產(chǎn)品市場競爭、董事會治理與上市公司信息披露質(zhì)量

黃 蕾

（江西財經(jīng)大學(xué) 會計(jì)學(xué)院，江西 南昌 330013）＊

一、引言

我國上市公司的信息披露質(zhì)量不容樂觀，有學(xué)者認(rèn)為大部分的不良信息披露事件源于公司治理狀況混亂［1］。在公司治理理論中，內(nèi)部治理機(jī)制是一種重要的機(jī)制，與其同等重要的還有外部機(jī)制，如產(chǎn)品市場競爭，它通過競爭壓力使企業(yè)面臨破產(chǎn)或被兼并的風(fēng)險從而促使企業(yè)所有者強(qiáng)化公司內(nèi)部治理。那么產(chǎn)品市場競爭、董事會治理這兩種內(nèi)、外治理機(jī)制到底對信息披露質(zhì)量會產(chǎn)生什么樣的影響，且這兩種機(jī)制間存在何種關(guān)系，以下就產(chǎn)品市場競爭、董事會治理與信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系進(jìn)行探討。

二、文獻(xiàn)回顧和假設(shè)提出

在公司治理體系中，董事會治理結(jié)構(gòu)居于首要地位，其治理效率對公司運(yùn)行及發(fā)展具有決定性的作用，對企業(yè)信息披露的影響作用不容忽視。Beasley（1996）的研究表明董事會規(guī)模越大，企業(yè)發(fā)生財務(wù)欺詐的可能性越大［2］；Chen和Jaggi（2000）的研究表明董事會外部成員比例增加能顯著減少財務(wù)報告欺詐現(xiàn)象［3］；王斌和梁欣欣（2008）的研究發(fā)現(xiàn)董事長與總經(jīng)理的兩職合一對企業(yè)的信息披露質(zhì)量有負(fù)面影響［1］。筆者認(rèn)為小規(guī)模董事會對信息披露質(zhì)量有正面影響作用；同時我國獨(dú)立董事發(fā)展尚未成熟，對企業(yè)業(yè)績沒有發(fā)揮積極作用，內(nèi)部董事由于對公司經(jīng)營情況比較熟悉，所以內(nèi)部董事與企業(yè)信息披露為正相關(guān)關(guān)系，獨(dú)立董事與信息披露為負(fù)相關(guān)關(guān)系；董事長與總經(jīng)理兩職合一對企業(yè)的信息披露質(zhì)量比較有利；董事會會議次數(shù)的增加有助于董事監(jiān)督經(jīng)理人的工作行為從而有利于信息披露質(zhì)量。根據(jù)上述分析，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1a：董事會規(guī)模與企業(yè)的信息披露質(zhì)量為正相關(guān)關(guān)系；

假設(shè)1b：內(nèi)部董事與企業(yè)的信息披露質(zhì)量為正相關(guān)關(guān)系，獨(dú)立董事與信息披露質(zhì)量為負(fù)相關(guān)關(guān)系；

假設(shè)1c：董事長與總經(jīng)理兩職分離與信息披露質(zhì)量為正相關(guān)關(guān)系；

假設(shè)1d：董事會會議次數(shù)與信息披露質(zhì)量為正相關(guān)關(guān)系。

產(chǎn)品市場競爭作為公司外部治理機(jī)制之一，其有效性在于競爭壓力的有效傳導(dǎo)；董事會治理是公司內(nèi)部治理機(jī)制的重要機(jī)制之一，其治理的主要目的在于減少投資者與經(jīng)理人之間的代理成本。那么，內(nèi)、外兩種機(jī)制之間存在何種關(guān)系，是替代還是互補(bǔ)，它們是否共同對公司績效起作用呢？在眾多的文獻(xiàn)研究中，研究結(jié)果表明兩者的關(guān)系表現(xiàn)為替代、互補(bǔ)及“U”型關(guān)系，但在我國轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)過程中，當(dāng)產(chǎn)品市場的競爭達(dá)到一定程度之后，董事會會議次數(shù)的增加及報酬水平的提高以及獨(dú)立董事比例的增加與企業(yè)價值呈正相關(guān)關(guān)系，非領(lǐng)薪董事的比例與企業(yè)價值為負(fù)相關(guān)關(guān)系。基于此，我們認(rèn)為對于企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響，董事會治理與產(chǎn)品市場競爭兩者之間為替代關(guān)系，并提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：在對信息披露質(zhì)量的影響上，董事會治理和產(chǎn)品市場競爭之間存在替代關(guān)系。

三、變量定義、模型與研究樣本

（一）變量選擇與定義

1.被解釋變量。在現(xiàn)有研究中，對信息披露質(zhì)量的評價一般有兩種處理方法：一是根據(jù)信息披露所具備的質(zhì)量特征建立評分標(biāo)準(zhǔn)，以計(jì)分的方式來評價信息披露的總體質(zhì)量；二是通過指標(biāo)選擇、構(gòu)建來評價盈余披露質(zhì)量并總體評價公司的信息披露質(zhì)量。我們采用第二種方法，以深圳證券交易所對上市公司信息披露質(zhì)量的評級作為信息披露質(zhì)量的度量，樣本信息披露質(zhì)量好為1，否則為0。

2.解釋變量。借鑒伊志宏、姜付秀（2010）［4］變量選取方法將HHI指數(shù)作為衡量產(chǎn)品市場競爭度的替代變量。董事會規(guī)模用公司董事會中的董事人數(shù)的自然對數(shù)來表示，設(shè)為LNDSIZE；內(nèi)部董事比例是內(nèi)部董事與董事會成員的比例設(shè)為NDR；獨(dú)立董事比例是獨(dú)立董事與董事會成員的比例，設(shè)為DDR；董事長與總經(jīng)理是否兩職合一設(shè)為LZH，若兩職合一設(shè)為LZH＝0，兩職分離設(shè)為LZH＝1；董事會會議召開次數(shù)設(shè)為MEET，為使數(shù)據(jù)平穩(wěn)化取其自然對數(shù)。

3.控制變量。選取公司規(guī)模、公司業(yè)績、公司負(fù)債、年份作為控制變量。所有變量定義及度量見表1。

根據(jù)變量定義，為檢驗(yàn)以上提出的假設(shè)，建立模型如下：

其中，DISCLOSURE 為信息披露質(zhì)量，DGOVERN為董事會治理，董事會治理變量中包含董事會規(guī)模、內(nèi)部董事比例、獨(dú)立董事比例、董事長與總經(jīng)理是否兩職合一、董事會會議次數(shù)五個特征，KVARBLE為控制變量。

（二）數(shù)據(jù)來源

以我國上海、深圳2007～2009年上市公司為研究對象，剔除金融、證券等行業(yè)和連續(xù)虧損的公司以及與所需資料不匹配的公司，最后獲得627個樣本公司，行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)來自中國證監(jiān)會2001年4月頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》。本文信息披露質(zhì)量數(shù)據(jù)來源于證券交易所網(wǎng)站，其他數(shù)據(jù)來自國泰安的CSMAR數(shù)據(jù)庫。

表1 變量的定義及度量

四、實(shí)證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2為2007～2009年上市公司信息披露考評結(jié)果，結(jié)果表明樣本公司的信息披露質(zhì)量總體呈逐年上升趨勢，獲得優(yōu)秀的樣本所占比例之和由19.14%上升為22.33%，獲得良好評級的樣本在2007～2009年所占比例由30.3%上升至44.34%。與此同時，評級為不及格的樣本在下降。

表3是所有變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果列示，從中可以發(fā)現(xiàn)，研究樣本中信息披露質(zhì)量平均值為72%，表明這幾年來企業(yè)信息披露水平較高。董事會規(guī)模為9.23，獨(dú)立董事比例均值為0.39，內(nèi)部董事比例均值為0.65，說明在我國董事會規(guī)模不大，董事會內(nèi)部中內(nèi)部董事較多而外部董事比較少，這可能與我國引入獨(dú)立董事制度的時間及相關(guān)制度安排有關(guān)。一年內(nèi)董事會會議次數(shù)的平均值為6.1，控制變量中企業(yè)規(guī)模均值為204640，資產(chǎn)收益率均值為0.43，表明近幾年我國企業(yè)收益不是很好；資產(chǎn)負(fù)債率均值為0.68，表明樣本資產(chǎn)負(fù)債率比較高。

表2 深交所上市公司信息披露考評結(jié)果

表3 變量描述性統(tǒng)計(jì)

表4是根據(jù)信息披露質(zhì)量高低進(jìn)行的分組，再取均值與中位數(shù)進(jìn)行對比檢驗(yàn)，通過對兩組的t值進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，對信息披露質(zhì)量產(chǎn)生顯著性影響的變量包括：董事會規(guī)模、內(nèi)部董事比例、兩職分離。但從實(shí)證角度看，由于單變量并沒有對其他變量進(jìn)行控制，結(jié)論是否可靠需要做進(jìn)一步的多元回歸分析。

表4 單變量差異顯著性分析

（二）董事會治理與信息披露質(zhì)量

表5是董事會治理與信息披露質(zhì)量關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果。實(shí)證分析采用了分步多元回歸法，為控制異方差，實(shí)證過程中采用了經(jīng)懷特異方差修正的標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行混合截面面板樣本回歸。表5中（1）～（5）欄是董事會治理特征對信息披露質(zhì)量的影響結(jié)果，第（6）欄是全樣本回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果表明，董事會規(guī)模（LNDSIZE）與信息披露質(zhì)量存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明董事會人數(shù)的適當(dāng)增加總體上有利于改善信息披露質(zhì)量；企業(yè)的內(nèi)部董事比例（NDR）與公司信息披露質(zhì)量為顯著正相關(guān)關(guān)系，說明從信息擁有狀況來看，內(nèi)部董事由于更有信息優(yōu)勢，對企業(yè)的經(jīng)營狀況以及處于的市場環(huán)境比較了解，所以在提高信息披露質(zhì)量時能夠發(fā)揮較大作用；獨(dú)立董事比例（DDR）的系數(shù)雖為正，但顯著性不強(qiáng)，說明在我國由于獨(dú)立董事機(jī)制建立的時間不長，機(jī)制不完善，獨(dú)立董事的存在對公司信息披露質(zhì)量的提升作用不大；兩職分離狀況的系數(shù)（LZH）顯著為正，表明董事會與總經(jīng)理兩職分離對信息披露質(zhì)量的關(guān)系比較明確，分離后的監(jiān)督作用明顯加強(qiáng)；董事會會議召開次數(shù)（LNMEET）的系數(shù)不顯著，表明董事會是否頻繁與信息披露質(zhì)量的關(guān)系不明顯。

（三）產(chǎn)品市場競爭、董事會治理與信息披露質(zhì)量

在一般研究中，HHI指數(shù)越小，產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)之間的競爭越激烈，HHI指數(shù)越大，產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)之間的競爭越小，其臨界點(diǎn)一般為0.25，小于0.25說明產(chǎn)品市場競爭度高，反之說明產(chǎn)品市場競爭度低［5］。表6給出了不同行業(yè)的產(chǎn)品市場競爭度，我們根據(jù)競爭度的大小將627個樣本分為高競爭度行業(yè)和低競爭度行業(yè)，其中高競爭度行業(yè)樣本數(shù)364，低競爭度行業(yè)樣本數(shù)263。

表5 董事會治理與信息披露質(zhì)量關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果

表6 例選樣本2007～2009年各行業(yè)的HHI平均值、行業(yè)劃分

表7列出了全樣本與不同競爭度下的回歸結(jié)果，從結(jié)果可以看出，在高競爭度的樣本內(nèi)，董事會治理機(jī)制中的五個特征中除了企業(yè)的內(nèi)部董事比例（NDR）、董事會會議召開次數(shù)（LNMEET）存在一定的顯著性外，董事會規(guī)模（LNDSIZE）、獨(dú)立董事比例（DDR）、兩職分離狀況的系數(shù)（LZH）與信息披露質(zhì)量均表現(xiàn)出關(guān)系不顯著的特征，這說明產(chǎn)品市場競爭對信息披露質(zhì)量有了直接的監(jiān)督功能，與董事會治理機(jī)制間存在一定的替代關(guān)系。而在低產(chǎn)品市場競爭度樣本回歸中，董事會治理的五個基本特征變量符號與全樣本表現(xiàn)一致。

表7 產(chǎn)品市場競爭度、董事會治理與信息披露質(zhì)量

五、結(jié)論

通過從產(chǎn)品市場競爭度以及董事會治理兩個角度討論它們與信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系，實(shí)證發(fā)現(xiàn)：董事會規(guī)模（LNDSIZE）、內(nèi)部董事比例（NDR）、兩職分離狀況的系數(shù)（LZH）與信息披露質(zhì)量存在顯著的正相關(guān)關(guān)系；獨(dú)立董事比例（DDR）以及董事會會議召開次數(shù)（LNMEET）對信息披露質(zhì)量的提高沒有影響；在市場競爭度的影響下：在高競爭度的樣本內(nèi)，企業(yè)的內(nèi)部董事比例（NDR）、董事會會議召開次數(shù)（LNMEET）與信息披露質(zhì)量存在一定的顯著性，董事會規(guī)模（LNDSIZE）、獨(dú)立董事比例（DDR）、兩職分離狀況的系數(shù)（LZH）與信息披露質(zhì)量均表現(xiàn)出關(guān)系不顯著的特征，這說明產(chǎn)品市場競爭與董事會治理機(jī)制之間為替代關(guān)系；而在低產(chǎn)品市場競爭度樣本回歸中，董事會治理的五個特征變量與市場披露的相關(guān)系數(shù)與全樣本基本一致。其政策含義是從操作層面來看，可以通過適度擴(kuò)大董事會規(guī)模、提高內(nèi)部董事比例、實(shí)行董事長與總經(jīng)理分離等措施來改善信息披露質(zhì)量；同時，要更好地發(fā)揮董事會治理機(jī)制的治理效果，應(yīng)創(chuàng)造市場化競爭機(jī)制來發(fā)揮產(chǎn)品市場競爭的積極作用。

［1］王斌，梁欣欣.公司治理、財務(wù)狀況與信息披露質(zhì)量—來自深交所的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］.會計(jì)研究，2008，（3）：31－38.

［2］Beasley，M.S.An empirical analysis of the relation between the board of director composition and financial statement fraud［J］.The Accounting Review，1996，71（4）：443－465.

［3］Chen，C.J.P.and laggi，B.Association between independentnNon－executive directors，family control and financial disclosures in hong kong［J］.Journal of Accounting and Public Policy，2000，19（4，5）：285－310.

［4］伊志宏，姜付秀，秦義虎.產(chǎn)品市場競爭、公司治理與信息披露質(zhì)量［J］.管理世界，2010，（1）：133－161.

［5］宋增基，李春紅，盧溢洪.董事會治理、產(chǎn)品市場競爭與公司績效：理論分析與實(shí)證研究［J］.企業(yè)管理，2009，（9）：120－128.