產(chǎn)品市場競爭與信息披露違規(guī)：誘發(fā)還是治理？
——基于古諾和Mlogit模型的分析

賀寶成，阮孝青

(陜西科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，西安 710021)

引 言

信息披露是資本市場的靈魂，披露違規(guī)治理卻是一個(gè)世界性難題。我國作為新興資本市場，會(huì)計(jì)信息披露違規(guī)問題突出。國泰安數(shù)據(jù)庫2010—2017年披露的上市公司違規(guī)樣本中，存在信息披露違規(guī)的有2 469例，占比41.38%。近年來披露違規(guī)事件層出不窮，華澤鈷鎳將37.8億元無效票據(jù)入賬充當(dāng)還款，康得新2015—2018年三年累計(jì)虛增利潤總額119.21億元，輔仁藥業(yè)近17億元貨幣資金“憑空消失”，康美藥業(yè)2017年度報(bào)告中貨幣資金多計(jì)金額299.44億元……披露違規(guī)侵害了投資者合法權(quán)益，擾亂了資本市場運(yùn)行秩序。

現(xiàn)有對信息披露違規(guī)影響因素的研究主要集中在內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)方面，如董事會(huì)規(guī)模、結(jié)構(gòu)、董事長與總經(jīng)理二職合一情況、獨(dú)立董事比例、背景以及是否設(shè)立審計(jì)委員會(huì)等(萬欣榮、鄭新等，2007；馮旭南、陳工孟，2011；張曉嵐、吳東霖等，2009)[1-3]；又如股權(quán)集中度、制衡度、流通股比例和機(jī)構(gòu)持股比例(湯立斌，2004；陳國進(jìn)、林輝等，2005；于曉強(qiáng)、劉善存；2012)[4-6]以及財(cái)務(wù)特征(吳國萍、馬施，2010；曾月明、崔燕來等，2011)[7-8]。隨著全球市場競爭的加劇，作為外部治理機(jī)制[9]，產(chǎn)品市場競爭愈發(fā)引起學(xué)界的關(guān)注[10]，但存在“誘發(fā)”和“治理”兩種相悖觀點(diǎn)，仍存在較大的研究拓展空間。

一、文獻(xiàn)回顧

當(dāng)前，關(guān)于產(chǎn)品市場競爭對信息披露違規(guī)的影響主要有誘發(fā)觀[11]和治理觀[9]兩種觀點(diǎn)。

誘發(fā)觀下，產(chǎn)品市場競爭越激烈的企業(yè)為了避免來自競爭對手的威脅，傾向于披露無效信息或違規(guī)披露信息。Karuna等(2012)[12]、Datta等(2013)[13]認(rèn)為，市場競爭會(huì)增加企業(yè)盈余管理的可能性。Porter(2008)[14]認(rèn)為，競爭者大量涌入的行業(yè)中往往會(huì)催生更多不法活動(dòng)，因?yàn)榧ち业漠a(chǎn)品市場競爭使得企業(yè)有動(dòng)機(jī)通過敗德行為緩解有限市場和有限資源的爭奪壓力。同時(shí)，產(chǎn)品市場競爭會(huì)發(fā)揮業(yè)績標(biāo)尺和聲譽(yù)機(jī)制作用，而Peng和Roell (2014)[15]的研究表明，當(dāng)管理層薪酬直接與經(jīng)營業(yè)績和個(gè)人聲譽(yù)掛鉤時(shí)，會(huì)導(dǎo)致經(jīng)理人違規(guī)行為的產(chǎn)生。Wang等(2012)[16]研究表明產(chǎn)品競爭程度高的行業(yè)，發(fā)生財(cái)務(wù)欺詐的可能性更高。國內(nèi)相關(guān)研究沿襲國外這一趨勢，寧家耀和李軍(2012)[17]研究發(fā)現(xiàn)市場競爭會(huì)降低公司治理存在缺陷企業(yè)的信息披露質(zhì)量。溫日光和汪劍鋒(2018)[18]認(rèn)為競爭性市場中的企業(yè)盈余管理的上調(diào)幅度更大。滕飛和辛宇等(2016)[19]研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)品市場競爭的加劇，對公司違規(guī)行為具有顯著“誘發(fā)”效應(yīng)，也會(huì)削弱社會(huì)資本(蔣堯明、賴妍，2017)[20]對違規(guī)的抑制作用。

治理觀下，產(chǎn)品市場競爭作為一種重要的外部治理機(jī)制，會(huì)加劇企業(yè)因經(jīng)營不善而破產(chǎn)清算的風(fēng)險(xiǎn)、威脅管理層的職業(yè)安全與收入水平，因此促使高管自覺履行其經(jīng)營管理職能。Balakrishnan和Cohen(2011)[9]認(rèn)為，高強(qiáng)度的產(chǎn)品市場競爭會(huì)減少財(cái)務(wù)信息錯(cuò)報(bào)行為。Hoberg和Phillips(2010)[21]的研究表明，產(chǎn)品市場競爭能夠抑制企業(yè)操縱利潤水平等盈余管理行為。Markarian和Santalo(2014)[22]研究表明，當(dāng)信息透明度較高時(shí)，產(chǎn)品市場競爭更能顯著抑制企業(yè)的盈余管理動(dòng)機(jī)。我國部分學(xué)者的研究結(jié)論與之類似。產(chǎn)品市場競爭可以有效緩解代理問題，減少財(cái)務(wù)舞弊或錯(cuò)報(bào)行為(謝盛紋、王洋洋等，2015)[23]，顯著提升企業(yè)信息披露質(zhì)量，尤其是對處在競爭劣勢的公司影響更為顯著(王雄元、劉焱，2008)[24]。魏芳和耿修林(2018)[25]實(shí)證結(jié)果表明激烈的產(chǎn)品市場競爭抑制了企業(yè)違規(guī)行為的發(fā)生。

邏輯上，無論“誘發(fā)觀”還是“治理觀”都具有合理性，但兩種觀點(diǎn)是相悖的，這意味著現(xiàn)有研究仍有較大的研究拓展空間：(1)在機(jī)理解析上，多為代理理論，鮮有從博弈理論視角的分析；(2)作為外部治理機(jī)制，產(chǎn)品市場競爭對信息披露的影響具有“情景依賴”性，而對中國的市場環(huán)境，特別是企業(yè)類型異質(zhì)性、違規(guī)類型異質(zhì)性的研究有待細(xì)化與深入。

二、理論分析與研究假設(shè)

借鑒Markarian和Santalo(2014)[22]的研究， 構(gòu)建一個(gè)不完全信息古諾模型。假設(shè)N家企業(yè)連續(xù)兩個(gè)時(shí)期在同質(zhì)產(chǎn)品市場上競爭，θi表示單位生產(chǎn)成本，其中θH和θL分別表示高單位生產(chǎn)成本和低單位生產(chǎn)成本，二者以相同的概率出現(xiàn)且在兩個(gè)時(shí)期中相互獨(dú)立。假設(shè)管理者有動(dòng)機(jī)在第一時(shí)期最大化市值的增長，而犧牲第二時(shí)期的會(huì)計(jì)收益和市值。因此，管理層的薪酬設(shè)計(jì)可以建立模型為w+μ1g1+μ2g2，其中，w代表固定工資，gt是t時(shí)期市值的增長，μ1、μ2代表影響程度，模型的一個(gè)關(guān)鍵假設(shè)是μ1=μ2+μ，而為了簡單起見，不失一般性地假設(shè)μ2=0(因?yàn)橹灰?和μ2之間的差異足夠大，結(jié)果就會(huì)保持不變)。

(一)分離均衡：無信息披露違規(guī)的均衡

(1)

即若由于違規(guī)信息披露增加的管理報(bào)酬低于預(yù)期的懲罰，則管理者不會(huì)進(jìn)行信息披露違規(guī)，此時(shí)就可以實(shí)現(xiàn)沒有信息披露違規(guī)的分離均衡。

(二)混合均衡：有信息披露違規(guī)的均衡

(2)

上式經(jīng)化簡后可得：

(3)

(三)混合戰(zhàn)略均衡

(4)

如果混合戰(zhàn)略中存在均衡，那么必須是這樣的：

(5)

否則，管理者通過選擇Pm=0或Pm=1會(huì)獲得更高的效用，因此混合戰(zhàn)略中不存在均衡。

(6)

聯(lián)立式(5)和(6)可得：

(7)

(8)

綜上所述，當(dāng)高效企業(yè)與低效企業(yè)的利潤差距足夠大時(shí)，低效企業(yè)的管理者就會(huì)違規(guī)披露信息。產(chǎn)品市場競爭程度與競爭者數(shù)量(N)呈正相關(guān)關(guān)系，因此只需證明(πL-πH)/MV0隨著競爭者數(shù)量的增加而增加，即產(chǎn)品市場競爭越激烈則低效企業(yè)與高效企業(yè)的利潤差距越大，因此低效企業(yè)的損失更大，那么低效企業(yè)發(fā)生信息披露違規(guī)的可能性就越大。證明如下：

(9)

(10)

綜上所述，產(chǎn)品市場競爭越激烈，分離均衡出現(xiàn)的概率越低，即無信息披露違規(guī)的情況越不可能出現(xiàn)；而混合均衡出現(xiàn)的概率越高，即低效企業(yè)更可能發(fā)生信息披露違規(guī)；在混合戰(zhàn)略均衡中，產(chǎn)品市場競爭越激烈，信息披露違規(guī)的可能性越大。據(jù)此，提出以下假設(shè)：

H：產(chǎn)品市場競爭會(huì)“誘發(fā)”信息披露違規(guī)，競爭越激烈，信息披露違規(guī)發(fā)生的概率越高

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

選取2010—2017年滬深兩市上市公司為研究樣本。同時(shí)，按以下要求對樣本進(jìn)行剔除：(1)剔除金融類行業(yè)的上市公司；(2)剔除控制變量數(shù)據(jù)缺失的上市公司；(3)為了消除極端值對結(jié)果的不利影響，對所有連續(xù)控制變量進(jìn)行上下兩端各1%的縮尾處理(Winsorize)。所用數(shù)據(jù)來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫和銳思RESSET數(shù)據(jù)庫，采用EXCEL和STATA12.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。

(二)模型構(gòu)建

依據(jù)被解釋變量信息披露違規(guī)(Vio)的二元變量屬性，選用二值Logit選擇模型考察產(chǎn)品市場競爭對信息披露違規(guī)的影響。模型構(gòu)建如下：

logit(Vio)=β0+β1HHI+β2Size+β3Debt+β4Roe+β5Growth+β6Dsize+β7Idr+β8Top10+β9Volatility+β10Turn+β11Year+ε

(11)

其中，β0為截距，β1-β11為回歸系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(三)變量定義

1.被解釋變量：信息披露違規(guī)(Vio)

根據(jù)證監(jiān)會(huì)2011年公布的《信息披露違法行為行政責(zé)任認(rèn)定規(guī)則》，信息披露違規(guī)共包含四種情形，分別是未按規(guī)定披露信息、虛假記載、誤導(dǎo)性陳述和重大遺漏。

2.解釋變量：產(chǎn)品市場競爭

表1 變量定義表

3.控制變量

參照現(xiàn)有研究(陸瑤、李茶，2016)[27]，控制了公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Debt)、凈資產(chǎn)收益率(Roe)、成長性(Growth)等公司經(jīng)營狀況變量，董事會(huì)規(guī)模(Dsize)、獨(dú)立董事比例(Idr)、股權(quán)集中度(Top10)等治理結(jié)構(gòu)變量，以及股票收益率波動(dòng)性(Volatility)和換手率(Turn)等訴訟風(fēng)險(xiǎn)變量，此外還控制了年度虛擬變量。各類變量定義如表1所示。

表2 信息披露違規(guī)及類型的分年度統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2是對公司信息披露違規(guī)及其違規(guī)類型的分年度統(tǒng)計(jì)。相對于未違規(guī)的公司，違規(guī)公司約占公司總數(shù)的11.90%，比重較小。但是，2010—2015年信息披露違規(guī)公司數(shù)量整體上呈增加趨勢，2016—2017年略微有所下降。其中，未按規(guī)定披露和誤導(dǎo)性陳述兩種違規(guī)類型占較大比重，重大遺漏次之，虛假記載所占比重最小。表3是各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果?？梢钥闯觯辗疫_(dá)爾-赫希曼指數(shù)(HHI)的均值在總體樣本、違規(guī)樣本和非違規(guī)樣本中分別為0.0471、0.0432和0.0476，說明信息披露違規(guī)樣本的產(chǎn)品市場競爭程度較高，且違規(guī)樣本和非違規(guī)樣本的均值檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步表明產(chǎn)品市場競爭在兩者之間存在顯著差別。

表3 各變量描述性統(tǒng)計(jì)

表4 相關(guān)性分析

注：***表示1%的顯著性水平，**表示5%的顯著性水平，*表示10%的顯著性水平，下表同

(二)相關(guān)性結(jié)果分析

表4是各變量間的pearson相關(guān)性檢驗(yàn)的結(jié)果?？梢钥闯?，產(chǎn)品市場競爭(HHI)與信息披露違規(guī)(Vio)的相關(guān)系數(shù)為-0.020，且在5%的水平上保持顯著，說明產(chǎn)品市場競爭程度越激烈，上市公司發(fā)生信息披露違規(guī)的概率越大，但是仍有待于回歸分析中進(jìn)一步檢驗(yàn)。資產(chǎn)負(fù)債率(Debt)、股票收益率波動(dòng)性(Volatility)和換手率(Turn)的相關(guān)系數(shù)均在1%的水平上顯著正相關(guān)，公司規(guī)模(Size)、凈資產(chǎn)收益率(Roe)、董事會(huì)規(guī)模(Dsize)和股權(quán)集中度(Top10)的相關(guān)系數(shù)均呈顯著負(fù)相關(guān)。此外，各控制變量與信息披露違規(guī)(Vio)之間的相關(guān)系數(shù)均小于0.2，表明模型中存在多重共線的可能性較小。

(三)回歸結(jié)果分析

采取逐步增加控制變量、層層遞進(jìn)的方法對產(chǎn)品市場競爭與信息披露違規(guī)的關(guān)系進(jìn)行了細(xì)致的回歸分析，模型(1)為不考慮相關(guān)控制變量，模型(2)為加入公司經(jīng)營相關(guān)變量，模型(3)為加入公司治理相關(guān)變量，模型(4)為加入訴訟風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)變量。結(jié)果如表5所示，赫芬達(dá)爾-赫希曼指數(shù)(HHI)與信息披露違規(guī)(Vio)的回歸系數(shù)分別為-1.038、-1.020、-0.984和-0.963，且始終保持在1%的水平上顯著。模型(1)、(2)、(3)、(4)共同表明，產(chǎn)品市場競爭對信息披露違規(guī)具有正向“誘發(fā)”作用，這與滕飛、辛宇等(2016)[19]的研究結(jié)論一致，說明產(chǎn)品市場競爭越激烈，上市公司越可能以違規(guī)的信息披露來應(yīng)對這種競爭壓力。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)研究結(jié)果的可靠性，設(shè)計(jì)如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.替換產(chǎn)品市場競爭的測度

第一，將回歸分析中指標(biāo)由連續(xù)變量替換為0-1變量，赫芬達(dá)爾-赫希曼指數(shù)(HHI)以中值為界，高于中值取0，否則為1，記為newHHI；第二，采用行業(yè)內(nèi)上市公司數(shù)目的自然對數(shù)Ln(N)作為產(chǎn)品市場競爭的另一替代變量。Ln(N)越大，說明行業(yè)內(nèi)上市公司數(shù)目越多，產(chǎn)品市場競爭程度越激烈。而后重新代入模型檢驗(yàn)，結(jié)果分別如模型(1)、(2)所示，研究結(jié)果與表5基本一致。

2.采用傾向得分匹配法(Propensity score matching，PSM)克服內(nèi)生性問題

采用最近鄰匹配法，以所有控制變量作為匹配協(xié)變量，按照1:1的比例進(jìn)行無放回匹配，從而分別為2 007家信息披露違規(guī)公司匹配信息披露違規(guī)傾向得分最接近但未發(fā)生信息披露違規(guī)的2 007家上市公司，最終共獲得4 014個(gè)觀測樣本。分別以HHI和newHHI作為解釋變量，重新運(yùn)行前文模型，結(jié)果如模型(3)、(4)所示，研究結(jié)果并未發(fā)生顯著改變。

3.在主回歸的基礎(chǔ)上增加監(jiān)事會(huì)規(guī)模(Ssize)、董事長與總經(jīng)理是否二職合一(Dual)作為控制變量，結(jié)果如模型(5)所示，在5%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，表明本文的研究結(jié)果比較穩(wěn)健。

五、進(jìn)一步分析

(一)企業(yè)類型異質(zhì)性分析

回歸結(jié)果均顯示，產(chǎn)品市場競爭顯著“誘發(fā)”信息披露違規(guī)。針對這種結(jié)果，借鑒張傳財(cái)、陳漢文(2017)[9]和Markarian、Santalo(2014)[22]的研究，從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和企業(yè)績效兩個(gè)維度進(jìn)一步探究其是否存在企業(yè)類型上的異質(zhì)性。

表7為比較不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)中產(chǎn)品市場競爭與信息披露違規(guī)之間的關(guān)系是否存在不同。結(jié)果如模型(1)、(2)所示，非國有企業(yè)(State=0)中產(chǎn)品市場競爭對信息披露違規(guī)的“誘發(fā)”作用更為顯著，而這種影響在國有企業(yè)(State=1)中并不明顯。

表7 產(chǎn)品市場競爭與信息披露違規(guī)：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組

①采用SUEST檢驗(yàn)(基于似無相關(guān)模型SUR的檢驗(yàn))進(jìn)行組間系數(shù)差異比較，結(jié)果表明，兩組的差異存在統(tǒng)計(jì)上的顯著性，顯著性水平為10%。

這可能是因?yàn)椴煌a(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)面臨著不同的產(chǎn)品市場競爭壓力。一方面，隨著經(jīng)濟(jì)體制改革的不斷深入，國有企業(yè)不斷向石油石化、電力等關(guān)乎國民經(jīng)濟(jì)命脈的行業(yè)集中，而逐步從一般競爭性領(lǐng)域退出(張傳財(cái)、陳漢文，2017)[9]；另一方面，國有企業(yè)在穩(wěn)定物價(jià)、維持就業(yè)、提供公共物品等方面扮演著重要角色，關(guān)系到地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展和官員的政治升遷。同時(shí)，國有企業(yè)的控股股東多為政府機(jī)關(guān)，實(shí)際領(lǐng)導(dǎo)也多為政府官員。國有企業(yè)擁有天然的“保護(hù)傘”，使其能夠得到政府在財(cái)政補(bǔ)貼、銀行貸款以及股市融資等方面的支持(林毅夫、李志赟，2004)[28]，而非國有企業(yè)在獲取資源和資金支持上處于劣勢。因此，國有企業(yè)面臨的產(chǎn)品市場競爭壓力遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于非國有企業(yè)，從而使得產(chǎn)品市場競爭對信息披露違規(guī)的“誘發(fā)”作用在國有企業(yè)中不顯著，而在非國有企業(yè)中影響顯著。

企業(yè)績效的高低對這種“誘發(fā)”作用也將產(chǎn)生影響。借鑒駱嘉琪、匡海波等(2019)[29]的研究，以資產(chǎn)回報(bào)率(Roa)衡量的財(cái)務(wù)績效和Tobin’sQ值衡量的市場績效共同衡量企業(yè)績效。同時(shí)，以中值為界，將其轉(zhuǎn)變?yōu)?-1虛擬變量，高于中值取1，表示企業(yè)績效較好的一組；反之為0，表示企業(yè)績效不佳的一組?；貧w結(jié)果見表8，可以看出，在績效不佳(Roa=0、Tobin’s Q=0)的公司中，產(chǎn)品市場競爭對信息披露違規(guī)具有顯著影響，而在績效較好(Roa=1、Tobin’s Q=1)的公司中，產(chǎn)品市場競爭對信息披露違規(guī)并無顯著影響。這說明產(chǎn)品市場競爭對信息披露違規(guī)的“誘發(fā)”效應(yīng)僅存在于企業(yè)績效不佳的公司中。

表8 產(chǎn)品市場競爭與信息披露違規(guī)：企業(yè)績效分組

① SUEST檢驗(yàn)結(jié)果表明，無論是以財(cái)務(wù)績效(Roa)分組還是以市場績效(Tobin’s Q)分組，兩組回歸系數(shù)均在5%的水平上具有顯著差異。

財(cái)務(wù)績效是企業(yè)成本控制、資產(chǎn)運(yùn)用管理和資金調(diào)配效果的全面表達(dá)，市場績效則反映了在特定的市場結(jié)構(gòu)和市場行為條件下市場運(yùn)行的效果。一方面，企業(yè)績效越好，意味著企業(yè)擁有更多的市場份額，表明企業(yè)的產(chǎn)品在市場上的競爭能力越強(qiáng)，擁有更強(qiáng)定價(jià)能力的企業(yè)可以因其產(chǎn)品的低替代性或者品牌效應(yīng)更好地保持其盈利水平(周夏飛、周強(qiáng)龍，2014)[30]；同時(shí)，績效好的企業(yè)擁有更多的投資機(jī)會(huì)和較強(qiáng)的融資能力，有利于保持充足的現(xiàn)金流，降低其遭遇經(jīng)營困難或者進(jìn)一步退出市場的可能性，也降低了其在信息披露中違規(guī)操縱的必要性。反觀績效不佳的企業(yè)，由于缺乏這種定價(jià)能力和投融資能力，可能會(huì)有更大的壓力和動(dòng)機(jī)去違規(guī)披露信息以達(dá)到維持特定盈利水平的目的。另一方面，企業(yè)績效與管理者的職業(yè)安全、收入水平和個(gè)人聲譽(yù)緊密相連。激烈的產(chǎn)品市場競爭會(huì)加劇企業(yè)因經(jīng)營不善而破產(chǎn)清算的風(fēng)險(xiǎn)，直接危及管理者的自身利益。因此，促使管理者自覺降低成本、完善生產(chǎn)經(jīng)營，提高企業(yè)績效以避免產(chǎn)品市場競爭壓力。綜上，績效好的企業(yè)更不容易違規(guī)信息披露，因此產(chǎn)品市場競爭對信息披露違規(guī)的“誘發(fā)”作用在績效不佳的企業(yè)中更為顯著。

(二)違規(guī)類型異質(zhì)性分析

考慮到信息披露違規(guī)的多種違規(guī)類型，選用Mlogit模型(Multiple Logit Model)進(jìn)一步分析產(chǎn)品市場競爭對信息披露違規(guī)“誘發(fā)”效應(yīng)的差異性。

假設(shè)第i個(gè)個(gè)體選擇第j種行為所能帶來的隨機(jī)效用為Uij=x'iβj+εij(i=1,…,n;j=1,…,J)，其中，xi為所有解釋變量構(gòu)成的向量，β為不同的違規(guī)類型j對應(yīng)的系數(shù)。將二值選擇的Logit模型推廣可得：

(12)

表9 MLogit模型回歸結(jié)果

其中，信息披露違規(guī)類型共有五種可選項(xiàng)，以選擇0(沒有信息披露違規(guī))作為“參照組”。顯然，各選擇之間概率和為1，因此可得四組系數(shù)估計(jì)值對應(yīng)四個(gè)方程。將“參照組”對應(yīng)方程的系數(shù)向量標(biāo)準(zhǔn)化為零向量，通過另外四種選擇對應(yīng)方程的估計(jì)，可得到所有選擇對應(yīng)的系數(shù)向量。yi表示第i個(gè)個(gè)體的信息披露違規(guī)類型選擇，假設(shè)“選擇0”或“選擇j”(j ≠0)必然發(fā)生，則在此條件下，“選擇j”發(fā)生的條件概率為：

(13)

同時(shí)，幾率比為：

(14)

故對數(shù)幾率比為：

(15)

由此，得到了一個(gè)線性的模型，采用最大似然估計(jì)方法對式(15)進(jìn)行估計(jì)，就可得到選擇1(未按規(guī)定披露信息)、選擇2(虛假記載)、選擇3(誤導(dǎo)性陳述)和選擇4(重大遺漏)相對于“參照組”選擇0(沒有信息披露違規(guī))的對數(shù)幾率比。

從表9可以看出，相對于沒有違規(guī)披露信息的企業(yè)來說，產(chǎn)品市場競爭顯著影響未按規(guī)定披露信息(Type=1)和誤導(dǎo)性陳述(Type=3)兩類信息披露違規(guī)，且分別在1%和10%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，而對虛假記載(Type=2)和重大遺漏(Type=4)兩類違規(guī)不存在顯著影響。說明產(chǎn)品市場競爭越激烈，上市公司發(fā)生未按規(guī)定披露信息(Type=1)和誤導(dǎo)性陳述(Type=3)的可能性越高。從相對風(fēng)險(xiǎn)比率(RRR)來看，相對于沒有信息披露違規(guī)的企業(yè)，產(chǎn)品市場競爭對未按規(guī)定披露信息(Type=1)和誤導(dǎo)性陳述(Type=3)影響的概率分別為0.2333849倍和0.3655507倍。由此可見，未按規(guī)定披露信息(Type=1)和誤導(dǎo)性陳述(Type=3)兩類信息披露違規(guī)行為一直是資本市場違規(guī)行為的“重災(zāi)區(qū)”。這可能是因?yàn)?，這兩類違規(guī)行為所受處罰較輕，處罰方式多為“批評(píng)”“譴責(zé)”，且罰款金額總體較小，違規(guī)成本較低，這也使得這兩類違規(guī)行為在信息披露違規(guī)總數(shù)中所占比重較大。因此，產(chǎn)品市場競爭越激烈，企業(yè)越企圖以成本較低的違規(guī)行為來緩解產(chǎn)品市場競爭壓力。

結(jié) 論

信息披露是上市公司治理基礎(chǔ)性的制度安排。針對產(chǎn)品市場競爭對披露違規(guī)究竟是“誘發(fā)”還是“治理”兩種觀點(diǎn)，引入博弈理論，構(gòu)建一個(gè)不完全信息古諾模型，利用2010—2017年滬深上市公司數(shù)據(jù)，采用二值Logit和Mlogit模型進(jìn)行影響效果和路徑的實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明，在中國的市場環(huán)境下，產(chǎn)品市場競爭越激烈，信息披露違規(guī)發(fā)生的概率越高，在進(jìn)行測度變量替換、傾向得分匹配等檢驗(yàn)后結(jié)論依然穩(wěn)健。進(jìn)一步的異質(zhì)性研究發(fā)現(xiàn)，這種“誘發(fā)”效應(yīng)主要存在于非國有、績效不佳的企業(yè)，同時(shí)對“未按規(guī)定披露信息”“誤導(dǎo)性陳述”兩類違規(guī)的影響更顯著。

本研究通過構(gòu)建古諾模型揭示了產(chǎn)品市場競爭影響披露違規(guī)的路徑機(jī)理，并為從該視角防范披露違規(guī)提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。啟示在于：(1)監(jiān)管部門應(yīng)加強(qiáng)對產(chǎn)品市場競爭度高行業(yè)的監(jiān)管，特別是對非國有、績效不佳企業(yè)和“未按規(guī)定披露信息”“誤導(dǎo)性陳述”兩類違規(guī)的監(jiān)管，提高監(jiān)管的“威懾力”和“精準(zhǔn)性”。(2)企業(yè)應(yīng)化產(chǎn)品競爭的壓力為轉(zhuǎn)型升級(jí)、創(chuàng)新發(fā)展模式的動(dòng)力，完善公司治理，提升核心競爭力。(3)投資者可將產(chǎn)品市場競爭納入決策參考，警惕其對信息披露違規(guī)的“誘發(fā)效應(yīng)”，“用腳投票”倒逼企業(yè)提升披露質(zhì)量，多元共治，提升上市公司信息披露治理水平。