違規處罰對上市公司財務績效的影響研究

文 亮,彭 文

(長沙理工大學 經濟與管理學院,湖南 長沙 410076)

2020年,國務院辦公廳發布的《關于進一步提高上市公司質量的意見》提出,提高上市公司質量需要從6個方面著手,其中,第5方面即提高上市公司及相關主體違法違規成本明確指出需要推動擴大法律提案,加大財務造假、資金串通等違法活動的行政和刑事處罰力度,對民事訴訟和證券賠償的相關方面設立制度,提高違規企業違法違規成本,支持投資者保護機構依法參與法律程序訴訟[1]。

資本市場是金融交易中的重要組成部分,上市公司支撐著資本市場的發展。上市公司質量的進一步提高對資本市場的健康發展和新時代社會主義市場經濟體制的完善有著舉足輕重的作用。作為新興經濟體,中國面臨著諸多挑戰,如司法體系和資本市場監管仍需要不斷完善和演變,執法資源有限,監管不力等。隨著社會經濟的迅猛發展,上市公司為尋求一己之私而進行財務違規的行為屢見不鮮,不利于上市公司質量的提升和資本市場的發展。直面這一情況并有效解決,關鍵在于有效的內部治理和外部監視和管理,合理的外部監管又能夠促進企業內部治理的穩定運行。外部監管具體體現在對企業的違法違規行為進行及時的檢查和做出相應的處罰,企業一旦受到違規處罰,企業自身的聲譽也會受到一定的負面影響,可能會導致企業的發展面臨困境。

對上市公司違規處罰的相關研究,學術界當下大多數聚焦的是其發生的原因,對于違規處罰本身所帶來了經濟后果的研究較少?；诖?本文以2011—2020年A股上市公司經驗數據,構建雙重差分等模型檢驗違規處罰對上市公司財務績效的影響,及融資約束在違規處罰與上市公司財務績效之間的中介作用和社會責任的對違規處罰和上市公司財務績效關系之間的調節作用。

一、文獻綜述、理論分析與研究假設

(一)違規處罰對財務績效的影響

上市公司在收到違規處罰通知后,其經營環境和管理環境會受到影響。外界及利益相關者會認為其管理不善,使企業聲譽受到損害,短期市場反應明顯呈負面[2],增加各種額外成本,進而使得短期內上市公司股票價格在資本市場上呈下降趨勢,企業更可能收到非標準審計意見,利潤減少,債券價值降低[3]。

國外開始關于違規處罰對企業影響的研究要比較早。Strachan等將研究對象選定為20世紀后期發生在美國的80多余起上市公司違規行為,研究發現公司有違規行為被公告后,其平均累計超額收益會受到沖擊,且在公告日當天受到的負面沖擊影響最大[4]。Yuan等表示上市公司一旦受到監管機構處罰,則證明存在違規行為,揭示了企業的經營情況、財務狀況等都存在不確定不穩定的因素,向業內和投資人等利益相關者表明了其經營狀況不善的信息,不利于企業財務績效的提升[5]。

國內學者側重于研究企業違規的原因,對企業遭受違規處罰后產生的經濟后果關注度不高。張維等研究發現監管部門處罰通過影響企業資本結構、償債能力、營運能力進而對企業財務績效產生負面影響[6]。

根據信息傳遞理論的觀點,企業一旦遭受違規處罰,外界便會據此作出反應,對企業本身的財務狀況造成沖擊,因此,企業遭受違規處罰很可能會導致企業的財務績效隨之下降。而違規程度的不同意味著企業可能會受到不同程度的違規處罰,對財務績效的影響也可能是不一樣的。

根據上述分析,本文提出以下假設:

H1:違規處罰對上市公司財務績效具有顯著負向影響;

H1a:違規處罰的程度越高,上市公司財務績效越差;

H1b:相比于其他上市公司,加大違規處罰的上市公司財務績效越差。

(二)融資約束的中介效應

如果發生違規行為,上市公司將受到監管機構的處罰,并且由于信號傳遞效應的影響,對違規公司融資的限制將得到加強,獲得的信貸和商業信用的額度減少,但卻需要在更短的時間內承擔更高的利率和更加嚴格的擔保要求,同時“商業信用—現金持有”敏感性正在上升,即商業信貸的成本也在增加[7]。

舞弊信息的披露會損害被告公司的聲譽,損害其財務披露的可信度,違規公司在融資方面遇到困難,投資者也會相應地減少投資[5]。竇煒等通過運用傾向評分匹配法形成配對樣本,研究表明相較于非違規企業來說,受到監管機構處罰的企業,將會更難進行融資,提高了其債務融資成本[8]。

融資約束不利于企業獲取外部資金,而企業的發展非常需要外部資金的支持。企業的融資約束程度較低,企業才能得到合理有效的發展,同時提升企業的財務績效。連玉君等指出,當企業在面對某些具有正向收益的項目時,如果企業的融資約束程度較高,企業將會放棄這些收益項目來保證內部合理穩定的運營,企業可獲得的收益減少,從而使企業績效降低[9]。

當上市公司有融資需求時,需要向債權人和利益相關者提供相關的企業信息和財務報告,利益相關者利用這些信息來判斷企業是否具有償還貸款和支付利息的能力,并決定應該怎樣分配資金。根據信息不對稱理論和聲譽機制理論,如果債權人發現公司因違規行為而受到處罰,他們很可能會通過增加公司的借貸成本來降低信息不對稱帶來的風險成本,以及因聲譽低而產生的財務風險成本,從而獲得風險均等保證。而一旦債務融資成本增加,企業能夠可靠獲得的外部資金減少,對上市公司的財務績效便會產生影響。

融資約束在違規處罰和上市財務績效之間存在中介作用,即違規處罰對上市公司財務績效的影響很有可能是通過融資約束實現的。

根據上述分析,本文提出以下假設:

H2:違規處罰能夠通過加劇融資約束影響上市公司財務績效。

(三)社會責任的調節效應

企業違規本質上就是一種社會責任感缺失的體現,它會損害企業的商業信用,增加交易成本。承擔社會責任是塑造良好的企業形象、提升聲譽的重要途徑。企業在違規處罰事件后,通常會選擇承擔社會責任來挽回企業形象[10],當受到監管處罰后,公司承擔社會責任的水平會顯著提升。

企業履行社會責任的同時,違規行為的發生概率也會隨之降低。從利益相關者理論視角出發,發現履行社會責任能夠降低信息不對稱的風險,同時還能規避其他風險,從而阻止企業進行違規行為。與此相對應的是,違規企業更傾向于主動披露社會責任履行報告,以維持和修復自身的合法性。王愛萍等研究發現,企業社會責任對其違規行為發生概率的影響顯著為負,企業承擔社會責任,提高盈利水平從而緩解融資約束的程度,企業違規的可能性隨之減少[11]。

社會影響假說認為,履行企業社會責任可以提升企業形象、提高競爭優勢和財務績效[12]。根據社會交換理論,企業的健康穩定發展離不開社會責任的有效參與,其可為為企業提供有益的資源。承擔社會責任給企業帶來了良好的道德形象,而企業道德形象有利于企業進行盈余管理,加強消費者對企業負面信息的容忍度,緩解企業危機。

一方面,企業在遭受違規處罰之后,可能會以承擔社會責任的行為來挽回企業的形象和聲譽。另一方面,企業積極承擔社會責任,也會傳達出可以傳遞出本企業社會風險管理情況良好這一信號,滿足社會和利益相關者的需求,從而改善企業因違規處罰而導致的經營狀況下滑的情況。

根據上述分析,本文提出以下假設:

H3:社會責任對違規處罰與上市公司財務績效的關系具有顯著影響。

綜上所述,本文構建研究框架如圖1所示。

圖1 研究概念框架圖

二、研究設計

(一)樣本選取與數據來源

本文所使用的數據均來源于國泰安數據庫及和訊網,選取2011—2020年A股上市公司的面板數據。上市公司本年度遭受違規處罰后,其影響可能并不會在當期體現,因此,設置被解釋變量為下一期的財務績效指標,中介變量為下一期的融資約束指標,調節變量為下一期的社會責任評分,從而形成動態面板的數據結構。

計量工具選取 Stata,所有樣本數據經過 1%水平上的縮尾處理,剔除ST股及銀行、證券、保險等金融行業樣本;為保證實證有效性,剔除相關數據不完整的公司,最終樣本包括3 323家上市公司,20 635個觀測樣本。

(二)變量選取

1.被解釋變量

本文采用資本投入回報率(ROIC)來代表上市公司財務績效。

2.主要解釋變量

本文使用的違規處罰年度是中國證監會、上海證券交易所和深圳證券交易所發布的處罰公告時間。參考錢愛民等[13]的研究方法,設置上市公司違規處罰虛擬變量(Vio);參考戴亦一等[14]的研究方法,將違規處罰程度細分(Vio1)為 4種狀態; 同時以監管部門加大違規處罰作為外生沖擊,設置加大違規處罰力度虛擬變量Vio2。詳見表1。

3.中介變量

借鑒 Kaplan等[15]的思想,參考譚躍[16]和魏志華[17]等的方法,構建KZ指數,KZ指數越大,表明上市公司融資約束程度越高。

4.調節變量

選用和訊網計算得出各企業的社會責任綜合得分,使用這一社會責任綜合得分/100(CSR)作為我國上市公司社會責任水平的代理變量。

5.控制變量

設置如下控制變量:企業規模、股權集中度、權益乘數、企業成長性、資產負債率、審計意見、董事會規模、獨立董事比例和企業性質,具體說明及定義如表1所示。

(三)模型構建

1.違規處罰對財務績效影響模型

上市公司本年度遭受違規處罰后,其影響可能并不會在當前年度體現,因此,設置被解釋變量為下一年度的財務績效指標,從而形成動態面板的數據結構,且該模型控制公司的行業效應和年份效應,具體的模型表達如式(1):

ROICi,t +1=α0+α1Vioi,t+

∑αnControlsi,t+∑year+∑Industry+εi,t

(1)

同時,為了驗證違規處罰程度對財務績效的影響,構建模型如式(2):

ROICi,t +1=α0+α1Vio1i,t+

∑αnControlsi,t+∑year+∑Industry+εi,t

(2)

其中,α0為常數項,i表示上市公司,t表示年份,ROICi,t表示上市公司i第t+1年的財務績效,Vioi,t表示上市公司第t年的違規處罰情況,Vio1i,t表示上市公司第t年底違規處罰程度,Controls為所有控制變量,εi,t表示隨機誤差項。

表1 變量解釋

2.中介效應模型

借鑒溫忠麟[18]的研究方法,采用依次檢驗回歸系數法驗證中介變量融資約束的中介作用,構建模型如式(3)(4)(5):

ROICi,t +1=α0+α1Vioi,t+

∑αnControlsi,t+∑year+∑Industry+εi,t

(3)

KZi,t +1=β0+β1Vioi,t+

∑βnControlsi,t+∑year+∑Industry+εi,t

(4)

ROICi,t +1=γ0+γ1Vioi,t+γ2FZi,t +1+

∑γnControlsi,t+∑year+∑Industry+εi,t

(5)

其中,KZi,t +1表示上市公司i第t+1年的融資約束指標。

3.調節效應模型

為研究社會責任的調節作用,構建模型如式(6):

ROICi,t +1=α0+α1Vioi,t+α2CSRi,t+1+

α3Vioi,t×CSRi,t+1+∑αnControlsi,t+

∑year+∑Industry+εi,t

(6)

其中,CSRi,t +1表示上市公司i第t+1年的社會責任評分,Vioi,t×CSRi,t+1表示上市公司i第t年的違規處罰與其t+1年的社會責任評分的交乘項,其他與上述相同。

4.多期DID模型

為進一步驗證近幾年對上市公司懲罰力度加大的事實下,懲罰力度強弱對上市公司財務績效的影響,以監管部門加大違規處罰作為外生沖擊,建立漸進式雙重差分模型如式(7)(8):

ROICi,t +1=α0+α1Vio2i,t+

∑year+∑Industry+εi,t

(7)

ROICi,t +1=α0+α1Vio2i,t+∑αnControlsi,t+

∑year+∑Industry+εi,t

(8)

其中,Vio2i,t表示上市公司i第t年的被加大違規處罰的情況,其他與上述相同。

三、實證結果

(一)描述性統計

本文變量的描述性統計結果(表2)顯示:違規處罰(Vio)平均值為0.128,意味著我國大部分上市公司并不存在違規處罰,整體行業氛圍良好;資本投入回報率(ROIC)平均值為0.049,最小值為-0.354,最大值為0.243,說明樣本上市公司財務績效之間存在顯著差異;社會責任評分(CSR)平均值為0.220,標準差為0.142,最小值為-0.039,最大值為0.738,表明樣本上市公司承擔社會責任的程度是不同的。其他變量的描述性統計結果詳見表2,其數值都在合理的范圍之內。

表2 描述性統計結果

(二)相關性檢驗

主要變量間相關性分析結果如表3所示。由表3可知,從中可以看出,上市公司違規處罰(Vioi,t和Vio1i,t)和滯后一年的上市公司財務績效(ROICi,t +1)在1%水平下顯著負相關,表明在沒有控制變量的情況下,上市公司遭受違規處罰對下一年上市公司財務績效有顯著的負向影響,可以初步判斷假設H1和假設H1a成立。主要解釋變量與被解釋變量間存在顯著相關關系,方向、顯著性均與實證回歸結果一致,說明本文模型具有合理性。

(三)回歸分析

表4(1)(2)列為基本回歸結果。由(1)列可知,在上市公司遭受違規處罰后,下一年度上市公司財務績效在1%水平下顯著為負;由(2)列可知,違規處罰程度與下一年度的財務績效在1%水平上呈現為負,意味著對于上市公司而言,違規處罰每提高一個程度,上市公司的財務績效就會下降,驗證了假設H1與假設H1a。

同時發現,企業規模Size、股權集中度Shr和審計意見Aud均在1%上對財務績效有正向影響,權益乘數Em、資產負債率Lev以及企業性質State在1%上對財務績效有負向影響。具體見表4。

表3 主要變量間相關性分析

(四)中介效應分析

表4中(1)(3)(4)列為中介效應檢驗結果,采用依次檢驗回歸系數法。模型(1)中上市公司違規處罰對財務績效的回歸系數在1%上顯著為負;模型(4)中違規處罰Vioi,t對中介變量KZi,t +1在1%水平上表現為正;模型(5)中,違規處罰對財務績效的影響仍然顯著,但系數與模型(1)相比絕對值有所下滑,因此可以表明融資約束KZ在違規處罰對財務績效的影響中發揮了中介效應,且融資約束和財務績效之間顯著負相關。

違規處罰對財務績效的總效應是-0.027,結果顯著;違規處罰對財務績效的直接效應為-0.02,結果顯著;違規處罰通過融資約束對企業財務績效發揮的間接效應為-0.007 ;中介效應在總效應中占比 28% 。

回歸結果驗證了融資約束(KZi,t +1)在違規處罰(Vioi,t)對下一年度上市公司財務績效(ROICi,t +1)的影響存在28%的中介效應,驗證了假設H2。

(五)調節效應分析

表4(5)列為調節效應檢驗結果。為了避免多重共線性問題,本文對交乘項進行了中心化處理,多重共線性檢驗結果顯示,各自變量的方差膨脹因子VIF遠小于10,表明自變量之間沒有多重共線性。由表4(5)可知,交乘項(Vioi,t×CSRi,t+1)在1%水平上顯著為正,表明社會責任能夠發揮顯著正向調節效應。假設H3得到驗證。

表4 基本回歸結果、中介效應及調節效應檢驗結果

(六)進一步分析

表5為加大違規處罰這一沖擊對上市公司財務績效的估計結果,在僅控制時間、行業的情況下和加入控制變量的情況下,加大違規處罰沖擊(Vio2i,t)均會在1%水平上對上市公司財務績效(ROICi,t +1)產生負面影響,從而驗證了假設H1b。

(七)穩健性檢驗

1.替換關鍵變量

本文針對上述模型進行穩健性檢驗,首先針對被解釋變量,參考郭玲玲等的方法分別將每股收益EPS作為替代變量[19]。針對中介變量,借鑒Whited等的做法,使用WW指數重新度量企業面臨的融資約束[20]。

表5 多期DID模型檢驗結果

同樣對EPS和WW指數做滯后一年處理,回歸結果如表6。從表6中可以看出,違規處罰(Vioi,t)與每股收益(EPSi,t +1)在1%上顯著負相關,假設H1仍成立。違規處罰(Vioi,t)與融資約束指數(WWi,t +1)在1%上顯著正相關,違規處罰(Vioi,t)與每股收益(EPSi,t +1)在1%水平上顯著,且系數為-0.116,比系數-0.174絕對值小,中介效應仍然成立。這說明模型有較好的穩健性。

2.平行趨勢檢驗

為保證多期DID模型滿足共同趨勢假設,本文進行了平行趨勢檢驗如圖2所示?？梢园l現在加大違規處罰力度之前,95%的置信區間包含了0值,說明沖擊時點前處理組和控制組之間不存在顯著差異,而在沖擊時點后幾年不包含0值,表明有良好的沖擊效果,平行趨勢假設成立。

圖2 平行趨勢檢驗

3.安慰劑檢驗

為克服遺漏變量的干擾,隨機選擇上市公司被加大違規處罰力度的時點進行了安慰劑檢驗?；陔S機選擇樣本,重復抽樣進行了500次基準回歸,結果如圖3所示?？梢园l現,基準回歸估計的系數遠離于隨機抽樣分布,說明遺漏變量問題難以干擾回歸估計結果。

圖3 安慰劑檢驗

四、結 語

使用2011—2020年A股上市公司面板數據,研究違規處罰與上市公司財務績效之間的關系,檢驗融資約束的中介作用和社會責任的調節作用,并進一步檢驗加大違規處罰這一沖擊對上市公司財務績效的影響,得到以下主要結論。

(1)上市公司遭受違規處罰后,下一年度的財務績效會顯著降低,并且程度越高,下降越多;相比于其他上市公司,加大違規處罰的上市公司財務績效更差。上市公司在日常經營活動中,要遵紀守法,增強法治意識,杜絕違規舞弊。一旦遭受違規處罰,不僅上市公司的財務績效受到影響,其聲譽也會直線下降,不利于上市公司的長遠發展。

(2)融資約束在違規處罰和財務績效之間起到中介作用,違規處罰通過加劇上市公司融資約束,從而降低了上市公司的財務績效。在投融資方面,上市公司應該注重把握投融資程度,避免融資約束程度過高,影響上市公司發展。

(3)社會責任作為有效的調節變量能夠緩解違規處罰對財務績效的抑制作用,若上市公司社會責任評分較高,上市公司就會對違規處罰更加敏感,避免違規處罰的再次發生,從而緩解上市公司財務績效的壓力。上市公司也要積極承擔社會責任,樹立良好的企業形象。