創(chuàng)業(yè)板上市公司所有權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的影響

曾建新

摘要：本文研究所有權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)創(chuàng)業(yè)板上市公司會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的影響，以實(shí)際控制人性質(zhì)、控制層次、實(shí)際控制人所有權(quán)比例和股權(quán)集中度等變量度量所有權(quán)結(jié)構(gòu)。結(jié)果表明，控制層次與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)，表明控制層次的增多降低了會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量；實(shí)際控制人性質(zhì)、所有權(quán)比例以及股權(quán)集中度對(duì)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量沒(méi)有顯著影響。

關(guān)鍵詞：創(chuàng)業(yè)板上市公司 所有權(quán)結(jié)構(gòu) 會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量

息披露是一種信號(hào)傳遞，真實(shí)披露不利消息能顯示公司對(duì)未來(lái)的強(qiáng)大信心，披露好消息有助于將公司與其他對(duì)手區(qū)分開(kāi)來(lái)（王雄元、劉焱，2008）。會(huì)計(jì)信息披露的質(zhì)量同樣對(duì)證券市場(chǎng)的穩(wěn)定和發(fā)展有著重要的意義，提高會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量有助于減輕信息不對(duì)稱(chēng)，彌補(bǔ)投資者信息弱勢(shì)地位，降低公司的融資成本及運(yùn)作風(fēng)險(xiǎn)，提高證券市場(chǎng)效率，從而實(shí)現(xiàn)證券市場(chǎng)的健康發(fā)展。創(chuàng)業(yè)板上市公司大多為新興高科技行業(yè)的公司，具有規(guī)模小、成長(zhǎng)速度快、效益好等特點(diǎn)，目前我國(guó)創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)的會(huì)計(jì)信息披露制度還不夠完善，雖然相關(guān)文件對(duì)上市公司的信息披露做了詳細(xì)明確的規(guī)定，但仍存在監(jiān)管不到位的現(xiàn)象，不利于創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。本文研究所有權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)創(chuàng)業(yè)板上市公司會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的影響，旨在為規(guī)范創(chuàng)業(yè)板上市公司會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量、完善創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)的建設(shè)提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

一、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

劉芍佳等（2003）利用終極所有權(quán)理論對(duì)中國(guó)上市公司的控股主體進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)84%的上市公司最終仍由政府控制，國(guó)家直接控股的上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效低下，信息披露質(zhì)量較低。朱松（2006）認(rèn)為，最終控制人對(duì)上市公司的控制層次越長(zhǎng)，產(chǎn)生的代理問(wèn)題越多，信息披露質(zhì)量越低，而且這種影響在非國(guó)家控制的上市公司更為明顯。王雄元等（2008）通過(guò)構(gòu)建控制結(jié)構(gòu)，分項(xiàng)和綜合考察了公司治理對(duì)信息披露質(zhì)量的影響，結(jié)果顯示，信息披露質(zhì)量與控制層次顯著負(fù)相關(guān)。王正軍等（2012）發(fā)現(xiàn)當(dāng)終極控制人的現(xiàn)金流所有權(quán)較大時(shí)，終極控制人能夠有效地抑制經(jīng)理人員的道德風(fēng)險(xiǎn)，減少經(jīng)理人員與股東之間的直接代理沖突?？刂菩怨蓶|持有的現(xiàn)金流權(quán)比例越低，其侵占中小股東利益的動(dòng)機(jī)就越強(qiáng)，為了掩飾或支持其侵占行為，控制性股東就越有動(dòng)機(jī)去操控披露的信息質(zhì)量。王俊秋（2009）研究表明上市公司信息透明度與終極控制股東控制權(quán)和現(xiàn)金流量權(quán)的分離程度顯著負(fù)相關(guān)。

二、理論分析與研究假設(shè)

創(chuàng)業(yè)板上市公司大多處于高科技行業(yè)，王詠梅（2004）認(rèn)為高科技上市公司為了增加競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，會(huì)通過(guò)向外界增加自愿信息披露來(lái)努力減少潛在投資者和公司之間的信息不對(duì)稱(chēng)，高科技上市公司財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息自愿披露程度與行業(yè)特性、公司治理結(jié)構(gòu)、成長(zhǎng)性有顯著的相關(guān)性。本文旨在研究所有權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)創(chuàng)業(yè)板上市公司的會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的影響，主要集中于實(shí)際控制人性質(zhì)、控制層次、實(shí)際控制人所有權(quán)比例和股權(quán)集中度四個(gè)方面。

不同的實(shí)際控制人會(huì)導(dǎo)致不同的信息披露結(jié)果，在我國(guó)，實(shí)際控制人主要可以分為兩類(lèi)，一類(lèi)是國(guó)家控制，一類(lèi)是非國(guó)家控制。由于兩者的控制目的不同從而導(dǎo)致不同的控制結(jié)果。前者側(cè)重于實(shí)現(xiàn)政治和社會(huì)目的，后者主要是為了達(dá)到經(jīng)濟(jì)目標(biāo)，實(shí)現(xiàn)公司利潤(rùn)最大化，兩種不同的控制目標(biāo)將導(dǎo)致不同的會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量結(jié)果。因此，本文提出假設(shè)：

H1：實(shí)際控制人性質(zhì)對(duì)創(chuàng)業(yè)板上市公司的會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量有影響，當(dāng)實(shí)際控制人為國(guó)家控制時(shí)，信息披露質(zhì)量降低。

一般而言，控制層次越短，隨著信息披露路徑的減少，實(shí)際控制人越能有效實(shí)施其戰(zhàn)略意圖，會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量會(huì)越高；而控制層次越長(zhǎng)，創(chuàng)業(yè)板上市公司管理層采取戰(zhàn)略措施逃避實(shí)際控制人控制的傾向越大，將會(huì)導(dǎo)致會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量降低。因此，本文提出假設(shè)：

H2：創(chuàng)業(yè)板上市公司控制層次與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)。

根據(jù)代理理論，公司股東與管理層之間存在委托—代理關(guān)系，兩者的效用函數(shù)不一致，雙方會(huì)因各自不同的利益而產(chǎn)生沖突。代理人持股比例越小，就越會(huì)作出一些損害委托人利益的行為，并通過(guò)披露不準(zhǔn)確或不真實(shí)的信息來(lái)掩蓋其行為。而委托人為了防止自身利益遭受損失，會(huì)花費(fèi)一定的成本來(lái)監(jiān)督激勵(lì)代理人的行為，或轉(zhuǎn)讓一部分股權(quán)給代理人。因此，本文提出假設(shè)：

H3：創(chuàng)業(yè)板上市公司實(shí)際控制人的所有權(quán)比例與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量正相關(guān)。

隨著大股東持股比例的提高，其獲取控制權(quán)私有收益的能力會(huì)越來(lái)越強(qiáng)。大股東為了降低融資成本和訴訟風(fēng)險(xiǎn)等原因而傾向于干預(yù)企業(yè)信息的披露，對(duì)外發(fā)布有利于自身的信息?？毓晒蓶|與非控股股東之間的沖突，由于控制股東掌握了公司控制權(quán)使得他們更有能力剝奪其他股東的利益，引起代理成本增加，從而降低了公司的信息披露質(zhì)量，導(dǎo)致“壕溝效應(yīng)”（Entrenchment Effect）。因此，本文提出假設(shè)：

H4：創(chuàng)業(yè)板上市公司股權(quán)集中度與信息披露質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源 。本文以2010-2011年深圳證券交易所創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究對(duì)象。要求樣本公司處于正常經(jīng)營(yíng)狀況下且具有完整的公司信息披露質(zhì)量等特征數(shù)據(jù)，因而剔除財(cái)務(wù)狀況異常的ST、PT公司和變量數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終得到431個(gè)樣本觀測(cè)值。上市公司的會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量來(lái)自于深圳證券交易所網(wǎng)站中的“誠(chéng)信檔案”考評(píng)結(jié)果，控制層次的數(shù)據(jù)通過(guò)查閱創(chuàng)業(yè)板上市公司年度報(bào)告手工收集，其他數(shù)據(jù)來(lái)自于國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。本文的數(shù)據(jù)處理采用Excel軟件。

（二）變量設(shè)計(jì)。被解釋變量為信息披露質(zhì)量。借鑒王雄元和劉焱（2008），本文采用深圳證券交易所對(duì)創(chuàng)業(yè)板上市公司信息披露工作的考核結(jié)果作為上市公司會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的替代變量，依據(jù)上市公司會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量（QUALITY）從高到低劃分為A、B、C、D四個(gè)等級(jí)，分別代表優(yōu)秀、良好、及格和不及格，相應(yīng)地賦值4、3、2、1，數(shù)值越大代表信息披露質(zhì)量越好。

本文的解釋變量為實(shí)際控制人性質(zhì)、控制層次、實(shí)際控制人所有權(quán)比例和股權(quán)集中度。實(shí)際控制人性質(zhì)（XINGZHI），是指實(shí)際控制人是國(guó)家控制還是非國(guó)家控制。該變量為啞變量，實(shí)際控制人為國(guó)有性質(zhì)時(shí)取1，否則取0?？刂茖哟危–L），是指實(shí)際控制人到上市公司之間所經(jīng)歷控制層級(jí)的數(shù)目，上市公司的層級(jí)結(jié)構(gòu)直接反映了實(shí)際控制人控制層次的長(zhǎng)度，該指標(biāo)按照2010-2011年創(chuàng)業(yè)板上市公司的年度報(bào)告摘要中的控制關(guān)系的方框圖進(jìn)行統(tǒng)計(jì)。實(shí)際控制人所有權(quán)比例（SUO），即實(shí)際控制人擁有上市公司所有權(quán)比例，是指實(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，其中所有權(quán)又稱(chēng)現(xiàn)金流權(quán)。股權(quán)集中度（H10），是指前十大股東持股比例的平方和。H10越接近1，說(shuō)明前10位股東的持股比例越大，股權(quán)集中度越高；H10越接近0，說(shuō)明前10位股東的持股比例越小，股權(quán)越分散。一般以0.25作為H10的臨界值，若大于0.25則說(shuō)明股權(quán)集中度較高，若小于0.25則說(shuō)明股權(quán)集中度較低。endprint

除上述變量外，本文還設(shè)置了六個(gè)控制變量，即，董事長(zhǎng)、總經(jīng)理是否兼任（DIRCEO）；獨(dú)立董事比例（INDR）；監(jiān)事總規(guī)模（JIANSHI），即公司監(jiān)事會(huì)的人數(shù)；企業(yè)規(guī)模（SIZE），用公司期末資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)表示；盈利水平（ROE），用期末凈利潤(rùn)除以股東權(quán)益來(lái)衡量；財(cái)務(wù)杠桿（LEV），用資產(chǎn)負(fù)債率表示。

（三）模型構(gòu)建。本文以創(chuàng)業(yè)板上市公司的會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量作為被解釋變量，以反映創(chuàng)業(yè)板上市公司的所有權(quán)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)作為解釋變量，以反映公司治理結(jié)構(gòu)和財(cái)務(wù)狀況的指標(biāo)作為控制變量，構(gòu)建下列多元線性回歸模型：

QUALITY=β0+β2CL+β4H10+β5DIRCEO+β6INDR+β7JIANSHI+β8SIZE+β9ROE+β10LEV+ξ（1）

QUALITY=β0+β1XINGZHI+β2CL+β3SUO+β4H10+β5DIRCEO+β6INDR+β7JIANSHI+β8SIZE+β9ROE+β10LEV+ξ（2）

模型中，β0是回歸方程的常數(shù)項(xiàng)；βi（其中i=1、2、3、4、5、6、7、8、9、10）是各解釋變量和控制變量的偏回歸系數(shù)；ξ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析。表1是對(duì)2010-2011年樣本公司會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的統(tǒng)計(jì)?？梢钥闯?，2010-2011年創(chuàng)業(yè)板上市公司的會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量總體狀況較為穩(wěn)定，一直保持著“中間大，兩頭小”的格局，即獲得良好的公司占了主體，其比例基本保持在73%左右，而獲得優(yōu)秀和及格的公司比例差不多相同，都在13%左右。然而，2011年獲得優(yōu)秀的公司比例有上升趨勢(shì)，而及格公司比例有所下降，說(shuō)明創(chuàng)業(yè)板上市公司會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量總體有上升趨勢(shì)。

回歸變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)下頁(yè)表2?？刂茖哟危–L）的最高層級(jí)為5，最低層級(jí)為1，均值為1.6009。結(jié)合對(duì)控制層次頻數(shù)分布的統(tǒng)計(jì)，表明大多數(shù)創(chuàng)業(yè)板公司都采用中低等層次的控制結(jié)構(gòu)控制創(chuàng)業(yè)板上市公司。實(shí)際控制人所有權(quán)比例（SUO）的最小值為0.71%，最大值為85.39%，均值為38.92%，說(shuō)明創(chuàng)業(yè)板上市公司的實(shí)際控制股東持有公司股權(quán)超過(guò)1/3。在股權(quán)集中度（H10）方面，股權(quán)集中度的均值為0.1683，小于臨界值0.25，說(shuō)明創(chuàng)業(yè)板上市公司的股權(quán)相對(duì)分散，進(jìn)一步分析實(shí)際控制人性質(zhì)的頻數(shù)，發(fā)現(xiàn)有401個(gè)測(cè)量值即占總樣本數(shù)的93.04%的公司是非國(guó)有性質(zhì)的?？刂谱兞恐?，獨(dú)立董事比例（INDR）的最小值為25%，最大值為60%，均值為36.9274%，滿足證監(jiān)會(huì)“上市公司董事會(huì)成員中應(yīng)當(dāng)至少包括三分之一的獨(dú)立董事”的要求，但部分公司未能達(dá)到該項(xiàng)要求，說(shuō)明存在監(jiān)督管理不規(guī)范的問(wèn)題；樣本公司的盈利能力（ROE）平均水平為10.2521%，最小值為負(fù)數(shù)，即-0.0883%，最大值為16.9121%。

（二）相關(guān)性分析。下頁(yè)表3為回歸變量間的Pearson相關(guān)系數(shù)?？梢钥闯?，信息披露質(zhì)量與其他各解釋變量之間存在著顯著的相關(guān)性，如與股權(quán)集中度（H10）顯著正相關(guān)，而與控制層次（CL）顯著負(fù)相關(guān)。這說(shuō)明本文選擇的解釋變量能較好地解釋信息披露質(zhì)量，同時(shí)為多元線性回歸研究提供了基礎(chǔ)。此外，各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)都不高，最高為0.4868，沒(méi)有超過(guò)共線性臨界值0.8，所以各變量之間的共線性問(wèn)題并不嚴(yán)重。

（三）回歸結(jié)果分析。多元回歸分析結(jié)果如表4所示。

模型1回歸結(jié)果顯示，控制層次（CL）對(duì)信息披露質(zhì)量有負(fù)面影響，而且在10%的水平上顯著，這種關(guān)系在模型2中仍然存在，顯著性水平相同，從而驗(yàn)證了假設(shè)2。從表4中還可以看出，股權(quán)集中度（H10）對(duì)信息披露質(zhì)量有正向影響，但這種影響并不顯著，且在模型1和模型2中均相同，表明假設(shè)4未得到驗(yàn)證。其原因可能在于，創(chuàng)業(yè)板上市公司的控股大股東往往也是管理層的核心成員，創(chuàng)業(yè)板開(kāi)市時(shí)間不長(zhǎng)，大部分公司仍然處于擴(kuò)張規(guī)模的階段，需要通過(guò)良好的會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量來(lái)降低融資成本，因而在一定程度上存在對(duì)信息披露質(zhì)量的正向激勵(lì)，從而抵消了負(fù)向的“壕溝效應(yīng)”。比如，有研究發(fā)現(xiàn)，在我國(guó)特定的制度環(huán)境下，“一股獨(dú)大”能有效彌補(bǔ)法律制度的缺失，對(duì)投資者提供有效保護(hù)，并有利于公司業(yè)績(jī)的提升（葉勇等，2005）。

模型2回歸結(jié)果顯示，實(shí)際控制人所有權(quán)性質(zhì)（XINGZHI）對(duì)信息披露質(zhì)量存在正向影響，但是這種影響并不顯著，假設(shè)1未得到驗(yàn)證?？赡艿脑蛟谟诮^大部分創(chuàng)業(yè)板上市公司均為非國(guó)有企業(yè)，國(guó)有性質(zhì)實(shí)際控制樣本較少。實(shí)際控制人所有權(quán)比例（SUO）對(duì)信息披露質(zhì)量有負(fù)面影響，但這種影響并不顯著，假設(shè)3未得到驗(yàn)證，可能原因是實(shí)際控制人所有權(quán)比例總體上不高，受到其他股東的制約。另外，控制變量中，獨(dú)立董事比例與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)，表明獨(dú)立董事的獨(dú)立性不強(qiáng)，未能真正發(fā)揮作用；企業(yè)規(guī)模、盈利水平與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量顯著正相關(guān)，與研究文獻(xiàn)的結(jié)論一致。

五、結(jié)論

創(chuàng)業(yè)板上市公司的實(shí)際控制人性質(zhì)對(duì)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量無(wú)影響，即在創(chuàng)業(yè)板上市公司中，國(guó)有控制和非國(guó)控制兩者對(duì)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量結(jié)果的差異不大；而控制層次與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量之間呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)，表明減少控制層次可以提高會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量；另外，實(shí)際控制人所有權(quán)比例和股權(quán)集中度均對(duì)信息披露質(zhì)量沒(méi)有顯著影響。S

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參考文獻(xiàn)：

1.劉芍佳，孫霈，王志偉.終極產(chǎn)權(quán)論、股權(quán)結(jié)構(gòu)及公司績(jī)效[J].經(jīng)濟(jì)研究，2003，（2）.

2.王雄元，劉焱.產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與信息披露質(zhì)量的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2008，（1）.

3.朱松.最終控制人特征與盈余信息含量[J].中國(guó)會(huì)計(jì)與財(cái)務(wù)研究，2006，（1）.

4.劉立國(guó)，杜瑩.公司治理與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量關(guān)系的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2003，（2）.endprint

除上述變量外，本文還設(shè)置了六個(gè)控制變量，即，董事長(zhǎng)、總經(jīng)理是否兼任（DIRCEO）；獨(dú)立董事比例（INDR）；監(jiān)事總規(guī)模（JIANSHI），即公司監(jiān)事會(huì)的人數(shù)；企業(yè)規(guī)模（SIZE），用公司期末資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)表示；盈利水平（ROE），用期末凈利潤(rùn)除以股東權(quán)益來(lái)衡量；財(cái)務(wù)杠桿（LEV），用資產(chǎn)負(fù)債率表示。

（三）模型構(gòu)建。本文以創(chuàng)業(yè)板上市公司的會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量作為被解釋變量，以反映創(chuàng)業(yè)板上市公司的所有權(quán)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)作為解釋變量，以反映公司治理結(jié)構(gòu)和財(cái)務(wù)狀況的指標(biāo)作為控制變量，構(gòu)建下列多元線性回歸模型：

QUALITY=β0+β2CL+β4H10+β5DIRCEO+β6INDR+β7JIANSHI+β8SIZE+β9ROE+β10LEV+ξ（1）

QUALITY=β0+β1XINGZHI+β2CL+β3SUO+β4H10+β5DIRCEO+β6INDR+β7JIANSHI+β8SIZE+β9ROE+β10LEV+ξ（2）

模型中，β0是回歸方程的常數(shù)項(xiàng)；βi（其中i=1、2、3、4、5、6、7、8、9、10）是各解釋變量和控制變量的偏回歸系數(shù)；ξ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析。表1是對(duì)2010-2011年樣本公司會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的統(tǒng)計(jì)?？梢钥闯?，2010-2011年創(chuàng)業(yè)板上市公司的會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量總體狀況較為穩(wěn)定，一直保持著“中間大，兩頭小”的格局，即獲得良好的公司占了主體，其比例基本保持在73%左右，而獲得優(yōu)秀和及格的公司比例差不多相同，都在13%左右。然而，2011年獲得優(yōu)秀的公司比例有上升趨勢(shì)，而及格公司比例有所下降，說(shuō)明創(chuàng)業(yè)板上市公司會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量總體有上升趨勢(shì)。

回歸變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)下頁(yè)表2?？刂茖哟危–L）的最高層級(jí)為5，最低層級(jí)為1，均值為1.6009。結(jié)合對(duì)控制層次頻數(shù)分布的統(tǒng)計(jì)，表明大多數(shù)創(chuàng)業(yè)板公司都采用中低等層次的控制結(jié)構(gòu)控制創(chuàng)業(yè)板上市公司。實(shí)際控制人所有權(quán)比例（SUO）的最小值為0.71%，最大值為85.39%，均值為38.92%，說(shuō)明創(chuàng)業(yè)板上市公司的實(shí)際控制股東持有公司股權(quán)超過(guò)1/3。在股權(quán)集中度（H10）方面，股權(quán)集中度的均值為0.1683，小于臨界值0.25，說(shuō)明創(chuàng)業(yè)板上市公司的股權(quán)相對(duì)分散，進(jìn)一步分析實(shí)際控制人性質(zhì)的頻數(shù)，發(fā)現(xiàn)有401個(gè)測(cè)量值即占總樣本數(shù)的93.04%的公司是非國(guó)有性質(zhì)的?？刂谱兞恐?，獨(dú)立董事比例（INDR）的最小值為25%，最大值為60%，均值為36.9274%，滿足證監(jiān)會(huì)“上市公司董事會(huì)成員中應(yīng)當(dāng)至少包括三分之一的獨(dú)立董事”的要求，但部分公司未能達(dá)到該項(xiàng)要求，說(shuō)明存在監(jiān)督管理不規(guī)范的問(wèn)題；樣本公司的盈利能力（ROE）平均水平為10.2521%，最小值為負(fù)數(shù)，即-0.0883%，最大值為16.9121%。

（二）相關(guān)性分析。下頁(yè)表3為回歸變量間的Pearson相關(guān)系數(shù)?？梢钥闯?，信息披露質(zhì)量與其他各解釋變量之間存在著顯著的相關(guān)性，如與股權(quán)集中度（H10）顯著正相關(guān)，而與控制層次（CL）顯著負(fù)相關(guān)。這說(shuō)明本文選擇的解釋變量能較好地解釋信息披露質(zhì)量，同時(shí)為多元線性回歸研究提供了基礎(chǔ)。此外，各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)都不高，最高為0.4868，沒(méi)有超過(guò)共線性臨界值0.8，所以各變量之間的共線性問(wèn)題并不嚴(yán)重。

（三）回歸結(jié)果分析。多元回歸分析結(jié)果如表4所示。

模型1回歸結(jié)果顯示，控制層次（CL）對(duì)信息披露質(zhì)量有負(fù)面影響，而且在10%的水平上顯著，這種關(guān)系在模型2中仍然存在，顯著性水平相同，從而驗(yàn)證了假設(shè)2。從表4中還可以看出，股權(quán)集中度（H10）對(duì)信息披露質(zhì)量有正向影響，但這種影響并不顯著，且在模型1和模型2中均相同，表明假設(shè)4未得到驗(yàn)證。其原因可能在于，創(chuàng)業(yè)板上市公司的控股大股東往往也是管理層的核心成員，創(chuàng)業(yè)板開(kāi)市時(shí)間不長(zhǎng)，大部分公司仍然處于擴(kuò)張規(guī)模的階段，需要通過(guò)良好的會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量來(lái)降低融資成本，因而在一定程度上存在對(duì)信息披露質(zhì)量的正向激勵(lì)，從而抵消了負(fù)向的“壕溝效應(yīng)”。比如，有研究發(fā)現(xiàn)，在我國(guó)特定的制度環(huán)境下，“一股獨(dú)大”能有效彌補(bǔ)法律制度的缺失，對(duì)投資者提供有效保護(hù)，并有利于公司業(yè)績(jī)的提升（葉勇等，2005）。

模型2回歸結(jié)果顯示，實(shí)際控制人所有權(quán)性質(zhì)（XINGZHI）對(duì)信息披露質(zhì)量存在正向影響，但是這種影響并不顯著，假設(shè)1未得到驗(yàn)證?？赡艿脑蛟谟诮^大部分創(chuàng)業(yè)板上市公司均為非國(guó)有企業(yè)，國(guó)有性質(zhì)實(shí)際控制樣本較少。實(shí)際控制人所有權(quán)比例（SUO）對(duì)信息披露質(zhì)量有負(fù)面影響，但這種影響并不顯著，假設(shè)3未得到驗(yàn)證，可能原因是實(shí)際控制人所有權(quán)比例總體上不高，受到其他股東的制約。另外，控制變量中，獨(dú)立董事比例與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)，表明獨(dú)立董事的獨(dú)立性不強(qiáng)，未能真正發(fā)揮作用；企業(yè)規(guī)模、盈利水平與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量顯著正相關(guān)，與研究文獻(xiàn)的結(jié)論一致。

五、結(jié)論

創(chuàng)業(yè)板上市公司的實(shí)際控制人性質(zhì)對(duì)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量無(wú)影響，即在創(chuàng)業(yè)板上市公司中，國(guó)有控制和非國(guó)控制兩者對(duì)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量結(jié)果的差異不大；而控制層次與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量之間呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)，表明減少控制層次可以提高會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量；另外，實(shí)際控制人所有權(quán)比例和股權(quán)集中度均對(duì)信息披露質(zhì)量沒(méi)有顯著影響。S

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參考文獻(xiàn)：

1.劉芍佳，孫霈，王志偉.終極產(chǎn)權(quán)論、股權(quán)結(jié)構(gòu)及公司績(jī)效[J].經(jīng)濟(jì)研究，2003，（2）.

2.王雄元，劉焱.產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與信息披露質(zhì)量的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2008，（1）.

3.朱松.最終控制人特征與盈余信息含量[J].中國(guó)會(huì)計(jì)與財(cái)務(wù)研究，2006，（1）.

4.劉立國(guó)，杜瑩.公司治理與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量關(guān)系的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2003，（2）.endprint

除上述變量外，本文還設(shè)置了六個(gè)控制變量，即，董事長(zhǎng)、總經(jīng)理是否兼任（DIRCEO）；獨(dú)立董事比例（INDR）；監(jiān)事總規(guī)模（JIANSHI），即公司監(jiān)事會(huì)的人數(shù)；企業(yè)規(guī)模（SIZE），用公司期末資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)表示；盈利水平（ROE），用期末凈利潤(rùn)除以股東權(quán)益來(lái)衡量；財(cái)務(wù)杠桿（LEV），用資產(chǎn)負(fù)債率表示。

（三）模型構(gòu)建。本文以創(chuàng)業(yè)板上市公司的會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量作為被解釋變量，以反映創(chuàng)業(yè)板上市公司的所有權(quán)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)作為解釋變量，以反映公司治理結(jié)構(gòu)和財(cái)務(wù)狀況的指標(biāo)作為控制變量，構(gòu)建下列多元線性回歸模型：

QUALITY=β0+β2CL+β4H10+β5DIRCEO+β6INDR+β7JIANSHI+β8SIZE+β9ROE+β10LEV+ξ（1）

QUALITY=β0+β1XINGZHI+β2CL+β3SUO+β4H10+β5DIRCEO+β6INDR+β7JIANSHI+β8SIZE+β9ROE+β10LEV+ξ（2）

模型中，β0是回歸方程的常數(shù)項(xiàng)；βi（其中i=1、2、3、4、5、6、7、8、9、10）是各解釋變量和控制變量的偏回歸系數(shù)；ξ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析。表1是對(duì)2010-2011年樣本公司會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的統(tǒng)計(jì)?？梢钥闯?，2010-2011年創(chuàng)業(yè)板上市公司的會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量總體狀況較為穩(wěn)定，一直保持著“中間大，兩頭小”的格局，即獲得良好的公司占了主體，其比例基本保持在73%左右，而獲得優(yōu)秀和及格的公司比例差不多相同，都在13%左右。然而，2011年獲得優(yōu)秀的公司比例有上升趨勢(shì)，而及格公司比例有所下降，說(shuō)明創(chuàng)業(yè)板上市公司會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量總體有上升趨勢(shì)。

回歸變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)下頁(yè)表2?？刂茖哟危–L）的最高層級(jí)為5，最低層級(jí)為1，均值為1.6009。結(jié)合對(duì)控制層次頻數(shù)分布的統(tǒng)計(jì)，表明大多數(shù)創(chuàng)業(yè)板公司都采用中低等層次的控制結(jié)構(gòu)控制創(chuàng)業(yè)板上市公司。實(shí)際控制人所有權(quán)比例（SUO）的最小值為0.71%，最大值為85.39%，均值為38.92%，說(shuō)明創(chuàng)業(yè)板上市公司的實(shí)際控制股東持有公司股權(quán)超過(guò)1/3。在股權(quán)集中度（H10）方面，股權(quán)集中度的均值為0.1683，小于臨界值0.25，說(shuō)明創(chuàng)業(yè)板上市公司的股權(quán)相對(duì)分散，進(jìn)一步分析實(shí)際控制人性質(zhì)的頻數(shù)，發(fā)現(xiàn)有401個(gè)測(cè)量值即占總樣本數(shù)的93.04%的公司是非國(guó)有性質(zhì)的。控制變量中，獨(dú)立董事比例（INDR）的最小值為25%，最大值為60%，均值為36.9274%，滿足證監(jiān)會(huì)“上市公司董事會(huì)成員中應(yīng)當(dāng)至少包括三分之一的獨(dú)立董事”的要求，但部分公司未能達(dá)到該項(xiàng)要求，說(shuō)明存在監(jiān)督管理不規(guī)范的問(wèn)題；樣本公司的盈利能力（ROE）平均水平為10.2521%，最小值為負(fù)數(shù)，即-0.0883%，最大值為16.9121%。

（二）相關(guān)性分析。下頁(yè)表3為回歸變量間的Pearson相關(guān)系數(shù)。可以看出，信息披露質(zhì)量與其他各解釋變量之間存在著顯著的相關(guān)性，如與股權(quán)集中度（H10）顯著正相關(guān)，而與控制層次（CL）顯著負(fù)相關(guān)。這說(shuō)明本文選擇的解釋變量能較好地解釋信息披露質(zhì)量，同時(shí)為多元線性回歸研究提供了基礎(chǔ)。此外，各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)都不高，最高為0.4868，沒(méi)有超過(guò)共線性臨界值0.8，所以各變量之間的共線性問(wèn)題并不嚴(yán)重。

（三）回歸結(jié)果分析。多元回歸分析結(jié)果如表4所示。

模型1回歸結(jié)果顯示，控制層次（CL）對(duì)信息披露質(zhì)量有負(fù)面影響，而且在10%的水平上顯著，這種關(guān)系在模型2中仍然存在，顯著性水平相同，從而驗(yàn)證了假設(shè)2。從表4中還可以看出，股權(quán)集中度（H10）對(duì)信息披露質(zhì)量有正向影響，但這種影響并不顯著，且在模型1和模型2中均相同，表明假設(shè)4未得到驗(yàn)證。其原因可能在于，創(chuàng)業(yè)板上市公司的控股大股東往往也是管理層的核心成員，創(chuàng)業(yè)板開(kāi)市時(shí)間不長(zhǎng)，大部分公司仍然處于擴(kuò)張規(guī)模的階段，需要通過(guò)良好的會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量來(lái)降低融資成本，因而在一定程度上存在對(duì)信息披露質(zhì)量的正向激勵(lì)，從而抵消了負(fù)向的“壕溝效應(yīng)”。比如，有研究發(fā)現(xiàn)，在我國(guó)特定的制度環(huán)境下，“一股獨(dú)大”能有效彌補(bǔ)法律制度的缺失，對(duì)投資者提供有效保護(hù)，并有利于公司業(yè)績(jī)的提升（葉勇等，2005）。

模型2回歸結(jié)果顯示，實(shí)際控制人所有權(quán)性質(zhì)（XINGZHI）對(duì)信息披露質(zhì)量存在正向影響，但是這種影響并不顯著，假設(shè)1未得到驗(yàn)證?？赡艿脑蛟谟诮^大部分創(chuàng)業(yè)板上市公司均為非國(guó)有企業(yè)，國(guó)有性質(zhì)實(shí)際控制樣本較少。實(shí)際控制人所有權(quán)比例（SUO）對(duì)信息披露質(zhì)量有負(fù)面影響，但這種影響并不顯著，假設(shè)3未得到驗(yàn)證，可能原因是實(shí)際控制人所有權(quán)比例總體上不高，受到其他股東的制約。另外，控制變量中，獨(dú)立董事比例與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)，表明獨(dú)立董事的獨(dú)立性不強(qiáng)，未能真正發(fā)揮作用；企業(yè)規(guī)模、盈利水平與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量顯著正相關(guān)，與研究文獻(xiàn)的結(jié)論一致。

五、結(jié)論

創(chuàng)業(yè)板上市公司的實(shí)際控制人性質(zhì)對(duì)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量無(wú)影響，即在創(chuàng)業(yè)板上市公司中，國(guó)有控制和非國(guó)控制兩者對(duì)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量結(jié)果的差異不大；而控制層次與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量之間呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)，表明減少控制層次可以提高會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量；另外，實(shí)際控制人所有權(quán)比例和股權(quán)集中度均對(duì)信息披露質(zhì)量沒(méi)有顯著影響。S

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參考文獻(xiàn)：

1.劉芍佳，孫霈，王志偉.終極產(chǎn)權(quán)論、股權(quán)結(jié)構(gòu)及公司績(jī)效[J].經(jīng)濟(jì)研究，2003，（2）.

2.王雄元，劉焱.產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與信息披露質(zhì)量的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2008，（1）.

3.朱松.最終控制人特征與盈余信息含量[J].中國(guó)會(huì)計(jì)與財(cái)務(wù)研究，2006，（1）.

4.劉立國(guó)，杜瑩.公司治理與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量關(guān)系的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2003，（2）.endprint