創業板上市公司所有權結構對會計信息披露質量的影響

曾建新

摘要：本文研究所有權結構對創業板上市公司會計信息披露質量的影響，以實際控制人性質、控制層次、實際控制人所有權比例和股權集中度等變量度量所有權結構。結果表明，控制層次與會計信息披露質量顯著負相關，表明控制層次的增多降低了會計信息披露質量；實際控制人性質、所有權比例以及股權集中度對會計信息披露質量沒有顯著影響。

關鍵詞：創業板上市公司 所有權結構 會計信息披露質量

息披露是一種信號傳遞，真實披露不利消息能顯示公司對未來的強大信心，披露好消息有助于將公司與其他對手區分開來（王雄元、劉焱，2008）。會計信息披露的質量同樣對證券市場的穩定和發展有著重要的意義，提高會計信息披露質量有助于減輕信息不對稱，彌補投資者信息弱勢地位，降低公司的融資成本及運作風險，提高證券市場效率，從而實現證券市場的健康發展。創業板上市公司大多為新興高科技行業的公司，具有規模小、成長速度快、效益好等特點，目前我國創業板市場的會計信息披露制度還不夠完善，雖然相關文件對上市公司的信息披露做了詳細明確的規定，但仍存在監管不到位的現象，不利于創業板市場的長遠發展。本文研究所有權結構對創業板上市公司會計信息披露質量的影響，旨在為規范創業板上市公司會計信息披露質量、完善創業板市場的建設提供經驗證據。

一、相關文獻回顧

劉芍佳等（2003）利用終極所有權理論對中國上市公司的控股主體進行了研究，發現84%的上市公司最終仍由政府控制，國家直接控股的上市公司經營績效低下，信息披露質量較低。朱松（2006）認為，最終控制人對上市公司的控制層次越長，產生的代理問題越多，信息披露質量越低，而且這種影響在非國家控制的上市公司更為明顯。王雄元等（2008）通過構建控制結構，分項和綜合考察了公司治理對信息披露質量的影響，結果顯示，信息披露質量與控制層次顯著負相關。王正軍等（2012）發現當終極控制人的現金流所有權較大時，終極控制人能夠有效地抑制經理人員的道德風險，減少經理人員與股東之間的直接代理沖突。控制性股東持有的現金流權比例越低，其侵占中小股東利益的動機就越強，為了掩飾或支持其侵占行為，控制性股東就越有動機去操控披露的信息質量。王俊秋（2009）研究表明上市公司信息透明度與終極控制股東控制權和現金流量權的分離程度顯著負相關。

二、理論分析與研究假設

創業板上市公司大多處于高科技行業，王詠梅（2004）認為高科技上市公司為了增加競爭優勢，會通過向外界增加自愿信息披露來努力減少潛在投資者和公司之間的信息不對稱，高科技上市公司財務會計信息自愿披露程度與行業特性、公司治理結構、成長性有顯著的相關性。本文旨在研究所有權結構對創業板上市公司的會計信息披露質量的影響，主要集中于實際控制人性質、控制層次、實際控制人所有權比例和股權集中度四個方面。

不同的實際控制人會導致不同的信息披露結果，在我國，實際控制人主要可以分為兩類，一類是國家控制，一類是非國家控制。由于兩者的控制目的不同從而導致不同的控制結果。前者側重于實現政治和社會目的，后者主要是為了達到經濟目標，實現公司利潤最大化，兩種不同的控制目標將導致不同的會計信息披露質量結果。因此，本文提出假設：

H1：實際控制人性質對創業板上市公司的會計信息披露質量有影響，當實際控制人為國家控制時，信息披露質量降低。

一般而言，控制層次越短，隨著信息披露路徑的減少，實際控制人越能有效實施其戰略意圖，會計信息披露質量會越高；而控制層次越長，創業板上市公司管理層采取戰略措施逃避實際控制人控制的傾向越大，將會導致會計信息披露質量降低。因此，本文提出假設：

H2：創業板上市公司控制層次與會計信息披露質量顯著負相關。

根據代理理論，公司股東與管理層之間存在委托—代理關系，兩者的效用函數不一致，雙方會因各自不同的利益而產生沖突。代理人持股比例越小，就越會作出一些損害委托人利益的行為，并通過披露不準確或不真實的信息來掩蓋其行為。而委托人為了防止自身利益遭受損失，會花費一定的成本來監督激勵代理人的行為，或轉讓一部分股權給代理人。因此，本文提出假設：

H3：創業板上市公司實際控制人的所有權比例與會計信息披露質量正相關。

隨著大股東持股比例的提高，其獲取控制權私有收益的能力會越來越強。大股東為了降低融資成本和訴訟風險等原因而傾向于干預企業信息的披露，對外發布有利于自身的信息。控股股東與非控股股東之間的沖突，由于控制股東掌握了公司控制權使得他們更有能力剝奪其他股東的利益，引起代理成本增加，從而降低了公司的信息披露質量，導致“壕溝效應”（Entrenchment Effect）。因此，本文提出假設：

H4：創業板上市公司股權集中度與信息披露質量顯著負相關。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源 。本文以2010-2011年深圳證券交易所創業板上市公司為研究對象。要求樣本公司處于正常經營狀況下且具有完整的公司信息披露質量等特征數據，因而剔除財務狀況異常的ST、PT公司和變量數據缺失的樣本，最終得到431個樣本觀測值。上市公司的會計信息披露質量來自于深圳證券交易所網站中的“誠信檔案”考評結果，控制層次的數據通過查閱創業板上市公司年度報告手工收集，其他數據來自于國泰安CSMAR數據庫。本文的數據處理采用Excel軟件。

（二）變量設計。被解釋變量為信息披露質量。借鑒王雄元和劉焱（2008），本文采用深圳證券交易所對創業板上市公司信息披露工作的考核結果作為上市公司會計信息披露質量的替代變量，依據上市公司會計信息披露質量（QUALITY）從高到低劃分為A、B、C、D四個等級，分別代表優秀、良好、及格和不及格，相應地賦值4、3、2、1，數值越大代表信息披露質量越好。

本文的解釋變量為實際控制人性質、控制層次、實際控制人所有權比例和股權集中度。實際控制人性質（XINGZHI），是指實際控制人是國家控制還是非國家控制。該變量為啞變量，實際控制人為國有性質時取1，否則取0。控制層次（CL），是指實際控制人到上市公司之間所經歷控制層級的數目，上市公司的層級結構直接反映了實際控制人控制層次的長度，該指標按照2010-2011年創業板上市公司的年度報告摘要中的控制關系的方框圖進行統計。實際控制人所有權比例（SUO），即實際控制人擁有上市公司所有權比例，是指實際控制人與上市公司股權關系鏈每層持有比例相乘或實際控制人與上市公司每條股權關系鏈每層持有比例相乘之總和，其中所有權又稱現金流權。股權集中度（H10），是指前十大股東持股比例的平方和。H10越接近1，說明前10位股東的持股比例越大，股權集中度越高；H10越接近0，說明前10位股東的持股比例越小，股權越分散。一般以0.25作為H10的臨界值，若大于0.25則說明股權集中度較高，若小于0.25則說明股權集中度較低。endprint

除上述變量外，本文還設置了六個控制變量，即，董事長、總經理是否兼任（DIRCEO）；獨立董事比例（INDR）；監事總規模（JIANSHI），即公司監事會的人數；企業規模（SIZE），用公司期末資產的自然對數表示；盈利水平（ROE），用期末凈利潤除以股東權益來衡量；財務杠桿（LEV），用資產負債率表示。

（三）模型構建。本文以創業板上市公司的會計信息披露質量作為被解釋變量，以反映創業板上市公司的所有權結構的指標作為解釋變量，以反映公司治理結構和財務狀況的指標作為控制變量，構建下列多元線性回歸模型：

QUALITY=β0+β2CL+β4H10+β5DIRCEO+β6INDR+β7JIANSHI+β8SIZE+β9ROE+β10LEV+ξ（1）

QUALITY=β0+β1XINGZHI+β2CL+β3SUO+β4H10+β5DIRCEO+β6INDR+β7JIANSHI+β8SIZE+β9ROE+β10LEV+ξ（2）

模型中，β0是回歸方程的常數項；βi（其中i=1、2、3、4、5、6、7、8、9、10）是各解釋變量和控制變量的偏回歸系數；ξ為隨機誤差項。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計分析。表1是對2010-2011年樣本公司會計信息披露質量的統計。可以看出，2010-2011年創業板上市公司的會計信息披露質量總體狀況較為穩定，一直保持著“中間大，兩頭小”的格局，即獲得良好的公司占了主體，其比例基本保持在73%左右，而獲得優秀和及格的公司比例差不多相同，都在13%左右。然而，2011年獲得優秀的公司比例有上升趨勢，而及格公司比例有所下降，說明創業板上市公司會計信息披露質量總體有上升趨勢。

回歸變量的描述性統計見下頁表2。控制層次（CL）的最高層級為5，最低層級為1，均值為1.6009。結合對控制層次頻數分布的統計，表明大多數創業板公司都采用中低等層次的控制結構控制創業板上市公司。實際控制人所有權比例（SUO）的最小值為0.71%，最大值為85.39%，均值為38.92%，說明創業板上市公司的實際控制股東持有公司股權超過1/3。在股權集中度（H10）方面，股權集中度的均值為0.1683，小于臨界值0.25，說明創業板上市公司的股權相對分散，進一步分析實際控制人性質的頻數，發現有401個測量值即占總樣本數的93.04%的公司是非國有性質的。控制變量中，獨立董事比例（INDR）的最小值為25%，最大值為60%，均值為36.9274%，滿足證監會“上市公司董事會成員中應當至少包括三分之一的獨立董事”的要求，但部分公司未能達到該項要求，說明存在監督管理不規范的問題；樣本公司的盈利能力（ROE）平均水平為10.2521%，最小值為負數，即-0.0883%，最大值為16.9121%。

（二）相關性分析。下頁表3為回歸變量間的Pearson相關系數。可以看出，信息披露質量與其他各解釋變量之間存在著顯著的相關性，如與股權集中度（H10）顯著正相關，而與控制層次（CL）顯著負相關。這說明本文選擇的解釋變量能較好地解釋信息披露質量，同時為多元線性回歸研究提供了基礎。此外，各解釋變量之間的相關系數都不高，最高為0.4868，沒有超過共線性臨界值0.8，所以各變量之間的共線性問題并不嚴重。

（三）回歸結果分析。多元回歸分析結果如表4所示。

模型1回歸結果顯示，控制層次（CL）對信息披露質量有負面影響，而且在10%的水平上顯著，這種關系在模型2中仍然存在，顯著性水平相同，從而驗證了假設2。從表4中還可以看出，股權集中度（H10）對信息披露質量有正向影響，但這種影響并不顯著，且在模型1和模型2中均相同，表明假設4未得到驗證。其原因可能在于，創業板上市公司的控股大股東往往也是管理層的核心成員，創業板開市時間不長，大部分公司仍然處于擴張規模的階段，需要通過良好的會計信息披露質量來降低融資成本，因而在一定程度上存在對信息披露質量的正向激勵，從而抵消了負向的“壕溝效應”。比如，有研究發現，在我國特定的制度環境下，“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，并有利于公司業績的提升（葉勇等，2005）。

模型2回歸結果顯示，實際控制人所有權性質（XINGZHI）對信息披露質量存在正向影響，但是這種影響并不顯著，假設1未得到驗證。可能的原因在于絕大部分創業板上市公司均為非國有企業，國有性質實際控制樣本較少。實際控制人所有權比例（SUO）對信息披露質量有負面影響，但這種影響并不顯著，假設3未得到驗證，可能原因是實際控制人所有權比例總體上不高，受到其他股東的制約。另外，控制變量中，獨立董事比例與會計信息披露質量顯著負相關，表明獨立董事的獨立性不強，未能真正發揮作用；企業規模、盈利水平與會計信息披露質量顯著正相關，與研究文獻的結論一致。

五、結論

創業板上市公司的實際控制人性質對會計信息披露質量無影響，即在創業板上市公司中，國有控制和非國控制兩者對會計信息披露質量結果的差異不大；而控制層次與會計信息披露質量之間呈現顯著負相關，表明減少控制層次可以提高會計信息披露質量；另外，實際控制人所有權比例和股權集中度均對信息披露質量沒有顯著影響。S

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參考文獻：

1.劉芍佳，孫霈，王志偉.終極產權論、股權結構及公司績效[J].經濟研究，2003，（2）.

2.王雄元，劉焱.產品市場競爭與信息披露質量的實證研究[J].經濟科學，2008，（1）.

3.朱松.最終控制人特征與盈余信息含量[J].中國會計與財務研究，2006，（1）.

4.劉立國，杜瑩.公司治理與會計信息質量關系的實證研究[J].經濟研究，2003，（2）.endprint

除上述變量外，本文還設置了六個控制變量，即，董事長、總經理是否兼任（DIRCEO）；獨立董事比例（INDR）；監事總規模（JIANSHI），即公司監事會的人數；企業規模（SIZE），用公司期末資產的自然對數表示；盈利水平（ROE），用期末凈利潤除以股東權益來衡量；財務杠桿（LEV），用資產負債率表示。

（三）模型構建。本文以創業板上市公司的會計信息披露質量作為被解釋變量，以反映創業板上市公司的所有權結構的指標作為解釋變量，以反映公司治理結構和財務狀況的指標作為控制變量，構建下列多元線性回歸模型：

QUALITY=β0+β2CL+β4H10+β5DIRCEO+β6INDR+β7JIANSHI+β8SIZE+β9ROE+β10LEV+ξ（1）

QUALITY=β0+β1XINGZHI+β2CL+β3SUO+β4H10+β5DIRCEO+β6INDR+β7JIANSHI+β8SIZE+β9ROE+β10LEV+ξ（2）

模型中，β0是回歸方程的常數項；βi（其中i=1、2、3、4、5、6、7、8、9、10）是各解釋變量和控制變量的偏回歸系數；ξ為隨機誤差項。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計分析。表1是對2010-2011年樣本公司會計信息披露質量的統計。可以看出，2010-2011年創業板上市公司的會計信息披露質量總體狀況較為穩定，一直保持著“中間大，兩頭小”的格局，即獲得良好的公司占了主體，其比例基本保持在73%左右，而獲得優秀和及格的公司比例差不多相同，都在13%左右。然而，2011年獲得優秀的公司比例有上升趨勢，而及格公司比例有所下降，說明創業板上市公司會計信息披露質量總體有上升趨勢。

回歸變量的描述性統計見下頁表2。控制層次（CL）的最高層級為5，最低層級為1，均值為1.6009。結合對控制層次頻數分布的統計，表明大多數創業板公司都采用中低等層次的控制結構控制創業板上市公司。實際控制人所有權比例（SUO）的最小值為0.71%，最大值為85.39%，均值為38.92%，說明創業板上市公司的實際控制股東持有公司股權超過1/3。在股權集中度（H10）方面，股權集中度的均值為0.1683，小于臨界值0.25，說明創業板上市公司的股權相對分散，進一步分析實際控制人性質的頻數，發現有401個測量值即占總樣本數的93.04%的公司是非國有性質的。控制變量中，獨立董事比例（INDR）的最小值為25%，最大值為60%，均值為36.9274%，滿足證監會“上市公司董事會成員中應當至少包括三分之一的獨立董事”的要求，但部分公司未能達到該項要求，說明存在監督管理不規范的問題；樣本公司的盈利能力（ROE）平均水平為10.2521%，最小值為負數，即-0.0883%，最大值為16.9121%。

（二）相關性分析。下頁表3為回歸變量間的Pearson相關系數。可以看出，信息披露質量與其他各解釋變量之間存在著顯著的相關性，如與股權集中度（H10）顯著正相關，而與控制層次（CL）顯著負相關。這說明本文選擇的解釋變量能較好地解釋信息披露質量，同時為多元線性回歸研究提供了基礎。此外，各解釋變量之間的相關系數都不高，最高為0.4868，沒有超過共線性臨界值0.8，所以各變量之間的共線性問題并不嚴重。

（三）回歸結果分析。多元回歸分析結果如表4所示。

模型1回歸結果顯示，控制層次（CL）對信息披露質量有負面影響，而且在10%的水平上顯著，這種關系在模型2中仍然存在，顯著性水平相同，從而驗證了假設2。從表4中還可以看出，股權集中度（H10）對信息披露質量有正向影響，但這種影響并不顯著，且在模型1和模型2中均相同，表明假設4未得到驗證。其原因可能在于，創業板上市公司的控股大股東往往也是管理層的核心成員，創業板開市時間不長，大部分公司仍然處于擴張規模的階段，需要通過良好的會計信息披露質量來降低融資成本，因而在一定程度上存在對信息披露質量的正向激勵，從而抵消了負向的“壕溝效應”。比如，有研究發現，在我國特定的制度環境下，“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，并有利于公司業績的提升（葉勇等，2005）。

模型2回歸結果顯示，實際控制人所有權性質（XINGZHI）對信息披露質量存在正向影響，但是這種影響并不顯著，假設1未得到驗證。可能的原因在于絕大部分創業板上市公司均為非國有企業，國有性質實際控制樣本較少。實際控制人所有權比例（SUO）對信息披露質量有負面影響，但這種影響并不顯著，假設3未得到驗證，可能原因是實際控制人所有權比例總體上不高，受到其他股東的制約。另外，控制變量中，獨立董事比例與會計信息披露質量顯著負相關，表明獨立董事的獨立性不強，未能真正發揮作用；企業規模、盈利水平與會計信息披露質量顯著正相關，與研究文獻的結論一致。

五、結論

創業板上市公司的實際控制人性質對會計信息披露質量無影響，即在創業板上市公司中，國有控制和非國控制兩者對會計信息披露質量結果的差異不大；而控制層次與會計信息披露質量之間呈現顯著負相關，表明減少控制層次可以提高會計信息披露質量；另外，實際控制人所有權比例和股權集中度均對信息披露質量沒有顯著影響。S

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參考文獻：

1.劉芍佳，孫霈，王志偉.終極產權論、股權結構及公司績效[J].經濟研究，2003，（2）.

2.王雄元，劉焱.產品市場競爭與信息披露質量的實證研究[J].經濟科學，2008，（1）.

3.朱松.最終控制人特征與盈余信息含量[J].中國會計與財務研究，2006，（1）.

4.劉立國，杜瑩.公司治理與會計信息質量關系的實證研究[J].經濟研究，2003，（2）.endprint

除上述變量外，本文還設置了六個控制變量，即，董事長、總經理是否兼任（DIRCEO）；獨立董事比例（INDR）；監事總規模（JIANSHI），即公司監事會的人數；企業規模（SIZE），用公司期末資產的自然對數表示；盈利水平（ROE），用期末凈利潤除以股東權益來衡量；財務杠桿（LEV），用資產負債率表示。

（三）模型構建。本文以創業板上市公司的會計信息披露質量作為被解釋變量，以反映創業板上市公司的所有權結構的指標作為解釋變量，以反映公司治理結構和財務狀況的指標作為控制變量，構建下列多元線性回歸模型：

QUALITY=β0+β2CL+β4H10+β5DIRCEO+β6INDR+β7JIANSHI+β8SIZE+β9ROE+β10LEV+ξ（1）

QUALITY=β0+β1XINGZHI+β2CL+β3SUO+β4H10+β5DIRCEO+β6INDR+β7JIANSHI+β8SIZE+β9ROE+β10LEV+ξ（2）

模型中，β0是回歸方程的常數項；βi（其中i=1、2、3、4、5、6、7、8、9、10）是各解釋變量和控制變量的偏回歸系數；ξ為隨機誤差項。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計分析。表1是對2010-2011年樣本公司會計信息披露質量的統計。可以看出，2010-2011年創業板上市公司的會計信息披露質量總體狀況較為穩定，一直保持著“中間大，兩頭小”的格局，即獲得良好的公司占了主體，其比例基本保持在73%左右，而獲得優秀和及格的公司比例差不多相同，都在13%左右。然而，2011年獲得優秀的公司比例有上升趨勢，而及格公司比例有所下降，說明創業板上市公司會計信息披露質量總體有上升趨勢。

回歸變量的描述性統計見下頁表2。控制層次（CL）的最高層級為5，最低層級為1，均值為1.6009。結合對控制層次頻數分布的統計，表明大多數創業板公司都采用中低等層次的控制結構控制創業板上市公司。實際控制人所有權比例（SUO）的最小值為0.71%，最大值為85.39%，均值為38.92%，說明創業板上市公司的實際控制股東持有公司股權超過1/3。在股權集中度（H10）方面，股權集中度的均值為0.1683，小于臨界值0.25，說明創業板上市公司的股權相對分散，進一步分析實際控制人性質的頻數，發現有401個測量值即占總樣本數的93.04%的公司是非國有性質的。控制變量中，獨立董事比例（INDR）的最小值為25%，最大值為60%，均值為36.9274%，滿足證監會“上市公司董事會成員中應當至少包括三分之一的獨立董事”的要求，但部分公司未能達到該項要求，說明存在監督管理不規范的問題；樣本公司的盈利能力（ROE）平均水平為10.2521%，最小值為負數，即-0.0883%，最大值為16.9121%。

（二）相關性分析。下頁表3為回歸變量間的Pearson相關系數。可以看出，信息披露質量與其他各解釋變量之間存在著顯著的相關性，如與股權集中度（H10）顯著正相關，而與控制層次（CL）顯著負相關。這說明本文選擇的解釋變量能較好地解釋信息披露質量，同時為多元線性回歸研究提供了基礎。此外，各解釋變量之間的相關系數都不高，最高為0.4868，沒有超過共線性臨界值0.8，所以各變量之間的共線性問題并不嚴重。

（三）回歸結果分析。多元回歸分析結果如表4所示。

模型1回歸結果顯示，控制層次（CL）對信息披露質量有負面影響，而且在10%的水平上顯著，這種關系在模型2中仍然存在，顯著性水平相同，從而驗證了假設2。從表4中還可以看出，股權集中度（H10）對信息披露質量有正向影響，但這種影響并不顯著，且在模型1和模型2中均相同，表明假設4未得到驗證。其原因可能在于，創業板上市公司的控股大股東往往也是管理層的核心成員，創業板開市時間不長，大部分公司仍然處于擴張規模的階段，需要通過良好的會計信息披露質量來降低融資成本，因而在一定程度上存在對信息披露質量的正向激勵，從而抵消了負向的“壕溝效應”。比如，有研究發現，在我國特定的制度環境下，“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，并有利于公司業績的提升（葉勇等，2005）。

模型2回歸結果顯示，實際控制人所有權性質（XINGZHI）對信息披露質量存在正向影響，但是這種影響并不顯著，假設1未得到驗證。可能的原因在于絕大部分創業板上市公司均為非國有企業，國有性質實際控制樣本較少。實際控制人所有權比例（SUO）對信息披露質量有負面影響，但這種影響并不顯著，假設3未得到驗證，可能原因是實際控制人所有權比例總體上不高，受到其他股東的制約。另外，控制變量中，獨立董事比例與會計信息披露質量顯著負相關，表明獨立董事的獨立性不強，未能真正發揮作用；企業規模、盈利水平與會計信息披露質量顯著正相關，與研究文獻的結論一致。

五、結論

創業板上市公司的實際控制人性質對會計信息披露質量無影響，即在創業板上市公司中，國有控制和非國控制兩者對會計信息披露質量結果的差異不大；而控制層次與會計信息披露質量之間呈現顯著負相關，表明減少控制層次可以提高會計信息披露質量；另外，實際控制人所有權比例和股權集中度均對信息披露質量沒有顯著影響。S

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參考文獻：

1.劉芍佳，孫霈，王志偉.終極產權論、股權結構及公司績效[J].經濟研究，2003，（2）.

2.王雄元，劉焱.產品市場競爭與信息披露質量的實證研究[J].經濟科學，2008，（1）.

3.朱松.最終控制人特征與盈余信息含量[J].中國會計與財務研究，2006，（1）.

4.劉立國，杜瑩.公司治理與會計信息質量關系的實證研究[J].經濟研究，2003，（2）.endprint