實(shí)際控制人對公司信息披露質(zhì)量的影響研究

陳 耿，龔 玲，劉 星

(重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶 400044)

上市公司信息披露質(zhì)量是資本市場高度關(guān)注的問題。它不僅直接影響公司的透明度和投資人的決策，還會(huì)進(jìn)一步影響整個(gè)資本市場的公平性和穩(wěn)定性。中國有關(guān)管理部門對上市公司的信息披露質(zhì)量高度重視，先后于1999年和2004年推出《關(guān)于提高上市公司財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量的通知》和《關(guān)于進(jìn)一步提高上市公司財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量的通知》，主要目的就在于規(guī)范上市公司信息披露行為，提高信息披露質(zhì)量。

實(shí)踐中影響公司信息披露質(zhì)量的因素多種多樣。研究發(fā)現(xiàn)，包括公司領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)機(jī)制、企業(yè)財(cái)務(wù)狀況、外部審計(jì)機(jī)構(gòu)、市場及法律環(huán)境等多種內(nèi)外部因素，都會(huì)對公司的信息披露質(zhì)量產(chǎn)生一定影響。例如，Charles Chen和Bikki Jaggi通過對香港上市公司的研究發(fā)現(xiàn)，在一定條件下，獨(dú)立董事比例的提高有助于公司信息披露質(zhì)量的改善。高強(qiáng)、伍利娜的研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)秘書兼任公司副總能顯著提高信息披露質(zhì)量，但兩職合一(董事長兼任總經(jīng)理)則會(huì)降低信息披露質(zhì)量［1］。王斌、梁欣欣的研究則發(fā)現(xiàn)，公司規(guī)模增大、盈利能力增強(qiáng)，均有助于公司信息披露質(zhì)量的提高［2］。Lev和Penman的實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)，公司規(guī)模與信息披露質(zhì)量正相關(guān)［3］。Inchausti發(fā)現(xiàn)公司聘請的會(huì)計(jì)師事務(wù)所與信息披露質(zhì)量成正比。

目前，國內(nèi)對公司信息披露質(zhì)量的研究較多關(guān)注股權(quán)結(jié)構(gòu)因素，并已取得比較豐富的研究成果，但得到的某些結(jié)論卻并不完全一致。王斌、梁欣欣的研究發(fā)現(xiàn)，控股股東的持股與公司信息披露質(zhì)量之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系［2］;然而婁權(quán)的研究結(jié)果顯示，第一大股東持股比例與信息披露質(zhì)量正相關(guān)［4］;高強(qiáng)、伍利娜也發(fā)現(xiàn)，第一大股東持股比例與信息披露質(zhì)量顯著正相關(guān)，同時(shí)，股權(quán)制衡度與信息披露質(zhì)量負(fù)相關(guān)［1］。

事實(shí)上，人們對公司治理的認(rèn)識(shí)隨著研究的深入而不斷推進(jìn)：Jensen and Meckling1976年發(fā)表《企業(yè)理論：管理層行為、代理成本和所有權(quán)結(jié)構(gòu)》以來，人們對公司治理問題的關(guān)注點(diǎn)主要在于管理層和股東的沖突。但后來發(fā)現(xiàn)，這一視角事實(shí)上主要建立在美英公司股權(quán)高度分散的條件下。到了20世紀(jì)90年代中后期，研究者的視野突破了美英公司的局限，發(fā)現(xiàn)世界上大多數(shù)國家公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)不是普遍分散，而是相對集中的，相應(yīng)地，公司治理的主要矛盾被認(rèn)為是大股東和中小股東的沖突。到了1999年以后，La Porta 、Lopez-de-Silanes、Shleifer、Claessens、Djankov、Faccio和Lang等學(xué)者相繼發(fā)現(xiàn)，世界各國很多上市公司不是由公司的直接控股大股東控制，而是受實(shí)際控股股東的影響。實(shí)際控股股東的利益傾向和決策在很大程度上決定了公司的行為。因此，公司治理的狀態(tài)和公司各方面的行為表現(xiàn)，都應(yīng)追溯至實(shí)際控制人那里來尋找解釋。所以，實(shí)際控制人的行為及與其他股東的沖突應(yīng)該成為公司治理的關(guān)鍵所在。近年來，中國學(xué)者對中國上市公司的研究表明，這一結(jié)論也適合中國上市公司。劉芍佳等較早地提出了中國上市公司的實(shí)際控制人問題。之后，蘇啟林和朱文、戴璐和孫茂竹、鄧建平和曾勇、李善民和王德友、王鵬和周黎安、谷祺等［5］、韓亮亮和李凱［6］在實(shí)際控制人框架下對公司價(jià)值、股利政策、公司績效、資本結(jié)構(gòu)等問題進(jìn)行了廣泛研究。這些研究表明，實(shí)際控制人的利益傾向與行為確實(shí)對公司各方面都產(chǎn)生了重要影響。所以，筆者在實(shí)際控制人框架下，展開對公司信息披露質(zhì)量的研究，剖析實(shí)際控制人究竟如何影響上市公司的信息披露。

一、研究假設(shè)

眾多研究文獻(xiàn)表明，大股東的性質(zhì)(身份)會(huì)對公司的各個(gè)方面產(chǎn)生重要影響。例如，江偉、沈藝峰發(fā)現(xiàn)，第一大股東為生產(chǎn)性單位時(shí)，上市公司會(huì)出現(xiàn)嚴(yán)重的資產(chǎn)替代行為。朱明秀發(fā)現(xiàn)，中國上市公司第一大股東的性質(zhì)會(huì)顯著影響公司績效。

在實(shí)際控制人分析框架下，實(shí)際控制人與公司之間的關(guān)系，除了中間鏈條可能延長之外，其作為控股大股東的經(jīng)濟(jì)本質(zhì)并無根本變化。因此，實(shí)際控制人的性質(zhì)對公司決策、運(yùn)行、日常管理以及公司價(jià)值均會(huì)產(chǎn)生重大影響，當(dāng)然，也就會(huì)自然影響到公司的信息披露行為和最終的信息披露質(zhì)量。在筆者的研究中，結(jié)合中國上市公司的實(shí)際，對樣本公司的實(shí)際控制人按其性質(zhì)分為兩類：民營控股和國有控股①本文使用CCER數(shù)據(jù)庫在對實(shí)際控股股東的分類方法，將實(shí)際控股股東分為：國有控股、民營控股、外資控股、集體控股、社會(huì)團(tuán)體控股、職工持股會(huì)控股6類。但從實(shí)際統(tǒng)計(jì)結(jié)果看，國有控股和民營控股股東占了絕大部分，其他性質(zhì)的實(shí)際控股股東數(shù)量很少。因此我們剔除了其他性質(zhì)控股股東的樣本，重點(diǎn)研究國有控股和民營控股。。我們認(rèn)為，在不同的實(shí)際控制人控制下，公司的信息披露行為和信息披露質(zhì)量會(huì)有明顯差異。因此，提出假設(shè)1。

假設(shè)1：實(shí)際控制人的性質(zhì)影響公司信息披露質(zhì)量。

根據(jù)傳統(tǒng)的代理理論和公司治理理論，隨著控股股東股權(quán)比例的提高，股東的利益與公司及其他股東的利益趨向一致，代理沖突逐漸減弱。按照這個(gè)邏輯框架，具體到信息披露問題上，當(dāng)實(shí)際控股股東的股權(quán)比例提高時(shí)，由于代理沖突減小，它會(huì)傾向于促使公司進(jìn)行及時(shí)、全面信息披露，此時(shí)公司的透明度較高，信息披露質(zhì)量較好;反之，當(dāng)股權(quán)比例較低時(shí)，代理沖突嚴(yán)重，此時(shí)終極股東為保證自身的某些“非正常利益”的實(shí)現(xiàn)，可能采取各種方法干擾公司的信息披露行為，以保證自身對公司信息的壟斷地位，結(jié)果必然導(dǎo)致信息披露質(zhì)量的下降。因此，我們提出假設(shè)2。

假設(shè)2：實(shí)際控制人的股權(quán)比例(控制權(quán)或現(xiàn)金流權(quán)比例)越高，信息披露質(zhì)量越好。

筆者采用 La Porta等［7］和 Djankov等的方法計(jì)算實(shí)際控制人的控制權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)，即，控制權(quán)為實(shí)際控制人與上市公司股權(quán)關(guān)系鏈或若干股權(quán)關(guān)系鏈中最弱的一層或最弱的一層的總和，現(xiàn)金流權(quán)則為實(shí)際控制人與上市公司股權(quán)關(guān)系鏈每層持有比例相乘或?qū)嶋H控制人與上市公司每條股權(quán)關(guān)系鏈每層持有比例相乘之總和。

按照上述計(jì)算方法，實(shí)際控制人的控制權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)并不一致，并且，通常的結(jié)果是控制權(quán)大于現(xiàn)金流權(quán)。從現(xiàn)金流權(quán)的計(jì)算方法可以看出，現(xiàn)金流權(quán)實(shí)際上表示了股東對公司資源的實(shí)際占有和分配比例。Bebchuck、Kraakman和Triantis指出，大股東可以通過交叉持股、金字塔持股以及雙重股份結(jié)構(gòu)等方式分離現(xiàn)金流權(quán)和控制權(quán)，結(jié)果能使部分股東(主要是大股東)以較少的資源投入實(shí)現(xiàn)超過其對應(yīng)比例的更大的控制權(quán)。很多國家實(shí)際控股股東的實(shí)際持股狀況已證明了這一點(diǎn)。Cleassens S等［8］，Den-is、Mcconnell，Marchica等的研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)出現(xiàn)偏離時(shí)，會(huì)導(dǎo)致實(shí)際控制人與被控制公司利益的不一致，公司的代理沖突加大。在實(shí)踐中，控制權(quán)與所有權(quán)的分離往往對應(yīng)著錯(cuò)綜復(fù)雜的股權(quán)結(jié)構(gòu)，而實(shí)際控股股東則利用這種關(guān)系從被控制公司那里實(shí)施有利于自己、但有損公司和其他股東利益的利益轉(zhuǎn)移行為(隧道行為)?？刂茩?quán)與現(xiàn)金流權(quán)的偏離度越大，實(shí)際控制人與公司之間的利益偏差和代理沖突也會(huì)加大，其隧道行為則更加普遍和嚴(yán)重。而為了保證隧道行為的順利實(shí)施，操縱和控制公司的信息披露則成為非常重要的一種手段，無疑，這會(huì)導(dǎo)致公司的信息披露質(zhì)量下降?；谝陨戏治?，我們提出假設(shè)3。

假設(shè)3：實(shí)際控制人的控制權(quán)/現(xiàn)金流權(quán)分離度越大，信息披露質(zhì)量越差。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

考慮到研究的時(shí)效性和研究中使用的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)的嚴(yán)格可比性(中國于2007年推行了新的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則)，我們的研究時(shí)段設(shè)定為2007年到2010年，選擇在深交所已經(jīng)上市的所有A股公司作為研究樣本(包括主板、中小板、創(chuàng)業(yè)板公司)，但扣除了金融地產(chǎn)類公司和數(shù)據(jù)殘缺公司。最后得到總樣本3 378個(gè)，其中2007年的樣本公司677個(gè)，2008年的樣本公司745個(gè)，2009年的樣本公司800個(gè)，2010年的樣本公司1 156個(gè)。深交所各年對上市公司的信息披露質(zhì)量考評結(jié)果來自深交所網(wǎng)站“誠信檔案”。實(shí)際控制人的性質(zhì)來源于CCER，其他數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

(二)變量和模型

深交所對上市公司信息考評的原始記錄為定性變量，分為優(yōu)秀、良好、及格與不及格4個(gè)等級。為了便于研究，我們進(jìn)行了一個(gè)轉(zhuǎn)換。將優(yōu)秀、良好、及格和不及格分別賦值為4、3、2和1，顯然，數(shù)值越大表示信息披露質(zhì)量越好。然后，主要采用多因素回歸模型來考察有關(guān)因素對信息披露質(zhì)量的影響。模型中的被解釋變量為信息披露質(zhì)量，解釋變量為實(shí)際控制人性質(zhì)、股權(quán)比例、控制權(quán)/所有權(quán)分離度等因素。已有研究發(fā)現(xiàn)，公司財(cái)務(wù)狀況和治理結(jié)構(gòu)對信息披露質(zhì)量有比較明顯的影響。因此，我們考慮在模型中引入反映財(cái)務(wù)狀況和公司治理的控制變量。引入流通股比例、董事長總經(jīng)理是否兼任、獨(dú)立董事比例、監(jiān)事會(huì)規(guī)模等因素來控制公司治理對信息披露質(zhì)量的影響;引入企業(yè)規(guī)模、負(fù)債率、無形資產(chǎn)比例、凈資產(chǎn)收益率、主營業(yè)務(wù)收入增長率來控制公司財(cái)務(wù)狀況的影響;最后，還引入了行業(yè)啞變量和年度啞變量作為控制變量(表1)。

表1 變量含義

為檢驗(yàn)前述假設(shè)，筆者構(gòu)建以下多元回歸模型：

三、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)上市公司信息披露質(zhì)量的總體說明

2007-2010年樣本公司信息披露質(zhì)量的總體情況見表2。

由表2可見，從2007年到2010年，公司信息披露質(zhì)量總體狀況較為穩(wěn)定，一直保持了“中間大、兩頭小”的格局，即，獲得良好和及格的公司占了主體，其總的比例基本上保持在85% ～87%范圍，其中又以獲得“良好”評級的公司比例最高;而獲得優(yōu)秀和不及格的公司都只是小部分;不及格公司的比例不僅低，而且還呈逐年下降趨勢。

(二)單因素分析

為了考察實(shí)際控制人性質(zhì)對信息披露質(zhì)量的影響，我們首先進(jìn)行了單因素分析：將所有樣本公司按實(shí)際控制人性質(zhì)分為兩組：實(shí)際控制人為民營單位的為第1組(民營控股)，實(shí)際控制人為國有的為第2組(國有控股)。然后就各組樣本公司的信息披露質(zhì)量進(jìn)行均值比較。結(jié)果見表3。

表2 公司信息披露質(zhì)量總體情況(2007-2010年)

表3 實(shí)際控制人性質(zhì)對信息披露質(zhì)量影響的單因素分析

由表3可知，1組的均值在統(tǒng)計(jì)上顯著低于2組，說明民營控股公司的信息批露質(zhì)量較之國有控股公司略差。初步支持筆者提出的假設(shè)1。

(三)多因素回歸分析

1.解釋變量的相關(guān)性檢驗(yàn)

在回歸分析之前，我們先進(jìn)行了解釋變量的相關(guān)性檢驗(yàn)。結(jié)果表明，除了實(shí)際控制人的所有權(quán)比例與控制權(quán)比例二者的相關(guān)系數(shù)較高之外，其他變量之間均不存在顯著的相關(guān)性(由于篇幅所限，這里省略了相關(guān)性分析的具體結(jié)果)。因此，我們在隨后的回歸分析中將所有權(quán)比例與控制權(quán)比例分別引入模型，就不會(huì)存在多重共線性問題。

2.回歸分析

進(jìn)一步通過多因素回歸分析來檢驗(yàn)筆者提出的研究假設(shè)。首先將控制人性質(zhì)、控制權(quán)比例、所有權(quán)比例以及控制權(quán)/所有權(quán)分離度等解釋變量單獨(dú)引入回歸模型(1、2、3和4)，然后再將各解釋變量同時(shí)引入回歸模型(5和6)。結(jié)果見表4。有關(guān)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)表明，回歸方程1-6在整體上均是顯著的，且各模型最大的VIF值均未超過2，無多重共線性問題。

由表4中1的結(jié)果可見，控制人性質(zhì)與信息披露質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)，說明當(dāng)公司實(shí)際控制人為民營單位時(shí)，信息披露質(zhì)量明顯較差，支持假設(shè)1;由2與3的結(jié)果可見，控制人控制權(quán)比例和所有權(quán)比例與信息披露質(zhì)量顯著正相關(guān)，說明實(shí)際控制人股權(quán)比例的提高有助于信息披露質(zhì)量的提高，支持假設(shè)2;由4的結(jié)果可見，控制權(quán)/所有權(quán)分離度與信息披露質(zhì)量負(fù)相關(guān)，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著，假設(shè)3不能得到支持。

當(dāng)各解釋變量同時(shí)引入模型時(shí)(詳見5與6的結(jié)果)，亦可得出同樣的結(jié)論。仍然支持假設(shè)1與假設(shè)2，不支持假設(shè)3。

總的來看，實(shí)證研究的結(jié)果表明，實(shí)際控制人的性質(zhì)與股權(quán)比例對公司的信息披露行為的確存在顯著影響。這表明，在從股權(quán)結(jié)構(gòu)角度考察公司信息披露質(zhì)量的影響因素時(shí)，不能僅僅停留在直接控股股東層面，而應(yīng)追溯至實(shí)際控制人。另外，從回歸分析的結(jié)果看，公司治理變量與信息披露質(zhì)量的關(guān)系在統(tǒng)計(jì)上大都不顯著，說明目前中國上市公司的公司治理因素并沒有對信息披露質(zhì)量產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響。財(cái)務(wù)因素的情況則不同?；貧w結(jié)果表明，一些財(cái)務(wù)因素對信息披露質(zhì)量的影響非常明顯：公司規(guī)模、負(fù)債率及凈資產(chǎn)收益率與信息披露質(zhì)量顯著正相關(guān)，表明公司規(guī)模越大，負(fù)債率越高，盈利能力越強(qiáng)，信息披露質(zhì)量就越好。

表4 多元回歸分析結(jié)果

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證研究結(jié)論的可靠性，我們采取了Logistic回歸模型進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)的過程是：將樣本公司分為兩大類：第一類為優(yōu)秀和良好公司，將其信息披露質(zhì)量計(jì)為“1”，第二類為及格和不及格公司，將其信息披露質(zhì)量計(jì)為“0”。此時(shí)，信息披露質(zhì)量轉(zhuǎn)變?yōu)槎獑∽兞?。然后采用Logistic回歸模型，分析各解釋變量和控制變量對信息披露質(zhì)量的影響。結(jié)果見表5。

由表5可見，實(shí)際控制人的系數(shù)顯著為負(fù)，說明當(dāng)實(shí)際控制人為民營單位時(shí)，信息披露質(zhì)量明顯較差;實(shí)際控制人控制權(quán)比例的回歸系數(shù)顯著為正，表明終極控制人股權(quán)比例的提高有利于信息披露質(zhì)量的改善。而控制權(quán)/所有權(quán)分離度的系數(shù)仍然不顯著。最終的結(jié)論仍然是支持假設(shè)1和假設(shè)3，不支持假設(shè)2。

五、結(jié)論

筆者從實(shí)際控制人對公司進(jìn)行最終控制和影響的角度研究實(shí)際控制人對公司信息披露質(zhì)量的影響，提出了實(shí)際控制人的性質(zhì)、股權(quán)比例及控制權(quán)/所有權(quán)分離度與公司信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系假說。研究發(fā)現(xiàn)：(1)實(shí)際控制人的性質(zhì)對信息披露質(zhì)量有顯著影響。與實(shí)際控制人為國有單位的公司相比較，實(shí)際控制人為民營單位的公司(民營控股公司)信息披露質(zhì)量明顯較差。說明在中國現(xiàn)階段，由私人控制的公司更加缺少透明度，反映出此類公司可能在投資者保護(hù)方面做得較差，缺乏規(guī)范的公司治理，內(nèi)部的代理沖突較大;(2)實(shí)際控制人的股權(quán)比例與信息披露質(zhì)量正相關(guān)，即，實(shí)際控制人股權(quán)比例的提高有助于公司透明度的提高，表明實(shí)際控制人股權(quán)比例的提高有助于緩和實(shí)際控制人與其他股東之間的沖突，降低代理成本;(3)實(shí)際控制人的控制權(quán)/所有權(quán)分離度與信息披露質(zhì)量之間不存在統(tǒng)計(jì)上顯著的關(guān)系。說明實(shí)際控制人控制權(quán)與所有權(quán)的分離尚未明顯影響到公司的信息披露質(zhì)量。

表5 Logistic分析結(jié)果

本研究得到的啟示是，要有效提高中國上市公司的信息披露質(zhì)量，深入認(rèn)識(shí)公司治理的主要矛盾，不能僅僅停留在直接控股股東層面，而是應(yīng)該追溯到實(shí)際控制人，在實(shí)際控制人與其他股東的代理沖突框架下展開分析和研究，同時(shí)實(shí)踐中的政策制定和實(shí)施也應(yīng)考慮到對實(shí)際控制人行為的約束和規(guī)范。

［1］高強(qiáng)，伍利娜.兼任董秘能提高信息披露質(zhì)量嗎?——對擬修訂《上市規(guī)則》關(guān)于董秘任職資格新要求的實(shí)證檢驗(yàn)［J］.會(huì)計(jì)研究，2008(1)：47-54.

［2］王斌，梁欣欣.公司治理、財(cái)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(huì)計(jì)研究，2008(2)：31-38.

［3］LEV B，PENMAN S.Voluntary forecast disclosure，nondisclosure，and stock prices［J］.Journal of Accounting Research，1990，28.

［4］婁權(quán).上市公司信息披露質(zhì)量的影響因素—深圳股市面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究［J］.鄭州航空工業(yè)管理學(xué)院學(xué)報(bào)，2006(8)：69-72.

［5］谷祺，鄧德強(qiáng)，路倩.現(xiàn)金流權(quán)與控制權(quán)分離下的公司價(jià)值——基于我國家族上市公司的實(shí)證研究［J］.會(huì)計(jì)研究，2006(4)：30-36.

［6］韓亮亮，李凱.控制權(quán)、現(xiàn)金流權(quán)與資本結(jié)構(gòu)—一項(xiàng)基于我國民營上市公司面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析［J］.會(huì)計(jì)研究，2008(3)：66-73.

［7］La PORTA R，LOPEZ-DE-SILANES F，SHLEIFER A.Corporate ownership around the world［J］.Journal of Finance，1999，54：471-517.

［8］CLAESSENS S，DJANKOV S，F(xiàn)AN J P H，LANG L H P.Disentangling the incentive and entrenchment effects of large shareholding［J］.Journal of Finance，2002，57：2741-2771.