摘要：在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中，信息已經(jīng)成為決定勝負(fù)的關(guān)鍵因素，它影響著投資決策與監(jiān)管措施的采取。然而，公司治理與信息披露質(zhì)量之間存在著密切聯(lián)系。因此本文集合我國(guó)上市公司信息披露質(zhì)量現(xiàn)狀，并利用實(shí)證方法分析公司治理機(jī)構(gòu)對(duì)信息披露質(zhì)量的影響。

關(guān)鍵詞：公司治理結(jié)構(gòu)；信息披露質(zhì)量；上市公司；實(shí)證分析

一、引言

由于中國(guó)資本市場(chǎng)還處于不斷發(fā)展與完善階段，我國(guó)上市公司的信息披露狀況一直令人堪憂。針對(duì)上市公司在信息披露方面存在的問題，我國(guó)相關(guān)部門也提出了一些措施來加以規(guī)范。例如《深圳證券交易所上市公司信息披露工作考核辦法》、《關(guān)于進(jìn)一步提高上市公司財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量的通知》以及《上市公司信息披露管理辦法》等多項(xiàng)政策法規(guī)。但在此之后又發(fā)生一些造假事件。

究其深層次原因應(yīng)該在于公司治理方面，因?yàn)槿绻緝?nèi)部治理都是按照國(guó)家相關(guān)部門的法律法規(guī)進(jìn)行而且公司治理的很好，經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)很優(yōu)秀，公司在對(duì)外公布公司信息時(shí)就沒有必要再掩藏一些信息或者是篡改信息。所以信息披露質(zhì)量與公司治理之間存在著密切聯(lián)系。本文基于深交所信息披露考評(píng)結(jié)果，通過建立Logistic回歸模型對(duì)公司治理結(jié)構(gòu)與信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。

現(xiàn)有研究在討論公司治理與信息披露質(zhì)量的關(guān)系時(shí)，主要基于股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)特征與高管激勵(lì)等幾個(gè)視角。國(guó)內(nèi)學(xué)者汪煒、蔣高峰（2004）與曾穎、陸正飛（2006）對(duì)國(guó)內(nèi)上市公司信息披露質(zhì)量與權(quán)益資本成本的關(guān)系進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)信息披露質(zhì)量與股權(quán)融資成本之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。王雄元和沈維成（2008）分析公司治理對(duì)信息披露質(zhì)量的影響，發(fā)現(xiàn)信息披露質(zhì)量與控制層次、股東人數(shù)顯著負(fù)相關(guān)，與股權(quán)集中度顯著正相關(guān)，與最終控制人屬性無顯著性關(guān)聯(lián)。張程睿（2008）分析信息披露質(zhì)量對(duì)投資者交易行為的影響，發(fā)現(xiàn)公司信息披露質(zhì)量影響投資者的交易決策，但信息披露質(zhì)量對(duì)股票交易量與交易速率并沒有顯著影響。王斌、梁欣欣（2008）分析公司治理、經(jīng)營(yíng)狀況與公司信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)，信息披露質(zhì)量與公司獨(dú)立董事相對(duì)比重、財(cái)務(wù)收益能力及資產(chǎn)規(guī)模正相關(guān)，而與股權(quán)結(jié)構(gòu)沒有顯著相關(guān)性。

二、模型構(gòu)建

1. 變量的選擇

（1）公司治理。公司治理的核心是約束和激勵(lì)內(nèi)部人按照投資者的利益行事。早期研究主要從股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)特征與管理層激勵(lì)三個(gè)方面進(jìn)行考察，后期研究則傾向于構(gòu)造綜合指數(shù)從更全面的角度對(duì)公司治理進(jìn)行度量。由于綜合指數(shù)的構(gòu)造帶有一定的個(gè)人主觀性，研究結(jié)論受指數(shù)構(gòu)造方法的影響較大，本文就從股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)特征和高管激勵(lì)三個(gè)角度對(duì)公司治理結(jié)構(gòu)進(jìn)行研究。

①股權(quán)結(jié)構(gòu)。考慮到我國(guó)上市公司普遍存在國(guó)有股股份過大、股權(quán)過度集中等特征，本文重點(diǎn)考察產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（CQ）、第一大股東持股比例（DG）和股本結(jié)構(gòu)是否變化三個(gè)方面。

②董事會(huì)特征。為了衡量董事會(huì)“保護(hù)企業(yè)和管理層之間契約關(guān)系”的程度，本文分析董事會(huì)特征主要采用董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兼任情況（JR）、董事會(huì)人數(shù)（DS）、獨(dú)立董事比例（DD）、監(jiān)事會(huì)人數(shù)（JS）和董事會(huì)會(huì)議次數(shù)（HY）五個(gè)指標(biāo)。

③高管激勵(lì)。根據(jù)主流研究的做法，本文選用高管持股比例（GG）這一指標(biāo)來考察公司高管的激勵(lì)情況。

表1 變量的定義

（2）信息披露質(zhì)量?，F(xiàn)有研究在度量信息披露質(zhì)量時(shí)所采用的手段主要包括信息披露評(píng)價(jià)指數(shù)?？紤]到權(quán)威機(jī)構(gòu)提供的信息披露評(píng)價(jià)指數(shù)通常具有較好的公正性和客觀性，本文參考曾穎和陸正飛（2006）、高強(qiáng)和伍利娜（2008）等的做法，采用深圳證券交易所對(duì)上市公司信息披露質(zhì)量的評(píng)級(jí)作為信息披露質(zhì)量的度量。

深交所公布的上市公司信息披露的考評(píng)結(jié)果分為“優(yōu)秀”、“良好”、“合格”和“不合格”四個(gè)等級(jí)，當(dāng)考評(píng)結(jié)果為“優(yōu)秀”或“良好”時(shí)，本文則認(rèn)為公司的信息披露質(zhì)量較高，賦值為1，反之則賦值為0。

（3）控制變量。為提高分析結(jié)果的準(zhǔn)確度，本文參照相關(guān)研究，選擇公司規(guī)模（GM）和負(fù)債水平（FZ）兩個(gè)指標(biāo)作為控制變量。

2. 樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文以2006-2011年為研究區(qū)間，以深圳證券交易所2006年之前上市的非金融行業(yè)上市公司為研究對(duì)象，在剔除了ST類個(gè)股和數(shù)據(jù)不全的樣本之后，最終得到一個(gè)包含2498個(gè)觀測(cè)值的非平衡面板數(shù)據(jù)。文中信息披露質(zhì)量數(shù)據(jù)根據(jù)深交所官方網(wǎng)站數(shù)據(jù)手工整理而成，而其它數(shù)據(jù)則來源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)服務(wù)中心。

3. 模型的構(gòu)建

為更加完整地檢驗(yàn)公司治理結(jié)構(gòu)與信息披露之間的內(nèi)在關(guān)系，文中根據(jù)信息披露質(zhì)量的二級(jí)計(jì)分法構(gòu)建了Logistic回歸模型，具體形式如下式所示：

三、實(shí)證分析

1. 描述性統(tǒng)計(jì)

2006-2011年間樣本上市公司的信息披露考評(píng)結(jié)果分布情況如表2所示。

表2 2006年至2011年樣本上市公司信息披露考評(píng)結(jié)果分布情況

從表2中可知，樣本公司的信息披露質(zhì)量總體呈上升趨勢(shì)，其中獲得良好或優(yōu)秀評(píng)級(jí)的樣本所占比例之和由74.04%上升到80.05%，但獲得優(yōu)秀評(píng)級(jí)的樣本則有所回落。另外，不合格樣本公司基本上呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)，但在2011年卻有所上升。

2. 多元回歸分析

根據(jù)選擇的變量，運(yùn)用SPSS 17.0對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行Logistic分析，其對(duì)變量代表性的分析結(jié)果如表4所示。

表3 Variables not in the Equation

表3中的檢驗(yàn)數(shù)據(jù)顯示，在5%的顯著性水平下，CQ、DG、GB、DL、HY、GG、GM和FZ均與因變量有顯著的二元關(guān)系，而JR、DS和JS與因變量之間的二元關(guān)系則并不顯著，因此可將其從模型中剔除。將不相關(guān)變量剔除之后，整個(gè)模型得到的Score為393.574，自由度為8，相應(yīng)的P值趨近于0，表明其余變量在全局上與因變量存在多元統(tǒng)計(jì)關(guān)系。

為便于計(jì)算，將式2.1改寫為即假設(shè)：

根據(jù)表3的檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)合式2.2再次進(jìn)行Logistic分析，其結(jié)果如表4和表5所示。

表4 Classification Table

由表4可知，整個(gè)模型的靈敏度為91.1%，特異度為91.1%，漏診度為8.9%，雖然誤診率達(dá)到55.6%，但模型整體的預(yù)測(cè)準(zhǔn)確度為77.6%，說明該模型的預(yù)測(cè)效果較好。

表5中的數(shù)據(jù)顯示，因變量和常數(shù)項(xiàng)的P值（Sig.）均小于5%的顯著性水平，說明回歸系數(shù)的準(zhǔn)確性較高，則根據(jù)式2.2可構(gòu)建線性模型為：

根據(jù)線性模型，可推出Logistic回歸模型為：

3. 實(shí)證結(jié)果分析

根據(jù)線性模型或Logistic回歸模型結(jié)果分析，各個(gè)變量與信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系如表6所示。

四、結(jié)論

信息披露質(zhì)量低下是當(dāng)前制約我國(guó)資本市場(chǎng)以及上市公司發(fā)展的重要問題。本文結(jié)合相關(guān)理論，以2006-2011年深交所上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)為樣本，通過構(gòu)建Logistic回歸模型考察了公司治理結(jié)構(gòu)與信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系。

本文的研究表明，公司治理機(jī)制的合理安排能夠?qū)π畔⑴懂a(chǎn)生促進(jìn)作用，具體而言，董事長(zhǎng)和總經(jīng)理是否為一人、董事會(huì)人數(shù)以及監(jiān)事會(huì)人數(shù)與信息披露質(zhì)量沒有顯著的關(guān)系，而國(guó)有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和負(fù)債水平則會(huì)對(duì)公司信息披露質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。相反，股本結(jié)構(gòu)變化、獨(dú)立董事比例、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)、高管持股比例以及公司規(guī)模則與信息披露質(zhì)量正相關(guān)，即會(huì)促進(jìn)公司信息披露質(zhì)量的提高。

按照本文所得出的結(jié)論，在中國(guó)當(dāng)前的制度背景下，要提升公司的信息披露質(zhì)量，就有必要進(jìn)一步完善上市公司的治理結(jié)構(gòu)，例如可以通過減少公司的國(guó)有股份、強(qiáng)化獨(dú)立董事制度以及擴(kuò)大公司規(guī)模等方法來完善公司的治理結(jié)構(gòu)，進(jìn)而有效促進(jìn)上司公司信息披露質(zhì)量的提高。

參考文獻(xiàn)：

[1]汪煒、蔣高峰，2004：《信息披露、透明度與資本成本》，《經(jīng)濟(jì)研究》第7期.

[2]曾穎、陸正飛，2006：《信息披露與股權(quán)融資成本》，《經(jīng)濟(jì)研究》第2期.

[3]王雄元、沈維成，2008：《上市公司控制結(jié)構(gòu)與信息披露質(zhì)量》，《證券市場(chǎng)導(dǎo)報(bào)》第4期.

[4]王斌、梁欣欣，2008：《公司治理、財(cái)務(wù)狀況與信息披露質(zhì)量——來自深交所的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》，《會(huì)計(jì)研究》第3期.