一、研究問題
上市公司信息披露透明度與公司治理結(jié)構(gòu)密切相關(guān)。一方面透明的信息是公司內(nèi)、外部治理機制有效運行的基礎(chǔ);另一方面公司治理機制是否完善,對信息披露透明度有著重要影響。因此,探討提高信息披露透明度的途徑,對于降低上市公司融資成本、提高資本市場配置效率、促進金融與經(jīng)濟發(fā)展都具有重要意義。
二、研究假設(shè)
LLSV(1998,2000)指出,在投資者保護較弱的國家,控股股東會通過關(guān)聯(lián)交易等方式侵害中小股東和債權(quán)人的利益。在這種情況下,為了降低代理成本,控股股東會侵害中小股東的利益,通過關(guān)聯(lián)交易、提供擔保等掠奪中小股東的利益,為了掩蓋其丑行,他們更傾向于歪曲信息披露甚至提供虛假信息。但是,隨著第一大股東持股比例的增加,他掏空和偷盜的動機逐漸減弱,而利益趨同效應(yīng)逐漸明顯和強化。
假設(shè)1:第一大股東持股比例和信息透明度之間呈倒U型關(guān)系。
在我國一股獨大能有效彌補法律制度的缺失,對投資者提供有效保護,有利于公司業(yè)績的提升,這說明我國一股獨大這種股權(quán)集中形式利大于弊。
假設(shè)2:股權(quán)集中度與信息透明度顯著正相關(guān)。
在市場經(jīng)濟條件下,不論最終控制人屬性如何,上市公司都得按照市場經(jīng)濟法則運行。雖然一些上市公司最終被國家所控制,但是國家不再像計劃經(jīng)濟時代那樣事無巨細地干涉公司經(jīng)營,國家控制公司與非國家控制公司都平等地參與市場競爭。
假設(shè)3:實際控制人性質(zhì)與信息透明度不顯著相關(guān)。
關(guān)于獨立董事比例和公司審計委員會對信息透明度的影響。董事會的重要角色在于其對經(jīng)營者的監(jiān)控功能。獨立董事作為抵制經(jīng)營者機會主義行為的手段,有利于內(nèi)部治理機制的強化,從而獨立董事在董事會中的比例越大,公司越傾向于更大程度地自愿披露信息。Leftwich et al.(1981)和Fama and Jensen(1983)都證實了獨立董事在董事會中的比例越高,越能有效地監(jiān)督經(jīng)營者的機會主義行為。
假設(shè)4:具有較高獨立董事比例的公司具有較高的公司透明度。
假設(shè)5:設(shè)立審計委員會的公司,其信息披露透明度較高。
三、研究設(shè)計
(一)樣本選擇及數(shù)據(jù)來源
本文采用深交所對上市公司信息披露考評結(jié)果作為公司信息披露質(zhì)量的衡量指標,全部數(shù)據(jù)均來自于深圳證券交易所在2006和2007年深交所信息披露質(zhì)量考評的上市公司,其他數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。由于金融類公司的異質(zhì)性,研究樣本不包含金融類上市公司,由此獲得1 271個觀測值。為進行研究,樣本進行了以下的處理:剔除了實際控制人類型無法確認的樣本;剔除了股權(quán)數(shù)據(jù)和公司治理數(shù)據(jù)缺失的樣本;剔除無法獲得信用評級的樣本。經(jīng)過處理最后獲得780個觀測值作為樣本。
(二)變量定義及說明
本文的因變量是信息披露質(zhì)量,用有序變量GTP表示各等級;測試變量分別是第一大股東持股比例,股權(quán)集中度,實際控制人的性質(zhì),如果實際控制人是國有,取值1,非國有的取值為0;獨立董事比例代表董事會特征,董事會中是否設(shè)置審計委員會,如果設(shè)置則取1,沒有設(shè)置取值0;控制變量公司業(yè)績代表公司的盈利能力,Index是公司治理環(huán)境指數(shù)的統(tǒng)稱,在實際檢驗時,用IndexMar、IndexGov、Indexleg分別代表本公司所在地區(qū)的市場化指數(shù)、政府干預指數(shù)以及法治水平指數(shù),由于沒有2006年的市場化指數(shù),本文用2005年的代替2006和2007兩年的;用資產(chǎn)負債率代表公司風險因素;資產(chǎn)的自然對數(shù)代表公司規(guī)模,為了控制年度因素和行業(yè)因素對信息透明度的影響,本文也加入了行業(yè)和年度控制變量。變量的具體定義見表1。
(三)模型設(shè)定及描述性統(tǒng)計
為了檢驗股權(quán)結(jié)構(gòu)和董事會特征對信息透明度的影響,本文模型設(shè)定如下:
Y=α0 α1Top1 α2Top12 α3H10 α4Gov α5Audit α6IDP
α7ROA α8Index α9Lev α10Size α11year α12IND ε
四、回歸分析
(一)描述性統(tǒng)計
表2描述了樣本的分布,從表中可以看出2006年評級為優(yōu)秀的公司占總樣本的11.66%,良好為55.12%,及格為27.92%,不及格為5.30%;2007年優(yōu)秀評級為8.45%,良好為54.12%,及格為33.80%,不及格為3.63%,這些數(shù)字說明了我國大部分上市公司的信息透明度還是比較高的,50%以上的信息考評結(jié)果在良好這一評級,信息評級為不及格的公司僅占樣本總量的5%左右。
表3是各變量的描述性統(tǒng)計,可以看出上市公司的信用評級均值是2.69,介于信用評級2和3之間,說明我國大部分上市公司的信息透明度接近良好這一評級,透明度較好;第一大股東持股比例最高達到82%,說明我國一股獨大的現(xiàn)象還是存在;控股股東性質(zhì)均值為0.52,說明我國國有性質(zhì)的公司占到了52%;獨立董事比例均值約為34%,審計委員會均值為0.8,說明我國大部分公司設(shè)置有審計委員會。
(二)相關(guān)性分析
根據(jù)相關(guān)分析結(jié)果:前十大股東持股比例平方和在1%顯著性水平上和信息透明度顯著正相關(guān),這一結(jié)論和前面的預期相符;而第一大股東持股比例及其平方均在1%顯著性水平上和信息透明度顯著正相關(guān),控股股東性質(zhì)在5%顯著性水平和信息透明度顯著正相關(guān),獨立董事持股比例和信息透明度正相關(guān)但不顯著,審計委員會和信息透明度之間成顯著的負相關(guān)關(guān)系,這些結(jié)論和前面的預期有些差距,還需要運用相關(guān)回歸分析進一步檢驗。第一大股東持股比例及其平方,以及前十大股東持股比例平方和之間的相關(guān)系數(shù)較大,存在著共線性,其他變量之間相關(guān)系數(shù)均較低,不存在共線性問題。
(三)回歸分析
表4為模型的回歸分析。為了消除變量之間的共線性問題,本文先將各變量分別納入模型中進行分析,最后將全部變量納入進行回歸分析。表4中第1列是單獨放入第一大股東持股比例變量的回歸結(jié)果。從表中可以看到,第一大股東持股比例和信息透明度在1%顯著性水平上顯著正相關(guān),第一大股東持股比例平方在10%顯著性水平上和信息透明度顯著負相關(guān)。由此可知,第一大股東持股比例和信息透明度之間存在倒U型關(guān)系,從而支持假設(shè)1。第2列是單獨納入前十大股東持股比例變量的回歸結(jié)果,結(jié)果顯示前十大股東持股比例平方和在1%顯著性水平上和信息透明度顯著正相關(guān),即股權(quán)集中度和信息透明度之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系,這一結(jié)果也支持了假設(shè)2。第3列是單獨納入控股股東性質(zhì)的回歸結(jié)果,結(jié)果顯示,控股股東性質(zhì)和信息透明度之間存在正向關(guān)系,但不顯著,這一結(jié)果也支持了假設(shè)3,即實際控制人性質(zhì)和信息透明度之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。第4列、第5列是分別納入獨立董事比例和公司是否設(shè)置審計委員會的回歸結(jié)果,結(jié)果顯示,獨立董事比例和信息透明度之間存在負向關(guān)系,但不顯著,而審計委員會與信息透明度之間存在顯著的負相關(guān)關(guān)系,這兩個結(jié)論沒有支持假設(shè)4和假設(shè)5。獨立董事在董事會中的比例對信息透明度有負向影響,原因可能是獨立董事未能在上市公司中發(fā)揮自己的監(jiān)督制衡作用。
五、小結(jié)及局限性
本文通過回歸模型分析了影響信息透明度的因素,從實證結(jié)果分析看,第一大股東持股比例和信息透明度之間存在倒U型關(guān)系,即隨著第一大股東持股比例的增加,第一大股東持股比例對信息透明度的影響會由利益侵害效應(yīng)轉(zhuǎn)變?yōu)槔孚呁?yīng);股權(quán)集中度對信息透明度有顯著的正向影響,即股權(quán)集中度越高,信息披露的透明度也越高;實際控制人性質(zhì)和信息透明度存在不顯著的相關(guān)關(guān)系;獨立董事比例對信息透明度存在不顯著的負向影響,審計委員會和信息透明度之間存在顯著的負向影響。
雖然本文通過回歸分析研究了公司治理機制對信息透明度的影響,實證分析結(jié)果基本和預期相一致,但也存在以下不足:一是本文以深交所的信息披露考核結(jié)果作為信息披露透明度的唯一衡量指標可能存在問題;二是變量選取具有局限性。公司治理機制因素有很多,本文只選取了股權(quán)結(jié)構(gòu)和董事會特征部分變量進行分析,可能會造成一定的片面性。
