一大股东持股比率对公司业绩具有表1列出了本文所使用的全部变量的名称与衡显著的正向影响。量方法。股权制衡是财权制衡的基础，股权制衡可以偏离度是指公司董事会与经理层之间的信息增强公司大股东之间相互监督的动力，从而减少不对称程度和财权授权配置分权度发生偏离的程大股东的侵占效应。Pagano& Roell (1998)、度。对偏离度的衡量存在较大难度，以下重点探讨Bennedsen & Wo lfenzon (1999)等学者的研究均表Deviation的衡量问题。
114 商业研究2014/09 表1变量选择与衡量变量分类变量名变量衡量被解释变量托宾Q值TBQ (股价×流通股股数+每股净资产×非流通股股数+公司负债面值)/公司总资产账面价值净资产收益率ROE 净利润/平均净资产总资产净利率ROA 净利润/平均资产总额解释变量偏离度Deviation 偏离度是指公司内部信息不对称程度与财权授权配置分权度两者之间的偏离程度。信息不对称程度衡量指标:操纵性应计;财权授权配置分权度衡量指标:管理费用率;信息、不对称程度与财权授权配置分权度两者之间偏离度的衡量，本文借鉴巴塔查里亚等(Bhat›tacharya etal. ，2∞3)的盈余不透明度综合指标的衡量方法。控制变量公司高管前三名薪酬合计AP 总经理、副总经理、财务总监等公司高级管理人员薪酬排名前三的薪酬合计数董事会规模Boardsize 董事总人数第一大股东持股比例JZD 第一大股东持股数/总股数独董比率INR 独立董事人数/董事总人数资产负债率DTA 负债总额/总资产Herfindahl一10指数HlO 前十大股东持股比例的平方和无形资产规模Wxsize 无形资产/总资产总资产规模Zcsize 总资产的自然对数1.信息不对称程度衡量指标:操纵性应计DA (discretionary accrual时，以IDA I①作为公司公司董事会与经理层之间的信息不对称程度董事会与经理层之间信息不对称程度的度量指标。的衡量指标采用应计操纵。应计操纵引起公司董2.财权授权度衡量指标:管理费用率事会与经理层之间的信息不对称以及前者对后者按照吕长江教授的观点，公司代理成本可分监控能力的下降，因此可将应计操纵作为信息不为闲暇消费与实物消费两种形式。这两种消费形对称程度的替代变量。对应计操纵的研究已经有式因其具有隐性与变相消费的特征而使其不易被相当丰富的研究成果。夏立军(2002)、刘峰与王识别与量化统计，给实证检验带来了一定难度，只兵(2∞6)发现在我国证券市场中使用修正的琼能通过一些参考变量来间接衡量。导致委托人财斯(Jones)模型最能有效地揭示盈余管理。因此，富损失的闲暇消费确实无法衡量，而实物消费通本研究借鉴修正的Jones模型。大部分的会计政策过管理费用率高低还是可以得到较为准确的体现，选择在同→行业内是相同的，通过按行业回归来因为公司高级管理人员的实物消费一般会计入管分类估计异常性应计项。理费用，通过业务招待费、差旅费、办公费、通讯首先，运用行业的年度截面数据估计模型:费、会议费、出国培训费、小车费、董事会费等科β。+1目列支。只要委托代理关系与不对称信息环境存(lIA._) +β2 (.:1REV., -.:1RECι.，) itli+ ß3PPE，+矶方程3)ι在，实物消费与闲暇消费就不可避免，不会仅仅因其中，TA表示总应计项目，TA == (.:1流动资为激励方式的改变、激励标准的提高、激励强度的产-.:1现金)-(.:1流动负债-.:1短期借款)-变化而消失，只能通过强化监管与约束来改善信折旧.:1REV为当期主营业务收入与上期主营业务息不对称程度而使问题得到缓解与好转。管理费收入的差额，.:1REC为当期应收账款与上期应收账用率越高，表明代理人发生在职消费支出的可能款的差额PPE是当期期末固定资产净值A是上性越大，它在一定程度上体现了代理人目标效应期期末总资产e为随机误差项。在计算TA、函数与委托人财富最大化目标的一致程度。管理.:1REV、.:1REC、PPE时，都除以A。费用率高，说明代理人自利倾向明显。这种情况也其次，计算模型的残差，即得到异常性应计项只有在公司经理层的管理自由裁量权较大时才可
总第449期祝涛:信息不对称程度、财权配置分权度与公司业绩关系的实证分析 115 能发生，而管理自由裁量权是由财权授权配置的配置分权度相应就低;或者信息不对称程度低的时集权或分权程度决定的。候，财权授权配置分权度相应就高;反之亦然。3.信息不对称程度与财权授权配置分权度之(二)样本选取间偏离度的衡量方法本文以2003-2012年共十个年度为时间窗口，对于信息不对称程度与财权授权配置分权度以在深、沪两地上市的国有控股上市公司为研究两者之间偏离度的衡量，本文借鉴Bhattacharyaet 对象。之所以选择国有控股上市公司作为研究对al. (2∞3)的盈余不透明度综合指标的衡量方法。象是由于国有控股上市公司在我国国民经济中占首先，将DA的绝对值按从小到大进行排序并划分主导性地位，对国有控股上市公司展开专门研究为10个组，将授权度的替代变量按从大到小进行的意义重大而深远。样本选择按如下原则进行了排序也划分为10个组，然后对两组数据进行标准处理(1)剔除金融与保险类的公司(2)剔除化，使其分布区间均为(0，1);其次，将各公司基础数据存在缺损项的公司(3)剔除财务状况该两个数据相减后再取绝对值，以其数值大小作异常的公司。经过筛选，符合条件的有效样本共为偏离度的衡量指标。该数值越小，信息不对称程4101家。另外，为消除异常值的影响，本文对度与财权授权配置分权度两者之间偏离度越小。信TBQ、ROE和ROA这个三个变量在0-1%和999毛息不对称程度与财权授权配置分权度两者之间偏离-1∞%之间进行了winsorize处理。样本公司的基度小意味着:信息不对称程度高的时候，财权授权础数据来自CSMAR数据库。表2描述性统计结果Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max Deviation 4101 ∞9 O JZD 4101 o. 127606 HIO 4101 o. 1293753 AP 4101 1005551 O 1. 77E +07 Boardsize 4 101 4 18 INR 4101 O DTA 4 101 Zcsize 4 101 Wxsize 4 101 。1346 TBQ 4101 ROA 4 101 ROE 4 101 均薪酬总额为元。三、多元回归分析表3列示了各变量间的Pearsont与Speannan相(一)描述性统计关系数矩阵。从表中可以看出，Deviation与公司业表2列示了各变量的描述性统计结果。对于国绩的会计评价指标(ROA与ROE)均存在显著的有控股上市公司，相关变量的基本情况为Devia负相关关系，与公司业绩的市场基础评价指标tion的均值为，标准差为，表TBQ则存在显著的正相关关系，Deviation对公司明国有控股上市公司董事会与经理层之间的信息业绩的影响总体来讲具有统计意义上的显著性。不对称程度与财权授权配置分权度之间偏离的程AP、JZD和HlO对公司业绩的会计评价指标ROE度较大;第一大股东持股比例较高，均值为和ROA均存在显著的正相关关系，显著性水平为51. 82014%; HI0指数的均值为，说明。各变量间的相关系数均较低，一般来讲不存前十大股东持股比例差距较大AP的均值为在多重共线性问题。模型回归后也进一步采用方831 142. 1元，国有控股上市公司高管前三名年人差膨胀因子做了最终的检验，检验结果Vif< 10,
116 商业研究2014/09 各变量之间不存在严重的共线性。表3主要变量相关性分析四QROA ROE Deviation AP HIO Boards扭e剧RDTA Wxsize Zcsize *事申*事*'i81事∞ * ., o. 1m掌', , 四Q-0.ωal. ’" ( ) *事* * *串o.α2M o.α脱-0.交量~5*事申临*事审-0.α剧ROA ROE -0.α355" O.:M万事*事。1ω7*’" * * ’" * -0α班沪*巾。.(服~.*事。.0014*’" ’" ’ ., * ，事-0.ω，26'* -0.ωη*巾-0.α)18 -0.ω10'啡。.α~1-0.倒)2-0倍71* ’" ’" Deviation o. 1412串嘟嘟* * * 0 o.ω53 o.αrlJ*. ’" O.α班7"* O. \332事* * * AP H10 -0. 1739 ’ O. 1502申，.’ * * -0ω刃O.剧4-0.α164' , 0αm -0.ω85 * * O.仰71'"’" ’" Boar创ze-0.创82***O.但300眩77事-0.ω川-0.但申市，O.臼刀'拿-0.α阴’ * 。0130o. 19 * * * *申 O.【l564事'*咿事咿oαiJ5 ’" ’" ’" -0.α弘1**事事*INR DTA :到'"’" ’" :到3* * , 到'"’" ’" -0ω85 * * -0.臼，38*卑。α>> * .. -0. 1831串串'* , W皿ize。ω18o.创86*’" ’" O.但56o.α觅觅嘟嘟 o.α盼*巾-0.α'iS7 -0α2115 事事事ω*巾事 * , 另0.(泊卫*事事 \22掌串串* *事 *事.'掌事始俨.* 配记事Zcsize TBQ ROA ROE Deviation AP JZD勘ardsize1NR DTA Wxsize Zcsize 四 * * , 嘟嘟*’i81 * , ∞ *串事。1m审事审事**事审:则事串串 *事O.α2Mo.α淄-0.耐5*事，峭-0.α拙ROA ROE -0.α355申*O.:M万*唱O.\336 * * * o.ω82" 0α274* -0α回事"'..0.α娟**掌。ω14'"'"拿De世ation0.(>>省事*筝。0438'* * -0.α炀*事"η申-0.αlß-0.刷8-o. lO*’ O.α)61 -0.αm -0倍71’" ’" ’" AP O. 1412事'"’" * ’" ’" O.α239 0α153 O.αrn事** 0α班7 * * O. 1332事.事*’ * O. 1364 * * * O. 1070 *串串-0.ω10 O.四8-0∞17 ’" O. 32 ’ * -0.αJ13 JZD B倒时si配-0创82事O.但30O.但77' * o.α374' , -0. 1388 '巾*。但声。-0.α廓。1236'事事剧 O.ω19*' 事*事-0.α这5', ∞ *" O.α;os ’" ’" ’" -0ω41 * * *雄事DTA :到华**】0.:因~**事)申'"’" O.ω26事O.但’ , , 0α)41 o. (>>万* *’ ’ , W皿lze-0.∞18 0创86**事O.但 \3 '拿咿-0.α'iS7 -0.α145 ’ ，巾ω事，, * -0αy) 0，(版卫拿** 咖*拿-0使辽2布*鹉O.【同克，.梅。.1179’ * o. 1655 * * * o.篇65* *. :元*事掌l Zcsize 注表示1%显著性水平事表示5%显著性水平:表示10%显著。下三角表示Pearsont相关系数，上三角表示Spearman相关系数。(工)多元回归分析的公司业绩较差，较强的重组预期导致其托宾Q从表4多元回归结果可以看出，对回归模型系值与ROE、ROA等会计评价业绩评价指标发生严数进行联合检验的F检验统计量的概率约为零，重偏离。若这种推断成立，在我国现行市场中，采说明回归模型整体是有效的。在控制了其它可能用托宾Q值反映公司的成长性具有一定的局限性。影响公司业绩的因素以后，Deviation对ROA在变量AP，JZD和HlO对公司业绩会计评价指5%的水平显著为负，对ROE的影响虽然不具有统标ROE和ROA均在1%的水平上显著为正，与前计意义上的显著性，但系数仍为负。因此，对公司面理论分析结论及假设完全一致，说明薪酬激励、业绩会计评价指标ROA和ROE而言，公司内部信第一大股东持股比例和股权制衡度对强化国有控息不对称程度与财权授权配置分权度之间是否偏股上市公司高级管理人员的趋同效应和弱化整壤离会对公司业绩产生显著影响，两者偏离程度越效应均具有一定的推动意义，有利于提升公司业小，公司业绩越优，反之，则公司业绩越差，与前绩。AP、JZD和HlO对TBQ的影响在回归系数的面理论分析结论及假设完全一致，说明公司董事符号上与对ROA和ROE的影响相比仍然存在系统会根据其与经理层之间的信息不对称程度来相机性反差。由此可见，现阶段应重点关注信息不对称授权配置财权对于提升公司业绩的会计评价指标程度与财权授权配置分权度之间的偏离度、公司ROA和ROE具有明显的促进作用。Deviation对公高管的薪酬激励与约束机制、第一大股东持股比司业绩市场基础评价指标TBQ在5%的水平显著为例和股权制衡度等因素，因为它们是改善国有控正，与对公司业绩会计评价指标ROA和ROE的影股上市公司的公司业绩会计评价指标的有效路径。响存在系统性反差，其可能原因是在我国"壳资(三)稳健性检验源"相对稀缺的市场条件下，公司内部信息不对为确保模型的稳健性，本文同时采用了会计称程度与财权授权配置分权度之间的偏离度较大评价指标和市场基础评价指标作为被解释变量。
总第449期祝涛:信息不对称程度、财权自己置分权度与公司业绩关系的实证分析117 因实证样本时间跨度较长，考虑到我国财政部窗口2003-2012年再划分为2003-2006年和20072006年颁布、2007年开始执行修订后的《企业会-2012年两个时段，分别对原模型进行回归，结计准则》可能对实证结论的影响，故将样本时间果并未改变上述实证的基本结论。表4多元回归分析结果模型1模型2变量TBQ ROA ROE 变量TBQ ROA ROE Deviation O.叨叨70西南.-0.αη∞17*市O.棚6299事' Deviation -0.α施但88.蝴 () ( ) () () ( -2.ω) ( ) -ω* *事 -C陪审事* -ω* *事 -C陪*事事AP -08 AP -08’ ( ) () () ( ) () () HIO * * O.但部531'*事αJ4879事** JZD * * " O.侃4立即. * ( -10.ω) () () () () ( ) Boardsize -0.α)51426 0.(则)5327O.ω1~届Boardsize -0.α)32368 O.αXl3883 O.∞l∞16 ( ) () () () (1. 07) () INR 咿.事O.但 *事* * INR O.斜斜229**'"O.α骂m67**O.σ702623 *事() () () () () () DTA σn91事晦-0.仪筋1616*蝴.<泪3巾事*DTA 坦9824"'**α141 *申*-0.σ756288 * *事( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) Wxsize -0.(则)391事O.αXXl到7*申O.α则)882*Wxsize -0.α汩汩44O.α阳湖到市.O.αXXÐ* ( ) ( ) (1.η) ( ) () () Zcsiz冶-0.创45绍7*事*O.∞13893' .帽O.α览创45'"ZcO.α)58752 .晦.size -0.归缸版)5’" ... ... ’" ’" " * ( ) ()" (5.∞) () () () 2页型9566*南*cons O.α即'256-0.α期后38'.掌ωγ·事-0.α:ß2528 •事*但7158事事*cons ( ) () ( -3.σ7) () ( ) ( ) F( 8,4101) F(8 ,4101) 民'Ob>F0.(削x)0.(则x)O αXXl Prob>F O.αm 0.(以x)2 2 O.臼63RO.αm 2 2 0.(朋"ÐAdj RO.σ731 O.臼44Adj O.α盯7注:(1)为避免JZD和HlO两个变量问多重共线性存在，表中数据是将该两变量分别代入回归方程得出的。公司的薪酬计划一般是与公司业绩挂钩的，即AP受公司当期业绩的影响和制约，考察AP对公司业绩的影响，两者之间必然存在极强的内生性问题，因此实证中的AP采用上一期的数据。(2)括号内数值为T值，…表示1%显著性水平表示5%显著性水平表示10%显著性水平(双尾)。制衡度指标HlO对公司业绩会计评价指标ROE和四、结论ROA均在1%的水平具有显著性影响。值得注意的国有控股上市公司内部信息不对称程度与财是，在信息不对称程度严重的条件下，一味强调高权授权配置分权度之间的偏离程度会对公司业绩薪甚至可能成为代理人通过会计舞弊来粉饰经营会计评价指标ROA和ROE产生显著影响。两者偏业绩的根本动因，因此国有控股上市公司对代理离程度越小，公司业绩越优;两者偏离程度越大，人的激励应把握适度性原则。公司业绩越差。国有控股上市公司的董事会根据注释:其与经理层之间的信息不对称程度来相机授权配置财权对于提升公司业绩具有明显的促进作用。① 将1DA 1作为度量指标的原因是通过模型计算的残薪酬激励、第一大股东持股比例以及股权制衡度差可能是正的DA或负的DA，但正、负号并不影响DA对强化国有控股上市高级管理人员的趋同效应和对不对称信息程度的反映和评价，无论是正向还是负弱化其整壤效应具有一定的推动意义，有利于提向偏离正常水平的应计都会对应计持续性产生负面升公司业绩。作为控制变量的公司高级管理人员影响，降低了盈余持续性(林翔和陈汉文，2005;Haw et 前三名薪酬总额、第一大股东持股比例以及股权al. ，2004)和加剧信息不对称程度。为剔除正、负号的
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