数据与实证分析-金融科学

本文用到的关税税率数据来源于世界贸易组织（WTO）官方网站，估算信息披露质量和产品市场竞争程度所需的数据和公司层面控制变量数据来自Wind金融资讯终端。公司样本为2002—2012年沪深两市全部A股上市公司，剔除金融行业，以及当年被ST或PT的、当年已退市的和当年所在行业中公司数小于5家的公司样本，最终得到2 669*11的非平衡面板数据。为避免极端值的影响，文中所使用数据中包括的连续变量都在1％和99％的分位数水平上予以缩尾处理（winsorized）。

除关税削减数据外，其他变量的描述性统计如表2所示。本文所有的估计结果都是在进行Hausman检验后，通过面板固定效应模型得到，同时使用了以公司为聚类变量的聚类稳健标准误。

表2　变量的描述性统计

从表3中可以看出，在加入WTO后几年的时间内行业进口商品的关税发生了明显削减，这与我国政府兑现入世承诺有关。2011年前后发生显著关税削减的行业比例又有了明显上升，这可能与入世保护期即将结束有关，但也可能是对受金融危机影响的国际经济形势的变化做出的相应调整。

表3　2002—2012年我国主要行业发生显著关税削减的统计

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表4报告了显著关税削减对公司信息披露质量的影响。由（1）（2）列可知，当期显著关税削减的系数为正且在5％的水平上显著，即使控制了公司层面上可能影响其信息披露质量的因素后仍与信息披露质量显著负相关（与操纵性应计利润的绝对值显著正相关）。这说明，若公司所属行业产品的本年度关税税率较上一年度的削减额位于较长一段观察期的中位数水平以上，即进口商品所征收税额减少，进口商品价格变低，公司所生产的产品面临的市场竞争程度增加时，公司会更多地进行盈余管理活动，为了在一定程度上遏制关税削减带来的外部市场的负向冲击，降低了公司的信息披露质量。

此外，加入滞后一期的显著关税削减变量后回归结果中系数不显著，说明上一年度的较大幅度的关税削减对本年度公司的信息披露行为不具有显著影响，关税削减对公司外部市场竞争环境所造成的冲击经过一年的时间可能已被市场消化和适应，不再成为影响公司信息披露行为的显著因素。经估算，当期的关税削减与上期的关税削减相关系数为0.192，且在1％水平上显著，说明两变量间可能存在较强的共线性，这是造成（4）列中当期显著关税削减系数不显著的一个可能的原因。回归结果充分支持了本文提出的假设1。

表4　显著关税削减对公司信息披露质量的影响

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注：*、**、***分别表示在10％、5％和1％的水平下显著，括号内数值是回归系数的t值。

赫芬达尔指数（HHI）是衡量行业集中程度的常用指标，当HHI增大时表示行业的集中度增强，行业的竞争结构向寡头和垄断性市场发展，反之则向完全竞争市场发展，这里分年度取所有行业的HHI的中位数HHI_median，定义公司所处行业HHI大于对应中位数的为垄断性行业，HHI小于对应中位数的为竞争性行业。

由表5的回归结果可知，即使控制了公司层面可能对信息披露质量造成影响的变量，属于垄断性行业的公司的信息披露质量受当期显著关税削减的影响不显著，而（3）（4）列说明属于竞争性行业的公司的信息披露质量受到关税削减外部冲击的显著影响。竞争性行业中公司间竞争激烈，产品的市场边际利润相对较低，当其所属行业的进口关税大幅削减时，较为低廉的国外产品对国内同业厂商造成了相当大的压力，本土厂商更倾向于降低信息披露质量，即提高信息不对称的手段来应对国外产品的渗透和竞争。处于垄断性行业中公司本身享有较高的垄断利润，譬如中石油、中石化这样的上市公司，外国成品油厂商的产品虽然所征关税降低，但是国人对于诸如壳牌等产品的接受度和认知度都较低，而且车辆行驶途中的油料支持也较大程度上被国内两大公司的加油站所垄断，故垄断厂商改变或者降低信息披露质量的激励并不存在。这也就解释了（1）、（2）列中显著关税削减的回归系数不显著的原因。这一结果证实了本文提出的假设2。

表5　不同行业竞争结构下显著关税削减对公司信息披露质量的影响

注：*、**、***分别表示在10％、5％和1％的水平下显著，括号内数值是回归系数的t值。

下面利用DID方法更加严谨准确地考察关税削减对公司信息披露质量的影响。首先对于未受和受到关税削减影响的公司在基期和跟踪期信息披露质量的变化程度进行两样本t检验，结果如表6所示。可以看到，实验组公司在基期和跟踪期的信息披露质量均值无显著性差异，而控制组信息披露质量均值在两时期有显著性差异，当期所处行业未发生显著关税削减的公司下一期的信息披露质量均值显著上升，但这无法解释关税削减对实验组公司信息披露质量的影响。(www.zuozong.com)

表6　按所处行业是否发生显著关税削减分类的样本差异性检验

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表7为DID估计结果，其中Diff-in-Diff的结果中，关于信息披露质量的处理效应的系数为正，但是统计上不显著，根据“研究方法”一节所述，这可能是所选公司样本的自选择问题造成的估计结果偏误。故在基期，利用样本公司的总资产规模、公司成长性、财务杠杆率、市值账面值之比和公司股票的特质性波动率等指标作为配对标准，配对后样本观测总体从10 268降低为10 110，再利用DID方法得到处理效应的稳健的估计结果。所得到的结果中，关于信息披露质量的处理效应的系数为正且在1％的水平上显著，说明在控制了分组效应、时间效应和公司层面可能对信息披露质量产生影响的变量后，对于所选择的多年度公司样本总体，显著关税削减前后，公司的信息披露质量显著变化；显著关税削减后，被征税商品所属行业的本土公司的信息披露质量显著下降。这从公司所属行业产品进口关税削减前后信息披露质量是否产生显著变化的角度，进一步证实了假设1。

表7　显著关税削减对公司信息披露质量的影响的DID估计结果

注：*、**、***分别表示在10％、5％和1％的水平下显著。

下面进一步验证显著关税削减对公司信息披露质量产生影响的渠道，即检验产品市场竞争的中介效应是否成立，本文用两种方法测度产品市场竞争，其一是行业层面的产品市场竞争程度，其二是公司层面产品市场势力。中介效应的检验结果分别列于表8和表9。

从表8中可知，（1）列关税削减的系数显著为正；（2）列行业层面产品市场竞争程度关于关税削减的回归系数为负且显著，说明关税削减导致行业层面市场竞争程度的提高。例如，近几年我国服装化妆品行业的进口关税有了较大幅度的削减，进口服装化妆品价格的下降使得消费者出境购买该类产品的意愿降低，随之而来的国内服装化妆品行业消费的增加使得国内生产厂商开始大量涌现，各类品牌纷纷进入市场试图分得一杯羹，最终提高了这些行业的竞争程度。（3）列在（1）列的基础上加入产品市场竞争变量后，公司信息披露质量关于关税削减的回归系数符号不变且仍显著，关于产品市场竞争程度的回归系数符号为负且显著，后者与前文结论相吻合。根据温忠麟等（2004）利用模型检验中介效应的方法可以推得，行业层面的产品市场竞争程度在显著关税削减对公司信息披露质量的影响中起到了部分中介作用。显著关税削减可能刺激和提高了行业的竞争程度，而根据前文的论证，在我国市场条件下，行业竞争程度的提高并没有对以盈余管理为主的导致信息披露质量下降的公司起到正面的治理作用，反而降低了公司的信息披露质量，所以最终观察到关税削减造成的外部冲击使得公司的信息披露质量下降。

表8　行业层面产品市场竞争程度的中介效应检验结果

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注：*、**、***分别表示在10％、5％和1％的水平下显著，括号内数值是回归系数的t值。

表9从公司的产品市场势力角度再次针对其在关税削减影响公司信息披露质量的过程中所起到的中介作用进行检验。（1）列关税削减的回归系数为正且显著，（2）列公司产品市场势力关于关税削减的系数为负且显著，（3）列关税削减和公司产品市场势力的回归系数也都显著，根据中介效应估计方法，公司产品市场势力在关税削减影响公司信息披露质量的过程中也是起到了部分中介作用。关税削减会提高国内该行业同类产品的多样性，进而可能降低公司的产品市场势力（定价能力），根据前文的论证，产品市场势力的下降导致公司获得超额利润的机会下降，在竞争日趋激烈的市场环境下，管理者可能有更强的盈余管理动机和降低信息透明度的意愿，最终表现为显著关税削减降低了公司信息披露质量。表8和表9一致得出了产品市场竞争在关税削减对公司信息披露质量的影响过程中起到了部分的中介作用，这便证实了本文提出的假设3。

表9　公司产品市场势力的中介效应估计结果

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注：*、**、***分别表示在10％、5％和1％的水平下显著，括号内数值是回归系数的t值。