■ 齊灶娥 副教授 吳志明 劉元秀、2 博士生（、華東交通大學理工學院 2、江西財經(jīng)大學金融學院 南昌 33000）

問題的提出

改革開放三十多年來，中國經(jīng)濟取得了舉世矚目的成就，其中我國證券市場在籌集企業(yè)發(fā)展資金和優(yōu)化社會資源配置等方面發(fā)揮了不可替代的作用。與商品市場的作用機制相同，證券市場調(diào)節(jié)資本配置的有效性同樣有賴于市場信息的分布是否公平公開。因此，作為信息提供者的上市公司信息披露質(zhì)量高低，將直接影響證券市場有效性、投資者權益保護等重要問題。

投資者特別是個體投資者如何判斷一個上市公司披露的信息是否真實可靠？什么樣的上市公司披露的信息質(zhì)量更高，更可信？本文從個體投資者角度出發(fā)，選擇上市公司的若干特征，分析上市公司信息披露質(zhì)量與公司特征之間的關系。

研究假設

由于我國資本市場發(fā)展不成熟，上市公司對外信息披露都是在其內(nèi)部人員的控制下完成的，投資者特別是個體投資者只是被動地單向接收信息。個體投資者在資本市場完全處于信息弱勢地位，更加依賴信息披露質(zhì)量。他們不具有機構投資者的專業(yè)和人力的優(yōu)勢，難以對公開信息進行專業(yè)化解讀，只能依靠少數(shù)幾個特征變量，憑直覺來判斷該公司信息的質(zhì)量高低。

個體投資者在選擇特征變量以區(qū)分不同上市公司時，公司規(guī)模、負債率、收益率是不能不考慮的因素。此外，流通股比例、股權集中度、管理者持股比例、獨立董事比例、董事長與總經(jīng)理是否兩職分離、審計機構的權威性、以及公司的產(chǎn)權性質(zhì)等也是個體投資者方便獲取的，反映上市公司治理特征的指標。

公司特征與信息披露質(zhì)量之間的關系，國內(nèi)外學者都進行了大量的研究，并取得了相應的成果。Meek等（1995）、Leftwich等（1981）提出公司規(guī)模與信息披露質(zhì)量正相關假說；Eng 和Mak（2003）等發(fā)現(xiàn)環(huán)境信息披露與財務杠桿顯著負相關，王斌（2008）證實資產(chǎn)負債率與信息披露質(zhì)量負相關的假設；Lang等（1993）和Meek等（1995）得出企業(yè)利潤與信息披露相關的結論；Fama and Jensen（1983）、劉立國和杜瑩（2003）、葉康濤（2007）等都提出，增加獨立董事在董事會的比例能影響董事會的信息披露決策、促進公司自愿披露信息；Dechow 等（1996）發(fā)現(xiàn)董事局主席與CEO兩職合一的上市公司更可能操縱利潤。

本文假設公司特征與信息披露質(zhì)量存在關系，如表1 所示。

數(shù)據(jù)和方法

（一）樣本選擇、數(shù)據(jù)來源及處理

本文上市公司的信息披露質(zhì)量數(shù)據(jù)來源于深圳證券交易所網(wǎng)站“信息披露”中“監(jiān)管信息公開”的“信息披露考評”所公布的資料手工整理而成：選用我國深交所上市公司2003-2013年信息披露質(zhì)量11087 個數(shù)據(jù)，其中主板2003-2013 共6410個，中小企業(yè)板2005-2013年3533個，創(chuàng)業(yè)板2010-2013年1144 個；其他數(shù)據(jù)來自國泰安和RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫。對原始數(shù)據(jù)利用SAS軟件進行以下處理：剔除金融保險行業(yè)、房地產(chǎn)行業(yè)；剔除ST股、*ST股；剔除其他變量缺失數(shù)據(jù)；得到不平衡面板數(shù)據(jù)樣本容量7742個；建模中考慮異常值對模型影響，剔除變量值在均值三個標準差之外的異常值樣本（離散變量除外），剩余樣本7442 個。

表1 公司特征與信息披露質(zhì)量的關系假設

表2 變量描述統(tǒng)計

（二）變量選擇

被解釋變量：信息披露質(zhì)量（DISC）。采用深交所對上市公司信息披露質(zhì)量的評級作為信息披露質(zhì)量代理變量。自2001年以來，深交所在每年年初對掛牌公司的信息披露質(zhì)量狀況，分優(yōu)秀、良好、及格與不及格四個等級進行鑒定并對外披露。

解釋變量和控制變量：

（1）公司規(guī)模（SIZE）：年末總資產(chǎn)（消除物價因素影響）的自然對數(shù)。

（2）財務杠桿（DEBT）：年末負債總額/年末資產(chǎn)總額。

（3）凈資產(chǎn)收益率（ROE）：凈利潤/股東權益平均余額。

（4）流通股比例（YSMVOSDR）：年個股流通市值/年個股總市值。

（5）股權集中度（SHRCR1）：第一大股東持股比例。

（6）管理層持股比例（NSHRSMSR）：公司全部高級管理人員中，含董事、監(jiān)事和高管所持有股票總數(shù)占總股本的比例。

（7）獨立董事占董事會人數(shù)比重（DP）：擔任獨立董事的人數(shù)/董事會理事成員的人數(shù)。

（8）董事長、總經(jīng)理兩職是否合一（CEO）：兩職合一為1，否為0。

（9）審計機構的權威性（AUDITAUT）：國內(nèi)十大會計事務所（含國際四大）審計的為1，其余為0。

（10）產(chǎn)權性質(zhì)（NPR）：是否國有控股公司，是為0，否為1。

（11）控制變量：采取公司所屬板塊（BOARD）、新會計準則實施效果（RULE）作為控制變量。

本文采用多元排序選擇模型，基于投資者信息需求角度分析公司特征對信息披露質(zhì)量的影響，構建經(jīng)驗模型如下：

其中ij是指第i家上市公司第j年，j∈[2003，2013]。

實證分析

表3 回歸分析結果

（一）描述統(tǒng)計

2003-2013年信息披露質(zhì)量整體態(tài)勢上升，水平均在合格之上。如圖1所示，深市上市公司信息披露質(zhì)量從2003年呈上升趨勢，2005年達到一個峰值，此后開始下降，2007年有一個拐點，之后遞增。但總體質(zhì)量在2010-2011年度之前均在良好以下，2011年始達到良好以上，2011-2012年有一小幅波動，之后2012-2013年質(zhì)量又有所提升。這與2005年推出中小企業(yè)板塊、2007年新會計準則實施和2010推出創(chuàng)業(yè)板的時間點恰好吻合。

2003-2013年深交所信息披露考評結果統(tǒng)計來看：中小企業(yè)板塊信息披露質(zhì)量高于主板，主板高于創(chuàng)業(yè)板。經(jīng)t檢驗驗證板塊之間信息披露質(zhì)量差異顯著?？傮w來看，信息披露質(zhì)量均有提高。在同一板塊之內(nèi)，2007年新會計準則實施之后，經(jīng)t 檢驗驗證公司披露的信息質(zhì)量較之前有所提高，差異顯著。說明新會計準則對信息披露質(zhì)量有顯著的促進作用。

2003-2013年信息披露質(zhì)量考評結果與考評結果比例分布來看，深交所信息披露質(zhì)量逐年得到提高，其中考評結果為“優(yōu)秀”的公司比例，除去個別年份有所波動外，總體呈逐年上升趨勢?？荚u結果為“良好”的公司比例在2008年后逐年增加的態(tài)勢很明顯。進一步說明新會計準則對游走在信息披露規(guī)則邊緣的公司有明顯的約束力?！安缓细瘛北壤鹉赀f減，2010年后趨于穩(wěn)定，為1%。

由表2 可知，各指標值比較分散的是資產(chǎn)負債率，其次是高級管理人員持股比例。流通股比例均值為0.58，中位數(shù)達到0.53，最高1，最低的才0.03，部分公司已實現(xiàn)全流通；第一大股東持股比例均值35.9%，中位數(shù)33.7%，最高高達89.4%，最小3.6%，差異大；高級管理人員持股比例均值0.12，我國上市公司股權集中度依然較高；獨董比例均值0.37，仍有比例為0的極少數(shù)公司；董事長和總經(jīng)理兩職合一，均值為0.28，中位數(shù)為0，表明比重較高。

（二）相關分析

深交所2003-2013年公司各變量與信息披露之間相關關系表明我國特有的結果（實證結果略）：

企業(yè)規(guī)模、凈資產(chǎn)收益率、流通股比例、股權集中度均與信息披露水平顯著正相關。說明公司規(guī)模越大的公司，信息披露質(zhì)量越高，效益好的公司更愿意多披露信息，目前增加流通股比例有利于提高信息披露質(zhì)量，在我國現(xiàn)階段股權適當集中也有利于信息披露質(zhì)量提高。

財務桿杠與信息披露水平之間正相關，但不顯著。說明在目前的負債率水平下，資產(chǎn)負債率越高的公司，綜合信息披露質(zhì)量越高。

管理層持股比例、獨立董事占董事會人數(shù)比重與信息披露水平之間顯著負相關。說明在現(xiàn)有股權激勵水平下，管理層持股增加不利于降低委托代理成本，我國獨立董事聘用機制尚不完善，獨立董事沒有真正發(fā)揮獨董應有的作用；相關分析結果還發(fā)現(xiàn)董事長和總經(jīng)理兩職合一會顯著降低信息披露水平。

由國內(nèi)十大（含國際四大）會計師事務所審計的公司信息質(zhì)量顯著高于未由國內(nèi)十大（含國際四大）會計師事務所審計的公司，說明我國國內(nèi)大型會計師事務所發(fā)揮了對信息披露質(zhì)量的監(jiān)督擔保作用。審計機構權威性越強，信息披露質(zhì)量越高。說明國內(nèi)大型會計師事務所發(fā)揮了監(jiān)督信息披露的作用。

國有控股公司信息披露質(zhì)量顯著高于非國有控股公司。說明民營控股公司傾向于少披露會計信息的動機。民營控股上市公司應加大信息披露的力度和質(zhì)量。

（三）回歸分析

從單變量回歸來看，在控制變量新會計準則實施效果和板塊情況，除管理層持股比例這一指標外，其余指標群回歸符號與單變量回歸符號一致。

群回歸中，凈資產(chǎn)收益率、流通股比例、第一大股東持股比例、高級管理人員持股比例和審計機構權威性與信息披露質(zhì)量顯著正相關；獨董比例與信息披露質(zhì)量顯著負相關；董事長和總經(jīng)理兩職合一會降低信息披露質(zhì)量，但不顯著；公司規(guī)模和資產(chǎn)負債率與信息披露質(zhì)量正相關，但兩者均不顯著，沒有證據(jù)支持公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率與信息披露質(zhì)量之間顯著相關。

從以上回歸結果來看：

假設H1、H3基本成立。公司規(guī)模、凈資產(chǎn)收益率與公司信息披露正相關。說明大公司更愿意多披露信息；盈利能力強的公司更愿意多披露信息。個體投資者在考查上市公司信息披露質(zhì)量時，可以參考公司規(guī)模和盈利能力這一指標。

DEBT2單回歸系數(shù)<0，但不顯著，假設H2基本得到驗證。公司財務桿杠與公司信息披露呈倒“U”關系。說明資產(chǎn)負債率過低或者過高的公司都有可能降低信息披露質(zhì)量。個體投資者應關注上市公司負債率不能過高或過低，否則信息質(zhì)量會有所下降。但是結合相關分析可以看出，我國上市公司目前的負債率水平上，個體投資者應傾向于關注負債率較高的公司披露的信息。

假設H4、H5成立。流通股比例、股權集中度與信息披露水平顯著正相關。說明我國股改增加流通股比例確實能夠促進公司信息披露質(zhì)量的提升，現(xiàn)階段適當提高股權集中度有利于保護投資者利益；個體投資者應關注流通股比例和第一大股東持股比例較高的公司信息。

NSHRSMSR2單回歸系數(shù)<0 且顯著，假設H6得到驗證。信息披露水平與管理者持股比例呈倒“U”關系。說明管理層持股比例過高或過低都有可能增加委托代理成本，降低信息披露質(zhì)量。個體投資者應關注管理層持股比例不能過高或過低，否則信息質(zhì)量會有所下降。但是結合相關分析可以看出，個體投資者應傾向于關注管理層持股比例低的公司披露的信息。

假設H7不成立。說明上市公司應規(guī)范獨立董事聘任制度，真正發(fā)揮獨立董事的第三方利益代表的作用，這對公司經(jīng)營也有促進作用。個體投資者應放棄對獨立董事比例這一指標的關注。

假設H8、H9成立。董事長與總經(jīng)理“兩職合一”的公司信息披露程度水平較低，說明兩職分離可以加強相互間的監(jiān)督作用，有助于改善信息披露質(zhì)量；經(jīng)權威審計機構審計的公司信息披露程度水平更高，說明國內(nèi)大型會計師事務所發(fā)揮了監(jiān)督信息披露的作用。個體投資者應關注兩職分離的公司信息以及上市公司信息是否經(jīng)權威的會計師事務所審計。

假設H10成立，國有控股公司信息披露質(zhì)量高于非國有控股公司。國有控股公司的信息披露較非國有控股公司的信息披露更加可信。

另外，新會計準則有力地促進了公司信息披露質(zhì)量的提高，具體數(shù)據(jù)如表3所示。

（四）穩(wěn)健性檢驗

公司規(guī)模用年總營業(yè)收入替代年總營業(yè)收入結果基本一致，資產(chǎn)負債率變量用產(chǎn)權比率和權益乘數(shù)分別替代建立回歸，結果基本一致。

結論及建議

（一）研究結論

根據(jù)上述研究和分析，本文得出如下研究結論：第一，流通股比例、股權集中度、董事長與總經(jīng)理“兩職合一”、審計機構的權威性、產(chǎn)權性質(zhì)與信息披露質(zhì)量的關系提出的假設得到證實；第二，管理者持股比例與信息披露質(zhì)量呈倒“U”形關系得到證實；第三，對公司規(guī)模、公司財務桿杠、凈資產(chǎn)收益率與信息披露質(zhì)量的關系提出的假設未能得到有力支持，檢驗結論與假設一致但不顯著；第四，獨立董事比例與信息披露水平正相關假設不能成立。

（二）建議

圖1 2003-2013年深交所信息披露質(zhì)量年均考評結果趨勢圖

個體投資者對上司公司信息的關注，應選擇流通股比例高、第一大股東持股比例較高、董事長和總經(jīng)理兩職分離和經(jīng)權威會計師事務所審計的公司。相對于民營控股公司，個體投資者更應關注國有控股公司的信息。同時，應注意公司資產(chǎn)負債率和管理層持股比例不應過高或過低。

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