上市公司治理結(jié)構(gòu)對自愿性信息披露影響的實(shí)證研究

陳德艷 錢光明

（遼寧石油化工大學(xué)理學(xué)院/經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院遼寧撫順 113001）

上市公司治理結(jié)構(gòu)對自愿性信息披露影響的實(shí)證研究

陳德艷 錢光明

（遼寧石油化工大學(xué)理學(xué)院/經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院遼寧撫順 113001）

本文以信息技術(shù)及制造業(yè)中規(guī)模較大的150家上市公司為研究樣本，對上市公司治理結(jié)構(gòu)對自愿性息披露的影響進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果表明，流通股比例、國家股比例、高管持股比例、獨(dú)立董事比例、審計委員會對自愿性信息披露的影響顯著。

上市公司治理結(jié)構(gòu)自愿性信息披露

一、引言

隨著中國市場經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展和證券市場的日趨規(guī)范，投資者對上市公司信息披露的要求越來越高，傳統(tǒng)的強(qiáng)制性信息披露已不能滿足投資者對信息的要求，自愿性信息披露作為強(qiáng)制性披露的有益補(bǔ)充越來越受到人們的重視。從目前關(guān)于自愿性信息披露的研究來看，國外學(xué)者對自愿性信息披露問題的研究相對成熟。而我國對自愿性信息披露的研究較晚，專門從公司治理角度出發(fā)來研究自愿性信息披露的學(xué)者較少。喬旭東（2003）分析了公司規(guī)模、盈利能力、獨(dú)立董事、發(fā)行股票的類型對自愿性信息披露的影響，通過回歸得出我國上市公司自愿性信息披露水平與公司盈利能力呈正相關(guān)、獨(dú)立董事制度的建設(shè)能夠積極促進(jìn)上市公司自愿性信息披露行為等。張宗新等（2004）分析表明：我國上市公司自愿性披露指數(shù)逐年提高；公司規(guī)模大、業(yè)績好的上市公司更傾向于實(shí)施自愿性信息披露；具有外資股的上市公司自愿性信息披露動機(jī)明顯較強(qiáng)等。殷楓（2006）發(fā)現(xiàn)，對于我國上市公司而言，董事長是否兼任總經(jīng)理是影響上市公司自愿信息披露的重要因素，董事長是否兼任總經(jīng)理與年報中的自愿信息披露程度之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系，而我國公司審計委員會、監(jiān)事會人數(shù)、獨(dú)立董事都沒有在提升公司自愿性信息披露方面發(fā)揮積極的作用。傅建源、楊奇平（2007）研究發(fā)現(xiàn)：自愿信息披露指數(shù)與第一大股東持股比例，董事長和總經(jīng)理是否合一顯著負(fù)相關(guān)；與第二大股東至第十大股東股權(quán)集中度顯著正相關(guān)；董事會中獨(dú)立董事比例和是否國有控股并無顯著相關(guān)性；有外資法人參股的公司，更為自愿進(jìn)行信息披露等。周澤將（2007）研究表明：管理層持股、董事會規(guī)模對于提高信息披露透明度有顯著的積極作用，公司治理會議與信息披露透明度負(fù)相關(guān)，第一大股東、獨(dú)立董事以及審計委員會產(chǎn)生了積極作用，但是并不顯著。本文試圖從公司治理角度出發(fā)來研究自愿性信息披露問題，為改善自愿性信息披露現(xiàn)狀提出科學(xué)有效的建議。

二、研究設(shè)計

（一）研究假設(shè)考慮受代理理論和信號傳遞理論所影響的公司自愿性信息披露的內(nèi)在動因及受各個公司所面臨的不同具體情況所影響的外在動因，本文將從流通股比例、國家股比例、高管持股比例、股權(quán)集中度、獨(dú)立董事比例、董事會規(guī)模、董事會持股人數(shù)比例、審計委員會、董事長總經(jīng)理是否合一等九個方面來探討兩者之間的關(guān)系，根據(jù)已有的研究結(jié)果提出如下假設(shè)：

假設(shè)1流通股比例與自愿性信息披露水平呈正相關(guān)關(guān)系。流通股比例是指公司流通的股票數(shù)占公司股票總數(shù)的比例

假設(shè)2國家股比例與自愿性信息披露水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。國家股比例是指公司股東中具有法人資格的國有企事業(yè)單位所持有的股份數(shù)占公司股份總數(shù)的比例

假設(shè)3高管持股比例與自愿性信息披露水平呈正相關(guān)關(guān)系。高管持股比例是指公司董事會成員、監(jiān)事會成員及高級管理人員所持有的公司股票數(shù)占公司股票總數(shù)的比例

假設(shè)4股權(quán)集中度與自愿性信息披露水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。股權(quán)集中度是指公司前五大股東持股比例之和

假設(shè)5獨(dú)立董事比例與自愿性信息披露水平呈正相關(guān)關(guān)系。獨(dú)立董事比例是指董事會中獨(dú)立董事占董事會人數(shù)的比例

假設(shè)6董事會規(guī)模與自愿性信息披露水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。董事會規(guī)模是指董事會中全部董事人數(shù)

假設(shè)7董事會持股人數(shù)比例與自愿性信息披露水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。董事會持股人數(shù)比例是指董事會中持有公司股票的董事人數(shù)占全部董事會總?cè)藬?shù)的比例

假設(shè)8審計委員會與自愿性信息披露水平呈正相關(guān)關(guān)系。若設(shè)置了審計委員會，賦值1；若未設(shè)置，賦值0

假設(shè)9董事長總經(jīng)理是否合一與自愿性信息披露水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。若董事長兼任總經(jīng)理，賦值1；若不兼任，賦值0

（二）樣本選取和數(shù)據(jù)來源本文以信息技術(shù)及制造業(yè)中規(guī)模較大的上市公司為研究對象，對自愿性信息披露的影響因素進(jìn)行了實(shí)證研究，截止日期是2008年12月31日。剔除ST類上市公司，各行業(yè)隨機(jī)抽樣抽取了150家上市公司作為研究樣本。數(shù)據(jù)來源于巨潮資訊網(wǎng)和CSMAR數(shù)據(jù)庫。所用的統(tǒng)計分析軟件為SPSS16.0

（三）變量定義和模型建立本文中多元線性回歸模型的因變量指標(biāo)為自愿性信息披露指數(shù)（VDI）。根據(jù)自愿性信息披露評分表對照上市公司年報，采用專家打分法對年報自愿性信息披露程度進(jìn)行打分，若年報中披露了明細(xì)表中的一項(xiàng)，該項(xiàng)信息條目就按照評分表的規(guī)定將所有的項(xiàng)目得分相加，就得出該公司年報中自愿性信息披露分?jǐn)?shù)，將直接加總的自愿性信息披露條目分值作為自愿性信息披露指數(shù)，該評分表中的項(xiàng)目包含了不同需求者所需的大部分重要信息，可以認(rèn)為自愿性披露指數(shù)基本上涵蓋了自愿性披露信息。同時根據(jù)本文的假設(shè)，關(guān)于公司治理方面的解釋變量指標(biāo)共有九個，分別是流通股比例（X1）、國家股比例（X2）、高管持股比例（X3）、股權(quán)集中度（X4）、獨(dú)立董事比例（X5）、董事會規(guī)模（X6）、董事會持股人數(shù)比例（X7）、審計委員會（X8）、董事長總經(jīng)理是否合一（X9）。此外為了更有效地考察公司治理與自愿性信息披露的關(guān)系，還選擇了公司規(guī)模（X10），用年末總資產(chǎn)的對數(shù)來表示和盈利能力（X11），用凈資產(chǎn)收益率來表示作為控制變量指標(biāo)。根據(jù)研究假設(shè)，建立模型如下：

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計描述性統(tǒng)計分析結(jié)果見（表1）?？梢钥闯?，自愿性信息披露指數(shù)均值為0.356，雖有進(jìn)步，但是總體水平還是比較低的，這與中國證券市場的特征是相符的，而且大多自愿性信息披露項(xiàng)目已經(jīng)趨于穩(wěn)定。此外樣本公司的流通股比例正常；獨(dú)立董事比例已達(dá)到三分之一的標(biāo)準(zhǔn)，董事會規(guī)模接近10，比較大；國家股比例、高管持股比例差別較大，董事會持股較為普遍，股權(quán)集中度仍然較高。同時公司規(guī)模相差不多，但盈利能力差別較大。

表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2 解釋變量的相關(guān)系數(shù)矩陣

表3 模型Ⅰ回歸結(jié)果分析

表4 模型Ⅱ回歸結(jié)果分析

（二）相關(guān)性分析解釋變量之間有可能存在著顯著的相關(guān)性而可能對回歸結(jié)果產(chǎn)生影響，因此本文有必要對各變量之間做相關(guān)性檢驗(yàn)。Hossain等的研究表明，解釋變量之間的系數(shù)只要沒有超過0.8或0.9，就不會對多元回歸分析產(chǎn)生影響。本文對解釋變量的相關(guān)性統(tǒng)計分析見（表2）?？梢钥闯觯嚓P(guān)系數(shù)最大為0.412沒有超過0.5的，解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)總體都很小，所以可以斷定解釋變量之間不存在多重共線性問題。

（三）回歸分析本文利用統(tǒng)計軟件對因變量與解釋變量、控制變量利用最小二乘法進(jìn)行多元線性回歸得到如下兩個模型：

其中模型Ⅰ是在已有研究結(jié)果上選擇了幾個相對比較重要的指標(biāo)進(jìn)行的多元線性回歸，而模型Ⅱ是對所有指標(biāo)進(jìn)行的多元線性回歸。回歸分析結(jié)果和模型總體參數(shù)見（表3）和（表4）?？梢钥闯?，第一，在5%的概率水平下，流通股比例、國家股比例、高管持股比例、獨(dú)立董事比例在兩個模型中都通過了顯著性檢驗(yàn)；審計委員會在模型Ⅱ中通過了顯著性檢驗(yàn)；董事會規(guī)模、董事長總經(jīng)理是否合一在兩個模型中都沒有通過顯著性檢驗(yàn)；股權(quán)集中度、董事會持股人數(shù)比例在模型Ⅱ中沒有通過顯著性檢驗(yàn)?？刂谱兞恐械墓疽?guī)模與盈利能力都通過了顯著性檢驗(yàn)，公司規(guī)模越大，盈利能力越強(qiáng)，則自愿性信息披露水平越高。模型Ⅰ的調(diào)整可決系數(shù)R2為0.334，即方程的擬合度為0.334，說明回歸模型中被解釋變量中的變化中有33.4%的部分被本文的解釋變量所解釋。模型Ⅱ的調(diào)整可決系數(shù)R2為0.354，即方程的擬合度為0.354，說明回歸模型中被解釋變量中的變化中有35.4%的部分被本文的解釋變量所解釋。由于自愿性信息披露除了受公司治理結(jié)構(gòu)影響外，還受其他很多因素的影響，所以這兩個結(jié)果是可以接受的。回歸方程的F檢驗(yàn)值分別為10.214，12.612，其顯著性水平都小于0.001，說明兩個回歸方程的回歸結(jié)果具有統(tǒng)計學(xué)意義，回歸效果良好。同時，兩個模型的D-W統(tǒng)計量的值分別為1.982和2.102，都接近于2，表明兩個模型的殘差不存在自相關(guān)的可能性。第二，假設(shè)1（流通股比例與自愿性信息披露水平呈正相關(guān)關(guān)系）在兩個模型中都通過了顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)符號一致。流通股的存在對自愿性信息披露有積極的影響，流通股比例越大，公司會披露更多的信息，有利于優(yōu)化公司治理結(jié)構(gòu)，改善信息不對稱問題，提高信息透明度。第三，假設(shè)2（國家股比例與自愿性信息披露水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系）在兩個模型中都通過了顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)符號一致。說明公國家所持的比例越大，不利于對經(jīng)理層的監(jiān)督，降低披露信息的程度。解決國有產(chǎn)權(quán)主體缺位問題，有助于提高公司的自愿性信息披露水平，從而有利于公司提高業(yè)績。第四，假設(shè)3（高管持股比例與自愿性信息披露水平呈正相關(guān)關(guān)系）在兩個模型中通過了顯著性檢驗(yàn)，但是系數(shù)符號為負(fù)，反映了代理理論中公司治理與信息披露之間的替代效應(yīng)。代理理論認(rèn)為，當(dāng)管理層持股比例下降時，代理成本就會增加，外部股東會加強(qiáng)對管理層的監(jiān)督，為了降低監(jiān)督成本，管理層會自愿提供更多的信息以消除外部股東的疑慮，故自愿性信息披露對代理問題中產(chǎn)生的監(jiān)督成本有替代作用。第五，假設(shè)4（股權(quán)集中度與自愿性信息披露水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系）在模型Ⅱ中沒有通過顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)符號一致。對于我國的上市公司來說，前兩大股東一般都是法人股和國家股，且所占比例很大。除此之外，其他的前五大股東持股比例都比較小。除國有股和法人股以外的大股東的行為并不能完全影響公司的決策，而長期以來我國國有股長期存在缺位的現(xiàn)象，這在一定程度上說明除公司法人外，其他股東所占比例小，對公司自愿披露信息的干預(yù)能力很低。而公司對于自愿性信息的披露決定取決于公司自身的因素，所以從某種程度上講，股權(quán)集中度與自愿性信息披露不存在顯著性相關(guān)關(guān)系也是可以理解的。第六，假設(shè)5在兩個模型中都通過了顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)符號一致。說明獨(dú)立董事制度的設(shè)立能夠積極促進(jìn)上市公司提高自愿性信息披露行為程度，同時也為證監(jiān)會引入獨(dú)立董事制度提供了新的證據(jù)。所以應(yīng)積極推進(jìn)并完善獨(dú)立董事制度，賦予獨(dú)立董事一定的信息披露決策權(quán)，從而逐步提高我國上市公司的自愿披露程度。第七，假設(shè)6（董事會規(guī)模與自愿性信息披露水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系）在兩個模型中都沒有通過顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)符號與假設(shè)一致。這可能是由于董事會規(guī)模的設(shè)置差別不大，從而對自愿性信息披露的影響不大。第八，假設(shè)7（董事會持股人數(shù)比例與自愿性信息披露水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系）在模型Ⅱ中沒有通過顯著性檢驗(yàn)，但系數(shù)符號一致。這可能是由于董事會中持股較為普遍，各個公司董事會持股人數(shù)比例差別不大，故而對自愿性信息披露水平影響有限。第九，假設(shè)8（審計委員會與自愿性信息披露水平呈正相關(guān)關(guān)系）在模型Ⅱ中通過了顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)符號一致，能夠說明一定的問題。表明審計委員會能夠減少信息保留數(shù)量，并確保信息的真實(shí)性和完整性，因此上市公司設(shè)置的審計委員會對公司的自愿性信息披露起到了一定的促進(jìn)作用，是提升自愿性信息披露水平的一種有效監(jiān)控手段。第十，假設(shè)9（董事長總經(jīng)理是否合一與自愿性信息披露水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系）雖在兩個模型中都沒有通過顯著性檢驗(yàn)，但是顯著性水平概率卻接近0.1，系數(shù)符號也一致。原因可能是由于樣本選擇的問題以及在我國的上市公司中，普遍存在著“一股獨(dú)大”的現(xiàn)象，擔(dān)任董事長和總經(jīng)理職務(wù)的也是大股東，公司的很多決策包括公司信息披露的決策，很大程度上都受到董事長的影響，因而董事長和總經(jīng)理是否由不同人擔(dān)任對自愿性信息披露程度高低并無太大關(guān)系。

四、結(jié)論

本文以150家上市公司為樣本，利用多元統(tǒng)計分析方法對我國上市公司治理結(jié)構(gòu)對自愿性息披露的影響進(jìn)行了實(shí)證研究。研究結(jié)果表明，流通股比例與自愿性信息披露水平呈正相關(guān)；國家股比例與自愿性信息披露水平呈負(fù)相關(guān)；高管持股比例與自愿性信息披露水平呈負(fù)相關(guān)；獨(dú)立董事比例與自愿性信息披露水平呈正相關(guān)；審計委員會與自愿性信息披露水平呈正相關(guān)關(guān)系。故流通股比例、國家股比例、高管持股比例、獨(dú)立董事比例與審計委員會對自愿性信息披露的影響顯著。同時董事長總經(jīng)理是否合一與自愿性信息披露水平也有一定的關(guān)系，也應(yīng)適當(dāng)加以注意。為進(jìn)一步提高我國上市公司的自愿性信息披露的數(shù)量與質(zhì)量，保護(hù)投資者的利益，上市公司有必要進(jìn)一步保證股權(quán)分置改革的順利進(jìn)行，股權(quán)性質(zhì)不同對信息披露的影響不同，它是推動上市公司信息披露程度的動力；此外公司還應(yīng)建立和完善審計委員會制度，推進(jìn)董事長與總經(jīng)理兩職分離，確保投資主體多元化，從而加強(qiáng)上市公司的自愿性信息披露程度，提高中國上市公司的信息披露整體水平。

［1］喬旭東：《上市公司年度報告自愿披露行為的實(shí)證研究》，《當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)》2003年第25期。

［2］張宗新、郭來生、季雷等：《上市公司自愿性信息披露的有效性研究》，《證券時報》2004年第2期。

［3］周澤將：《信息披露透明度與公司治理關(guān)系的實(shí)證分析—源自深市信息披露評分的證據(jù)》，《銅陵學(xué)院學(xué)報》2004年第4期。

［4］向凱：《董事會效率對自愿信息披露影響的實(shí)證研究》，《中南財經(jīng)大學(xué)學(xué)報》2006年第5期。

［5］李豫湘、付秀明等：《中國公司治理與自愿信息披露的實(shí)證分析》，《重慶大學(xué)學(xué)報（自然科學(xué)版）》2004年第27期。

［6］Hossain M，Tan LMa nd Adams M.Voluntary disclo sure in an emerging capital market.International Journal of Accounting，1994.

陳德艷（1977-），女，遼寧丹東人，遼寧石油化工大學(xué)理學(xué)院講師

錢光明（1978-），女，遼寧撫順人，遼寧石油化工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院講師

（編輯 虹云）