投資者關(guān)注對信息披露質(zhì)量的影響研究

林玲　張榮武

摘要：本文從公司外部治理的視角，運用市場壓力機制假說，研究投資者關(guān)注的外部治理效應(yīng)，以及公司實際控制人性質(zhì)對其治理效應(yīng)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，投資者關(guān)注度越高，信息披露質(zhì)量越好。但是，投資者關(guān)注的外部治理效應(yīng)受到公司實際控制人性質(zhì)的影響。國有企業(yè)的投資者關(guān)注外部治理效應(yīng)好于民營企業(yè)。

關(guān)鍵詞：投資者關(guān)注 外部治理 實際控制人性質(zhì) 信息披露

一、引言

信息披露質(zhì)量是保護(hù)投資者利益、維持資本市場健康發(fā)展的關(guān)鍵要素。Healy & Palepu（2010）認(rèn)為，良好的信息披露不僅能夠削弱資金供求雙方之間的信息不對稱、提升資本在整個市場內(nèi)的配置效率，還能夠為外部投資者監(jiān)督和評價企業(yè)代理人提供事實依據(jù)、降低道德風(fēng)險和避免機會主義，促使資本市場有效運轉(zhuǎn)。

現(xiàn)有文獻(xiàn)多從公司內(nèi)部治理和外部治理兩個視角研究信息披露質(zhì)量。內(nèi)部治理即治理結(jié)構(gòu)，指股東、其他參與者利用公司內(nèi)部的機制和程序參與公司治理的一系列法律、制度安排。外部治理指的是來自公司外部主體和市場的監(jiān)督約束機制。目前關(guān)于外部治理的文獻(xiàn)主要集中在媒體關(guān)注（Dyck & Zingales，2004；Monks & Minnow，2004；Miller，2006；李培功和沈藝峰，2010；辛宇和徐莉莉，2011）、分析師關(guān)注（Jensen & Meckling，1976；Healy & Palepu，2001；Dyck et al.，2006；Yu，2008）和機構(gòu)投資者持股（Bathala et al.， 1944；Dutta et al.，1996）等幾個方面。這些研究表明，媒體、分析師和機構(gòu)投資者通過對信息的解讀、再造和傳播，影響中小投資者的投資決策行為，引起股票市場價格的波動，促使企業(yè)管理層采取相應(yīng)的措施。這暗含了中小投資者是被動信息接收者。本文與以往的研究不同，用百度搜索指數(shù)衡量投資者關(guān)注，體現(xiàn)了中小投資者主動積極搜索信息，解讀信息后做出投資決策，進(jìn)而影響股票市場價格，通過市場壓力傳導(dǎo)機制影響企業(yè)管理層的信息披露行為。市場壓力傳導(dǎo)機制是指由于激勵制度的存在，管理層面對公司股票價格在證券市場上表現(xiàn)出來的各種不確定性，不得不采取應(yīng)對策略，以降低自身風(fēng)險。

二、文獻(xiàn)回顧和研究假設(shè)

（一）投資者關(guān)注與信息披露

Dyck et al.（2008）指出媒體關(guān)注能促使公司改正其腐敗和濫用職權(quán)的行為，發(fā)揮外部監(jiān)督職能。李培功和沈藝峰（2010）發(fā)現(xiàn)媒體具有外部治理功能，且市場導(dǎo)向性媒體比政策導(dǎo)向性媒體更具有治理作用。徐莉莉和辛宇（2011）發(fā)現(xiàn)，媒體關(guān)注度高的企業(yè)，流通股股東在股權(quán)分置改革中要求的對價相對較低，媒體發(fā)揮著一定的治理功能。

Souza et al.（2010）研究發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者通過提高信息披露的及時性來改善信息披露質(zhì)量。Hadani et al.（2011）發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者能有效約束公司管理層的盈余操縱行為，從而改善信息披露質(zhì)量。丁方飛和范麗（2009）研究發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者持股能有效改善信息披露質(zhì)量。

分析師關(guān)注不僅能夠?qū)ι鲜泄竟蓛r和投資者決策行為產(chǎn)生影響，還能夠?qū)ι鲜泄竟芾韺影l(fā)揮外部監(jiān)督功能（Jensen & Meckling，1976；Healy & Palepu，2001）。Dyck et al.（2006）研究表明，分析師是公司舞弊行為最有效的外部監(jiān)督者。Arya & Mittendorf（2007）研究發(fā)現(xiàn)持續(xù)的分析師關(guān)注能夠促進(jìn)公司管理層提高信息披露質(zhì)量。

媒體、分析師和機構(gòu)投資者對企業(yè)信息披露質(zhì)量產(chǎn)生顯著影響，它們通過市場壓力傳導(dǎo)機制發(fā)揮外部治理功能，改善企業(yè)信息披露質(zhì)量。具體來說，媒體、分析師和機構(gòu)投資者通過對信息的解讀、再造和傳播，影響投資者的投資決策行為，作用于資本市場，促使管理層改變信息披露質(zhì)量，提高信息透明度，降低企業(yè)和投資者之間的信息不對稱。隨著我國互聯(lián)網(wǎng)的興起和普及，越來越多的投資者通過互聯(lián)網(wǎng)主動搜索公司信息，對信息進(jìn)行解讀，做出投資決策。但是目前很少有文獻(xiàn)直接研究投資者主動搜索信息形成的投資者關(guān)注對公司信息披露質(zhì)量的影響。

國內(nèi)外對投資者關(guān)注的研究主要集中在投資者關(guān)注對證券市場的影響。Hirslileife（2011）的理論模型表明投資者關(guān)注會影響盈余公告效應(yīng)。權(quán)小峰和吳世農(nóng)（2010）發(fā)現(xiàn)投資者關(guān)注和盈余公告效應(yīng)呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。廖微（2013）證明了投資者關(guān)注會顯著影響股票價格的波動。結(jié)合市場壓力機制假說，管理層面對由于投資關(guān)注而引起的股票價格波動、收益不確定性，不得不改善信息披露質(zhì)量，提高信息透明度，降低投資者和企業(yè)之間的信息不對稱，規(guī)避企業(yè)被收購接管風(fēng)險和管理者職業(yè)晉升風(fēng)險。投資者關(guān)注不僅對證券價格有顯著影響，還能夠通過市場壓力傳導(dǎo)機制，促使企業(yè)管理層改善信息披露質(zhì)量，提高信息透明度，降低信息不對稱和投資者對公司未來發(fā)展前景不確定性的擔(dān)憂，避免投資者關(guān)注帶來的股價非理性波動風(fēng)險和收益不確定性風(fēng)險。據(jù)此，提出下列假設(shè)：

H1：限定其他條件，投資者關(guān)注度越高，公司信息披露質(zhì)量越高。

（二）實際控制人性質(zhì)對投資者關(guān)注外部治理效應(yīng)的影響

Fan & Wong（2010）從會計盈余角度進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，實際控制人的控制權(quán)與信息披露質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)。劉芍佳（2003）通過研究我國上市公司實際控制人問題，發(fā)現(xiàn)國有控股的上市公司經(jīng)營業(yè)績較差，信息披露質(zhì)量較低。王化成（2005）認(rèn)為國有控股上市公司的實際控制人能夠?qū)ι鲜泄拘畔⑴顿|(zhì)量產(chǎn)生影響。

我國企業(yè)的治理和管理問題必須要考慮制度背景因素。實際控制人性質(zhì)不同形成的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異對公司治理水平有顯著影響。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H2a：限定其他條件，國有企業(yè)的投資者關(guān)注外部治理效應(yīng)好于民營企業(yè)。

H2b：限定其他條件，民營企業(yè)的投資者關(guān)注外部治理效應(yīng)好于國有企業(yè)。endprint

三、研究設(shè)計

（一）模型與變量

建立以下模型來檢驗投資者關(guān)注的外部治理效應(yīng)，模型如下：

DISCLOSURE=β0+β1FOCUS +β2REPUTATION+β3SOE+β4BIG1+β5BIG25+β6PLU+β7ROA+β8LEV+β9CFO+ηIND+ωYEAR+ε

本文沿用了俞慶進(jìn)（2012）基于證券簡稱和證券代碼之和構(gòu)建的投資者關(guān)注度指標(biāo)，比以往單獨用證券簡稱或證券代碼作為投資者關(guān)注度指標(biāo)更加科學(xué)。借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)，我們引入公司治理指標(biāo)和財務(wù)指標(biāo)作為控制變量。雷宇（2011）實證檢驗了公司信譽對信息披露質(zhì)量有顯著影響，高的信譽能帶來高的信息披露質(zhì)量。因此，本文新增信譽指標(biāo)作為控制變量。變量定義見表1。

（二）樣本和數(shù)據(jù)

本文樣本為2011-2012年我國深圳主板A股上市公司，根據(jù)CCER數(shù)據(jù)庫中的實際控制人性質(zhì)，劃分為國有企業(yè)和民營企業(yè)構(gòu)成初始樣本。在此基礎(chǔ)上，剔除了金融保險類公司、ST等特殊處理的公司，同時剔除數(shù)據(jù)缺失的公司，最終得到750個觀測值（2011年372個觀測值，2012年378個觀測值）作為研究樣本。公司治理數(shù)據(jù)均取自CCER數(shù)據(jù)庫，財務(wù)數(shù)據(jù)取自CSMAR數(shù)據(jù)庫。為了克服極端值的影響，對連續(xù)變量最大和最小的1%進(jìn)行了Winsorize處理。

四、研究結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了各變量的描述性統(tǒng)計，同時檢驗了各變量的相關(guān)系數(shù)（限于篇幅未報告）。從相關(guān)系數(shù)來看，投資者關(guān)注和信息披露質(zhì)量相關(guān)系數(shù)顯著為正，初步表明投資者關(guān)注度高的公司其信息披露質(zhì)量也高。

（二）回歸結(jié)果分析

因為模型的被解釋變量為定序變量，我們對其采用有序的Ologit回歸進(jìn)行回歸分析，結(jié)果報告在表3中。表3包括全樣本、國有企業(yè)子樣本和民營企業(yè)子樣本三部分。全樣本回歸結(jié)果顯示，投資者關(guān)注的系數(shù)在1%的水平顯著為正，表明公司年度內(nèi)的投資者關(guān)注度越高，年末信息披露質(zhì)量越高，從而支持了假設(shè)H1。實際控制人性質(zhì)變量系數(shù)在1%的水平顯著為正，實際控制人性質(zhì)對信息披露質(zhì)量影響存在顯著差異。其他控制變量方面，信譽越高的企業(yè)，信息披露質(zhì)量越高；董事長和總經(jīng)理兩職兼任會降低信息披露質(zhì)量；業(yè)績越好，現(xiàn)金流量越充裕，信息披露質(zhì)量越好。

我們將全樣本區(qū)分為國有企業(yè)和民營企業(yè)兩個子樣本，分別對模型進(jìn)行回歸分析來檢驗假設(shè)H2a和H2b。從表3看出，國有企業(yè)樣本的回歸結(jié)果中，投資者關(guān)注度的系數(shù)為0.1314，在1%的水平下顯著。民營企業(yè)樣本的回歸結(jié)果中，投資者關(guān)注度的系數(shù)為0.1176，在5%的水平下顯著。上述結(jié)果支持假設(shè)H2a，說明國有企業(yè)的投資者關(guān)注外部治理效應(yīng)好于民營企業(yè)。

（三）穩(wěn)健性分析

本文從以下兩個方面對上述回歸進(jìn)行了穩(wěn)健性測試。首先，將信息披露考評結(jié)果替換為二分變量，即信息披露考評結(jié)果為“優(yōu)秀”或“A”、“良好”或“B”時取1，否則取0，采用Logistic回歸，結(jié)果與Logit回歸結(jié)果一致。其次，為了克服投資者關(guān)注和信息披露質(zhì)量存在內(nèi)生性問題，運用兩階段模型，建立結(jié)構(gòu)方程，結(jié)果和單方程回歸結(jié)果一致。

五、結(jié)論

從公司外部治理的視角，用百度搜索指數(shù)衡量投資者主動關(guān)注，研究其外部治理效應(yīng)和實際控制人性質(zhì)對其效應(yīng)的影響。通過實證檢驗，得出以下結(jié)論：（1）投資者關(guān)注通過市場壓力傳導(dǎo)機制發(fā)揮外部治理功能。高的投資者關(guān)注度會促使管理層披露高的信息質(zhì)量，提高信息透明度，降低投資者與企業(yè)之間的信息不對稱，規(guī)避投資者關(guān)注對股價的非理性波動風(fēng)險。（2）國有企業(yè)比民營企業(yè)更加注重投資者關(guān)注的外部監(jiān)督功能，促使其努力提高信息披露質(zhì)量。（3）為基于百度搜索指數(shù)的投資者關(guān)注具有公司外部治理功能提供經(jīng)驗證據(jù)，證明了實際控制人性質(zhì)會對企業(yè)外部治理效果產(chǎn)生影響。Z

參考文獻(xiàn)：

1.Healy，P.，and K. Palepu. Information Asymmetry，Corporate Disclosure and the Capital Market： A Review of the Empirical Disclosure Literature[J].Journal of Accounting and Economics，2001， 31（1-3）：405-440.

2.Hirshleifer，D.，and S.H.Teoh.Limited Investor Attention and Stock Market Misreaction to Acconting Information[J].Review of Asset Pricing Studies，2011，1（1）：35-73.

3.Fan，J.H.，and T.J.Wong. Corporate Ownership Structure and the Informativeness of Accounting Earnings in East Asia[J].Journal of Accounting and Economics，2002，33（3）：401-25.

4.李培功，沈藝峰.媒體的公司治理作用：中國的經(jīng)驗證據(jù)[J].經(jīng)濟研究，2010，（4）：14-27.

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9.廖微.投資者關(guān)注和股票市場價格行為研究[D].廣東財經(jīng)大學(xué)碩士學(xué)位論文，2013.

10.劉芍佳，孫霈，劉乃全.終極產(chǎn)權(quán)論、股權(quán)結(jié)構(gòu)及公司績效[J].經(jīng)濟研究，2003，（4）：51-62.

11.王化成.財務(wù)管理研究[M].北京：中國金融出版社，2005.

12.俞慶進(jìn)，張兵.投資者關(guān)注與股票收益——以百度指數(shù)作為關(guān)注度的一項實證研究[J].金融研究，2012，（8）：152-165.

13.雷宇.實際控制人性質(zhì)與聲譽機制的有效性——公司信息披露的經(jīng)驗證據(jù)[J].財經(jīng)論叢，2011，（5）：93-98.

作者簡介：

林玲，女，廣東財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院碩士研究生。研究方向：財務(wù)管理理論與實務(wù)。

張榮武，男，廣東財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院教授，博士，碩士生導(dǎo)師，財政部全國會計領(lǐng)軍（后備）人才，國家公派訪美學(xué)者。研究方向：產(chǎn)權(quán)財務(wù)與會計；行為與制度財務(wù)。endprint

三、研究設(shè)計

（一）模型與變量

建立以下模型來檢驗投資者關(guān)注的外部治理效應(yīng)，模型如下：

DISCLOSURE=β0+β1FOCUS +β2REPUTATION+β3SOE+β4BIG1+β5BIG25+β6PLU+β7ROA+β8LEV+β9CFO+ηIND+ωYEAR+ε

本文沿用了俞慶進(jìn)（2012）基于證券簡稱和證券代碼之和構(gòu)建的投資者關(guān)注度指標(biāo)，比以往單獨用證券簡稱或證券代碼作為投資者關(guān)注度指標(biāo)更加科學(xué)。借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)，我們引入公司治理指標(biāo)和財務(wù)指標(biāo)作為控制變量。雷宇（2011）實證檢驗了公司信譽對信息披露質(zhì)量有顯著影響，高的信譽能帶來高的信息披露質(zhì)量。因此，本文新增信譽指標(biāo)作為控制變量。變量定義見表1。

（二）樣本和數(shù)據(jù)

本文樣本為2011-2012年我國深圳主板A股上市公司，根據(jù)CCER數(shù)據(jù)庫中的實際控制人性質(zhì)，劃分為國有企業(yè)和民營企業(yè)構(gòu)成初始樣本。在此基礎(chǔ)上，剔除了金融保險類公司、ST等特殊處理的公司，同時剔除數(shù)據(jù)缺失的公司，最終得到750個觀測值（2011年372個觀測值，2012年378個觀測值）作為研究樣本。公司治理數(shù)據(jù)均取自CCER數(shù)據(jù)庫，財務(wù)數(shù)據(jù)取自CSMAR數(shù)據(jù)庫。為了克服極端值的影響，對連續(xù)變量最大和最小的1%進(jìn)行了Winsorize處理。

四、研究結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了各變量的描述性統(tǒng)計，同時檢驗了各變量的相關(guān)系數(shù)（限于篇幅未報告）。從相關(guān)系數(shù)來看，投資者關(guān)注和信息披露質(zhì)量相關(guān)系數(shù)顯著為正，初步表明投資者關(guān)注度高的公司其信息披露質(zhì)量也高。

（二）回歸結(jié)果分析

因為模型的被解釋變量為定序變量，我們對其采用有序的Ologit回歸進(jìn)行回歸分析，結(jié)果報告在表3中。表3包括全樣本、國有企業(yè)子樣本和民營企業(yè)子樣本三部分。全樣本回歸結(jié)果顯示，投資者關(guān)注的系數(shù)在1%的水平顯著為正，表明公司年度內(nèi)的投資者關(guān)注度越高，年末信息披露質(zhì)量越高，從而支持了假設(shè)H1。實際控制人性質(zhì)變量系數(shù)在1%的水平顯著為正，實際控制人性質(zhì)對信息披露質(zhì)量影響存在顯著差異。其他控制變量方面，信譽越高的企業(yè)，信息披露質(zhì)量越高；董事長和總經(jīng)理兩職兼任會降低信息披露質(zhì)量；業(yè)績越好，現(xiàn)金流量越充裕，信息披露質(zhì)量越好。

我們將全樣本區(qū)分為國有企業(yè)和民營企業(yè)兩個子樣本，分別對模型進(jìn)行回歸分析來檢驗假設(shè)H2a和H2b。從表3看出，國有企業(yè)樣本的回歸結(jié)果中，投資者關(guān)注度的系數(shù)為0.1314，在1%的水平下顯著。民營企業(yè)樣本的回歸結(jié)果中，投資者關(guān)注度的系數(shù)為0.1176，在5%的水平下顯著。上述結(jié)果支持假設(shè)H2a，說明國有企業(yè)的投資者關(guān)注外部治理效應(yīng)好于民營企業(yè)。

（三）穩(wěn)健性分析

本文從以下兩個方面對上述回歸進(jìn)行了穩(wěn)健性測試。首先，將信息披露考評結(jié)果替換為二分變量，即信息披露考評結(jié)果為“優(yōu)秀”或“A”、“良好”或“B”時取1，否則取0，采用Logistic回歸，結(jié)果與Logit回歸結(jié)果一致。其次，為了克服投資者關(guān)注和信息披露質(zhì)量存在內(nèi)生性問題，運用兩階段模型，建立結(jié)構(gòu)方程，結(jié)果和單方程回歸結(jié)果一致。

五、結(jié)論

從公司外部治理的視角，用百度搜索指數(shù)衡量投資者主動關(guān)注，研究其外部治理效應(yīng)和實際控制人性質(zhì)對其效應(yīng)的影響。通過實證檢驗，得出以下結(jié)論：（1）投資者關(guān)注通過市場壓力傳導(dǎo)機制發(fā)揮外部治理功能。高的投資者關(guān)注度會促使管理層披露高的信息質(zhì)量，提高信息透明度，降低投資者與企業(yè)之間的信息不對稱，規(guī)避投資者關(guān)注對股價的非理性波動風(fēng)險。（2）國有企業(yè)比民營企業(yè)更加注重投資者關(guān)注的外部監(jiān)督功能，促使其努力提高信息披露質(zhì)量。（3）為基于百度搜索指數(shù)的投資者關(guān)注具有公司外部治理功能提供經(jīng)驗證據(jù)，證明了實際控制人性質(zhì)會對企業(yè)外部治理效果產(chǎn)生影響。Z

參考文獻(xiàn)：

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8.宋雙杰，曹暉，楊坤.投資者關(guān)注與IPO異象——來自網(wǎng)絡(luò)搜索量的經(jīng)驗證據(jù)[J].經(jīng)濟研究，2011，（1）：145-155.

9.廖微.投資者關(guān)注和股票市場價格行為研究[D].廣東財經(jīng)大學(xué)碩士學(xué)位論文，2013.

10.劉芍佳，孫霈，劉乃全.終極產(chǎn)權(quán)論、股權(quán)結(jié)構(gòu)及公司績效[J].經(jīng)濟研究，2003，（4）：51-62.

11.王化成.財務(wù)管理研究[M].北京：中國金融出版社，2005.

12.俞慶進(jìn)，張兵.投資者關(guān)注與股票收益——以百度指數(shù)作為關(guān)注度的一項實證研究[J].金融研究，2012，（8）：152-165.

13.雷宇.實際控制人性質(zhì)與聲譽機制的有效性——公司信息披露的經(jīng)驗證據(jù)[J].財經(jīng)論叢，2011，（5）：93-98.

作者簡介：

林玲，女，廣東財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院碩士研究生。研究方向：財務(wù)管理理論與實務(wù)。

張榮武，男，廣東財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院教授，博士，碩士生導(dǎo)師，財政部全國會計領(lǐng)軍（后備）人才，國家公派訪美學(xué)者。研究方向：產(chǎn)權(quán)財務(wù)與會計；行為與制度財務(wù)。endprint

三、研究設(shè)計

（一）模型與變量

建立以下模型來檢驗投資者關(guān)注的外部治理效應(yīng)，模型如下：

DISCLOSURE=β0+β1FOCUS +β2REPUTATION+β3SOE+β4BIG1+β5BIG25+β6PLU+β7ROA+β8LEV+β9CFO+ηIND+ωYEAR+ε

本文沿用了俞慶進(jìn)（2012）基于證券簡稱和證券代碼之和構(gòu)建的投資者關(guān)注度指標(biāo)，比以往單獨用證券簡稱或證券代碼作為投資者關(guān)注度指標(biāo)更加科學(xué)。借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)，我們引入公司治理指標(biāo)和財務(wù)指標(biāo)作為控制變量。雷宇（2011）實證檢驗了公司信譽對信息披露質(zhì)量有顯著影響，高的信譽能帶來高的信息披露質(zhì)量。因此，本文新增信譽指標(biāo)作為控制變量。變量定義見表1。

（二）樣本和數(shù)據(jù)

本文樣本為2011-2012年我國深圳主板A股上市公司，根據(jù)CCER數(shù)據(jù)庫中的實際控制人性質(zhì)，劃分為國有企業(yè)和民營企業(yè)構(gòu)成初始樣本。在此基礎(chǔ)上，剔除了金融保險類公司、ST等特殊處理的公司，同時剔除數(shù)據(jù)缺失的公司，最終得到750個觀測值（2011年372個觀測值，2012年378個觀測值）作為研究樣本。公司治理數(shù)據(jù)均取自CCER數(shù)據(jù)庫，財務(wù)數(shù)據(jù)取自CSMAR數(shù)據(jù)庫。為了克服極端值的影響，對連續(xù)變量最大和最小的1%進(jìn)行了Winsorize處理。

四、研究結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了各變量的描述性統(tǒng)計，同時檢驗了各變量的相關(guān)系數(shù)（限于篇幅未報告）。從相關(guān)系數(shù)來看，投資者關(guān)注和信息披露質(zhì)量相關(guān)系數(shù)顯著為正，初步表明投資者關(guān)注度高的公司其信息披露質(zhì)量也高。

（二）回歸結(jié)果分析

因為模型的被解釋變量為定序變量，我們對其采用有序的Ologit回歸進(jìn)行回歸分析，結(jié)果報告在表3中。表3包括全樣本、國有企業(yè)子樣本和民營企業(yè)子樣本三部分。全樣本回歸結(jié)果顯示，投資者關(guān)注的系數(shù)在1%的水平顯著為正，表明公司年度內(nèi)的投資者關(guān)注度越高，年末信息披露質(zhì)量越高，從而支持了假設(shè)H1。實際控制人性質(zhì)變量系數(shù)在1%的水平顯著為正，實際控制人性質(zhì)對信息披露質(zhì)量影響存在顯著差異。其他控制變量方面，信譽越高的企業(yè)，信息披露質(zhì)量越高；董事長和總經(jīng)理兩職兼任會降低信息披露質(zhì)量；業(yè)績越好，現(xiàn)金流量越充裕，信息披露質(zhì)量越好。

我們將全樣本區(qū)分為國有企業(yè)和民營企業(yè)兩個子樣本，分別對模型進(jìn)行回歸分析來檢驗假設(shè)H2a和H2b。從表3看出，國有企業(yè)樣本的回歸結(jié)果中，投資者關(guān)注度的系數(shù)為0.1314，在1%的水平下顯著。民營企業(yè)樣本的回歸結(jié)果中，投資者關(guān)注度的系數(shù)為0.1176，在5%的水平下顯著。上述結(jié)果支持假設(shè)H2a，說明國有企業(yè)的投資者關(guān)注外部治理效應(yīng)好于民營企業(yè)。

（三）穩(wěn)健性分析

本文從以下兩個方面對上述回歸進(jìn)行了穩(wěn)健性測試。首先，將信息披露考評結(jié)果替換為二分變量，即信息披露考評結(jié)果為“優(yōu)秀”或“A”、“良好”或“B”時取1，否則取0，采用Logistic回歸，結(jié)果與Logit回歸結(jié)果一致。其次，為了克服投資者關(guān)注和信息披露質(zhì)量存在內(nèi)生性問題，運用兩階段模型，建立結(jié)構(gòu)方程，結(jié)果和單方程回歸結(jié)果一致。

五、結(jié)論

從公司外部治理的視角，用百度搜索指數(shù)衡量投資者主動關(guān)注，研究其外部治理效應(yīng)和實際控制人性質(zhì)對其效應(yīng)的影響。通過實證檢驗，得出以下結(jié)論：（1）投資者關(guān)注通過市場壓力傳導(dǎo)機制發(fā)揮外部治理功能。高的投資者關(guān)注度會促使管理層披露高的信息質(zhì)量，提高信息透明度，降低投資者與企業(yè)之間的信息不對稱，規(guī)避投資者關(guān)注對股價的非理性波動風(fēng)險。（2）國有企業(yè)比民營企業(yè)更加注重投資者關(guān)注的外部監(jiān)督功能，促使其努力提高信息披露質(zhì)量。（3）為基于百度搜索指數(shù)的投資者關(guān)注具有公司外部治理功能提供經(jīng)驗證據(jù)，證明了實際控制人性質(zhì)會對企業(yè)外部治理效果產(chǎn)生影響。Z

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作者簡介：

林玲，女，廣東財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院碩士研究生。研究方向：財務(wù)管理理論與實務(wù)。

張榮武，男，廣東財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院教授，博士，碩士生導(dǎo)師，財政部全國會計領(lǐng)軍（后備）人才，國家公派訪美學(xué)者。研究方向：產(chǎn)權(quán)財務(wù)與會計；行為與制度財務(wù)。endprint