家族上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)對自愿性信息披露的影響*

燕山大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院 臧秀清 王立靜

一、引言

上海《福布斯》中文版統(tǒng)計結(jié)果顯示，截止2013年7月31日，2470 家A 股上市公司中，民營企業(yè)有1431 家，其中有711 家家族企業(yè)，占比為49.7%。朱元鴛、孔玉生（2012）研究表明，家族上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)與非家族上市公司有一定區(qū)別，大多傾向于構(gòu)建金字塔股權(quán)結(jié)構(gòu)對上市公司進行控制，現(xiàn)金流權(quán)與控制權(quán)相分離，且存在家族集中控股現(xiàn)象。家族上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的明顯特征使得家族企業(yè)內(nèi)部控股股東與中小股東的代理成本升高，控股股東為了牟取私人利益，存在隱瞞私人信息的動機，這對家族上市公司的自愿性信息披露的質(zhì)量會產(chǎn)生直接影響。隨著我國法律法規(guī)體系的不斷完善，以及資本市場的不斷發(fā)展和日益成熟，投資者及其他會計信息使用者對上市公司信息披露質(zhì)量以及自愿性信息披露的需求不斷提高。2012年，中國證監(jiān)會最新修訂了《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式準則第2 號：年度報告的內(nèi)容與格式》，本文在設(shè)計自愿性信息披露評價體系時參考該準則，并實證分析家族上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)對自愿性信息披露水平的影響，以期為提高家族上市公司信息披露水平提供建議。

二、文獻綜述

曹玉貴、姜鑫（2012）將股權(quán)集中度、控股股東性質(zhì)等股權(quán)結(jié)構(gòu)變量作為解釋變量對上市公司的自愿性信息披露水平進行研究，發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度對自愿性信息披露水平存在顯著影響。Romilda&Bronzetti（2013）研究了股權(quán)集中度及公司治理對自愿信息披露的影響，結(jié)果顯示公司治理與自愿信息披露水平正相關(guān)，股權(quán)集中度與自愿信息披露水平負相關(guān)。關(guān)于股權(quán)制衡度，Blotch&Hedge（2001）的研究表明，控制聯(lián)盟間的股權(quán)制衡作用能有效控制第一大股東的自利行為，從而保護中小投資者的利益；而熊婷（2013）的研究則表明股權(quán)制衡度與控股大股東的盈余管理操控行為呈U 型關(guān)系。關(guān)于控制性股東的利益侵占行為，Bozec（2008）通過對加拿大企業(yè)的研究結(jié)果顯示，存在控制性股東的公司極有可能發(fā)生控股股東的侵占行為，從而使代理成本升高；而金必簡、李常青等（2012）以深交所家族上市公司為樣本，研究家族控制權(quán)特征對信息披露質(zhì)量的影響，結(jié)果顯示控制權(quán)比例與信息披露質(zhì)量呈“倒U 型”關(guān)系，即家族控制權(quán)過高或過低都可能導(dǎo)致信息披露質(zhì)量下降。Morck&Yeung（2003）對大股東侵占中小股東利益的問題進行研究，結(jié)果表明兩權(quán)分離程度越大，代理問題越嚴重，侵占效應(yīng)也越明顯；陳紅（2012）對上市公司終極股東侵占行為進行研究，發(fā)現(xiàn)終極股東侵占行為的選擇與金字塔股權(quán)結(jié)構(gòu)形態(tài)特征正相關(guān)，與兩權(quán)分離度負相關(guān)，即兩權(quán)分離程度越大，終極股東的侵占行為越明顯。Marco &Giulio（2013）以意大利的上市公司為例，研究股權(quán)高度集中于內(nèi)部股東的上市公司中公司治理與信息披露的關(guān)系，結(jié)果表明有效的內(nèi)部控制能夠提高信息透明度，同時規(guī)模越大的上市公司侵害中小股東的可能性越低。鑒于家族上市公司在國民經(jīng)濟中的重要地位以及家族上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)所具有的特殊性，目前以家族上市公司為樣本研究股權(quán)結(jié)構(gòu)對自愿信息披露影響的文獻較少，因此選取家族上市公司為樣本進行研究比較有代表性。

三、理論分析與研究假設(shè)

在集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)下，手握大量股權(quán)的控股股東可能會利用信息不對稱這一條件越權(quán)影響企業(yè)的經(jīng)營決策，同時降低對外信息披露的程度，進而牟取私人利益。股權(quán)制衡是指若干個大股東之間，因持股比例相近彼此之間形成的一種有效的相互制衡機制。相互制衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)中，大股東之間相互制約、相互監(jiān)督，增加了控股股東謀取私人利益的難度，股東會要求上市公司的管理層披露更多的信息，以獲取更多的信息量，從而提高自愿信息披露程度。控制權(quán)又稱投票權(quán)，代表家族控股股東對上市公司的控制能力，家族控股股東的控制能力越強，其對上市公司的經(jīng)營管理影響越大，從而加劇了與其他股東之間的信息不對稱，也加劇了終極控制人為了自身利益而對上市公司信息披露實施影響的可能性。兩權(quán)分離度是指現(xiàn)金流權(quán)與控制權(quán)的分離，取現(xiàn)金流權(quán)與控制權(quán)的比值，比值越小分離程度越大，存在兩權(quán)分離時，家族以少量的資金就能獲取對上市公司的控制權(quán)，家族控股股東存在侵權(quán)行為的可能性增大，因此，家族控股股東存在利用控制權(quán)影響企業(yè)信息披露的可能性。根據(jù)以上分析，本文提出如下假設(shè)：

H1：股權(quán)集中度與自愿性信息披露質(zhì)量負相關(guān)

H2：股權(quán)制衡度與自愿性信息披露質(zhì)量正相關(guān)

H3：實際控制人控制權(quán)比例與自愿性信息披露質(zhì)量負相關(guān)

H4：兩權(quán)分離程度與自愿性信息披露質(zhì)量負相關(guān)

四、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源 本文數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫，筆者在民營上市公司數(shù)據(jù)庫中篩選了我國100 家上市家族企業(yè)2010～2013年數(shù)據(jù)，選擇標準為：實際控制人類型為自然人或家族；實際控制人擁有上市公司控制權(quán)比例大于10%；上市時間在2010年之前。剔除數(shù)據(jù)不全的樣本，剔除ST，*ST 數(shù)據(jù)以及金融行業(yè)的數(shù)據(jù)，并在篩選結(jié)果中隨機抽取100 家家族上市公司。

（二）變量定義與模型構(gòu)建

（1）因變量。本文將上市公司自愿性信息披露的信息分為財務(wù)信息、非財務(wù)信息和戰(zhàn)略信息，本文在構(gòu)建自愿性信息披露計量體系時增加了2012年最新修訂的《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式準則》中鼓勵披露的指標，并增加部分投資者較為關(guān)心的指標，最后得出25 個明細項目，每個項目最高分2 分，滿分50 分，建立本文的評價指標見表1，打分原則為：只需定量分析的指標，披露則2 分，未披露則0 分；只需定性分析的指標，如公司戰(zhàn)略及影響，詳細2 分，簡單1 分，未披露則0 分；既有定量又有定性信息的指標，定量與定性相結(jié)合的披露得2 分，只披露一方面的得1 分，未披露任何內(nèi)容則0 分。將指標體系中所有指標的分值加總，得到該公司自愿披露的總分值，本文將上市公司自愿性信息披露指數(shù)定義為：

VID=上市公司自愿披露的總分值/50

表1 家族上市公司自愿信息披露程度計量表

（2）自變量。本文將股權(quán)結(jié)構(gòu)劃分為股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度、控制權(quán)比例及兩權(quán)分離度四個方面，其中股權(quán)集中度（CR1）用家族股東持股比例之和衡量；股權(quán)制衡度（Z5）用第二至第五大股東持股比例之和與家族股東持股比例的比值進行衡量，指數(shù)越高表明股權(quán)制衡作用越好；現(xiàn)金流權(quán)（FCF）是指存在終級控股股東的公司，作為終極控股股東所擁有的最終所有權(quán)權(quán)益，等于其在上市公司中所擁有的每條控制鏈上的所有權(quán)權(quán)益乘積之和；控制權(quán)（FCR）等于控股股東在每條控制鏈上的投票權(quán)的最小值之和；兩權(quán)分離度用分離系數(shù)（CV）進行衡量，取現(xiàn)金流權(quán)與控制權(quán)的比值，CV 值越小說明兩權(quán)分離程度越大，年度虛擬變量（YEAR）衡量2012年中國證監(jiān)會發(fā)布的《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式準則》對自愿性信息披露的影響，2012年以前的數(shù)據(jù)賦值為1，否則為0。

（3）控制變量。公司規(guī)模（SIZE），根據(jù)代理理論，規(guī)模大的公司為樹立良好的社會形象和公司信譽，愿意與投資者進行更多溝通，從而進行自愿性信息披露。公司業(yè)績（ROE），根據(jù)信號理論，企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績越好，企業(yè)管理人越傾向于自愿披露可靠、相關(guān)的信息，促進股票價格的上漲，從而吸引更多投資者。而當公司虧損時，上市公司自愿性信息披露的積極性下降，甚至會盡量推遲或隱瞞相關(guān)信息的披露，該變量用稅后利潤與凈資產(chǎn)的比值表示。上市公司的上市地點（PLA），深交所上市公司取值為1，上交所上市的公司取值為0。

本文研究變量的定義見表2。

表2 變量定義表

根據(jù)研究假設(shè)和所選取的變量，本文構(gòu)建如下多元回歸模型：

五、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計 本文對2010～2013年的自愿性信息披露程度和2012年的股權(quán)結(jié)構(gòu)變量進行描述性統(tǒng)計。由表3 可知，樣本公司連續(xù)4年自愿性信息披露指數(shù)均值分別為19.2、20.54、27.26、28.03，呈逐年上升趨勢，且自2012年最新信息披露準則頒布后，家族上市公司在2012、2013年整體自愿性信息披露水平有了更大的提升，但連續(xù)四年的均值均較低，說明我國家族上市公司自愿信息披露水平仍有待提高。表4 的描述統(tǒng)計結(jié)果顯示，家族股東持股比例之和最大值為85.230，均值為36.639，說明家族持股比例很高，家族上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)較集中。股權(quán)制衡度的均值為0.483，說明非家族的第二到第五大股東對家族股東具有一定的制衡力。控制權(quán)比例的最大值為89.410，均值為38.622，家族控制性股東對上市公司的控制能力很強。兩權(quán)分離度的均值為0.715，即家族控制人以0.715 個單位的現(xiàn)金流權(quán)就可獲得一個單位的控制權(quán)，說明家族上市公司中兩權(quán)分離現(xiàn)象較普遍。

表3 2010～2013年VID描述統(tǒng)計量

表4 2012年股權(quán)結(jié)構(gòu)描述統(tǒng)計量

（二）相關(guān)性分析 對變量進行相關(guān)性分析得到表5，結(jié)果顯示，解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)的絕對值均小于0.5，初步判斷解釋變量之間不存在嚴重的共線性問題。解釋變量與被解釋變量之間的相關(guān)性結(jié)果顯示，CR1、FCR 與VID 的相關(guān)系數(shù)為負值，且在1%的水平上顯著，Z5、YEAR 與VID的相關(guān)系數(shù)為正，在1%的水平上顯著相關(guān)，CV 與VID 的相關(guān)系數(shù)為正，但不顯著。本文用容差和方差膨脹因子VIF做進一步檢驗，一般認為，如果容差小于0.1，VIF＞10，說明模型中解釋變量之間的共線性較強。由表6 可知，模型中解釋變量以及控制變量之間的方差膨脹因子VIF 的值均小于10，表明變量間不存在嚴重共線性問題。

表5 相關(guān)性分析

表6 容忍度與方差膨脹因子分析

（三）回歸分析 回歸分析分析結(jié)果如表7 所示，模型擬合優(yōu)度檢驗統(tǒng)計結(jié)果顯示，D-W 值為1.793，說明模型不存在嚴重的自相關(guān)性。調(diào)整后R2為0.132，說明模型的擬合度以及多元回歸模型對自愿性信息披露指數(shù)VID 的解釋能力為13.2%，在上市公司自愿性信息披露的眾多影響因素中，本文的模型僅對家族上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的集中程度、股權(quán)制衡度、控制權(quán)比例及兩權(quán)分離度對自愿性信息披露的影響進行研究，許多影響因素未包含在內(nèi)，因此這一結(jié)果尚可接受。模型的F 檢驗結(jié)果顯示，顯著性檢驗F值為21.009，且在1%的水平上顯著，說明自變量與因變量線性關(guān)系明顯，多元回歸模型具有統(tǒng)計意義。T 檢驗統(tǒng)計結(jié)果顯示，CR1的系數(shù)為-0.001，CR1與VID 在1%的水平上顯著負相關(guān)，支持H1；Z5的系數(shù)為0.028，Z5與VID 在1%的水平上顯著正相關(guān)，支持H2；FCR 系數(shù)為-0.001 且在1%的水平上與VID 顯著負相關(guān)，支持H3；CV 的系數(shù)為負且結(jié)果不顯著，說明控制權(quán)與所有權(quán)的分離程度與自愿性信息披露關(guān)系較復(fù)雜，兩權(quán)分離程度過大并不一定會導(dǎo)致實際控制人對中小股東的利益進行侵害，是否會隱瞞信息還受到實際控制人的現(xiàn)金流權(quán)、經(jīng)營理念等多方面的影響。

表7 回歸系數(shù)分析

（四）因變量的有效性檢驗 因變量VID 采用的是構(gòu)建自愿性信息披露指數(shù)的方式，披露條目的選取及評分規(guī)則的制定都不可避免的帶有主觀成分，因此本文對因變量進行了有效性檢驗。將本文選取的樣本中的深市上市公司的自愿性信息披露指數(shù)與深交所對其進行的信息披露評級做相關(guān)性分析，結(jié)果顯示顯著性水平為0.023＜0.05，相關(guān)系數(shù)為0.48，說明兩者在5%的水平上顯著正相關(guān)。。

六、結(jié)論及建議

本文以100 家家族上市公司2010～2013年數(shù)據(jù)為樣本，實證分析了家族上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)特征對其自愿性信息披露程度的影響，結(jié)果表明：股權(quán)集中程度、股權(quán)制衡度及控制權(quán)比例對自愿性信息披露程度都有顯著影響；兩權(quán)分離度與自愿性信息披露程度的相關(guān)性不顯著。根據(jù)研究結(jié)論，本文提出以下建議：第一，優(yōu)化家族上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)，適當提高非家族股東對家族股東的制衡能力，從而提升自愿性信息披露質(zhì)量。第二，家族上市公司多存在“一股獨大”現(xiàn)象，控股股東可能會利用其較高的控股權(quán)，對上市公司實施控制，從而侵害中小股東利益。監(jiān)管機構(gòu)應(yīng)加強對家族上市公司的關(guān)聯(lián)交易、對外擔保、再融資行為等方面的監(jiān)督，防止侵害行為的發(fā)生。第三，完善法律制度，以切實保障投資者的利益免受侵害。

［1］朱元鴛、孔玉生：《家族企業(yè)上市公司治理結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀分析》，《財會通訊》（綜合·中）2012年第7 期。

［2］熊婷、程博：《股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度與盈余管理》，《學(xué)術(shù)研究》2013年第1 期。

［3］金必簡、李常青、魏志華：《家族控制權(quán)特征與信息披露質(zhì)量的實證研究》，《財會通訊》（綜合·下）2012年第1 期。

［4］陳紅、楊凌霄：《金字塔股權(quán)結(jié)構(gòu)、股權(quán)制衡與終極股東侵占》，《投資研究》2012年第3 期。