股權(quán)分置改革降低了信息風(fēng)險嗎?

許 慧

(廣東工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，廣東廣州，510520)

一、引言

近年來研究公司治理的文獻中發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中是一種普遍的現(xiàn)象，而對一些投資者保護較弱的新興國家，股權(quán)集中程度更高［1］，同時經(jīng)驗研究也表明所有權(quán)的高度集中以及所有權(quán)和控制權(quán)的高度分離，都將大大降低盈余信息質(zhì)量，增加信息風(fēng)險。［2］在股權(quán)分置改革前，我國上市公司控股股東持有的多為非流通股，資本市場股票價格變化不會影響其股份財富，控股股東會通過各種“掏空”行為攫取控制權(quán)收益，而降低會計信息質(zhì)量，提高信息風(fēng)險。［3］但股權(quán)分置改革后，由于上市公司股票得以全流通，控股股東主要通過股票的資本利得獲利，因此如何保持收益的長期性成為控股股東追求的目標，這一目標將促使上市公司提高其信息披露水平和質(zhì)量［4］，但另一方面，股票的全流通也使得控股股東獲得了股票變現(xiàn)的機會，他們可能會為了追求短期資本收益，而通過其控制權(quán)或其對公司的影響力粉飾公司的財務(wù)報表，提高股票的市場價格，從而獲得超額資本收益?？梢姡蓹?quán)分置改革后的股票全流通，能否抑制控股股東的侵占行為還不明確，公司會計信息質(zhì)量和風(fēng)險是否得以改善也尚不確定。

本文以盈余信息風(fēng)險作為會計信息質(zhì)量的替代變量①，以完成股權(quán)分置改革的上市公司為樣本，考慮控股股東性質(zhì)和治理環(huán)境以及新會計準則實施對信息風(fēng)險的影響，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，作為信息風(fēng)險指標的異常應(yīng)計波動與是否完成股權(quán)分置改革呈顯著地負相關(guān)性，即股改的公司信息風(fēng)險有所降低，但是這種效果僅存在于非國有性質(zhì)的上市公司;同時還發(fā)現(xiàn)治理環(huán)境差的地區(qū)股權(quán)分置改革信息風(fēng)險效果的邊際效應(yīng)更高;將信息風(fēng)險進一步分為固有和可操縱信息風(fēng)險時，發(fā)現(xiàn)股權(quán)分置改革僅對可操縱信息風(fēng)險有影響。

二、制度背景與文獻回顧

股權(quán)分置是我國資本市場中獨有的股權(quán)形態(tài)，其存在給我國資本市場的發(fā)展帶來了一系列弊端，如資本市場配置功能受阻，控制權(quán)競爭市場無法真正形成，控股股東利益與股票價格脫節(jié)，管理層缺乏市場監(jiān)督;我國的資本市場中政府身影較多，資產(chǎn)重組缺乏有效性，且交易信息不透明等。為了掃清資產(chǎn)市場發(fā)展過程的這些不利因素，更好地服務(wù)于市場經(jīng)濟，2005年5月國務(wù)院開始對上市公司股權(quán)分置改革進行試點，并在此后的幾年里逐步推廣，最終達到股票全流通。

對于資產(chǎn)市場中的這樣一次“革命”性的變革，學(xué)術(shù)界進行了大量研究。唐國正等通過對股權(quán)分置改革試點公司的案例研究，發(fā)現(xiàn)股改并沒有保護流通股股東免受改革帶來的損失。［5］盡管股改工作中所采用的市場化博弈機制可在一定程度上保障對價方案的合理性和兩類股東的利益，但機構(gòu)投資者未發(fā)揮其議價能力［6］，沒有實現(xiàn)對中小投資者利益的保護，因為機構(gòu)投資者和上市公司之間可能存在戰(zhàn)略合作［7］。傅勇和譚松濤也發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者合謀的結(jié)果使得非流通股股東得以支付一個較低的對價水平，而機構(gòu)投資者則通過內(nèi)幕交易獲得額外收益。［8］同時由于保薦行業(yè)在一定程度上的寡頭壟斷，出現(xiàn)了對價“群聚”現(xiàn)象，這不利于對流通股股東的利益保護，［9］為此，流通股股東所獲得的對價補償并不高［7］。但經(jīng)驗證據(jù)同時也表明股權(quán)分置改革對資本市場的有效性以及對上市公司質(zhì)量有影響，楊善林等研究表明股票的全流通糾正控股股東利益取向的有效性，改善公司治理效用，［10－11］而申慧慧等的研究也表明股改后的非國有上市公司向上盈余管理程度顯著提高，盈余持續(xù)性顯著降低。［12］李增福等研究發(fā)現(xiàn)，國有控股公司負債水平對應(yīng)計盈余管理無顯著影響，但與真實盈余管理正相關(guān)，非國有控股公司的負債水平與應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理都顯著正相關(guān)。［13］

從上述可見，已有文獻主要集中在股權(quán)分置改革的支付對價和流通股股東權(quán)益保護等方面，較少文獻涉及股權(quán)分置改革后的效果研究，而且根據(jù)筆者掌握的文獻，很少有作者是基于信息風(fēng)險的視角對股權(quán)分置改革進行相關(guān)研究，本文則基于信息風(fēng)險的視角，研究股權(quán)分置改革對控股股東機會主義行為的影響，以檢驗股權(quán)分置改革的效果。

三、理論分析與研究假設(shè)

股權(quán)分置改革后，上市公司實現(xiàn)了股票的全流通，控股股東與流通股東所持有的股票不再具有差異性，股價波動不再只是對流通股東的財富有影響，控股股東所持股票的價值也受到了公司股價的直接影響?；凇袄硇匀恕钡募僭O(shè)，控股股東為了追求自身財富的最大化，其有動力改善公司經(jīng)營環(huán)境和財務(wù)狀況以提高公司股價，即股票價格能有效制約控股股東機會主義行為，從而降低“掏空”行為并提高信息披露水平和質(zhì)量，降低信息風(fēng)險。但是，股票的全流通也為控股股東獲得了股票變現(xiàn)的機會，控股股東也可能為了追求短期的資本收益，通過其控制權(quán)或其對公司的影響力粉飾公司的財務(wù)報表，提高股票短期的市場價格，從而獲得控制權(quán)私有收益，同時加大公司的信息風(fēng)險。該問題可以通過實證方法進行解決，假設(shè)如下:

H1——股權(quán)分置改革前后上市公司的信息風(fēng)險存在差異。

由于我國上市公司控股股東的性質(zhì)有國有和非國有之分，且不同的控股股東性質(zhì)將導(dǎo)致公司經(jīng)營目標的差異，也就決定了在股權(quán)分置改革后控股股東的侵占行為和公司信息質(zhì)量也應(yīng)存在差異。國有上市公司所有人的“缺位”，內(nèi)部控制人并不能直接獲得公司股價變動帶來的資本收益，且控股股東的股票出售需要行政審批，短暫資本收益難以實現(xiàn)。但非國有上市公司則不然，其利益侵占和操縱盈余獲得收益均直接歸屬于其自身，控股股東更有動機進行利益侵占和盈余管理，增加公司的信息風(fēng)險。可見，股權(quán)分置改革對國有與非國有上市公司的信息風(fēng)險的影響存在差異，已有經(jīng)驗證據(jù)也表明股權(quán)分置改革后，非國有上市公司較國有上市盈余管理程度顯著提高，但盈余持續(xù)性顯著降低。［12］為此，本文提出假設(shè):

H2——股權(quán)分置改革對不同性質(zhì)上市公司信息風(fēng)險的影響存在差異，且非國有上市公司的信息風(fēng)險在股改后變化更為顯著。

我國屬于新興發(fā)展中國家，資本市場發(fā)展、法律監(jiān)管和市場監(jiān)督均不完善，控股股東利益侵占行為普遍存在。［14－15］同時我國經(jīng)濟和社會發(fā)展地區(qū)間不平衡，各地區(qū)市場化程度、政府干預(yù)經(jīng)濟程度和投資環(huán)境等差異，導(dǎo)致了法律執(zhí)法有效性的差異。［16］法律的執(zhí)行情況將影響到一個國家或地區(qū)的治理環(huán)境［17］，辛宇和徐莉萍研究發(fā)現(xiàn)較好的治理環(huán)境降低股權(quán)分置改革的成本，顯著緩解機構(gòu)投資者和控股股東“合謀”侵害中小投資者利益等代理問題的發(fā)生。［18］可見，公司所在地治理環(huán)境的好壞將影響股權(quán)分置改革的效果。為此，本文提出假設(shè):

H3——上市公司所在地的治理環(huán)境將影響股權(quán)分置改革的信息風(fēng)險效應(yīng)。

四、研究設(shè)計與變量選擇

信息風(fēng)險是與投資者投資決策緊密相關(guān)的公司特征信息質(zhì)量差的概率［19］，主要有兩種評估手段，即短期評估和長期評估，分別可通過修正的Jones模型和DD模型進行計量。從信息風(fēng)險的概念看，其實質(zhì)應(yīng)該為一種概率，采用時間序列計量應(yīng)該更為準確，同時，DD模型采用的是異常應(yīng)計的波動性作為信息風(fēng)險的替代變量，而風(fēng)險即為偏離平均值的程度，也屬于波動性的范疇，為此，本文選用DD模型對信息風(fēng)險進行計量，模型設(shè)定如式(1):

其中:TCAj，t是流動性應(yīng)計項目;CFOj，t是公司的經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金凈流量。模型(1)回歸結(jié)果中，TCAj，t為正常流動性應(yīng)計項目的估計值，而殘差υj，t的估計值為異常應(yīng)計項目，信息風(fēng)險即采用 υj，t的標準差來計量。

同時DD還認為，信息風(fēng)險本主要由兩種原因形成，一方面是公司經(jīng)營模型以及經(jīng)營環(huán)境等固有特性所造成的，另一方面是由于管理層會計政策選擇、應(yīng)計管理等主觀隨意因素導(dǎo)致的，由此可將信息風(fēng)險分為固有信息風(fēng)險和可操縱信息風(fēng)險，其分別代表不同的信息風(fēng)險［19］，其中公司規(guī)模、經(jīng)營性現(xiàn)金流的波動、銷售收入波動以及營業(yè)周期和盈利情況對固有信息風(fēng)險存在顯著影響［20］。據(jù)此，本文參考 DD模型設(shè)定固有異常應(yīng)計波動的影響因素模型如式(2):

其中:IRj，t是信息風(fēng)險，即異常應(yīng)計波動;Sizej，t是公司規(guī)模;SD．CFOj，t是經(jīng)營性現(xiàn)金凈流量的波動性;SD Salej，t是營業(yè)收入的波動性;Opercyclej，t是公司營業(yè)周期;NegEarnj，t是盈余負值概率。IRj，t的估計值即定義為固有的信息風(fēng)險，πj，t的估計值則為可操作的信息風(fēng)險。

為了檢驗本文的假設(shè)，將實證檢驗的基本模型設(shè)定為:

其中，IRj，t為信息風(fēng)險，GGj，t是否為已股改，COTj，t控制股東是否國有。同時考慮到以下因素:我國資本市場監(jiān)管政策大都以公司的收益率為標準，公司收益率的高低會影響公司盈余管理的程度［21］，以及信息風(fēng)險的高低;公司成長性也會影響到公司盈余管理的程度，經(jīng)驗證據(jù)表明我國上市公司的成長性越好，盈余管理程度越低［22］，信息風(fēng)險也就越小;Fan和 Wang的研究發(fā)現(xiàn)，所有權(quán)高度集中和所有控制權(quán)高度分離的情形，將大大削弱盈余信息質(zhì)量，增加了信息風(fēng)險［2］;此外，公司規(guī)模和財務(wù)狀況以及審計質(zhì)量的高低也會影響公司的信息風(fēng)險。增加了ROAj，t總資產(chǎn)營業(yè)利潤率，Growthj，t公司成長率，Auditorj，t審計結(jié)果，SHj，t控股股東實際控制權(quán)，Sizej，t公司規(guī)模，LEVj，t公司資產(chǎn)負債率，Industryj，t行業(yè)分類等控制變量。主要變量及定義見表1。

表1 主要變量定義表

五、樣本選擇與經(jīng)驗檢驗

本文選取A股中2005年與2006年完成股權(quán)分置改革的樣本公司1 134家，其中2005年242家，2006年892家③，但研究中DD模型的計量需要長期數(shù)據(jù)，剔除部分缺失數(shù)據(jù)和金融行業(yè)的樣本后，最終獲得樣本750家，其中2005年123家，2006年627家。為了更好地對比研究股權(quán)分置改革對信息風(fēng)險的影響，本文提取樣本公司前后兩期的數(shù)據(jù)進行分析，財務(wù)和股權(quán)以及相關(guān)信息數(shù)據(jù)均來自于國泰安研究服務(wù)中心數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)均由Stata 11．0處理完成。

選取樣本主要變量的初步性統(tǒng)計分析如表2所示。

表2 主要變量的初步性統(tǒng)計

從表2可見，IR的均值較小，主要是由于為了剔除規(guī)模效用的影響，模型1中變量均進行了規(guī)模的綱化處理，所得的殘差數(shù)值均較小?？傮w上所選樣本在觀察期內(nèi)的財務(wù)數(shù)據(jù)分布較均衡。

為了觀察各變量之間的相關(guān)性，本文對主要變量進行了相關(guān)系數(shù)分析，如表3所示。

從表3可見，主要變量間相關(guān)系數(shù)均較顯著，但是系數(shù)均未有超過0．5，可初步斷定回歸檢驗中不會出現(xiàn)共線性，但還需進行方差膨脹因子(VIF)檢驗，表3中信息風(fēng)險與股改完成的變量之間存在不顯著的負相關(guān)系數(shù)，說明完成股改后公司信息風(fēng)險有所降低，不顯著可能由于信息風(fēng)險同時受到其他因素影響，需要綜合考慮其他因素。

依據(jù)本文所選樣本對模型3進行回歸檢驗，結(jié)果如表4所示。

表3 主要變量間的相關(guān)系數(shù)表

表4 股權(quán)分置改革的信息風(fēng)險效應(yīng)檢驗④

從表4中Panel A可見，GG與IR顯著呈負相關(guān)性，即樣本公司改革是否完成股改將顯著影響公司的信息風(fēng)險，完成改革信息風(fēng)險將顯著下降，同時COT與IR顯著呈負相關(guān)性，即國有性質(zhì)的公司信息風(fēng)險更高，同時大股東持股比例與信息風(fēng)險在股改的情形下呈顯著正向關(guān)系，即大股東控制權(quán)越高，公司信息風(fēng)險越高。

為了進一步分析國有與非國有性質(zhì)公司股改對信息風(fēng)險的影響差異，將兩者進行分組回歸，如表4中Panel B和Panel C所示，非國有公司股改對信息風(fēng)險的降低有所幫助，即GG和IR呈顯著負相關(guān)性，而國有公司中GG與IR呈不顯著的負相關(guān)性，可能的解釋為股票的全流通后，控股股東與流通股股東利益一致，為了追求自身財富的最大化，控股股東通過改善公司經(jīng)營環(huán)境和財務(wù)狀況和提高公司股價來降低信息風(fēng)險，但國有上市公司所有人的“缺位”，內(nèi)部控制人并不能直接獲得公司股價變動帶來的資本收益，在一定程度上抵消了股改降低信息風(fēng)險的效果，而非國有上市公司并不存在這種現(xiàn)象，股改的信息風(fēng)險降低效果就更為顯著。

為了檢驗治理環(huán)境對股改信息風(fēng)險效果的影響，本文選用了中國市場化指數(shù)中政府減少企業(yè)干預(yù)的指數(shù)作為替代變量⑥，進行分組回歸，結(jié)果如表4中Panel D～PanelI所示，在政府干預(yù)程度低的地區(qū)，股改對信息風(fēng)險的影響均不顯著，但在政府干預(yù)程度高的地區(qū)，GG與IR顯著呈負相關(guān)性，即說明治理環(huán)境較低的地區(qū)，股改對于改善公司治理環(huán)境有顯著效果，能有效降低公司的信息風(fēng)險，而在治理環(huán)境相對較好的地區(qū)，股改效果的邊際效應(yīng)即不如治理環(huán)境較低的地區(qū)。通過對國有與非國有樣本進行分組檢驗發(fā)現(xiàn)，國有性質(zhì)的公司股權(quán)效用在考慮治理環(huán)境的情形下，同樣不顯著。非國有性質(zhì)的公司在治理環(huán)境差的地區(qū)，GG的系數(shù)、T值和AdjR2也均有增加，而在公司治理環(huán)境好的地區(qū)，GG與IR卻呈現(xiàn)出不顯著的負相關(guān)性，說明治理環(huán)境能影響股改的效果，即在公司治理好的地區(qū)，股改的邊際效應(yīng)較低，在公司治理差的地區(qū)，股改的邊際效應(yīng)較高。

信息風(fēng)險可分為固有和可操縱的信息風(fēng)險，本文對兩種信息風(fēng)險參照模型(3)進行回歸檢驗，結(jié)果如表5所示。

表5 股改的固有與可操縱信息風(fēng)險效用檢驗④

從表5中Panel A和Panel D可見，股改對固有信息風(fēng)險影響不顯著，即GG與Innate．IR不存在顯著的相關(guān)性，而GG與Dies．IR間呈顯著的負相關(guān)性，即完成股改的公司顯著降低可操縱信息風(fēng)險。這可說明股權(quán)分置后公司的治理有所改善，管理層的決策失誤、估計誤差以及管理盈余的概率有所下降，可操縱信息風(fēng)險降低，股改并不能降低受公司經(jīng)營環(huán)境不確定影響的固有信息風(fēng)險。為了進一步分析國有與非國有性質(zhì)公司間的差異，本文對此進行了分組檢驗，如表5中Panel B、C和Panel D、E所示。從表5可見，股改對固有信息風(fēng)險的不顯著影響在國有與非國有公司間不存在差異。從表5中Panel G、H可見，治理環(huán)境差的地區(qū)股改效果要好于治理環(huán)境好的地區(qū)，這同樣說明在治理環(huán)境相對較好的地區(qū)，股改效果的邊際效應(yīng)不如治理環(huán)境較低的地區(qū)。

為了檢驗結(jié)論的穩(wěn)健性，本文采用了Jones的修正模型對改革前后樣本公司的信息風(fēng)險進行重新計量，對模型3進行再次檢驗，結(jié)果如表6所示。所得結(jié)論與前文基本一致，不再贅述。

表6 Jones修正模型計量信息風(fēng)險檢驗結(jié)果

六、結(jié)論與啟示

本文在基于股權(quán)分置改革對上市公司控股股東機會主義行為影響的基礎(chǔ)上，采用DD模型計量信息風(fēng)險以及固有和可操縱信息風(fēng)險，并考慮了治理環(huán)境和新會計準則實施等外在因素，研究了股改對公司信息風(fēng)險及其組成部分的影響。研究結(jié)果表明:作為信息風(fēng)險指標的異常應(yīng)計波動與是否完成股權(quán)分置改革呈顯著的負相關(guān)性，即股改的公司信息風(fēng)險有所降低，但是這種效果只存在于非國有性質(zhì)的上市公司，在考慮了治理環(huán)境的情形下，發(fā)現(xiàn)治理環(huán)境差的地區(qū)股權(quán)分置改革信息風(fēng)險效果的邊際效應(yīng)更高些，說明治理環(huán)境差的地區(qū)通過股權(quán)分置改革能有效提高內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，成為外部治理環(huán)境的有效補充;將信息風(fēng)險分為固有和可操縱信息風(fēng)險的情形下，發(fā)現(xiàn)股權(quán)分置改革僅對可操縱信息風(fēng)險有影響，這進一步說明股權(quán)分置改革后公司信息風(fēng)險實質(zhì)性降低了。此外，在更換信息風(fēng)險的計量方式上，即采用修正的Jones模型，進行敏感測試的結(jié)果與本文的結(jié)論基本一致。盡管本文獲得了股改信息風(fēng)險效果的經(jīng)驗證據(jù)，但是股權(quán)分置改革的效果并非僅體現(xiàn)在會計信息上，對于公司治理的直接效果還缺乏有力證據(jù)，這是研究股改效果的重要方面，尚需進一步研究。

本文的研究啟示有:第一，公司信息風(fēng)險的降低能體現(xiàn)股權(quán)分置改革的成效，但是由于控股股東的機會主義行為無法通過單一的政策予以約束，還需進行全方位的市場監(jiān)管或改善公司治理結(jié)構(gòu);第二，公司信息風(fēng)險的高低主要通過可操縱性信息風(fēng)險來體現(xiàn)，相應(yīng)減少管理層的決策失誤、估計誤差以及管理盈余的概率，可以降低公司的信息風(fēng)險。

注釋

①盈余信息質(zhì)量是會計信息質(zhì)量的核心指標之一，其內(nèi)涵與外延都應(yīng)當(dāng)來自于會計信息質(zhì)量，其包括相關(guān)性與可靠性，盈余信息的相關(guān)性反映的是盈余信息指標在公司價值市場定價中的作用大小;而盈余信息可靠性反映的是盈余信息的確定性程度大小，即盈余信息風(fēng)險的大小。

②考慮到股權(quán)分置改革后數(shù)據(jù)年份不夠的情形，本文選用季度數(shù)據(jù)計算異常應(yīng)計波動，選用股改前以及股改后二年的季度數(shù)據(jù)進行分析。

③完成股改的樣本是從巨靈數(shù)據(jù)庫中，以“股權(quán)分置實施股權(quán)公告日”為標準刷選出來的。

④進行方差膨脹因子(VIF)檢驗，主要變量的VIF均值在2以下，即說明不存在嚴重的共線性。

⑤新會計準則的影響主要通過設(shè)計虛擬變量，將2007年前和2007年后分開取值(即2007年及2007年之后的年份，取值1，否則取值0)，下同。

⑥數(shù)據(jù)來源于樊綱等《中國市場化指數(shù)—各地區(qū)市場化指數(shù)相對進程2009年報告》，2010，經(jīng)濟科學(xué)出版社出版。

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