家族控制權(quán)特征與信息披露質(zhì)量的實證研究*——來自深交所家族上市公司的證據(jù)

金必簡 李常青 魏志華

（1、溫州大學(xué)商學(xué)院 浙江 溫州 325000；2、廈門大學(xué)管理學(xué)院 福建 廈門 361005）

一、引言

近年來研究顯示，大股東與外部中小股東的利益沖突已成為主要的代理問題（La Porta et al.，1999;Faccio and Lang，2002;Claessenset al.，2002）。信息披露作為大股東主導(dǎo)下的一種公司行為，反映了上市公司大股東與中小股東的利益沖突問題。正因如此，控制權(quán)對上市公司信息披露質(zhì)量的影響已成為公司治理研究關(guān)注的焦點問題之一。家族控制在世界范圍內(nèi)發(fā)揮著舉足輕重的作用（La Portaet al.，1999;Faccio and Lang，2002;Claessenset al.，2002）。家族控制權(quán)不僅與國有企業(yè)等其他非家族企業(yè)存在差異，而且在家族企業(yè)之間也存在很大不同。就控制權(quán)取得途徑而言，創(chuàng)始家族有別于其他通過兼并收購取得控制權(quán)的家族；就控制權(quán)實現(xiàn)方式來說，通過金字塔等兩權(quán)分離方式控制與直接控制存在明顯差異；而就家族股東控制權(quán)比例而言，也存在強勢控制和弱勢控制之說；同時，家族控制權(quán)面臨的制衡力量也相差懸殊。這些控制權(quán)特征差異導(dǎo)致家族控制上市公司之間在代理問題的嚴重程度、控制動機和控制能力等方面存在很大區(qū)別。然而，已有文獻大多沒有考慮家族控制權(quán)之間的差異，而是將家族股東作為一類性質(zhì)的股東來考察其對信息披露質(zhì)量的影響。為彌補已有文獻的缺憾，本文旨在從控制權(quán)特征入手，考察家族企業(yè)間的差異進而討論這些差異背后的代理沖突，研究不同類型控制性家族股東對上市公司信息披露質(zhì)量究竟存在怎樣的影響，以期豐富公司治理及信息披露的相關(guān)研究，也對規(guī)范上市公司信息披露質(zhì)量、保護中小投資者利益有所助益。

二、研究設(shè)計

（一）研究假設(shè) 在委托代理問題范疇內(nèi)討論控制權(quán)主要有兩類重要問題：一是研究監(jiān)督效應(yīng)與侵占效應(yīng)假設(shè)下，大股東與小股東之間的利益侵占與監(jiān)督；二是研究壁壘效應(yīng)和利益協(xié)同效應(yīng)假設(shè)下，經(jīng)理人與股東間的利益沖突與協(xié)調(diào)（李新春等，2008）。在家族控制上市公司中，兩類代理問題并存，大小股東之間的矛盾尤其突出。掌握控制權(quán)的大股東在不同程度上操縱著中小股東對公司信息的了解程度，而不同類型的控制權(quán)特征則決定了控制性股東的操縱信息質(zhì)量的動機與能力。

（1）所有權(quán)比例與公司信息披露質(zhì)量。控制權(quán)源于股東擁有的投票權(quán)，即所有權(quán)。所有權(quán)對于控制性股東而言意味著對上市公司所享有的共享收益的比重，控制性股東所擁有的所有權(quán)比例越低，其所能獲得的共享收益就越少，同時也意味著其對外部股東的侵占成本越低，控制性股東攫取控制權(quán)私利的動機也就越強（Fan and Wong，2002；楊金鳳，2007）。所以，在控制權(quán)比例較低時，控制性股東為了能夠持續(xù)地從上市公司獲取控制權(quán)私利，就有動機始終掌握信息優(yōu)勢，選擇性地披露對自身有利的信息。而所有權(quán)比例較高時，控制性股東與外部股東的利益一致性就比較高，因此更傾向于提供較高質(zhì)量的信息。所以，提出假設(shè)：

假設(shè)1：家族控制性股東持有的所有權(quán)比例與公司信息披露質(zhì)量正相關(guān)

（2）控制權(quán)比例與公司信息披露質(zhì)量。控制性股東在不同控制權(quán)比例區(qū)間有著不同的控股動機（馬忠，2007），同時其能力的發(fā)揮也受到不同的限制（高燕，2008）。在控制權(quán)比例較低時，家族的影響力有限，其決策會受到其他股東的影響，最終控制人謀求私利的動機和能力都受到了限制（馬忠，2007），家族控制的第二類代理問題得到了緩和，但是第一類代理沖突也會隨之上升。此時，需要控制性股東對管理層的行為進行監(jiān)督。隨著控制權(quán)的增加，家族作為所有者的監(jiān)督作用越來越突出，家族控制產(chǎn)生的利益協(xié)同效應(yīng)將發(fā)揮較好的作用。然而，當(dāng)控制權(quán)比例高到一定程度時，家族控制性股東幾乎可以完全控制上市公司，很容易攫取控制權(quán)私利，第二類代理問題開始變得突出。此時，一方面，家族控制性股東本身已經(jīng)有能力掌握足夠的信息，因此并沒有動力要求上市公司另行對外公開信息；另一方面，為了掩蓋其侵占行為，家族控制性股東可能減少披露的信息量，從而降低信息披露質(zhì)量。因此，提出假設(shè)：

假設(shè)2：家族控制性股東持有的最終控制權(quán)比例與公司信息披露質(zhì)量呈倒U型曲線關(guān)系

（3）控制權(quán)取得途徑與公司信息披露質(zhì)量。在我國特殊的制度背景下，家族股東取得上市公司控制權(quán)的途徑主要包括直接上市（IPO）和買殼上市兩類（上海證券交易所研究中心，2005）。一般而言，若家族控制性股東通過直接上市取得控制權(quán)，家族就是公司的創(chuàng)立者，經(jīng)歷了創(chuàng)業(yè)經(jīng)營的過程，這使得他們不僅熟悉業(yè)務(wù)，可以更加有效地限制經(jīng)理人的短視行為（Aliet al.，2007）；而且對企業(yè)擁有特殊的感情，將更加關(guān)注企業(yè)未來的發(fā)展。同時，創(chuàng)始家族的投資相對而言比較集中、投資期限較長（Villalonga and Amit，2006），他們傾向于將企業(yè)作為一項長期的資產(chǎn)在家族內(nèi)傳承下去（Anderson et al.，2003）。此時，家族控股股東的侵占動機較小，與外部投資者的利益一致性較高。相反，通過買殼上市實現(xiàn)其控制權(quán)的家族往往是資本運作高手，他們并沒有參與到公司的創(chuàng)業(yè)過程，更關(guān)心的是企業(yè)能給他們帶來什么（徐鄭峰，2008）。很多家族控股股東在通過買殼間接獲得企業(yè)控制權(quán)之后，往往將其作為其嫡系企業(yè)或其他非上市公司發(fā)展所需資金的“提款機”。因此，他們比創(chuàng)始家族有著更強的動機去侵占外部股東的利益。一言蔽之，相對于創(chuàng)始家族而言，通過買殼上市獲得控制權(quán)的家族股東有更強的動機去掩蓋其侵占行為，傾向于操縱信息披露質(zhì)量。因此假設(shè)：

假設(shè)3：通過買殼間接取得控制權(quán)的家族上市公司的信息披露質(zhì)量較差

（4）家族控制權(quán)的實現(xiàn)方式對公司信息披露質(zhì)量的影響。家族控制權(quán)的實現(xiàn)方式主要有自然人直接持有、金字塔式、交叉式這三種方式，或者是這三種方式的混合，除了直接持有，其余的控制權(quán)實現(xiàn)方式均會造成所有權(quán)和控制權(quán)的分離。直接投入意味著要掌握相應(yīng)的控制權(quán)就需要相對等的資金或者資產(chǎn)的實際注入，而所有權(quán)和控制權(quán)的分離卻可以使控制性股東發(fā)揮財富的杠桿效應(yīng)。分離程度越高，控制性股東投入的成本就越小，通過分享收益來獲得回報的激勵也越小，產(chǎn)生道德風(fēng)險的可能性就越大。同時，金字塔結(jié)構(gòu)等多層次的控制方式，導(dǎo)致股權(quán)關(guān)系撲朔迷離，這在一定程度上又為控制性股東侵害外部股東利益提供了掩人耳目的屏障。因此，當(dāng)所有權(quán)與控制權(quán)高度分離時，掌握公司控制權(quán)的控制性股東往往有動機利用控制權(quán)通過關(guān)聯(lián)交易、利潤轉(zhuǎn)移、同業(yè)競爭等方式攫取私利。兩權(quán)分離度越高，為了掩飾自身的侵害行為，控制性股東就會有越強的動機去操縱公司的信息披露情況，進而影響公司的信息披露質(zhì)量。基于以上分析，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：控制性股東采用兩權(quán)分離的方式實現(xiàn)控制權(quán)的家族上市公司，信息披露質(zhì)量較差

（5）家族控制上市公司控制權(quán)制衡因素對公司信息披露質(zhì)量的影響。控制權(quán)的制衡因素來自兩個方面：一是股權(quán)的制衡，二是公司治理機制的制衡，主要是董事會的制衡。制衡控制權(quán)的力量越強大，就越有可能削弱家族控制的侵占效應(yīng)，也更可能對上市公司的行為進行監(jiān)督，從而有效地促進信息披露情況的改善。具體而言：由于外部股東是通過公司對外披露的信息來了解公司的運作，而不是直接參與經(jīng)營管理，因此，上市公司對外信息披露成為其監(jiān)督最終控制人的一種重要渠道。股權(quán)制衡的力量越強大，控制性股東就越要顧慮到外部股東的利益，且外部股東就越有動力和能力去監(jiān)督控制性股東，進而獲得較高質(zhì)量的信息。與外部股東的監(jiān)督功能類似，董事會中獨立董事起到內(nèi)部監(jiān)督的作用。獨立董事不像內(nèi)部董事那樣直接受制于控制性股東和公司管理層，因此，獨立董事在董事會中的比例越高就越有可能限制控制性股東的行為，敦促公司披露更多信息來滿足外部投資者的需要。

假設(shè)5-a：股權(quán)制衡的力量越大，信息披露質(zhì)量越好；

假設(shè)5-b：獨立董事的比例越高，信息披露質(zhì)量越好

（二）樣本選取與數(shù)據(jù)來源 本文以2005年至2007年深市A股家族上市公司作為研究樣本。借鑒蘇啟林和朱文（2003），將家族上市公司界定為：最終控制者能歸結(jié)到有血緣關(guān)系或姻緣關(guān)系的自然人或家族；最終控制人直接或間接是該上市公司第一大股東。進一步地，為了確保樣本數(shù)據(jù)的準確性和可靠性，還執(zhí)行了以下篩選程序：考慮到行業(yè)特殊性，剔除了金融類上市公司；剔除所有權(quán)數(shù)據(jù)、最終控制人數(shù)據(jù)缺失的上市公司；為了保障數(shù)據(jù)的相對穩(wěn)定性，剔除上市時間不滿一年的上市公司；為了控制極端值對回歸結(jié)果的影響，對連續(xù)變量1%以下和99%以上分位數(shù)進行了縮尾處理（Winsorize）。最后，獲得了三年共390個有效樣本。本文的家族公司數(shù)據(jù)來源于CCER和CSMAR的民營上市公司數(shù)據(jù)庫，同時還查閱了公司年報資料以驗證數(shù)據(jù)準確性；財務(wù)數(shù)據(jù)則來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫。另外，本文從深圳交易所網(wǎng)站上所公布的“誠信檔案”中獲取上市公司信息披露考評結(jié)果，從中獲得了樣本公司2005年至2007年信息披露質(zhì)量的評級數(shù)據(jù)。

（三）變量定義和模型構(gòu)建 本文主要變量定義如下（見表1）：第一，信息披露質(zhì)量。本文采用上市公司的信息披露質(zhì)量（QD）作為因變量，深交所公布的信息披露質(zhì)量分為四個等級：優(yōu)秀、良好、合格與不合格，本文依次賦值為4、3、2、1，即QD的值越大意味著上市公司的信息披露質(zhì)量越好。第二，家族所有權(quán)比例（OR）。家族所有權(quán)比例指的是公司最終控制權(quán)股東所擁有的最終所有者權(quán)益。本文采取Claessens等（2000）所使用的方法計算，即上市公司所有的每條控制鏈所有者權(quán)益乘積之和。第三，家族控制權(quán)比例（CR）。控制權(quán)比例指的是最大股東控制的投票權(quán)比例。本文采取Claessens等（2000）所使用的方法衡量，即所有的控制鏈上投票權(quán)最小值之和。第四，家族控制權(quán)的取得途徑（ROAD）。本文將其分為直接上市與買殼上市，直接上市賦值為0，買殼上市賦值為1。第五，家族控制權(quán)的實現(xiàn)方式（CO）。本文借鑒許永斌和鄭金芳（2007）的研究，采用控制權(quán)與所有權(quán)的分離度（CO）來衡量控制權(quán)的實現(xiàn)方式。CO=CR/OR，即控制權(quán)除以所有權(quán)。第六，控制權(quán)的制衡因素。本文借鑒馬忠（2007），魏明海和柳建華（2007）的做法，將第二到第五大股東持股比例的平方和作為衡量股權(quán)制衡度（SHARE2-5）的代理變量。同時，將獨立董事人數(shù)占董事會總?cè)藬?shù)的比例作為獨立董事內(nèi)部制衡（IB）的衡量方式。第七，控制變量。據(jù)已有文獻顯示，除了公司控制權(quán)特征之外，還有一些公司特征變量會影響上市公司的信息披露質(zhì)量，本文主要控制了規(guī)模效應(yīng)、公司的財務(wù)狀況、地區(qū)特征、行業(yè)效應(yīng)以及時間效應(yīng)等變量。由于本文因變量為有序變量QD，因此構(gòu)建了有序Logistic回歸模型如下：

表1 主要變量定義表

表2 2005-2007年信息披露質(zhì)量概況

表3 家族上市公司公司治理特征的描述性統(tǒng)計

表4 分控制權(quán)子樣本描述性統(tǒng)計

表5 控制權(quán)區(qū)間與信息披露質(zhì)量

在回歸分析中，考慮到OR和CR、CO高度相關(guān)，為避免多重共線性問題，本文分別構(gòu)建模型（1）和模型（2），其中由于CR與CR2存在共線性，本文對CR進行中心化處理后代入模型。本文采用STATA10.0作為統(tǒng)計分析工具。

三、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計 （表2）統(tǒng)計了樣本公司2005年至2007年的信息披露質(zhì)量情況：從總體來看，深市家族控制上市公司的信息披露質(zhì)量均值為2.53，還未達到良好的水平。披露情況良好與及格的上市公司比例相近，兩者合計占了公司總數(shù)的82.31%，而優(yōu)秀以及不及格的都在少數(shù)；比較三年的情況可以發(fā)現(xiàn)，上市公司的信息披露質(zhì)量的區(qū)間分布基本不變，依然集中在良好和及格兩個級別上，但均值略有下降之勢，而披露優(yōu)秀的公司所占比例，平均每年下降了1.48個百分點。（表3）顯示，從控制權(quán)比例來看，家族股東平均控制了上市公司32.56%的投票權(quán)，但僅擁有22.41%的所有權(quán)。控制權(quán)與現(xiàn)金流量權(quán)的分離度均值為2.10，說明家族股東平均可以取得相當(dāng)于其現(xiàn)金流量權(quán)兩倍的控制權(quán)。從控制權(quán)的實現(xiàn)方式來說，家族控制性股東主要通過兩權(quán)分離方式實現(xiàn)控制權(quán)，直接控制的公司僅67家，占總樣本的17.18%。從控制權(quán)的取得途徑來看，家族股東取得上市公司控制權(quán)途徑既有直接上市也有通過買殼間接獲得，間接上市的比例高出15個百分點。另外，從控制權(quán)的制衡角度上看，獨立董事所占比例為36.30%，與證監(jiān)會規(guī)定的獨立董事應(yīng)占1/3的比例基本一致。說明家族上市公司的治理結(jié)構(gòu)是相對合規(guī)的，關(guān)鍵在于其作用是否能夠得到發(fā)揮。

此外，Palmer（1973）和Bothwell（1980）以控制權(quán)比例30%為界將大股東控制劃分為強勢控制和弱勢控制，我國證券法也以實際支配上市公司股份表決權(quán)超過30%作為實際控制的劃分依據(jù)。為了進一步考察各變量在強勢控制和弱勢控制下的表現(xiàn)，本文將樣本進一步分為控制權(quán)大于30%及控制權(quán)小于等于30%的兩個子樣本。由（表4）所示，控制權(quán)較小時，信息披露質(zhì)量較差，公司更傾向于通過買殼等途徑取得控制權(quán)，而且兩權(quán)的相對分離程度也更大。從股權(quán)制衡的作用來看，控制權(quán)較小時，股權(quán)制衡的力量明顯比較強。但是獨立董事的比例卻沒有太多的差異，都是在法定的1/3左右，可見獨立董事的設(shè)立主要還是法律強制的效果。另外，從財務(wù)狀況來看，控制權(quán)大于30%的家族上市公司，規(guī)模較大，負債率比較低，成長性比較好，而且比較傾向于請排名前十位的會計師事務(wù)所審計。而不同組別之間，上市公司的盈利能力并沒有顯著的差異。

（二）相關(guān)性分析 本文以5%的控制權(quán)為間隔考察不同控制權(quán)區(qū)間的公司數(shù)量及其披露質(zhì)量，具體情況如（表5）所示。87.44%的家族控制權(quán)比例都在50%以下，尤其集中在20%-30%之間，而不同比例的控制權(quán)所對應(yīng)的信息披露質(zhì)量并非線性關(guān)系，如（圖1）所示，呈現(xiàn)出先升后降的倒U型趨勢。當(dāng)家族上市公司控制權(quán)比例在50%以內(nèi)時，公司信息披露質(zhì)量與控制權(quán)比例呈現(xiàn)出較明顯的正相關(guān)趨勢，并在50%-55%區(qū)間時公司信息披露質(zhì)量達到了一個頂峰，而控制權(quán)比例超過55%后公司信息披露質(zhì)量反而開始下降。可以說，（圖1）初步印證了假設(shè)2。為此，本文加入家族控制權(quán)比例的平方項來檢驗二者之間是否存在非線性關(guān)系。從（表6）可以看出：通過買殼間接取得控制權(quán)的上市公司的信息披露質(zhì)量普遍較差；兩權(quán)分離度越大，換言之，采用非直接方式實現(xiàn)控制權(quán)就意味著相對較差的信息披露質(zhì)量；信息披露質(zhì)量與獨立董事的比例以及第二大到第五大股東持股比例的平方和的關(guān)系并不顯著；信息披露質(zhì)量與公司規(guī)模、市場化指數(shù)顯著正相關(guān)，與資產(chǎn)負債率顯著負相關(guān)，與其他變量的相關(guān)性雖不顯著，但符號基本一致；除了所有權(quán)與控制權(quán)以及兩權(quán)分離度的相關(guān)系數(shù)高于0.5，其他各變量之間的相關(guān)系數(shù)都不高，因此不存在共線性問題。整體而言，符號大部分與預(yù)期一致，說明假設(shè)可能成立，但由于未對其他變量進行控制，因此還需要進一步回歸以得到更穩(wěn)健的實證結(jié)果。

表6 主要變量的Pearson相關(guān)分析（左下）和Spearman相關(guān)分析（右上）

表7 回歸模型估計結(jié)果

表8 分控制權(quán)子樣本回歸結(jié)果

（三）回歸分析 本文首先對全樣本進行回歸，從（表7）可以看出：第一，信息披露質(zhì)量與所有權(quán)比例正相關(guān)。控制性家族擁有的所有權(quán)比例的提高，能顯著地提高公司的信息披露質(zhì)量，這與本文的假設(shè)1相符。第二，信息披露質(zhì)量與控制權(quán)比例呈非線性關(guān)系。控制權(quán)比例的平方項系數(shù)顯著為負，控制權(quán)比例自身系數(shù)顯著為正，說明假設(shè)2成立，控制權(quán)比例與信息披露質(zhì)量呈“倒U型”關(guān)系，控制權(quán)太低或者太高都可能導(dǎo)致信息披露質(zhì)量下降。第三，家族取得控制權(quán)的途徑對信息披露質(zhì)量有顯著影響。相對于直接上市的家族公司而言，通過資本運作取得控制權(quán)的家族股東更可能隱瞞公司的實際運作情況。這個結(jié)果也可以表明外部股東的需求并不是影響上市公司信息披露質(zhì)量最主要的因素。第四，家族控制權(quán)的實現(xiàn)方式對信息披露質(zhì)量的影響不顯著。可能的解釋在于：在控制權(quán)比例較低的情況下，即使分離度比較高，最終控制人也沒有辦法完全地掌控信息披露情況；通過兩權(quán)分離實現(xiàn)控制權(quán)，并不總是意味著控制性股東侵害中小股東利益，也可能支持公司發(fā)展。有研究認為，控制性股東利用金字塔結(jié)構(gòu)等杠桿方式實現(xiàn)控制，可以形成內(nèi)部資本市場，使資源可以在金字塔型企業(yè)集團內(nèi)部轉(zhuǎn)移，以此作為對不發(fā)達的資本市場的替代（Friedman et al.，2003；Almeida and Wolfenzon，2004）。若內(nèi)部市場假說占主導(dǎo)地位，則控制性股東采用間接控制方式就應(yīng)當(dāng)不會對信息披露情況造成實質(zhì)性的影響。第五，股權(quán)制衡能提高信息披露質(zhì)量。股權(quán)制衡有利于減少控制性股東與非控制性股東之間信息不對稱。股權(quán)制衡的力量越大，上市公司的信息披露質(zhì)量越好。第六，獨立董事比例對信息披露質(zhì)量并沒有顯著影響。這說明獨立董事對控制性股東的行為并沒有約束作用。在家族控制的情況下，董事會缺乏一定的獨立性，其監(jiān)督職能并沒有能夠得到很好的發(fā)揮，因而并沒有形成內(nèi)部制衡作用。第七，上市公司其他特征對信息披露質(zhì)量的影響。規(guī)模較大公司信息披露質(zhì)量較好，市場化指數(shù)比較高的地區(qū)信息披露質(zhì)量比較好，資產(chǎn)負債率較高的公司信息披露較差，成長性、財務(wù)困境、事務(wù)所排名及行業(yè)等指標對信息披露質(zhì)量并未產(chǎn)生顯著影響。但是盈利水平與信息披露質(zhì)量呈現(xiàn)顯著的負相關(guān)，一方面可能是由于我國上市公司存在較嚴重的盈余操縱現(xiàn)象，另一方面，可能由于我國的法律法規(guī)對投資者尤其是中小投資者保護不力，對向市場發(fā)出強烈噪聲的企業(yè)施加的法律訴訟成本不足，從而造成信號傳遞失效。

根據(jù)（表8）的結(jié)果可知，分離度的系數(shù)在CR大于30%的時候顯著為負，而在CR大于30%的時候分離度雖然也為負值，但不顯著。這證明了前文所述的觀點，即使分離度比較高，控制性股東有足夠的動機去攫取控制權(quán)私利，也可能因為控制權(quán)較低，無法自如地掌控上市公司的資源，而達不到攫取控制權(quán)私利的目的。另外，當(dāng)控制權(quán)比較大的時候，代表外部制衡力量的SHARE2-5無法發(fā)揮作用，只有在控制權(quán)小的時候才能發(fā)揮制衡效果。而無論控制權(quán)比例為多少，獨立董事比例對信息披露質(zhì)量都沒有顯著影響。說明存在大股東控制的情況下，獨立董事的監(jiān)督作用很難得到發(fā)揮。這意味著，當(dāng)控制權(quán)比例較低的時候，內(nèi)部制衡力量無法發(fā)揮作用，但外部制衡力量卻可以在一定程度上限制控制性股東的侵害行為。而一旦家族控制權(quán)比例超過一定水平，外部制衡力量一起失效，控制性股東的權(quán)力完全無法受到制衡。

（四）穩(wěn)健性檢驗 為了保證研究結(jié)果的可靠性，本文從以下三個方面進行了穩(wěn)健性檢驗：首先，采用非平衡面板數(shù)據(jù)進行回歸。考慮到有序的Logistic回歸無法控制公司個體效應(yīng)對公司信息披露質(zhì)量的影響，本文把上市公司信息披露等級作為實變量，采用非平衡面板數(shù)據(jù)的廣義最小二乘法（GLS）進行估計檢驗（高雷和宋順林，2007），實證結(jié)果基本一致。其次，在模型2中加入CR3以驗證控制權(quán)比例與信息披露質(zhì)量之間是否存在兩個拐點，回歸結(jié)果不顯著，由此進一步反映二者之間的倒U型關(guān)系。第三，選擇不同的代理變量進行測試。本文以收入的自然對數(shù)作為公司規(guī)模（SIZErevenue），以每股收益作為盈利能力（EPS），以資產(chǎn)增長率作為成長性（GROWTHasset），同時以第二到第十大股東持股比例之和（S）衡量股權(quán)制衡度，實證結(jié)果基本一致。

四、結(jié)論與建議

本文從家族控制權(quán)的角度研究其對信息披露質(zhì)量的影響，以家族控制的代理問題為基礎(chǔ)，考慮控制權(quán)的取得途徑、實現(xiàn)方式、控制權(quán)比例以及控制權(quán)的制衡因素對信息披露質(zhì)量的作用。本文采用2005年至2007年深交所家族上市公司為樣本，校對了CCER以及CSMAR等數(shù)據(jù)庫中有關(guān)控制權(quán)的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用有序的Logistic回歸方法進行實證檢驗。研究表明家族上市公司之間存在著較大的差異，不同的控制權(quán)比例、取得途徑、實現(xiàn)方式以及不同的控制權(quán)制衡程度都會對信息披露質(zhì)量產(chǎn)生顯著的影響。基于以上研究，本文建議：首先，有重點地加強對上市公司信息披露質(zhì)量的監(jiān)管。一方面，應(yīng)當(dāng)在相關(guān)規(guī)定中明確實際控制人的認定標準；另一方面，上市公司對最終控制性股東的披露應(yīng)該具體到某一利益相關(guān)集團，相關(guān)部門應(yīng)建立最終控制人的檔案信息以備監(jiān)督。其次，鼓勵直接整體上市，加強對收購行為的監(jiān)管，完善控制權(quán)市場建設(shè)。再次，切實保障董事會特別是獨立董事內(nèi)部監(jiān)督職能的發(fā)揮。最后，充分發(fā)揮股權(quán)制衡功能，改善公司治理結(jié)構(gòu)。

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