（北京信息科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院北京100192）

一、引言

當(dāng)前，國內(nèi)資本市場的重要問題是資源如何更有效地分配。上市公司的信息披露質(zhì)量直接影響著管理層決策，進(jìn)而影響著信息不對稱問題的解決以及資源分配的效率。根據(jù)以往研究經(jīng)驗(yàn)，治理結(jié)構(gòu)對信息披露質(zhì)量具有顯著影響，而由于我國資本市場的不完善，當(dāng)前的治理結(jié)構(gòu)問題主要集中在內(nèi)部治理。本文從股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會治理、監(jiān)事會治理、管理層治理等方面選取指標(biāo)，對其與信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系進(jìn)行研究。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源與變量選取

1.截至2014年末，深市主板共有509個A股上市公司，扣除被ST公司、數(shù)據(jù)不全的公司、金融類公司，選取430個公司作為研究樣本。研究使用的信息披露質(zhì)量指標(biāo)來源于深交所官網(wǎng)誠信檔案的信息披露水平，其他指標(biāo)均來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。

2.選取八個自變量如表1所示。

表1

根據(jù)深交所官網(wǎng)披露的信息披露水平，按照其A、B、C、D水平分別賦值4、3、2、1作為研究的因變量，用Y表示。

（二）研究假設(shè)

在控制其他變量不變的情況下，對各變量與信息披露質(zhì)量的關(guān)系作出如下假設(shè)：

H1：國有股比例與信息披露質(zhì)量呈正相關(guān)。

如果國有控股比例高，認(rèn)為政府對信息披露的監(jiān)管力度比較強(qiáng)，所以假設(shè)其與信息披露質(zhì)量正相關(guān)。

H2：流通股比例與信息披露質(zhì)量呈正相關(guān)。

流通股比例高，可以防止股權(quán)被少數(shù)人操縱，而且社會公眾對信息披露的需求和要求都比較高，認(rèn)為關(guān)注度的提高使得企業(yè)提高信息披露質(zhì)量。

H3：董事人數(shù)與信息披露質(zhì)量呈正相關(guān)。

董事人數(shù)多，則利于集思廣益和充分集中股東意見，監(jiān)督?jīng)Q策職能發(fā)揮的更好，認(rèn)為能提高信息披露質(zhì)量。

H4：獨(dú)董比例與信息披露質(zhì)量呈正相關(guān)。

獨(dú)立董事的職能主要體現(xiàn)在對公司的重大經(jīng)營問題進(jìn)行探討，對經(jīng)營管理過程進(jìn)行監(jiān)督，保護(hù)中小投資者的利益，因此認(rèn)為獨(dú)立董事比例與信息披露質(zhì)量呈正相關(guān)。

H5：監(jiān)事會規(guī)模與信息披露質(zhì)量呈正相關(guān)。

監(jiān)事會的職能是對董事會和經(jīng)理層進(jìn)行監(jiān)督和制衡，監(jiān)事會規(guī)模大，則認(rèn)為其監(jiān)督能力比較強(qiáng)，因此監(jiān)事會規(guī)模與信息披露質(zhì)量呈正相關(guān)。

H6：高管人數(shù)與信息披露質(zhì)量呈正相關(guān)。

信息披露是由管理者負(fù)責(zé)的，認(rèn)為高管人數(shù)越多，內(nèi)部互相制衡的力量越大，在一定程度上約束自利的行為，信息披露質(zhì)量越高。

H7：前十大股東持股比例與信息披露質(zhì)量呈正相關(guān)。

用前十大股東持股比例代表股權(quán)集中度，認(rèn)為分散的股權(quán)集中度會使單個股東無法形成合力監(jiān)督經(jīng)營者，因此股權(quán)集中度與信息披露質(zhì)量呈正相關(guān)。

H8：高管持股比例與信息披露質(zhì)量負(fù)相關(guān)。

高級管理人員持股比例過高，可能會為了自身利益而采取背離公司價值最大化的行動，從而破壞公司內(nèi)部治理機(jī)制，降低會計(jì)信息披露質(zhì)量。

三、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

對選取的變量做描述性統(tǒng)計(jì)（如表2所示）。從描述統(tǒng)計(jì)可以看出，國有股、流通股比例變異幅度較大。董事人數(shù)都在5—19之間，符合上市公司規(guī)定，其中獨(dú)董比例在0.1818—0.7143之間。高管人數(shù)最小值1，最大值21，變異幅度較大。前十大股東持股比例大約在10%—93%之間，均值51%。監(jiān)事會規(guī)模最小值為1，最大值9，平均值3.87.高管人數(shù)最小值1，最大值21，均值6.53，變化幅度非常大。高管持股比例從0到0.347，總體來說持股比例不大。

表2 描述統(tǒng)計(jì)量

表3 相關(guān)性分析

表4 Anovae

表5 回歸系數(shù)表

（二）相關(guān)性分析

對假設(shè)變量做出的相關(guān)性分析如表3。從相關(guān)系數(shù)顯著性來看，流通股比例與信息披露質(zhì)量正相關(guān)，高管持股比例與信息披露質(zhì)量負(fù)相關(guān)，但是關(guān)系都不顯著，代入回歸模型是不可信的，因此在回歸分析中只考慮其余六個自變量。

以此作出回歸模型：

Y=a+α×X1+β×X3+λ×X4+θ×X5+ξ×X6+η×X7+ε

其中，a 為常量，α、β、λ、θ、ξ、η 均為系數(shù)，ε為隨機(jī)變量。

（三）回歸分析及檢驗(yàn)

1.在SPSS中用向后法輸入上述6個變量，獨(dú)董比例、國有股比例、監(jiān)事總規(guī)模都被剔除，還剩三個變量，通過方差分析的顯著性檢驗(yàn)，可以看出模型在整體上P值為0.000＜0.05，通過檢驗(yàn)，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。方差分析檢驗(yàn)見表4。

2.從表5回歸系數(shù)表的顯著性檢驗(yàn)可以看出，常量P值為0.000小于0.05，因此模型中常量存在；董事人數(shù)、高管人數(shù)、前十大股東持股比例P值小于0.05，能通過顯著性檢驗(yàn)，而且回歸系數(shù)都大于零，說明信息披露質(zhì)量與董事人數(shù)、高管人數(shù)、前十大股東持股比例均呈正相關(guān)，最終得出的回歸模型為Y=2.159+0.030X3+0.049X5+0.004X7。

根據(jù)共線性統(tǒng)計(jì)，各變量容差都遠(yuǎn)大于0.1，VIF都遠(yuǎn)小于5，表明不存在多重共線性。

3.殘差檢驗(yàn)如表6所示。durbin-watson檢驗(yàn)輸出結(jié)果為1.350，沒有貼近0或4，說明殘差不存在自相關(guān)性。

表6 模型匯總e

四、實(shí)證結(jié)論

根據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)，得知信息披露質(zhì)量與董事人數(shù)、高管人數(shù)、前十大股東持股比例均呈正相關(guān)。

這可能是因?yàn)槎氯藬?shù)越多，董事會規(guī)模越大，董事會成員具有的專業(yè)知識越強(qiáng)，監(jiān)督能力越強(qiáng)，從而提高信息披露質(zhì)量。而獨(dú)立董事比例因素被剔除，可能是因?yàn)槲覈莫?dú)立董事制度仍然流于形式，獨(dú)立董事不能發(fā)揮實(shí)際作用，這需要在實(shí)踐中不斷改善。監(jiān)事會總規(guī)模與信息披露質(zhì)量的關(guān)系不明顯，可見在我國現(xiàn)有的公司治理體系中，監(jiān)事會發(fā)揮作用的實(shí)際效率很有限。

高管人數(shù)與信息披露質(zhì)量呈正相關(guān)，他們一方面對董事會負(fù)責(zé)，一方面統(tǒng)籌公司的經(jīng)營管理并決定信息披露，可以認(rèn)為高管人數(shù)越多，對公司內(nèi)部制衡的力量越大，從而越有利于信息披露。高管持股比例與信息披露質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)，可以認(rèn)為高管持股比例過高時，容易導(dǎo)致他們因?yàn)樽非笞晕依娑璧K企業(yè)信息的披露，但是在后期模型中被剔除，說明這一硬性因素不是很大。

前十大股東持股比例與信息披露質(zhì)量正相關(guān)，說明股權(quán)適當(dāng)集中能在一定程度上提高信息披露質(zhì)量，流通股比例、國有股比例也與信息披露質(zhì)量正相關(guān)，但都不是很明顯，說明國有股東和流通股股東的增多都會促進(jìn)企業(yè)信息披露的提高，股權(quán)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化還值得企業(yè)提上日程。