梁 雯，宋思淼，姚曉林

(1.杭州電子科技大學 會計學院，浙江 杭州 310018；2.東北財經大學 會計學院，遼寧 大連 116025；3.大連東軟信息學院 信息與商務管理學院，遼寧 大連 116023)

一、引言

隨著我國“超常規(guī)發(fā)展機構投資者”政策實施，資本市場投資結構逐漸發(fā)生改變，截至2018年底，我國機構投資者持有上市公司股份比例已到達39%，在一些重要板塊和行業(yè)甚至超過了65%，機構投資者已經超越個人投資者成為資本市場的主角[1]，所發(fā)揮的作用也越來越大。就我國而言，機構投資者主要包括基金、銀行、保險、證券公司、信托和投資公司等組織，現有研究認為公募基金是最具有治理效應的機構投資者，它們主要通過資本市場的交易活動獲利[2]，與企業(yè)沒有商業(yè)聯(lián)系，獨立于公司董事會，較其他機構投資者來說更具有價值創(chuàng)造能力，可以視為最有影響力的外部股東[3]，因而研究其治理作用有著非常重要的理論價值與現實意義。但是目前對于基金投資者的治理效應研究，存在著兩種爭論，即基金投資者對企業(yè)的影響到底是“用腳投票”還是“用手投票”，前者稱之為基金信息效應[4-5]，后者稱之為基金監(jiān)督效應[6-7]。究其原因，早期研究傾向于從基金投資者的“經濟人”角度出發(fā)，認為基金投資者主要是“用腳投票”，即以基金信息效應為主，如Kochhar和David證實該信息治理效應可以使得企業(yè)與外部投資者之間的信息不對稱問題得到緩解[4]。我國上市公司“一股獨大”現象比較普遍，基金投資者相對“勢單力薄”，不但持股比例較為分散，而且持股比例偏低，因而基金參與企業(yè)內部決策的成本較高[8]，基金監(jiān)督效應并不顯著。目前網絡理論與經濟學交叉研究的興起，學者發(fā)現金融市場上也存在著各種各樣的復雜網絡關系[9]，一系列研究證明基金投資者的“社會人”身份得到重視，基金投資者作為一個團體互相交流、互相合作，更能有效發(fā)揮其公司治理的功能[10-13]，基金投資者已經逐漸由“用腳投票”轉化到“用手投票”。

現有基金投資者網絡的文獻主要是從盈余公告[14]、非效率投資[7]和股價崩盤風險[15]等角度展開，鮮有學者關注其對企業(yè)自愿性信息披露的影響。自愿性信息披露指的是相對于強制信息披露，企業(yè)自行或者自愿進行的對外信息披露[16]。對大部分利益相關者而言，企業(yè)自行披露信息越多，他們做出正確決策的可能性越大，獲取的經濟收益會越高。簡言之，外部投資者需要優(yōu)質有效的信息資源以實現其投資收益。自愿性信息披露是降低企業(yè)內外部信息不對稱程度，提高企業(yè)信息透明度，推動投資者認同企業(yè)價值的重要手段，也是提高資本市場配置效率的重要途徑[17]。但是現實情況下，企業(yè)往往會進行成本與收益的權衡，由于各種原因并不愿意進行自愿性信息披露，特別是那些對自身不利的負面信息。此時基金投資者網絡就會起到舉足輕重的作用，促使企業(yè)自愿披露，實現資本市場的健康發(fā)展，但是現有文獻并未對其內在機理進行詳細分析和深層次的探討。基于此，本文以2004—2018年深市A股上市公司為研究對象，以公募基金構建網絡模型，研究基金投資者網絡對企業(yè)自愿性信息披露的影響，并進一步根據產權性質和基金持倉比例大小進行分組，研究其對該種影響的重要調節(jié)效應。研究發(fā)現：基金投資者的網絡中心度高，則與其他各方紐帶關系多，可以獲得規(guī)模經濟以及更強的信息優(yōu)勢和資源優(yōu)勢，相應地其機構聲譽和權力高，可以通過正式或者非正式途徑影響企業(yè)各項決策，通過發(fā)揮其監(jiān)督治理作用和降低信息披露成本，進而促使企業(yè)自愿性信息披露。這一關系在非國有企業(yè)和基金持倉比例較高的樣本企業(yè)中更顯著。進一步研究發(fā)現，基金投資者網絡不僅會影響其重倉持股公司，還會對行業(yè)內非基金持股公司產生溢出效應，從而優(yōu)化行業(yè)信息環(huán)境。以上結論為我國機構投資者治理角色提供理論解釋和經驗證據，也為政府監(jiān)管部門的制度設計提供參考。

本文的貢獻主要在于：第一，豐富了自愿性信息披露的影響因素研究。以往文獻普遍孤立地研究基金投資者持股的公司治理效應，本文從網絡視角入手探討了基金投資者之間的信息交流對企業(yè)自愿性信息披露的影響，為基金投資者影響公司自愿性信息披露動機與行為的路徑與機理尋找到了理論解釋。第二，豐富和完善了基金投資者相關領域的文獻。本文考察了企業(yè)產權性質與基金持倉比例對基金投資者網絡與企業(yè)自愿性信息披露關系的調節(jié)作用，豐富了基金投資者網絡對企業(yè)自愿性信息披露產生影響的情境機制，是對基金網絡文獻的細化補充。

二、理論分析與研究假設

(一)基金投資者網絡與企業(yè)自愿性信息披露

本文認為，基金投資者網絡可以有效地進行監(jiān)督，降低信息披露成本，促進企業(yè)自愿性信息披露。從監(jiān)督功能的角度來說，我國作為新興資本市場，第一類代理問題相對來說并不嚴重，而一股獨大的問題比較突出，目前解決第二類代理問題是我國公司治理的重點[18]。第二類代理問題主要是由于股東之間的利益沖突所導致的，在集中型的股權結構下，大股東為了獲取控制權帶來的私有收益，進行一系列自利交易行為或對外部股東的歧視性行為，由此造成了內部大股東與外部中小股東之間的利益沖突，形成一種壁壘效應[19]，基金投資者這類特別而重要的外部股東是解決第二類代理問題的重要途徑。根據社會網絡理論，基金之間由于持有相同企業(yè)的股票而形成網絡關系，通過此網絡關系進行信息資源和經驗知識的傳遞，并最終影響決策的制定[20]。目前基金投資者的“社會人”身份得到重視，已經開始“用手投票”，其監(jiān)督治理效應逐步占據主導地位[5]。由于持股企業(yè)數量有所差別，身處網絡內部的各個基金投資者所擁有的信息優(yōu)勢并不一致，因而發(fā)揮其治理作用也有所差異。本文使用基金投資者的網絡中心度代表其在整體網絡內部所處的相對位置、獲取各類資源和施加影響的能力[5,21]。當基金投資者的網絡中心度較高，處于中心位置時，意味著其聲譽和權力較高，具有規(guī)模經濟以及多元化的信息優(yōu)勢[5]。根據第二類代理問題，控股股東為了自身收益，往往傾向于掩蓋和隱瞞負面信息，利用其控制權地位對企業(yè)實施掏空行為，造成對中小股東利益侵占的“隧道效應”，因而自愿性信息披露傾向較低。此時網絡程度較高的基金投資者可以削弱大股東的“內部人”優(yōu)勢，通過頻繁的正式與非正式的信息溝通與信息交流[22]，降低信息監(jiān)督成本。由此，基金投資者通過網絡聯(lián)系發(fā)揮了監(jiān)督大股東自利行為的作用，抑制其隱藏壞消息的動機，促使企業(yè)進行自愿性信息披露。

另外，基金投資者網絡的信息共享可以直接改變信息披露所帶來的邊際成本，進而影響管理層的成本收益權衡及其信息披露行為。由于存在信息不對稱，自愿性信息披露往往會給企業(yè)帶來很多方面的收益，例如企業(yè)流動性的提高[23]、資本成本的降低[24]以及更多市場分析師對公司的追蹤分析等[25]，但也會因為泄露企業(yè)戰(zhàn)略決策等關鍵信息而損害其在產品市場中的競爭優(yōu)勢，這無疑增加了企業(yè)信息披露的成本[26]。基金投資者由于擁有網絡內部眾多信息資源，信息搜索成本大大降低。網絡內部的信息資源可以互通有無，通過反饋機制檢驗信息質量是否優(yōu)質，信息來源是否可靠等，同時反過來也促使網絡中的其他群體對此進行回報，進而獲得更優(yōu)質可靠的信息[27]。基金投資者網絡的這種信息共享和信息驗證作用，使企業(yè)的私有信息通過網絡在各個公司之間傳遞。這種由基金網絡導致的信息溢出效應[13]，降低了企業(yè)披露私有信息的邊際成本，從而促使企業(yè)自愿進行信息披露。

綜上所述，當基金投資者在網絡中處于越高、越中心的位置時，其獲取信息資源的速度越快、信息質量越好、影響力越大，可以越有效地發(fā)揮其監(jiān)督功能和降低信息披露成本的作用，促使企業(yè)自愿進行信息披露。基于以上分析，本文提出假設1。

假設1：基金投資者的網絡中心度越高，企業(yè)越傾向于進行自愿性信息披露，即基金投資者的網絡中心度與企業(yè)自愿性信息披露呈正相關關系。

(二)基金投資者網絡、產權性質與企業(yè)自愿性信息披露

國有企業(yè)是我國國民經濟的支柱，一般遍布我國各大重要戰(zhàn)略性行業(yè)和壟斷行業(yè)，具有重要的戰(zhàn)略地位，國有企業(yè)的實際控制人為國家，其特殊地位使得監(jiān)督和控制具有行政色彩，會導致過多的干預[28]。同時，國有企業(yè)存在相對比較嚴的“內部人管理”以及“內部監(jiān)管缺失”問題，代理人為了提升自身的政治資本，得到相應的升遷機會，往往會運用其政治力量，做出損害股東的行為[29]。我國的基金投資者起步較晚，相對于國有大股東而言，占據的份額較小，力量也較為薄弱[30]，因而勢單力薄的基金投資者對國有企業(yè)的各項經營及投資決策和治理效應所起的作用有限。再者，國有控股企業(yè)的融資需求較低，且大部分都分布在壟斷企業(yè)，自愿性信息披露成本較高，國有企業(yè)進行自愿性信息披露的傾向較低。而在非國有企業(yè)中，基金投資者網絡具有非常顯著的積極治理作用[15]，其監(jiān)督作用更加明顯，信息披露成本也較低，因而企業(yè)進行自愿性信息披露的傾向較高。基于以上分析，本文據此提出假設2。

假設2：基金投資者網絡對企業(yè)自愿性信息披露的影響在國有企業(yè)中相對有限，而在非國有企業(yè)中，基金投資者的治理作用顯著，即基金投資者網絡對企業(yè)自愿性信息披露的正向影響在非國有企業(yè)當中更大。

(三)基金投資者網絡、持倉比例與企業(yè)自愿性信息披露

經濟收益是促進基金投資者積極治理行為的重要原因[5]，當基金投資者之間由于網絡關系實現信息共享，特別是傳遞關鍵性信息資源時，能幫助企業(yè)發(fā)現和創(chuàng)造更多的價值，最終基金投資者獲得企業(yè)價值增加帶來的回報。但是不同基金之間的規(guī)模差別較大，即使是同一家企業(yè)以相同的金額投資于兩家規(guī)模不同的基金，獲取的收益顯然也不同[31]。在經濟動機衡量中，基金投資者的持倉比例代表著其所持股份占基金凈值的比例，該比例值越大，說明可以從整體收益中獲取的收益就越高，對基金投資者的吸引力就越大，關注度越高，此時基金投資者具有越強的驅動力對上市公司進行積極治理，促使其自愿進行信息披露。Firth等[3]也發(fā)現基金投資者持倉比例較高時，其治理影響力強，即經濟動機促進了基金投資者運用信息資源進行積極的公司治理行為。反之，如果基金投資者的持倉比例小，則說明其獲取的收益會較小，那么基金投資者對該公司的關注就會減弱，進而降低其信息治理和監(jiān)督治理功能[5]，信息披露成本也會增加，從而企業(yè)的自愿性信息披露程度有所降低。

基于以上分析，本文提出假設3。

假設3：基金投資者的持倉比例能增強其網絡中心度對企業(yè)自愿性信息披露的正向影響，即基金投資者的持倉比例越高時，網絡中心度與企業(yè)自愿性信息披露的正相關關系就越強。

三、研究設計

(一)樣本選取與數據處理

本文以2004—2018年我國持有深市A股上市公司的公募基金為研究對象，建立基金網絡關聯(lián)模型，并進行以下樣本篩選：(1)本文選取非指數型基金(股票型基金、混合型基金以及封閉性基金)持倉數據，剔除不受基金網絡強度影響的指數型基金；(2)剔除ST類和終止上市的樣本；(3)剔除金融行業(yè)的樣本；(4)剔除嚴重缺失指標的樣本，個別指標的缺失值通過查找上市公司年報予以補齊。經過以上步驟，最終本文得到8055個“基金-公司-年”有效樣本觀測值。本文對主要連續(xù)變量進行了上下1%水平的縮尾處理(Winsorize)以消除離群值影響。本文全部數據主要來源于國泰安(CSMAR)數據庫?！盎鹁W絡中心度”指標計算采用社會網絡數據分析軟件Pajek，統(tǒng)計分析軟件為Stata15.0。為控制潛在異方差與序列相關性對標準誤差造成的影響，本文在回歸過程中進行了公司層面的聚類處理(Cluster)。

(二)模型設定與變量說明

為了檢驗本文的理論假設1是否成立，本文構建以下模型(1)，研究基金網絡對企業(yè)自愿性信息披露的影響，并通過分組回歸的方法，在模型(1)的基礎上進一步分析產權性質和基金投資者的持倉比例對于該種影響的重要調節(jié)效應，以此來檢驗本文假設2和假設3。

Disclosuret=β0+β1Centralityt+β2Controlt+∑βiIndustryi+∑βjYearj+ε

(1)

被解釋變量Disclosure為企業(yè)自愿性信息披露。根據已有文獻，自愿性信息披露指標的衡量主要是通過自行建造指標體系[32]、自行選取報表中的一項具有代表性的指標信息[17]和使用深圳證券交易所的信息披露評級指數[33]這三種方法。本文考慮到構建指標體系是以作者的期望入手，主觀性較大；自行選取報表中的一項具有代表性的指標具有很強的靈活性，但指標之間的差異性會更大，使用不同的指標很可能會得出不同結論；深交所的信息披露考評結果是由權威機構提供，最為全面和客觀。因而本文使用深交所的信息披露評級指數作為企業(yè)自愿性信息披露(Disclosure)的代理變量，如果考評結果為優(yōu)秀或者良好，則該值為1，否則為0。

解釋變量Centrality為基金投資者的網絡中心度指標[5,7,21]，分別為程度中心度(Degree)、中介中心度(Betweenness)和接近中心度(Closeness)，用來衡量某個基金投資者在網絡中的相對位置和信息優(yōu)勢。指標的具體解釋如下：

1.程度中心度(Degree)，為某基金投資者與網絡中的其他基金投資者具有直接關系的數量，衡量基金的活躍程度。計算公式如下：

(2)

∑j≠ixij為網絡中某一基金投資者i與其他基金投資者有直接關系的數量之和。

2.中介中心度(Betweenness)，為度量基金投資者作為中介的能力，顯示基金投資者對信息流的控制程度，位于兩個其他基金投資者之間的基金投資者可以中斷或促進這兩個基金投資者之間的信息傳遞。如果某個基金投資者在網絡成員中最短路徑的頻繁程度越高，則說明他的中介性越高。計算公式如下：

(3)

gij是兩個基金投資者之間必須經過的最短路徑數，gij(k)是兩個基金投資者之間最短路徑中具有的基金投資者數量。

3.接近中心度(Closeness)，為基金投資者從網絡中其他基金投資者中獲取信息的能力，是基金投資者和網絡中所有其他基金投資者之間的(最短)距離之和的倒數。計算公式如下：

(4)

表1 控制變量定義表

dij是基金投資者i與基金投資者j之間的最短距離(測地線)，∑i≠j∈Ndij為基金投資者與其他所有基金投資者之間的最短距離之和。

分組變量為產權性質(SOE)和基金持倉比例(Ratio)，國有企業(yè)則SOE賦值為1，否則為0。當樣本企業(yè)的基金持倉比例高于中位數時，Ratio為1，否則為0。

參考Park等[13]和綦好東等[7]的研究，本文選取了公司特征、治理特征和機構特征三大類控制變量，包括公司規(guī)模(Size)、資產負債率(Lev)、成長機會(Tobin’sQ)、流動能力(Liquidity)、盈利能力(ROA)、管理費用率(ADM)、兩職兼任(Duality)、董事會規(guī)模(Board)、獨立董事比例(Indep)、第一大股東持股比例(Top1)、股權制衡度(EBD)、機構持股(IO)、高管持股(MO)、換手率(IT)和審計意見(Top4)。此外，本文還設置了行業(yè)(Industry)和年度(Year)虛擬變量，用來控制不同行業(yè)和年度特殊性對研究結果的影響?？刂谱兞慷x及計算方法見表1。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證檢驗與結果分析

(一)描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。企業(yè)自愿性信息披露(Disclosure)均值為0.896，標準差為0.305，說明大部分樣本企業(yè)都進行了自愿性信息披露。程度中心度(Degree)、中介中心度(Betweenness)和接近中心度(Closeness)平均值分別為5.863、0.001和0.596，指標之間的標準差差異較大，說明各個企業(yè)之間的基金網絡中流通的信息差異比較明顯。

企業(yè)規(guī)模均值為22.10，資產負債率均值為0.395，成長機會的均值和中位數都大于1，說明樣本企業(yè)具有較好的發(fā)展勢頭和成長機會。流動能力均值為0.028，中位數為0.018，說明大部分樣本企業(yè)的流動性欠佳。盈利能力均值為0.052，最小值為負數，說明盈利能力不佳。管理費用率均值為0.109，兩職兼任和董事會規(guī)模均值分別為0.312和8.565，兩職兼任現象較為普遍，公司董事會成員設置較為合理。獨立董事比例均值為0.374，說明大部分企業(yè)都達到了上市公司關于董事會成員中至少應該包括1/3的獨立董事的監(jiān)管要求。第一大股東持股比例均值為0.324，最大值為0.708，說明我國深市企業(yè)上市公司的股權集中度較高，存在一股獨大的現象，需要優(yōu)化股權結構。股權制衡度均值為0.259，機構持股均值為0.055，最大值為0.215，高管持股均值為0.325，換手率均值為3.361，審計意見均值為0.044，說明由四大會計事務所進行審計的情況較為少見。產權性質均值為0.273，基金投資者的持倉比例均值為0.494。

綜上，表2結果表明，本文選取的樣本企業(yè)具有代表性，且控制變量的分布與以往文獻基本一致。

(二)單變量分析

表3 基金網絡中心度基于自愿性信息披露的組間差異檢驗

表3為基金網絡中心度本文基于企業(yè)自愿性信息披露的組間差異檢驗，本文基于企業(yè)自愿性信息披露與否(Disclosure)分為兩組，對主要變量進行組間均值T檢驗和中值秩和檢驗，通過觀察組間的差異顯著性來檢驗樣本是否符合理論假設預期。根據T檢驗結果，披露組基金投資者的網絡中心度更高，程度中心度(Degree)、中介中心度(Betweenness)和接近中心度(Closeness)的均值分別為5.890，0.0005和0.598，對應不披露組的均值分別為5.629、0.0004和0.584，此差異在1%的水平全部正向顯著。根據控制變量結果，披露組的公司規(guī)模、流動能力、盈利能力、董事會規(guī)模、第一大股東持股比例、股權制衡度、高管持股比例和審計意見都顯著高于不披露組，而資產負債率和管理費用率顯著低于不披露組，可能的原因是公司各項指標較好，股權集中度越高時，高管持股比例越高，基金投資者的收益就與企業(yè)越密切相關，其越具備強烈的動機和意愿發(fā)揮其機構治理作用，進而增強企業(yè)自愿性信息披露。同時，根據中位數的秩和檢驗結果發(fā)現，其與T檢驗結果基本一致，兩組中心度的中位數在1%水平也存在正向顯著差異，控制變量存在少許差別，初步支持了本文提出的假設1，即基金投資者的網絡中心度越大時，企業(yè)越傾向于自愿性信息披露。

表4 基金網絡中心度與企業(yè)自愿性信息披露的Logit回歸結果(1)受篇幅所限，控制變量結果備索。

(三)實證回歸結果

1.基金網絡中心度與企業(yè)自愿性信息披露

表4為基金投資者的網絡中心度與企業(yè)自愿性信息披露的邏輯回歸結果。從表4的實證結果中可以看到，基金投資者的程度中心度(Degree)、中介中心度(Betweenness)和接近中心度(Closeness)分別在1%和5%的水平與企業(yè)自愿性信息披露呈顯著正相關，說明本文理論分析符合假設預期，假設1得到充分論證，基金投資者的網絡中心度越高，說明其信息獲取能力越強，信息質量越好，企業(yè)的自愿性信息披露傾向性越強。具體來說，基金投資者是公司經濟利益的重要分享者，具有強烈的動機推動企業(yè)進行自愿性信息披露，從而使得企業(yè)獲得市場的認可和了解，以提升企業(yè)的市場表現和長期績效。同時對于網絡位置處于中心的基金投資者而言，其掌握的信息優(yōu)勢也代表著更高的權力和聲望，能進一步監(jiān)督企業(yè)決策，發(fā)揮其監(jiān)督治理和降低信息披露成本這兩方面的作用。

就控制變量而言，列(1)至列(3)的結果是一致的，根據公司特征維度，資產負債率和成長機會與企業(yè)自愿性信息披露顯著負相關，而盈利能力好，則會提升企業(yè)的自愿性信息披露概率。根據公司治理維度，董事會規(guī)模、第一大股東持股比例和高管持股比例與企業(yè)自愿性信息披露顯著正相關，與已有研究結論一致，說明當董事會規(guī)模越大，股權集中度越高，高管自身利益與企業(yè)緊密掛鉤時，會越多地促使企業(yè)進行自愿性信息披露。

表5 基金網絡中心度、產權性質與企業(yè)自愿性信息披露

2.基金網絡中心度、產權性質與企業(yè)自愿性信息披露

進一步地，為了檢驗本文研究假設2，本文根據產權性質變量(SOE)進行分組檢驗。表5為根據產權性質變量進行分組檢驗的實證結果。其中列(1)、列(3)和列(5)為國有企業(yè)，列(2)、列(4)和列(6)為非國有企業(yè)。從表5可以發(fā)現，控制住其他因素后，當樣本企業(yè)為非國有控股企業(yè)時，基金投資者的網絡中心度與企業(yè)自愿性信息披露都在1%的水平正向顯著，說明非國有企業(yè)會加強基金投資者網絡中心度對企業(yè)自愿性信息披露的正向影響，而這種顯著正相關關系在國企樣本中作用有限，假設2得到驗證。根據我國的現實情況，在國有控股企業(yè)一股獨大的現象非常突出，國有資本牢牢控制了企業(yè)的各項決策，基金投資者無法發(fā)揮顯著的治理作用。而民營企業(yè)的基金投資者，其話語權大大提升，因而基金網絡的監(jiān)督治理和降低信息披露成本作用的增強效應在非國企中的邊際變化會較大，與本文理論推導一致。

3.基金網絡中心度、持倉比例與企業(yè)自愿性信息披露

為了檢驗本文研究假設3，本文根據基金投資者的持倉比例變量(Ratio)進行分組檢驗。如表6所示，其中列(1)、列(3)和列(5)為持倉比例小于中位數的組，列(2)、列(4)和列(6)為持倉比例大于中位數的組。根據回歸結果所示，當基金投資者的持倉比例大于中位數時，所有網絡中心度都在10%以上的顯著水平與企業(yè)自愿性信息披露顯著正相關，形成鮮明對比的是，當持倉比例小于中位數時，網絡中心度都不顯著，說明假設3符合理論預期，基金投資者持倉比例越高，與其自身收益越相關，其參與公司治理的動力越強，就越有動力運用自身在社會網絡中的信息資源、行業(yè)經驗等進行監(jiān)督并提出建議，企業(yè)越具有進行自愿性信息披露的動力。Dennis和Strickland[34]發(fā)現股價波動時引起的損益與基金投資者的經濟考核具有直接相關關系，因而基金投資者在持倉比例高時會更加有動力關注企業(yè)的各項行為，避免大股東由于自利做出損害企業(yè)的行為。同時，根據基金網絡的特性，持倉比例高，表示多家基金投資了本企業(yè)，企業(yè)管理層更有可能會受到來自多家公司的基金投資者的壓力。綜上，假設3得到驗證。

表6 基金網絡中心度、持倉比例與企業(yè)自愿性信息披露

表7 基金網絡中心度、代理成本與企業(yè)自愿性信息披露

五、進一步討論

(一)影響機制檢驗

我國上市公司股權相對集中，第二類代理成本對企業(yè)信息披露可能存在主導性的影響[35]?；鹜顿Y者網絡中心度高，能降低第二類代理成本，降低控股股東與中小股東的利益沖突，有效地發(fā)揮其監(jiān)督治理作用，進而促使企業(yè)進行自愿性信息披露。為了證明基金投資者網絡的監(jiān)督職能，本文借鑒姜國華和岳衡[36]的方法，以大股東占款(計算方法為其他應收款除以總資產)作為“第二類代理成本”的代理變量，大股東占據的款項越多，說明資金占用的現象越嚴重，中小股東被侵占利益的“隧道效應”越強。如果大股東占款的值大于行業(yè)中位數，則第二類代理成本(Dev)=1，否則為0?；貧w結果如表7所示，列(1)、列(3)和列(5)的系數顯著為正，而列(2)、列(4)和列(6)的系數為正卻不顯著，說明監(jiān)督治理作用得到驗證，較高的第二類代理成本是基金網絡發(fā)揮監(jiān)督治理作用的前提條件。此外，本文還使用了朱春艷等[37]的方法，用“兩權分離程度”作為代理變量，計算方法為兩權分離程度/(兩權分離程度+控股股東持股比例)，兩權分離程度越高時，大股東對中小股東的掏空行為越嚴重，代理成本就越高，使用該方法進行中位數分組回歸之后得到了一致的結論。

表8 基金網絡中心度、產品市場競爭與企業(yè)自愿性信息披露

基金網絡降低信息披露成本，促使企業(yè)進行自愿性信息披露的理論邏輯，是通過行業(yè)內競爭者的策略互動角度分析。當企業(yè)所在行業(yè)競爭程度較高時，其披露對行業(yè)內競爭對手的決策影響較低，披露信息對企業(yè)市場份額的影響較少，所以自愿性信息披露成本特別是私有信息的泄密成本較低，此時基金投資者網絡降低信息披露成本的作用有限。反之，如果企業(yè)所在行業(yè)競爭程度較低，企業(yè)之間的互動對行業(yè)內企業(yè)決策影響較大，所以自愿性信息披露更可能改變行業(yè)內競爭者的決策，導致企業(yè)競爭力下降，喪失市場份額，也就是說，此時自愿性信息披露成本較高，而基金投資者網絡可以有效降低信息披露成本，促使企業(yè)進行自愿性信息披露。本文借鑒邢立全和陳漢文[38]的方法，使用赫芬達爾-赫希曼指數(HHI)，即行業(yè)內各公司營業(yè)收入占行業(yè)總營業(yè)收入比重的平方和，作為產品市場競爭程度的代理變量，當HHI值越趨近0，表明該行業(yè)內競爭程度越激烈。如果HHI的值大于行業(yè)中位數，則取值為1，否則為0。分組回歸結果如表8所示，列(1)、列(3)和列(5)的系數顯著為正，說明產品市場競爭程度越低時，自愿性信息披露的成本越高，而基金網絡會降低企業(yè)的信息披露成本，促進企業(yè)自愿性信息披露。

表9 信息溢出效應檢驗結果

(二)基金網絡的信息溢出效應

網絡內部的基金投資者往往在進行行為決策時，會考慮相應行為決策對行業(yè)內同伴公司的影響，進而將行為決策的外部效應內在化[39-41]?；鹜顿Y者的網絡中心度高、聲譽高時，此時對外傳遞了一種信號，緩解了該企業(yè)的信息不對稱程度，從而緩解了融資約束。如此一來，對非基金持股的行業(yè)同伴公司就產生了一種“信息溢出效應”，降低了提前披露企業(yè)前景等相關信息成本，即降低了企業(yè)自愿披露的成本。為了緩解自身信息不對稱，這類非基金持股企業(yè)會增加自愿性信息披露以降低融資約束對企業(yè)行為的影響。為了證明該行業(yè)信息溢出效應的存在，本文計算基金投資者網絡中心度的“年度-行業(yè)中位數”(Centrality*)，將其作為解釋變量納入模型(1)進行回歸，結果如表9所示。根據表9的結果可知，中介中心度(Betweenness)和接近中心度(Closeness)的系數在5%的水平顯著為正，而程度中心度(Degree)的系數并不顯著，基本證明行業(yè)信息溢出效應的存在。

表10 兩階段回歸結果

六、穩(wěn)健性檢驗

(一)內生性問題討論

雖然前文的產權性質、基金持倉異質性檢驗可以在一定程度上緩解基金網絡與企業(yè)自愿性信息披露之間的虛假相關問題，但本文結果仍可能是由遺漏無法觀測的個體特征引起的，因此本文在模型(1)的基礎上控制了公司個體固定效應以緩解遺漏不可觀測不隨時間改變的解釋變量導致的內生性問題；此外，本文認為基金網絡可以通過降低代理問題和自愿披露成本促進企業(yè)自愿披露信息。但仍然有可能存在信息披露質量越好，越吸引基金持股的反向因果問題，因此，本文使用Fisman和Svensson[42]的方法構造分組平均值，選取基金網絡中心度的“行業(yè)—省份”均值作為工具變量，進行兩階段最小二乘估計，兩階段回歸結果如表10所示，第一階段中，基金網絡中心度的“行業(yè)—省份”均值系數全部顯著為正，第二階段將第一階段工具變量的擬合值(Centrality*)作為解釋變量，重復模型(1)回歸，發(fā)現系數全部顯著為正，說明本文的研究結論具有一定程度的穩(wěn)健性。

(二)其他穩(wěn)健性檢驗(2)受篇幅所限，僅報告兩階段回歸結果，其他穩(wěn)健性檢驗備索。

首先，考慮到測量誤差給研究結果帶來的影響，可能具體決策是由某一個網絡中心度很高的基金投資者起主要作用，本文選取基金層面的網絡中心度最大值作為穩(wěn)健性檢驗變量，采用模型(1)進行實證回歸后發(fā)現，與表4的回歸結果基本保持一致。本文也參考了綦好東等[7]的方法，采用基金網絡中心度三個指標的中位數進行指標替換，結果與表4一致。另外，考慮研究結果可能受到股災極端事件的影響，本文剔除2008年與2015年發(fā)生股災的樣本[15]，重新進行回歸，結論穩(wěn)健。

七、研究結論

本文從基金投資者的治理作用出發(fā)，以2004—2018年我國深市A股上市公司為樣本，通過構建公募基金網絡模型，探討基金投資者的網絡信息資源對企業(yè)自愿性信息披露產生何種影響。研究結果表明，基金投資者的網絡中心度高時，信息流通更為順暢，通過發(fā)揮監(jiān)督作用和降低信息披露成本顯著地提高了企業(yè)自愿性信息披露的程度。進一步地，本文發(fā)現非國有企業(yè)和持倉比例較高的樣本組，其基金投資者的網絡中心度與企業(yè)自愿性信息披露的正相關關系更為顯著，促使基金投資者更加積極地發(fā)揮治理作用和實現信息溢出效應。本文研究結果表明，對企業(yè)而言，較高的網絡中心度代表信息優(yōu)勢和規(guī)模經濟，因此有關部門應充分發(fā)揮基金投資者的積極治理效應，發(fā)揮基金投資者作為外部股東的重要作用以實現企業(yè)的規(guī)模效應和優(yōu)化企業(yè)治理結構；同時對于政府監(jiān)管部門而言，一方面需要降低基金投資者的準入門檻，保質保量地提高基金投資者的持股比例，發(fā)展壯大基金投資者的隊伍，使其成為穩(wěn)定市場的堅實保障，另一方面也要建立和健全基金投資者的監(jiān)督機制，完善其參與公司治理的渠道，推動我國資本市場穩(wěn)定有序的健康發(fā)展。

本文的不足之處在于，使用深交所的信息披露評級指數作為企業(yè)自愿性信息披露的代理變量，雖然比較客觀，但是損失了大量樣本，未來需要在可行的條件下彌補這一缺陷。網絡內部的信息資源促進了基金投資者在企業(yè)自愿性信息披露發(fā)揮更積極的治理作用，但這一機制在不同情境下的表現也有所差異，這在今后的研究中值得進一步去探討。