內(nèi)生視角下的股權(quán)結(jié)構(gòu)對自愿性信息披露的影響

曹玉貴，姜 鑫

(華北水利水電學(xué)院，河南 鄭州 450011)

內(nèi)生視角下的股權(quán)結(jié)構(gòu)對自愿性信息披露的影響

曹玉貴，姜 鑫

(華北水利水電學(xué)院，河南 鄭州 450011)

現(xiàn)有有關(guān)股權(quán)結(jié)構(gòu)與自愿性信息披露關(guān)系的研究大都不考慮內(nèi)生性問題，先驗(yàn)地把股權(quán)結(jié)構(gòu)視為外生變量.以2005—2009年深市上市公司為研究對象，國家股比例、股權(quán)集中度、控股股東性質(zhì)以及高管持股比例等股權(quán)結(jié)構(gòu)變量為解釋變量進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度、高管持股情況存在內(nèi)生性問題，并且在內(nèi)生性假設(shè)下，股權(quán)集中度與自愿性信息披露水平呈顯著相關(guān)，高管人員持股比例與自愿性信息披露水平則不具有顯著的相關(guān)性，股權(quán)結(jié)構(gòu)與自愿性信息披露之間是一種互動的雙向作用.

股權(quán)結(jié)構(gòu);自愿性信息披露;內(nèi)生性

股權(quán)分置改革以后，我國證券市場迎來了法律監(jiān)管的時代，上市公司自愿性信息披露反映了公司的透明度，研究公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與自愿性信息披露關(guān)系具有理論上的意義.現(xiàn)有的對公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與自愿性信息披露關(guān)系的研究呈現(xiàn)出多樣性，但大多數(shù)都沒考慮到股權(quán)結(jié)構(gòu)的內(nèi)生性.曹廷求等［1］在對股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效的研究中指出，考慮股權(quán)結(jié)構(gòu)內(nèi)生性后，各主要變量對績效影響的有效性和穩(wěn)定性都有所提高，并強(qiáng)調(diào)了在研究同類型問題時，一定不能忽視股權(quán)結(jié)構(gòu)的內(nèi)生性問題.Healy等［2］在關(guān)于信息披露文獻(xiàn)的回顧與評述中也指出，有關(guān)信息披露的研究結(jié)果中，最嚴(yán)重的局限就是沒有考慮到可能存在的內(nèi)生性問題.筆者以2005—2009年深市上市公司為例，通過聯(lián)立方程，采用兩階段最小二乘法(2SLS)對股權(quán)結(jié)構(gòu)與自愿性信息披露關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，以期對我國上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與自愿性信息披露之間關(guān)系的研究做出有益的補(bǔ)充，結(jié)果發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度、高管持股情況存在內(nèi)生性問題.

1 研究設(shè)計

1.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

以2005—2009年深市上市公司年報為研究對象，并且本著以下原則進(jìn)行篩選:①剔除被ST、*ST和PT處理的公司;②剔除金融類公司;③剔除同時發(fā)行B股和H股的公司;④剔除數(shù)據(jù)顯著不齊全的公司.最終的樣本包括324家樣本公司的Panel Data共1 587個有效樣本觀測點(diǎn).

公司年報數(shù)據(jù)主要來源于深交所公布的上市公司年度報告，公司股權(quán)結(jié)構(gòu)方面的數(shù)據(jù)來源于CSMAR中國上市公司數(shù)據(jù)庫、CCRE中國經(jīng)濟(jì)研究服務(wù)中心和Wind資訊數(shù)據(jù)庫，一些輔助的資料及數(shù)據(jù)主要是從巨潮資訊網(wǎng)(www.cninfo.com.cn)、深圳證券交易所(www.sse.cn)和中國證監(jiān)會(www.csrc.gov.cn)經(jīng)手工收集.

1.2 變量描述

采用構(gòu)建指數(shù)的方法來表示上市公司的自愿性信息披露程度，借鑒 Botosan的研究思路［3］，采用Chau＆Gray在研究中對自愿性信息披露內(nèi)容的劃分，即將自愿性信息披露分為戰(zhàn)略性信息、非財務(wù)信息和財務(wù)信息［4］，同時參照證監(jiān)會發(fā)布的《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式準(zhǔn)則第2號?年度報告的內(nèi)容與格式?》的要求，構(gòu)建我國上市公司的自愿性信息披露項(xiàng)目體系.對各變量的定義和相關(guān)描述見表1.

表1 變量定義及描述

1.3 股權(quán)結(jié)構(gòu)內(nèi)生性檢驗(yàn)

根據(jù)Woodridge的研究，實(shí)證中如果不存在內(nèi)生性問題，OLS反而是一種更好的估計方法，故在回歸分析前進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)是一種更簡練的做法［5］.為使后面分析更具有合理性，采用Hausman(1978)的方法［6］對股權(quán)結(jié)構(gòu)變量進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn).Hausman內(nèi)生性檢驗(yàn)的基本思想是:由于在遺漏相關(guān)變量的情況下，往往導(dǎo)致解釋變量與隨機(jī)擾動項(xiàng)出現(xiàn)同期相關(guān)性，即 C ov (Xt，ut)≠0，外生性條件不滿足，從而使得OLS估計量有偏且非一致.因此，對模型遺漏相關(guān)變量的檢驗(yàn)可以用模型是否出現(xiàn)解釋變量與隨機(jī)擾動項(xiàng)同期相關(guān)性的檢驗(yàn)來替代.考察方程中被檢驗(yàn)變量的隨機(jī)擾動項(xiàng)的系數(shù)是否為零，在此假設(shè):

H0:被檢驗(yàn)變量無內(nèi)生性，δ= 0;

H1:被檢驗(yàn)變量有內(nèi)生性，δ≠0.

Hausman內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果見表2.

表2 Hausman內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

從表2中可以看出，內(nèi)生性問題確實(shí)存在.這表明在進(jìn)行回歸分析時，普通最小二乘法不再適合，需要采用二階段最小二乘法(2SLS)或三階段最小二乘法(3SLS)，考慮到可能存在的異方差和序列相關(guān)，擬采用廣義兩階段最小二乘法(G2SLS).對于互為因果產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，采用建立聯(lián)立方程組的方法來處理.

1.4 內(nèi)生性視角下的股權(quán)結(jié)構(gòu)與自愿性信息披露關(guān)系假設(shè)

考慮解釋變量的內(nèi)生性問題，結(jié)合前人研究，提出以下假設(shè).

假設(shè)1 自愿性信息披露水平與前十大股東持股比例變量呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，并且當(dāng)公司自愿性信息披露水平較高時，前十大股東持股比例分散程度較好.

假設(shè)2 自愿性信息披露水平與高管人員持股比例變量呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，并且當(dāng)公司自愿性信息披露水平較高時，高管人員持股比例相對變大.

1.5 模型設(shè)計

Juliop和Chabela的研究表明，控制內(nèi)生性問題的最好方法是使用工具變量或設(shè)定方程組模型［7］，鑒于此，在模型中加入解釋變量TEN和GG的平方項(xiàng)，設(shè)計的具體模型如下:

對單個方程進(jìn)行2SLS分析時，在方程(1)、(2)和(3)第二步回歸分析中分別用殘差、TEN、GG作為變量，得到遺漏變量的內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果.方程(3)和(4)組建方程組Ⅰ檢驗(yàn)VDI與前十大股東持股比例變量互為因果的內(nèi)生性問題;方程(3)和(5)組建方程組Ⅱ檢驗(yàn)VDI與高管人員持股比例變量互為因果的內(nèi)生性問題方程;方程(3)、(4)、(5)組建方程組Ⅲ.

2 多元回歸分析

2.1 單方程回歸結(jié)果

利用2005—2009年面板數(shù)據(jù)分別對方程(1)、(2)和(3)進(jìn)行2SLS分析，為了對比，同時給出普通最小二乘法GLS結(jié)果.具體結(jié)果見表3.回歸結(jié)果的DW值都在2附近，說明模型不存在序列相關(guān)問題.White檢驗(yàn)的相伴概率顯著水平都在5%左右，說明在這個置信水平下不存在顯著的異方差性.F檢驗(yàn)的相伴概率都在5%以下，說明各模型均有效.

表3 2SLS回歸結(jié)果表

從表3中方程(1)和(3)GLS和2SLS統(tǒng)計結(jié)果可知，股權(quán)集中度變量TEN加入平方項(xiàng)后顯著性較好，從方程(1)GLS的統(tǒng)計結(jié)果可以看到，自愿性信息披露水平變量VDI與股權(quán)集中度變量TEN存在區(qū)間效應(yīng)(倒U型)，但不顯著，即上市公司VDI隨前十大股東持股比例的增加呈現(xiàn)先升后降的趨勢;然而，從2SLS結(jié)果看出，在考慮內(nèi)生性問題之后，結(jié)論出現(xiàn)了明顯的變化，前十大股東持股比例開始對公司自愿性信息披露水平產(chǎn)生顯著影響，在5%顯著水平上呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，拐點(diǎn)大致出現(xiàn)于53%，說明隨著前十大股東持股比例增加，公司VDI水平先上升后下降，公司VDI顯著影響了股權(quán)集中度，支持了假設(shè)1.

從表3中方程(2)和(3)的統(tǒng)計結(jié)果可見，無論是GLS還是2SLS，高管持股比例變量GG加入平方項(xiàng)后，顯著性并沒有明顯改善，也就沒有充分證據(jù)說明我國高管人員持股比例與公司VDI的拋物線關(guān)系.從方程(2)GLS分析可看到，GG的一次項(xiàng)與二次項(xiàng)回歸系數(shù)T值都很小，顯著性較差，表明假設(shè)的高管人員持股比例與自愿性信息披露水平二次項(xiàng)的關(guān)系有待繼續(xù)檢驗(yàn)，或者本身的假設(shè)存在偏差;2SLS結(jié)果的一次項(xiàng)與二次項(xiàng)回歸系數(shù)T值也都很小，即解釋變量GG對VDI不表現(xiàn)顯著性，這也未能說明VDI與GG之間存在交互關(guān)系.然而在假設(shè)2中提出自愿性信息披露水平與高管人員持股比例變量呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，此結(jié)論未能驗(yàn)證內(nèi)生性假設(shè)2.

2.2 聯(lián)立方程回歸結(jié)果

為了繼續(xù)考察內(nèi)生性結(jié)果的穩(wěn)定性，采用三階段最小二乘法3SLS對上述兩個內(nèi)生性假說進(jìn)行驗(yàn)證.系統(tǒng)方程組模型回歸結(jié)果見表4.

表4 系統(tǒng)方程模型回歸結(jié)果

從表4的統(tǒng)計結(jié)果看出，自愿性信息披露水平變量VDI與股權(quán)集中度變量TEN關(guān)系不表現(xiàn)線性顯著性，但與加入股權(quán)集中度變量的平方項(xiàng)TEN2負(fù)相關(guān)，且在單方程回歸分析2SLS中表現(xiàn)一定顯著性，在系統(tǒng)方程回歸分析中加強(qiáng)了這種顯著性.其中在方程組Ⅰ、Ⅱ中顯著水平為3%，在方程組Ⅲ中顯著水平為1%，即VDI與前十大股東持股比例的平方項(xiàng)TEN2之間呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，且拐點(diǎn)大致出現(xiàn)于48%.這說明了:①自愿性信息披露水平與前十大股東持股比例存在倒U型關(guān)系，即前十大股東持股比例很高時，上市公司自愿性信息披露水平很低，而當(dāng)股權(quán)逐漸分散化，公司自愿性披露的信息開始增多，到股權(quán)分散度很高時，公司自愿進(jìn)行披露的動機(jī)又趨向于下降，驗(yàn)證了假設(shè)1.這表明，在上市公司股權(quán)高度集中時，控股股東對公司的內(nèi)部信息有充分的把握，也不愿過多向外部“泄密”，且付出的監(jiān)督成本較少，管理層受控股股東掌控或者由于激勵的缺失，都使得公司披露信息不足.隨著股權(quán)分散化，外部股東對信息的需求增大，為了滿足股東需求和維持公司市場聲譽(yù)以獲取更大籌資能力和企業(yè)價值最大化，管理層傾向于披露較多信息.但是過于分散化后，單個股東持有較少比例股份，并且缺少監(jiān)督權(quán)益，實(shí)際上由管理層控制整個公司決策，盡管面臨市場的壓力，但還是會在一定程度上有所“隱瞞”和“保留”.②前十大股東持股比例變量內(nèi)生性問題明顯，上市公司股權(quán)集中度受自愿性信息披露水平影響，在公司自愿性信息披露水平程度較高時，肯定公司經(jīng)營管理良好，廣大投資者對公司信息，如公司未來前景、經(jīng)營方向和公司的現(xiàn)金流、員工薪酬等有了相當(dāng)程度的了解，對公司信任度較高，愿意付出資金購買公司股份，因此股權(quán)表現(xiàn)出一定程度的分散化.當(dāng)上市公司自愿性披露的信息過少時，理性投資者普遍認(rèn)為公司業(yè)績不夠良好，或者在隱瞞“壞消息”，至于上市公司缺少投資者關(guān)注，融資能力下降，股權(quán)集中在少數(shù)人手中.

從表4的統(tǒng)計結(jié)果看出，自愿性信息披露水平變量VDI與高管人員持股比例變量GG并沒有顯現(xiàn)出線性顯著相關(guān)，并且在加入高管人員持股比例變量的平方項(xiàng)GG2之后也沒有得到足夠證據(jù)證實(shí)這一估計，即并沒有表現(xiàn)出倒U型關(guān)系，兩者之間的關(guān)系也有待繼續(xù)研究，這也沒有驗(yàn)證內(nèi)生性假設(shè)2.這表明了:①上市公司自愿性信息披露水平與高管人員持股多少沒有顯著關(guān)系，無論是用最小二乘估計OLS，還是單方程回歸分析2SLS，或系統(tǒng)方程回歸3SLS分析，都沒有得到一致的結(jié)論，都不呈現(xiàn)顯著性;②高管人員持股比例變量內(nèi)生性問題不明顯，即上市公司自愿性信息披露水平較高，并不意味著會提高高管人員持股比例，兩者之間關(guān)系不大.究其原因，可能是兩者本身就沒有關(guān)系，更多可能是選取的模型不盡合理，或選擇的上市公司不具代表性，或我國高管持股比例總體偏低，樣本公司很難顯示出與被解釋變量的相互關(guān)系.

3 結(jié)語

目前國內(nèi)外有關(guān)公司自愿性信息披露水平與公司治理關(guān)系的研究很多，但現(xiàn)有研究大都是把股權(quán)結(jié)構(gòu)視為外生變量利用OLS分析來處理.而由以上分析可以看出，這種思路下的結(jié)論值得商討.通過對我國2005—2009年深市上市公司的實(shí)證分析，得到以下結(jié)論.

1)股權(quán)結(jié)構(gòu)存在內(nèi)生性.從研究結(jié)論提供的角度看，是否考慮股權(quán)結(jié)構(gòu)的內(nèi)生性會影響研究結(jié)論.在不考慮股權(quán)結(jié)構(gòu)內(nèi)生性問題時，采用不同的股權(quán)結(jié)構(gòu)衡量指標(biāo)，股權(quán)結(jié)構(gòu)與自愿性信息披露之間的關(guān)系不一致.它與公司自愿性信息披露水平是一種雙向互動關(guān)系，股權(quán)結(jié)構(gòu)影響著公司自愿性信息披露水平，自愿性信息披露水平對股權(quán)結(jié)構(gòu)也有反饋?zhàn)饔?采用聯(lián)立方程模型的結(jié)果可以較好地克服變量的內(nèi)生性.

2)我國上市公司激勵機(jī)制尚不健全，高管人員持股比例甚少，以及可能存在的內(nèi)生性問題，導(dǎo)致高管人員持股比例與公司自愿性信息披露水平關(guān)系不明確.與西方國家相比，我國上市公司高管持股比較少且較零散，相對于公司總股份數(shù)的大分母，這些都導(dǎo)致實(shí)證中與公司自愿性信息披露水平不確定結(jié)論的出現(xiàn).

［1］曹廷求，楊秀麗，孫宇光.股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效的度量方法和內(nèi)生性［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2007(10):126－137.

［2］Healy P，K Palepu.A review of the empirical disclosure 1iterature［J］.Journal of Accounting ＆ Economics，2001(31):405－440.

［3］Botosan C A.Disclosure level and the cost of equity capital［J］.The Accounting Review，1997(3):323 －350.

［4］Chau K G，Gray S J.Ownership structure and corporate voluntary disclosure in Hongkong and Singapore［J］.The International Journal of Accounting，2002(37):247 －265.

［5］伍德里奇.計量經(jīng)濟(jì)學(xué)導(dǎo)論:現(xiàn)代觀點(diǎn)［M］.4版.北京:清華大學(xué)出版社，2009.

［6］Hausman.Specification tests in econometrics［J］.Econometrica，1978，46(6):1251 －1271.

［7］Juliop，Chabelat.Why is ownership endogenous［J］.Applied Economics Letters，2004(14):901 －904.

Effect of Ownership Structure on Voluntary Information Disclosure Based on Endogenous Perspective

CAO Yu-gui，JIANG Xin
(North China Institute of Water Conservancy and Hydroelectric Power，Zhengzhou 450011，China)

The existing literature is very rich on the relationship between ownership structure and voluntary information disclosure，but most of them neglect the problem of endogeneity and firstly take the ownership structure as exogenous variables.In this paper，by selecting some Shenzhen listed companies from 2005 to 2009 as study samples，and taking the proportion of state－owned share，ownership concentration，the nature of controlling shareholder and the proportion of executive shareholding etc ownership structure variables as the explanatory variables，the results of empirical analysis indicates that the ownership concentration and shareholdings of executives exist the endogenous problem.Under the endogenous assumption，the relationship between the ownership concentration and the level of voluntary information disclosure is significantly.But that between the proportion of executive shareholding and the level of voluntary information disclosure is not significantly.Thus，there is an interactive two－way role between the ownership structure and voluntary information disclosure.

ownership structure;voluntary information disclosure;endogeneity

1002－5634(2012)03－0116－05

2012－03－06

河南省教育廳自然科學(xué)研究計劃項(xiàng)目(2011A790014).

曹玉貴(1964—)，男，河南鹿邑人，教授，博士，主要從事公司治理與上市公司財務(wù)方面的研究.

(責(zé)任編輯:蔡洪濤)