梅潔 嚴華麟

［作者簡介］梅潔（1981— ），女，江蘇鹽城人，南京大學金融系博士研究生，從事金融市場研究；嚴華麟（1958— ），男，江蘇姜堰人，南京審計學院財務(wù)處處長，副教授，從事財務(wù)與金融研究。

［摘 要］證券投資基金能否發(fā)揮監(jiān)督優(yōu)勢、參與所持股公司的外部治理，一直是學術(shù)界關(guān)注的熱點。因此,利用深圳證券交易所2004-2010年之間所公布的信息作為研究材料實證檢驗基金持股對信息披露質(zhì)量的改善作用。研究結(jié)果表明，基金持股改善了所持股公司的信息披露質(zhì)量，且隨著基金持股比例的增加，所持股公司的信息披露質(zhì)量隨之提升。

［關(guān)鍵詞］證券投資基金;信息披露質(zhì)量;基金持股；公司治理水平;信息不對稱

［中圖分類號］F830.9［文獻標識碼］A［文章編號］10044833(2012)02009707オ

一、 引言

美國大法官布蘭代斯提出的“陽光是最好的消毒劑，燈光是最有效的警察”深刻而形象地詮釋了信息完全及透明的重要性[1]。良好的信息披露質(zhì)量有助于降低公司權(quán)益融資成本，這既得到國外學者的證實，也為我國學者的經(jīng)驗證據(jù)所支持。因而，信息披露已成為上市公司降低其與投資者之間信息不對稱的重要手段，上市公司披露質(zhì)量越高越有助于其降低權(quán)益融資成本。隨之而來的問題是，如何才能提高上市公司的信息披露質(zhì)量。由于法律制度的不完善，僅依靠法律手段保護投資者不一定有效。在法律基礎(chǔ)更不完善的新興市場，依靠法律體系來提高信息披露質(zhì)量也更加難以實現(xiàn)。而如果簡單地運用準入這樣的行政管制手段，直接介入證券市場的治理和監(jiān)管，則會因監(jiān)管者與上市公司之間的信息不對稱而導致監(jiān)管無效。故在信息高度不對稱的情況下，監(jiān)管部門很難通過強制性的行政干預(yù)切實提高信息披露質(zhì)量。此外，由于監(jiān)督成本高昂、持股分散和利益訴求很難達成一致等因素，以散戶為主體的廣大小股東傾向于“搭便車”，同樣難以推動上市公司信息披露質(zhì)量的提升。鑒于此，我們不禁要問：能否借助機構(gòu)投資者所擁有的規(guī)模、信息和人才等優(yōu)勢，鼓勵其發(fā)揮監(jiān)督職能和市場影響力，進而提高我國上市公司的信息披露質(zhì)量？

隨著機構(gòu)投資者的蓬勃興起，國外學者已就其與信息披露之間的關(guān)系做了諸多研究，證實了機構(gòu)投資者的參與有助于所持股公司信息披露質(zhì)量的提升。比如，Gazzar發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者出于其受信托責任和持股資金規(guī)模大等原因，會積極尋找那些未被披露的信息，從而間接促進公司披露更多的信息[2]。Chen等發(fā)現(xiàn)，知情的機構(gòu)投資者選擇“用腳投票”的方式參與公司的外部治理，并將相關(guān)信息迅速反映到股票價格之中，從而增加股票價格的波動性、提高信息透明度[3]。借助規(guī)模優(yōu)勢和專業(yè)能力，機構(gòu)投資者還可以通過各種途徑促進上市公司提高信息披露質(zhì)量。除直接在年度或臨時股東大會上對管理層提出信息披露議案即“用手投票”外，Chen還發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者通過促使上市公司對管理者實施激勵性薪酬計劃，使管理者的薪酬必須依賴于公司在股市中的表現(xiàn)，從而向市場披露更多的信息[3]。

與國外研究不同，國內(nèi)學者側(cè)重于研究公司治理水平、治理機制和股權(quán)分置改革背景等對信息披露質(zhì)量的影響。就已有文獻而言，我們僅發(fā)現(xiàn)葉建芳等基于2004—2006年間的數(shù)據(jù)，直接證實了機構(gòu)投資者持股對信息披露質(zhì)量的提高具有正向作用[4]。然而，該文把我國所有類型的機構(gòu)投資者的持股混合在一起加以研究，并未考慮到不同類型機構(gòu)存在的異質(zhì)性（heterogeneity），忽視了證券投資基金（下簡稱基金）與一般法人、社?；鸷捅ｋU公司等在參與公司治理行為上存在的差異，及其對公司信息披露質(zhì)量改善作用的異同。來自Wind金融資訊的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，我國目前存在證券投資基金、一般法人、券商和社?；鸬?2種機構(gòu)投資者，且規(guī)模發(fā)展極不平衡。2008年之前，基金一直是我國機構(gòu)投資者的主體，其持股規(guī)模一度高達85%以上。其后，基金持股規(guī)模占比有所降低，但仍穩(wěn)定在24%以上。因此，混合所有機構(gòu)投資者并不能真正反映各種類型機構(gòu)投資者的行為差異，甚至忽視某些最為重要的機構(gòu)投資者——基金。此外，該文的實證結(jié)論主要基于2004—2006年間的混合截面數(shù)據(jù)，難以克服如上市公司的企業(yè)文化、會計準則變化和外部監(jiān)管等諸多不可觀測因素所帶來的內(nèi)生性問題。因此，囿于樣本選擇、機構(gòu)投資者發(fā)展現(xiàn)狀和計量方法選擇等原因，基金持股是否有助于提升所持股公司的信息披露質(zhì)量仍然值得進一步研究。

為此，我們以深圳證券交易所發(fā)布的“上市公司信息披露考評結(jié)果”作為上市公司信息披露質(zhì)量的衡量指標，建立了2004—2010年的大樣本數(shù)據(jù)庫，以確保實證數(shù)據(jù)的可靠性、代表性和動態(tài)性。同時，本文還結(jié)合我國基金發(fā)展的實際情況，構(gòu)建了聯(lián)立方程模型和固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型，以盡可能克服由于遺漏變量和因果關(guān)系所產(chǎn)生的模型內(nèi)生性問題，保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性和有效性。本文接下來的內(nèi)容分為四個部分：第二部分依據(jù)相關(guān)背景和理論分析，提出本文的主要假說；第三部分是研究設(shè)計，包括變量選取及計量模型設(shè)定；第四部分對本文的假設(shè)進行了實證檢驗；第五部分給出了本文的主要結(jié)論。

二、 假說提出

由于以基金為首的機構(gòu)投資者通常比普通中小投資者更有動機和能力監(jiān)督所持股公司和關(guān)注公司重大決策，因此我國政府大力扶持基金業(yè)的發(fā)展，并先后出臺了近50個重要的法律、法規(guī)和行業(yè)指引等文件，用以規(guī)范、指導和管理基金行業(yè)，推動了基金業(yè)在過去的十多年間實現(xiàn)了跨越式發(fā)展。1998年，股市中僅5只基金，持股市值0.01萬億，占流通股總市值的1.7%；2004年，發(fā)展到161只基金，持股市值0.32萬億；到2010年，基金數(shù)目高達704只，持股市值2.5萬億。

Maug研究表明，機構(gòu)投資者監(jiān)督職能的發(fā)揮、影響公司信息披露質(zhì)量的能力，在一定程度上取決于其所持有的流通股比重[5]。Shleifer和Vishny認為，頗具規(guī)模的持股比例可以攤薄信息獲取和解析的單位成本，同時保證監(jiān)督的收益可觀[6]。McKinnon和Dalimunthe則從機構(gòu)投資者“用手投票”這一影響機制來分析，認為機構(gòu)投資者較為集中的持股將減少其干預(yù)成本、提高干預(yù)效果[7]。因此，不同于個人投資者在信息獲取時的“搭便車”行為，我國的基金持有較大比重的流通股，可以實現(xiàn)信息獲取和使用的“規(guī)模效益”。更為重要的是，與中小股東和一般法人等機構(gòu)相比，基金難以比擬的人才優(yōu)勢保證了其在公開信息解讀、監(jiān)督專業(yè)性等方面的能力，從而更有可能促使上市公司更多地和更為真實地披露相關(guān)信息。

隨著我國基金行業(yè)準入門檻的降低和資金規(guī)模的擴大，激烈的業(yè)績壓力激發(fā)了基金行業(yè)內(nèi)部實施“錦標賽”?；鸩辉贊M足于“用腳投票”，而更多的是基于受托者身份，積極敦促企業(yè)提高信息披露質(zhì)量以提升自身資產(chǎn)組合的表現(xiàn)。上市公司的任何虛假披露行為將嚴重歪曲股價，給高持股比例的基金帶來巨大的風險，最終很可能導致基金所持資產(chǎn)的縮水。當前，基金“用腳投票”的成本也在不斷增加。占據(jù)流通股較大比例的基金一旦因信息披露問題而決定“用腳投票”，不可避免地會對上市公司的股票價格產(chǎn)生顯著影響，伴隨股價大幅下挫的很可能導致基金

投資嚴重受損。與其頻繁操作，不如長期持有，參與到信息披露質(zhì)量的改善中來，這樣才更有可能獲得投資收益與公司業(yè)績的“雙贏”。在這種考慮下，基金自然更傾向于“用手投票”這樣的“股東積極”行為，通過推薦董事或在董事會中占有席位、委托投票權(quán)征集、提起股東提案等途徑，積極主動地參與到所持股公司的治理中，監(jiān)督其信息披露決策和流程，促進其信息披露質(zhì)量的提升。姚頤和劉志遠發(fā)現(xiàn)，當市場對上市公司再融資行為持反對態(tài)度時，基金持股比例越高的公司越傾向于在股東大會上投票否決這一再融資議案[8]。該研究從一個側(cè)面證實了基金是有動機充分利用手中的投票權(quán)的，并且是有能力對所持股公司議案的否決起到關(guān)鍵作用的。我國證券市場先后發(fā)生的中興通訊H股發(fā)行擱淺、神火股份發(fā)行可轉(zhuǎn)債和雙匯集團MBO收購抵制等事件，均印證了基金參與公司重大決策和影響信息披露的動機和能力。據(jù)此，我們提出兩個假設(shè)。

假設(shè)1：基金持股公司的信息披露質(zhì)量要高于基金未持股公司。

假設(shè)2：隨著基金持股比例的增加，基金持股公司的信息披露質(zhì)量將隨之提升。

三、 研究設(shè)計

（一） 變量選擇

為了衡量上市公司的信息披露質(zhì)量，本文選擇深圳證券交易所公布的信息披露考核評級結(jié)果作為被解釋變量。鑒于該數(shù)據(jù)的可得性、公開性和獨立性，該所的信息考評指標得到較為廣泛的應(yīng)用。曾穎、陸正飛等都曾選擇這一指標衡量我國上市公司的信息披露質(zhì)量[9]。

借鑒國內(nèi)已有研究，我們按如下方式選擇解釋變量。

1． 基金持股。為研究基金持股對上市公司信息披露質(zhì)量的作用機制，本文選擇基金是否持股和基金持股比例作為解釋變量。由于上市公司每季度公布的基金持股比例不能全面反映基金的年度持股情況，故本文選擇季度持股比例的平均值作為基金年度持股比例。

2． 實際控制人持股比例。公司股權(quán)結(jié)構(gòu)越分散，股東對管理者的監(jiān)管就越弱，從而降低自愿性信息披露質(zhì)量[22]。與其他衡量股權(quán)結(jié)構(gòu)的指標相比，實際控制人所擁有的控制權(quán)比例考慮了股權(quán)合并、關(guān)聯(lián)交易和交叉持股等因素，反映了上市公司實際控制人控制能力的高低，故本文用實際控制人所擁有的控制權(quán)比例來衡量公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)。劉芍佳等曾選擇該指標作為股權(quán)結(jié)構(gòu)的代理變量[10]。

3． 治理水平。已有研究表明，獨立董事數(shù)量越多越有利于公司充分地披露信息。兩職合一會削弱董事會的監(jiān)督功能，且公司傾向于隱瞞對自身不利的信息。因此，本文選擇獨立董事數(shù)量及董事長和總經(jīng)理是否兩職合一作為反映公司治理水平的解釋變量。殷楓、王懷明和宿金香都曾選擇這樣的指標來考量董事會治理水平[1112]。

表1 變量名稱與定義

變量定義（計算方法）變量定義（計算方法）

Score信息披露質(zhì)量。若深圳證券交易所評級結(jié)果為良好及以上取1；否則取0 IsFund基金是否持股虛擬變量。若公司存在基金持股，取1；否則取0

Fund基金持股比例LFund上期基金持股比例

Cvr實際控制人擁有的控制權(quán)比例Tover換手率，取換手率的自然對數(shù)

Ind獨立董事人數(shù)IsTwo董事長與總經(jīng)理是否兼任虛擬變量。若兼任，取1；否則取0

Liquid流通比例，取流通股股本/總股本Growth成長性，取主營收入增長率

Roa公司績效，取總資產(chǎn)收益率Size公司規(guī)模，取總資產(chǎn)的自然對數(shù)

Lev財務(wù)杠桿，取應(yīng)息債務(wù)／總資產(chǎn)Risk市場風險,取公司年度貝塔系數(shù)

4． 其他控制變量。本文選擇公司績效、公司規(guī)模、財務(wù)杠桿、市場風險、成長性作為反映公司基本特征的解釋變量，且用玅表示按上述順序排列的變量組成的5維向量。

5． 隨機干擾。用ε表示模型中不可觀測的隨機擾動項，在解釋變量給定的條件下，ε為0。

所有變量定義如表1所示。

（二） 計量模型設(shè)定

由于信息披露質(zhì)量的評級數(shù)據(jù)和基金持股數(shù)據(jù)之間存在交互作用，致使我們很難判斷究竟是信息披露質(zhì)量改善帶來基金持股比例增加，還是基金持股比例增加致使信息披露質(zhì)量提升。故本文通過建立信息披露質(zhì)量和基金持股之間的聯(lián)立方程組，尋找基金持股的合適工具變量來試圖解決此類內(nèi)生性問題。

玈core=β0+β1FVar+β2Ind+β4Liquid+β5IsTwo+α琓Q+ε(1)

獸Var=β0+β1Score+β2Tover+β3LFund+β4Cvr+β5IsTwo+α琓Q+υ(2)

其中，獸Var為IsFund或Fund。

由式（1）和式（2）組成的聯(lián)立方程可知，上期基金持股比例（LFund）和換手率（Tover）可作為式（1）中基金是否持股（IsFund）或基金持股比例（Fund）的備選工具變量。已有研究表明，影響信息披露質(zhì)量的因素眾多。除可以觀察到的實際控制人持股比例、公司績效、公司規(guī)模、市場風險等指標之外，還有諸多難以觀察的或難以計量的遺漏變量，如企業(yè)文化、行業(yè)競爭程度、法制環(huán)境和會計政策等。這些遺漏變量由于其不可觀測性，并不能通過建立聯(lián)立方程得到解決，故需要對這些不可觀測的遺漏變量進行細分，以盡可能地消除潛在的內(nèi)生性問題。在此基礎(chǔ)上，我們利用面板數(shù)據(jù)分離出那些僅隨個體變動和僅隨時間變動的解釋變量，通過建立包含個體固定效應(yīng)與時間固定效應(yīng)的回歸模型，緩解由于遺漏部分不可觀測變量而帶來的內(nèi)生性問題。具體模型如下。

玈core﹊t=β0+β1FVar﹊t+β3Cvr﹊t+β3Ind﹊t+β4Liquid﹊t+β5IsTwo+α琓Q﹊t+α璱+λ璽+u﹊t(3)

其中，獸Var﹊t 為IsFund﹊t或Fund﹊t；α璱為個體固定效應(yīng)；λ璽為時間固定效應(yīng)；t=1，…，6。

（三） 數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文選取2004—2010年我國深圳證券交易所A股市場上市的公司為樣本，利用以上建立的計量模型檢驗假設(shè)H1和H2的真?zhèn)?。由于每年被實施ST或取消ST的公司都不盡相同，故需要根據(jù)歷年信息進行篩選。除了公司實際控制人類型來源于色諾芬（CCER）數(shù)據(jù)庫及公司被ST的信息來自萬德數(shù)據(jù)庫外，其他所有樣本信息均來自國泰安君（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。根據(jù)已有文獻，本文按如下方式進行樣本篩選：按年度獲得3772個待選的樣本公司，剔除隸屬金融和保險業(yè)（證監(jiān)會行業(yè)分類）的公司，剔除當年被ST和*ST的公司，剔除含有H股或B股的公司，剔除凈資產(chǎn)為負的公司及其他相關(guān)數(shù)據(jù)不全的公司。經(jīng)過上述篩選程序，本文共獲得3082個公司的混合截面數(shù)據(jù)。

四、 檢驗結(jié)果及分析

（一） 描述性統(tǒng)計

在選定的3082家公司中，信息披露質(zhì)量高（良好或優(yōu)秀）的占74%（2293家）。有基金持股的公司高達85%（2631家），但在有基金持股的公司中，持股比例不足1%的占52%（1377家），另有29%的公司其基金持股比例超過了10%（753家）。此外，樣本公司隸屬于東部地區(qū)的占樣本總量的57%（1757家）。樣本公司的實際控制人為國家的占樣本總量的56.6%（1744家），其余43.4%為民營控股、外資控股和集體控股等其他類型（依據(jù)CCER實際控制人分類標準）。根據(jù)我國證監(jiān)會行業(yè)分類標準，這3082家公司分布在21個行業(yè)。基金持股比例最低為0，最高可達66%，這反映了基金持股分布的非均衡性。此外，基金持股比例的中位數(shù)顯示，半數(shù)以上公司的持股比例不足2%，這更加證實了這種分布的非均衡性，從而為我們引入基金是否持股這一虛擬變量提供了必要的依據(jù)。

信息披露與基金是否持股、基金持股比例、控制權(quán)比例、獨立董事人數(shù)、公司績效、公司規(guī)模是顯著正相關(guān)的，且相關(guān)度較高，而與是否兩職合一、市場風險、杠桿率顯著負相關(guān)。這與我們的預(yù)期是一致的。此外，換手率與信息披露不存在明顯的關(guān)系，而與基金是否持股和基金持股比例則存在顯著負相關(guān)關(guān)系，這為我們將換手率作為工具變量提供了必要的統(tǒng)計上的依據(jù)。

（二） 計量結(jié)果

為了估計上述聯(lián)立方程組，本文選擇了兩階段最小二乘法（2SLS）。即在估計式（1）的過程中，我們將換手率（Tover）和上期基金持股比例（LFund）作為基金虛擬變量（IsFund）和基金持股比例（Fund）的備選工具變量。為使得面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果更具有穩(wěn)健性，我們依次采用混合截面模型、聯(lián)立方程模型和面板數(shù)據(jù)模型，其中面板數(shù)據(jù)為剔除了觀測次數(shù)小于3的樣本公司數(shù)據(jù)。為了便于比較和討論，本文對于Probit模型直接給出了其邊際效應(yīng)之值，具體如表2所示。表2第1列為變量名稱，第2—8列分別為相應(yīng)的實證結(jié)果，依次記為Ⅰ—Ⅶ。其中，Ⅰ為混合截面數(shù)據(jù)的Probit模型回歸結(jié)果（檢驗信息披露質(zhì)量與基金是否持股之間的關(guān)系），Ⅱ和Ⅲ分別為引入工具變量的ivprobit模型回歸結(jié)果和基于非平衡面板數(shù)據(jù)的xtprobit模型回歸結(jié)果。同樣的，在基金持股的樣本公司中，Ⅳ為混合截面數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果（檢驗信息披露質(zhì)量和基金持股比例）之間的關(guān)系，Ⅴ和Ⅵ分別為引入工具變量和基于非平衡面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果，Ⅶ則為基于非平衡面板數(shù)據(jù)同時采用聯(lián)立方程模型檢驗信息披露質(zhì)量與基金持股比例關(guān)系的xtivreg線性模型的回歸結(jié)果。

注：括號內(nèi)為穩(wěn)健性的標準差，“***”、“**”、“*”分別表示在1%、5%、10%水平上顯著；Obs為樣本容量。

回歸結(jié)果Ⅰ顯示，基金持股虛擬變量（IsFund）的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正。這表明在回歸模型中其他變量固定的情況下，基金持股公司信息披露質(zhì)量為優(yōu)等的概率要比基金未持股公司高出6.5個百分點。然而，回歸結(jié)果Ⅰ沒有考慮基金持股和信息披露質(zhì)量之間的聯(lián)立性，由此可能導致內(nèi)生性問題，損害估計系數(shù)的一致性和有效性。故本文通過建立聯(lián)立方程，引入了換手率和上期基金持股比例作為基金持股虛擬變量的工具變量，并選擇2SLS（兩階段最小二乘法）進行回歸估計，得到回歸結(jié)果Ⅱ?；貧w結(jié)果Ⅱ表明，基金持股虛擬變量的回歸系數(shù)同樣在1%水平上顯著為正，而且引入工具變量后，基金持股公司信息披露質(zhì)量為優(yōu)的概率是基金未持股公司的1.35倍。盡管回歸結(jié)果Ⅱ解決了由于聯(lián)立性而帶來的內(nèi)生性問題，但卻無法解決眾多影響信息披露質(zhì)量的不可觀測變量帶來的內(nèi)生性問題。比如：企業(yè)文化、行業(yè)競爭程度、技術(shù)創(chuàng)新和法制環(huán)境等可能影響信息披露質(zhì)量，但它們無法直接觀察得到。因而，我們利用面板數(shù)據(jù)的優(yōu)勢剔除其中僅隨個體變化而不隨時間變化和僅隨時間變化而不隨個體變化的不可觀測變量，并得到回歸結(jié)果Ⅲ。由回歸結(jié)果Ⅲ可知，基金持股虛擬變量的回歸系數(shù)仍為正，但在其他變量和樣本數(shù)據(jù)相同的情況下，基金持股公司信息披露質(zhì)量為優(yōu)等的概率比基金未持股公司高出3.8個百分點，這一邊際效應(yīng)顯然低于回歸結(jié)果Ⅰ和Ⅱ，且在13%的水平上顯著?；貧w結(jié)果Ⅰ—Ⅲ表明，在信息披露影響因素研究中，被忽視的不可觀測因素的影響可能導致我們高估了基金是否持股對信息披露質(zhì)量的影響力度，但總的來說，基金持股是有利于提升所持股公司的信息披露質(zhì)量的，從而證實了本文的假設(shè)1。

接下來，本文進一步分析信息披露質(zhì)量與基金持股比例之間的關(guān)系，即回歸結(jié)果Ⅳ—Ⅶ。

在回歸結(jié)果Ⅳ中，基金持股比例（Fund）的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正。這表明在回歸模型中其他變量固定的情況下，基金持股比例每提高0.1，所持股公司信息披露質(zhì)量為優(yōu)等的概率將隨之增加3%。在引入工具變量后，回歸結(jié)果Ⅴ的系數(shù)在5%水平上仍顯著為正，且基金持股比例提升后信息披露質(zhì)量為優(yōu)等的概率提升了近1倍，由此證實了上市公司信息披露質(zhì)量隨基金持股比例的增加而提升的假設(shè)?；貧w結(jié)果Ⅴ僅僅考慮了聯(lián)立性帶來的內(nèi)生性問題，這可能導致對基金持股改善信息披露質(zhì)量作用的高估。為此，我們再次利用面板數(shù)據(jù)進行回歸以剔除部分不可觀測的影響因素，得到回歸結(jié)果Ⅵ。回歸結(jié)果Ⅵ表明，基金持股比例的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，且基金持股比例提升0.1則信息披露質(zhì)量為優(yōu)等的概率隨之增加3.38%。在其他變量和樣本數(shù)據(jù)相同的情況下，這一邊際影響顯然低于模型回歸結(jié)果Ⅴ，這使我們無法回避部分不可觀測因素所帶來的內(nèi)生性影響。為了證實回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，我們還利用面板數(shù)據(jù)的聯(lián)立方程，估計其線性概率模型，得到回歸結(jié)果Ⅶ?；貧w結(jié)果Ⅶ表明，在公司其他特征不變的情況下，基金持股比例提升0.1前后公司信息披露質(zhì)量為優(yōu)等的概率變動為2%，且顯著性水平為15%?；貧w結(jié)果Ⅳ—Ⅶ均表明信息披露質(zhì)量隨基金持股比例的增加而提升，并且這一結(jié)果是穩(wěn)健的，從而證實了本文的假設(shè)2。

上述實證結(jié)果表明，在回歸模型中其他變量固定的情況下，基金持股有助于改善所持股公司的信息披露質(zhì)量，而且隨著基金持股比例的增加，所持股公司的信息披露質(zhì)量也會隨之提升，由此證實了假設(shè)1和假設(shè)2。

（三） 穩(wěn)健性檢驗

為綜合檢驗公司信息披露質(zhì)量與基金持股之間實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文從兩個方面進行檢驗。一是極值處理，即剔除樣本中持股比例最低5%和最高5%的樣本值；二是篩選出平衡面板數(shù)據(jù)，即回歸結(jié)果Ⅲ、Ⅵ和Ⅶ是基于平衡面板數(shù)據(jù)回歸的結(jié)果。實證結(jié)果表明，除回歸系數(shù)值略有改變外，其統(tǒng)計性質(zhì)、符號均保持不變，由此證實了本文計量模型結(jié)果的穩(wěn)健性及實證結(jié)論是可靠的。

五、 結(jié)論及啟示

本文研究結(jié)果表明：基金持股有助于改善所持股公司的信息披露質(zhì)量，且隨著基金持股比例的增加，所持股公司的信息披露質(zhì)量隨之提升。信息披露質(zhì)量的提升能夠有效緩解上市公司與投資者之間的信息不對稱程度，從而降低股權(quán)融資成本。因此，上市公司可以通過提高信息披露質(zhì)量來吸引基金長期持股，向市場發(fā)送積極信號以降低融資成本、提升公司價值。

本文的研究結(jié)論還證實了基金具有參與公司重大決策和影響信息披露的能力，這對于理解我國以基金為首的機構(gòu)投資者發(fā)展戰(zhàn)略具有較強的現(xiàn)實意義。同時，依據(jù)本文結(jié)論，個人投資者不妨多關(guān)注基金穩(wěn)定持股或連結(jié)增持的上市公司，以搭上基金監(jiān)督優(yōu)勢的“便車”。當然，本文只是初步討論了基金改善所持股公司信息披露質(zhì)量的內(nèi)在機制，如“用腳投票”或“用手投票”，具體機制如何發(fā)揮作用，以及是否存在基金持股發(fā)揮作用的門檻效應(yīng)，這將是我們今后深入研究的方向。

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［責任編輯：楊志輝，許成安］お

A Research on the Improvement Effect of Fund Shareholdingsof Corporate Transparency: Empirical Evidence from ListedCompanies of SSE Between 2004~2010

MEI Jie1, YAN Hualing2

（1. Department of Finance, Nanjing University, Nanjing 210093, China;

2. Department of Finance, Nanjing Audit University, Nanjing 211815,China）オ

Abstract: The question that whether the securities investment fund plays an important role in the supervision advantage and outside governance of shareholding companies has always been the focus of study. This paper explores the effect of fund shareholdings on the improvement of corporate disclosure level by evaluating the value of the Shenzhen Stock Exchange between 2004~2010 as the measure of information disclosure level of listed companies. We find that fund shareholdings do have a remarkable influence on the improvement of corporate transparency. With the increase of fund shareholdings, the quality of information disclosure of the target company improves.

Key Words: securities investment fund; information disclosure quality; fund shareholdings; company governance level; information asymmetry