公司治理結構對我國上市公司自愿性信息披露影響的實證研究

摘要：上市公司自愿性信息披露是對強制性信息披露的補充和擴展。近年來我國上市公司的自愿性信息披露已經起步，但仍存在著披露項目較少、披露質量不高等一系列問題。而公司治理各因素與自愿性信息披露之間存在著密切的聯系，要從根本上推進上市公司自愿性信息披露工作，改善公司治理環境是一條有效路徑，尤其是要盡快建立和完善審計委員會制度，監督上市公司按承諾時間完成有限售條件股份的上市，并不遺余力地進一步完善獨立董事制度。

關鍵詞：自愿性信息披露；公司治理；信息技術行業

中圖分類號： F830.91文獻標識碼：A文章編號：1674-2265（2008）08-0056-05

一、引言

信息披露是投資者和上市公司之間的一種溝通方式，它能夠緩解公司與外部投資者之間的信息不對稱情況，提高公司價值。尤其是自愿性信息披露能更好地反映公司動機，對于資本市場功能的發揮有著十分重要的意義。因此如何提高自愿性信息披露水平也越來越受到各國監管機構及上市公司的重視。

我國證券監管部門從2000年開始鼓勵上市公司披露所有可能對利益相關者決策產生實質性影響的信息，而從2002年開始，監管當局更是出臺了一系列鼓勵自愿性信息披露的文件，從而促進了我國上市公司自愿性信息披露工作的長足發展。但是，由于起步較晚，我國上市公司的自愿性信息披露仍存在不少欠缺。從披露內容上看，一些對于國外上市公司而言已經很成熟的信息披露項目，如盈利預測和未確認的無形資產（如人力資源因素、商譽等），我國上市公司披露較少。而且自愿性信息披露的內容多混雜于強制披露規則之內，難以引起投資者的注意；從披露質量上看，我國上市公司自愿性信息披露隨意性較大，如對計劃類信息多數只涉及一些外圍的、定性的說明；披露信息可靠性較差，如對一些預測性信息報喜不報憂，難免導致預測數與實際數存在較大偏差。

自愿性信息披露的欠缺，一方面源于相關政策法規的不完善以及我國證券市場的相對落后，另一方面歸因于我國上市公司自身的素質不高。因此要完善我國上市公司自愿性信息披露工作，可以從外部環境和內部因素兩方面來考慮。對于上市公司自身來說，公司治理是保證信息披露質量的內部制度安排，完善的公司治理結構能夠加強公司的內部控制，減少機會主義行為和降低信息不對稱，是高質量信息披露的保障。許多國外學者的研究認為，自愿性信息披露程度的提高有賴于公司治理機制的設計及其有效性。而在我國特定的經濟文化環境下，公司治理與自愿性信息披露之間是否也如國外學者的研究一樣呈現出千絲萬縷的聯系，公司治理能在多大程度上提高自愿性信息的披露水平，這將是本文實證研究的重點。

二、實證研究假設

（一）董事會特征與自愿性信息披露

1. 董事會規模。Beasley(1996)認為隨著董事會規模的增加，財務報告舞弊發生的可能性亦增大。本文假設：董事會規模與公司自愿性信息披露程度負相關。

2. 董事會的獨立性。Fama和Jensen(1983)指出，獨立非執行董事比例越高，越能有效地監督管理層機會主義行為，公司自愿披露的信息也越多。本文假設：獨立董事的比例與自愿性信息披露程度正相關。

3. 董事會的領導結構。董事會的領導結構即董事長與總經理是否兩職合一。代理理論認為代理人的總經理不一定總是從股東的利益出發披露信息，如果兩職合一則會削弱董事會的監控職能，總經理傾向于對外隱瞞不利的信息，從而使公司透明度降低。本文假設：董事長和CEO兩職合一的公司，自愿性信息披露的程度低。

4. 審計委員會。由于審計委員會的成員以獨立董事居多，獨立于管理當局，因此審計委員會的設立可以增加自愿性信息披露的程度。本文假設：設立審計委員會的公司有可能更大程度地進行自愿性信息披露。

（二）股權結構與自愿性信息披露

1. 流通股、法人股、國有股。“股權分置”這種結構性問題是中國股市的特有現象。我國股市的股權結構按投資者的出身不同，分為國有股、法人股和流通股。而在一個健全的資本市場中，流通股股東通過股票市場的價格信號和接管控制功能影響著公司價值，對公司治理起著至關重要的作用。為了充分發揮這些作用，他們有獲取大量有關公司財務狀況、業績及未來戰略等方面信息的強烈要求，從而促使公司披露更多的信息。至于法人股與國有股，雖然我國已開始股權分置改革，但截至2006年仍有大部分不能上市流通，法人股出于自身利益的考慮，對管理層進行監督的動力很強。而國有股股東代表由于得不到激勵和監督的收益，缺乏激勵和監督的動機，從而使經營者利用政府產權上的超弱控制，形成內部人控制。因此本文假設：流通股比例與自愿性信息披露水平存在正相關關系，法人股比例與自愿性信息披露程度正相關，國有股比例與自愿性信息披露程度負相關。

2. 高管人員持股。高管人員持股是上市公司采取的一種激勵方式，通過準許管理人員持有一定的股權來使自身的利益與股東的利益相一致，勉勵高管人員更勤勉盡責地工作，從而提高董事會的運作效率，強化對經理層的監督。較高的高管人員持股比例使公司治理機制更為有效，公司也將傾向于更多地披露信息。因此本文假設：高管持股比例與自愿性信息披露程度正相關。

3. 股權集中度。Haskins（2000）的研究表明，自愿信息披露行為受股權集中度的影響，歐美公司股權分散，數量眾多的股東對信息披露的要求很高，公司自愿披露的程度就高；而亞洲公司股權相對集中，股東不像西方股東那樣對報表披露要求苛刻，自愿披露的程度就低。目前，我國大部分公司的股權集中度仍然很高，經理層自愿披露信息的動機并不強烈。因此本文假設：股權集中度越高的公司，自愿性信息披露的程度越低。

三、樣本選擇及研究方法的設計

（一）樣本選擇

本文以我國信息技術行業的上市公司為例，對其自愿性信息披露的影響因素進行實證檢驗。在之前的研究文獻中多是采用所有的行業作為樣本，但是應該注意到各個行業之間的企業信息披露格式及內容可能存在差異，如果僅僅采用一種自愿性信息的分類標準，可能導致自愿性信息分類標準的行業誤差偏大。而信息技術行業是一個新興的行業，技術含量高，員工的學歷、知識體系也具有較高的水平，在境外上市的公司較多，公司治理結構較為完善。因此，公司自愿性信息披露的程度應相對較高，變量的選取也會更具有典型性。

本文以信息技術行業上市公司2006年的年度報表信息為基礎，研究自愿性信息披露的水平。考慮到ST類上市公司財務數據非正常，剔除了這些上市公司。這樣，樣本數據最終選取的是截至2006年12月31日的信息技術行業（主營業務）的所有財務數據正常的A股上市公司，共58家。數據來源于巨潮資訊網及CSMAR數據庫。

（二）研究方法的設計

1. 自愿性信息披露程度的衡量。自愿性信息披露是本文研究的核心，如何準確地計量顯得尤為重要。然而公司自愿性信息披露作為一個抽象的概念，不能直接地進行計量，國內外的學者們在研究此問題時，都是通過建立一個指標體系來量化，從而反映公司信息披露的水平。Meek、Robert和Gray(1995)將上市公司自愿披露的信息分為戰略性信息、財務信息和非財務信息。戰略性信息包括公司特征、公司戰略、研發、公司未來發展信息；財務信息包括外幣信息、股價信息及其他財務信息；非財務信息包括與董事會有關的信息、與員工有關的信息、社會責任和附加值信息。在本文的研究中，將主要借鑒這一基本模式來建立自愿性信息披露的衡量體系。

本文自愿性信息披露指標按以下程序進行選取：首先，借鑒Meek的基本框架、其他相關文獻及上市公司的年報已經提供的自愿性信息披露的指標；然后，從這些指標中剔除《公開發行證券的公司信息披露的內容與格式準則第2號：年度報告的內容與格式（2005修訂）》及證監會制定的2006年年報披露的相關要求中已作為強制性信息披露的指標；最后得到我國上市公司的34個自愿性信息披露指標。

在指標體系建立后本文利用該指標體系對樣本公司的自愿性信息披露水平進行計量。本文假定每個指標具有相同的重要性，并沒有對不同指標賦予不同的權重，這是因為公司信息的使用者有很多，如投資者、債權人、監督者以及其他潛在的使用者等，他們對同一信息也會有不同的價值評估，不賦予權重可能會更具有廣泛性。本文中的自愿性信息披露指數為公司實際披露的項目數占最大信息披露數的比例。依照這種思路，分別對每家樣本公司的34條自愿性披露信息條目打分，如果樣本公司對某項自愿性信息進行披露，則取值為1；如果未披露，則取值為0。然后把各指標得分進行加總，再除以34得到每家樣本公司的自愿性信息披露指數。

2. 解釋變量。本文選擇的解釋變量為：

H1：董事會規模，即董事會中董事的人數；H2：獨立董事比例，即獨立董事在董事會中的比例；H3：董事會領導結構，即董事長與總經理是否兩職合一，如果兩職合一時取 1，反之取0；H4：是否設立審計委員會，如果公司設立審計委員會，取值為1，否則為0；H5：流通股占總股本的比例；H6：法人股占總股本的比例；H7：國有股占總股本的比例；H8：高管人員持股比例，包括董事、經理和監事的持股比例；H9：股權集中度，即前十大股東的持股比例。

3. 控制變量。根據國內外學者的研究，公司自愿性信息披露還會受到公司規模、盈利能力和財務杠桿的影響。Elibert和Parket(1973)的實證研究表明，自愿性信息披露與公司規模顯著正相關。Healy和Palepu（2001）的研究顯示，公司盈利能力越強，其披露的信息也越多。Noe(1999)證明了公司財務杠桿與自愿性信息披露存在顯著關系。因此本文選擇公司規模、盈利能力和財務杠桿來作為研究中的控制變量。

H10：公司規模，以總股本的自然對數計量；H11：盈利能力，以凈資產收益率計量；H12：財務杠桿，以資產負債比率計量。

4. 模型構建。根據上述分析，本文以公司自愿性信息披露水平（vdi）作為被解釋變量，以反映公司治理結構的各項指標作為解釋變量，以公司規模、盈利能力和財務杠桿作為控制變量，構建了多元線性回歸模型，對公司自愿性信息披露水平進行回歸擬合，并將對有關參數進行顯著性檢驗。回歸模型如下：

其中 是回歸方程中的常數項， （i=1，2……，12）是解釋變量的待估系數， 是隨機項。

四、實證結果和分析

（一）描述性統計分析

表1是被解釋變量和解釋變量及控制變量中連續變量的基本情況統計表。從中可以看出，我國信息行業上市公司2006年的自愿性信息披露程度最低值為0.118，最高值為0.588，均值已達到0.329，相比于以前相關文獻研究，我國信息行業上市公司自愿性信息披露的程度在整體上有了提高。而從自愿性信息披露的內部結構來看，戰略信息披露的平均值在0.333，財務信息披露的平均值為0.372，而非財務信息平均披露水平為0.299，充分反映了我國信息類上市公司目前自愿性信息披露項目已趨于平衡。

從連續性解釋變量的統計可以看出，我國信息技術類上市公司的董事會規模平均在9人左右，獨立董事的比例已基本達到證監會規定的1/3的最低標準，而且隨著股權分置改革的進行，各公司的流通股比例也得到了提高，但是股權集中度仍較高，高層持股比例差別較大。另外，對于控制變量的統計分析表明，我國信息類上市公司的盈利能力及財務杠桿情況有一定的差別，而從均值來看尚屬正常水平。

從表2的統計分析可以看出，我國信息技術行業上市公司董事長與總經理兩職合一的情況不多，僅占17.24%，相應的兩權分離的比例較高，較為符合現代企業所有權與經營權分離的企業理論；而設置審計委員會的有22家，占所有樣本的37.93%，表明上市公司內部控制水平有了一定的提高。

（二）相關性分析

在進行多元回歸分析之前，本文對解釋變量進行了相關性檢驗，結果見表3。

從表3可以看出，一些解釋變量間存在顯著性關系，如流通股比例（H5）與國有股比例（H7）、股權集中度（H9）的關系，高層持股比例（H8）與公司盈利能力（H11）的關系等，但一般而言，解釋變量之間的簡單相關系數超過0.8時將會存在共線性問題，而表3中的相關系數并沒有超過0.8的數據存在，因此各變量間存在多重共線性的可能性比較低。

（三）多元回歸分析

1. 回歸結果。本文運用Eviews5.0對模型進行了多元線性回歸，將所有變量帶入模型中進行計算得到的初始結果如表4。

從表4中可以看出，調整的R2為0.346，即方程的擬合優度為0.346，這表明被解釋變量的變化中有部分可以被本文中的解釋變量解釋，考慮到本文的研究重點是公司治理結構與自愿性信息披露之間的關系，仍有很多其他方面的指標沒有進入本文研究范圍，這樣的結果是可以接受的。而回歸方程的F檢驗值為3.515，遠大于F0.05=1.75，回歸模型具有統計學意義。

另外，從表4也可以看出，在5%的概率水平下，審計委員會的成立與否、流通股比例、法人股比例、國有股比例、高層持股比例及公司規模通過了顯著性檢驗；在10%的概率水平下，董事會的領導結構也能夠通過顯著性檢驗。

2. 回歸結果分析。從多元線性回歸的最終結果可以看出，回歸結果與預測存在一定的差異。

假設1（董事會規模與上市公司自愿性信息披露負相關）沒有通過顯著性檢驗，這可能是由于本文的研究集中于信息技術行業，公司董事會的設置差別不大，對自愿性信息披露的影響有限。

假設2（獨立董事比例與自愿性信息披露程度正相關）并沒有通過檢驗，這可能是由于我國獨立董事更多地關注上市公司是否按照相關規定進行強制性信息披露，而沒有積極要求公司披露自愿性信息。同時，公司設立獨立董事的原因也許有一部分出于證監會的規定而非自身需要，這使得獨立董事對管理層決策的影響程度十分有限，從而難以影響公司自愿性信息披露的程度。

假設3（兩職合一的公司，自愿性信息披露程度較低）在10%的概率下通過了顯著性檢驗。這支持了以前的研究假設，兩職分離可使公司的透明度提高。

假設4（設立審計委員會的公司有更大可能進行自愿性信息披露）通過了顯著性檢驗。這說明我國公司的審計委員會已起到了相當大的作用，其有能力減少信息保留的數量，能夠在較大程度上確保信息的真實性、完整性和及時性，因此設立審計委員會是提升公司信息披露質量的一種有效的監控手段。

假設5（流通股比例與公司自愿性信息披露程度之間存在正相關關系）通過了顯著性檢驗。這說明流通股的存在對公司的信息披露有著積極的影響，比例越大，公司會越有動力去披露更多的信息。而我國股權分置改革的實行使原來不能流通的股票逐步開始流通，不僅有利于優化公司治理結構，也有利于促使公司披露數量更多、質量更好的信息，提高公司信息的透明度，減輕信息不對稱問題。

假設6（法人股比例與公司自愿性信息披露程度正相關）通過顯著性檢驗，但系數與原先預測相反。本文尚無法解釋此現象。

假設7（國有股比例與自愿性信息披露程度負相關）通過了顯著性檢驗。這說明在我國國有股仍占相當大比重的情況下，容易形成內部人控制，不利于對經理層的監督，使信息披露的程度降低。

假設8（管理層持股比例與自愿性信息披露程度存在正相關關系）通過了顯著性檢驗，但系數為負，與原先預測相反。這應是支持了代理理論中公司治理與信息披露之間存在替代效應的結論。代理理論認為，當管理層持股比例下降時，他們追求薪酬、福利的興趣就會增加，而提升公司業績的動力就會減弱，這樣外部股東就會加強對管理層行為的監督。為了降低外部股東的監督成本，管理層會自愿提供更多的信息以消除外部股東的疑慮。也就是說，自愿性信息披露對代理問題中產生的監督成本有替代作用。Ruland等人(1990)的實證研究也已表明管理層持股比例與自愿性信息披露水平負相關 。

假設9（股權集中度越高的公司，自愿性信息披露的程度越低）沒有通過顯著性檢驗。這可能是由于前幾年我國資本市場上屢屢出現大股東侵害小股東利益的事件，嚴重打擊了中小投資者的信心和積極性，危害了資本市場的平穩健康發展，相關部門陸續采取了一些措施來保護小股東的利益。而相關部門加強資本市場監管和保護中小股東利益的力度使大股東利用信息優勢對小股東的利益侵害行為有所收斂，公司也相應改善了信息披露的行為。

另外，控制變量中公司規模的系數也通過了t檢驗，系數為正，說明規模越大的公司，自愿性信息披露的程度越高。而公司的盈利能力和財務杠桿與自愿性信息披露之間不存在顯著的關系。

五、研究結論

本文運用我國信息技術行業上市公司的數據進行實證研究，發現我國上市公司治理結構對自愿性信息披露能產生較為顯著的影響。主要研究結論如下：

第一，根據相關變量的描述性統計可知，我國上市公司自愿性信息披露的程度在整體上有了提高，且自愿性信息披露項目已趨于平衡。

第二，兩職合一的公司，自愿性信息披露程度較低，可見董事長與總經理的兩職分離能夠提高上市公司的透明度。

第三，公司設立審計委員會能有效促進自愿性信息披露，審計委員會能在較大程度上確保公司披露信息的真實性、完整性和及時性，提高信息質量。

第四，不同性質的股權對自愿性信息披露的影響不同。流通股比例與公司自愿性信息披露程度之間存在正相關關系。流通股的存在對公司的信息披露有著積極的影響，我國股權分置改革的順利進行也是推動上市公司自愿性信息披露的重要動力。法人股比例與公司自愿性信息披露程度正相關。國有股比例與自愿性信息披露程度負相關。在國有股仍占相當大比重的情況下，易形成內部人控制，從而影響信息披露質量。

第五，管理層持股比例與自愿性信息披露程度正相關，這一實證結論支持了代理理論中公司治理與信息披露之間存在替代效應的理論。

可見公司治理結構中董事會的領導結構、審計委員會的成立與否以及公司的股權結構三類指標是影響公司自愿性信息披露程度的重要因素。因此要進一步推進公司兩職分離，建立和完善審計委員會制度，監督上市公司按承諾時間完成有限售條件股份的上市，逐步完成股權分置改革，從而提高我國上市公司信息披露的數量和質量。

另外，從本文的研究結果來看，公司治理結構中獨立董事比例這一指標與公司自愿性信息披露之間關系的假設并沒有獲得實證的支持。這個實證結果與理論分析及很多國外學者針對國外公司所做的實證分析結果都相違背，表明我國上市公司的獨立董事制度還很不完善，在規范公司治理結構和促進信息披露上所發揮的作用還很不夠。因此要不遺余力地完善獨立董事制度，促進公司自愿性信息披露程度的提高。

參考文獻：

[1]崔學剛：《公司治理機制對公司透明度的影響》，《會計研究》2004年第8期。

[2]王俊秋、張奇峰：《治理環境、治理機制與信息披露質量：來自深交所的證據》，《當代經濟管理》2007年第6期。

（編輯 王 馨）

□□作者簡介：陳紅（1970-），女，浙江湖州人，中南財經政法大學金融學院，教授，博士，博士生導師；楊凌霄（1984-），女，河南開封人，中南財經政法大學新華金融保險學院金融學碩士研究生。