信息時代下上市公司自愿性信息披露的實證分析

王雪萍

（河海大學商學院，南京，211100）

0 引言

當代社會，信息飛速發展，人們對上市公司的信息要求也越來越多。人們獲取信息的來源，大部分是上市公司的信息披露，而一般的報表等資料難以滿足人們日益增長的需求，因為對于其他公司自愿性披露信息的要求提高。在2001年，美國財務會計準則委員會 (FASB)發表報告《改進企業報告：增強企業自愿披露的透視》，這份報告對于美國上市公司目前的自愿性信息披露水平做了評價，并在其中提出了改進上市公司自愿披露的建議。而我國在2003 年11 月，深圳證券交易所發布了《上市公司投資者關系管理指引》，《指引》將上市公司自愿性信息披露的概念引入中國，并且就自愿性信息披露過程中，上市公司需要遵循的原則進行了說明。國內國外對于自愿性信息披露進行了較多的研究，在這其中表明自愿性信息披露和公司治理與之間存在密切的聯系，信息披露是公司治理的決定性因素之一，而公司治理框架又對信息披露的一系列方面有著直接影響。但是我國目前對自愿性信息披露與公司治理之間的研究，大部分還是處于介紹國外自愿性信息披露相關研究，從實證方面對自愿性信息披露的研究比較少，因此，在信息高速發展的今天，從實證的角度出發，基于公司治理，對我國自愿性信息披露進行研究具有較大的意義。

1 研究假設

本文基于公司治理結構對自愿性信息披露進行研究，通過分析我國上市公司治理結構特點，利用董事會規模、獨立董事比例、流通股比例、高管持股比例以及股權集中度指標，并通過相應的分析提出本文的假設。

董事會是由董事組成的，公司設立董事會，董事會按照公司章程設立，董事通過股東大會選舉產生。公司董事會帶領各董事按照公司規定，負責公司的日常經營活動和管理活動，并且對公司股東大會進行報告工作。大部分研究者認為規模越小，董事會越容易發揮它的職能，反之越不容易。獨立董事是用來監督管理層行為的組織。一般認為獨立董事的身份比較獨立，比較適合代表外部股東的利益，進而影響上市公司信息披露決策。因此，本文提出假設：

假設1：董事會規模與公司自愿性信息披露水平呈負相關關系。

假設2：獨立董事的比例與自愿性信息披露水平呈正相關關系。

高管人員持股是指公司高級管理人員持有公司股票的行為。很多公司采取高管持股昨晚員工激勵方式。當高級管理人員持有比較多的公司股份時，高管人員的利益和公司利益一致。高管持股比例會對自愿性信息披露產生影響。因此，本文提出假設：

假設3：高管持股比例與自愿性信息披露水平呈正相關關系。

股權集中度是指股權的集中程度。通常的表示方法是前幾大股東持股比例總和，可以作為衡量公司股權集中程度的指標。現代上市公司中，所有權和控制權的分離導致了股東與董事會、董事會與高級經理人員之間的委托代理關系。在股權高度集中的情況下，大股東在掌握公司控制權后，可能為了自身利益，做出內幕交易、隱瞞公司信息等手段，犧牲小股東利益。因此，本文提出假設：

假設4:股權集中度與自愿性信息披露水平呈負相關關系。

2 樣本選擇及模型設計

2.1 樣本選擇

本文以深圳交易所的上市公司作為研究對象，從年報、社會責任報告以及公司網站上獲取有關上市公司的自愿性披露信息。將樣本公司的范圍鎖定在只在主板發行A股的上市公司。截止2012年12月31日，在深證交易所主板市場上的A股公司，按照不同行業分類，取得了128家樣本公司。

表1 樣本在各行業的分布圖

2.2 模型設計

（1）被解釋變量

自愿性信息披露是一個抽象的概念，能否合理的量化對實驗的結果有著直接的影響。通常是建立一個自愿性信息披露的指標體系，以此來反映公司的自愿性信息披露水平。本文通過對比自愿性信息指標的劃分，將自愿性信息劃分為戰略性信息、非財務信息和財務信息，并且根據各個不同的指標綜合整理得出自愿性信息披露（Y）的值。

（2）解釋變量

依據上文中提出的假設，有關公司治理結構方面的指標主要有董事會特征指標和股權結構指標，具體如下：X1:董事會規模，董事會中董事的總人數；X2:獨立董事比例，即獨立董事在董事會中的比例；X5:流通股占總股本的比例；X7:高管人員持股比例，即高級管理人員持有本公司普通股股票占本公司全部普通股的比例，包括董事中兼任的高管人員；X8:股權集中度，用前十大股東的持股比例之和來表示。

（3）模型構建

根據理論分析，為研究公司治理與自愿性信息披露的關系，我們建立如下多元線性回歸模型。其中，是回歸方程中的常數項；是各接收變量的待估系數（I=1，2，3，4）；為隨機項。

3 實證分析

3.1 描述性統計分析

（1）自愿性信息披露指標的統計

利用統計軟件spss進行分析，自愿性信息披露指標的描述性統計結果見表2：

表2 自愿性信息披露指標的統計

表2中列出自愿性信息披露中三類信息及自愿性信息披露指標的最小值、最大值、均值及標準差。其中，自愿性信息披露指數的均值為 0.390，說明近年來我國自愿性信息的披露程度已有所提高。而三類信息中，平均值較為一致，但良莠不齊。如非財務信息共15項，披露最少的公司為1項，最多的為14項，說明各公司信息披露水平在非財務信息上存在較大的差異。

（2）各自變量的描述性統計

表3 自變量的描述性統計

3.2 相關性分析

通過計算皮爾遜相關系數來檢驗解釋變量之間的相關關系。研究表明,各變量間的相關系數均未超過。因此,董事會規模，獨立董事比例，董事長與總經理兼任情況，監事會人數，流通股比例，國有股比例，高管持股比例以及前十大股東持股比例的相關關系對多元回歸分析結果的解釋力不會產生嚴重影響。

3.3 多元線性回歸分析

我們將被解釋變量上市公司自愿性信息披露水平與公司治理的各解釋變量，采用最小二乘法進行回歸擬合?；貧w結果如表所示。

表4 模型總體參數表

表5 回歸方差分析表

從表4中，我們可以看到調整的R2為0.673，即方程的擬合度為0.673，表明被解釋變量的變化中有67.3%的部分可以被本文中的解釋變量解釋。擬合度較高，考慮到還有其他指標未納入本文的研究范圍，此結果比較能夠充分的反應自愿性信息披露與公司治理之間的關系。表5中，回歸方程分析表中，F值為33.663，其顯著性水平（Sig.=0.000）小于0.001，說明回歸效果良好，回歸模型具有統計意義。

表6 回歸系數及顯著性檢驗表

從表6中可看到，在10%的概率水平下，董事會規模，股權集中度通過了顯著性檢驗。獨立董事比例，流通股比例，高管持股比例沒有通過顯著性檢驗。結合模型得出：

4 結束語

為了提高我國上市公司自愿性信息披露水平，促進我國上市公司自愿性信息披露的而發展，通過前文研究結論，本文從自愿性信息披露和公司治理的角度提出建議。從自愿性信息披露角度，證券監管部門應鼓勵上市公司自愿披露信息，相關會計準則制定部門可以同證券監管部門一起對上市公司提供必要的指南，給予一定的指導。我國證券監管部門為防止上市公司隨意披露虛假信息，可以從市場監管角度在一定程度上發布一些政策，加強對上市公司的市場監管。從公司治理角度，上市公司應盡量完善公司治理結構。建議對于公司的獨立董事需要進行嚴格的考核，包括內部和外部考核。獨立董事與公司董事等權利人員的關系也應該劃清。同樣，公司的各組織機構應各司其職，建立良好的公司治理機制，完善公司治理結構。

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[3]喬旭東.上市公司年度報告自愿性信息披露行為的實證研究.當代經濟科學，2003.

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