陶 萍，魏 嵩，樊晨曦

(哈爾濱工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，哈爾濱 150001)

有效信息披露是保證資本市場有效運作的前提，高質(zhì)量的信息披露會減少信息不對稱，增加市場透明度，降低公司未來融資成本.信息披露可分為強(qiáng)制性信息披露與自愿性信息披露.美國會計準(zhǔn)則委員會(FASB)研究報告將自愿性信息披露定義為上市公司主動披露的、未被公認(rèn)會計準(zhǔn)則和證券監(jiān)管部門明確要求的、基本的財務(wù)信息之外的信息[1].自愿性信息披露可以改善企業(yè)的社會形象，增加公司股票的流動性，減少由于信息披露的不充分而引起的訴訟風(fēng)險[2-5].基于此本文將自愿性信息披露與上市公司的公司治理相聯(lián)系[7-10],研究公司治理對自愿性信息披露質(zhì)量的影響，探討如何通過公司治理的改善來提高上市公司自愿性信息披露水平,進(jìn)而提高整個證券市場的環(huán)境[11].

1 樣本、變量和模型

1.1 樣本選擇

選擇2011～2012年滬市上市的的506家制造業(yè)公司，包括機(jī)械設(shè)備、紡織、石油、鋼鐵等傳統(tǒng)工業(yè)行業(yè)，也包括電子、醫(yī)藥生物等新興行業(yè)，剔除ST、*ST公司和資料缺失的公司，剩余432家公司作為研究樣本.數(shù)據(jù)來自上海證券交易所網(wǎng)站下載的公司年報及高泰安數(shù)據(jù)庫、銳思數(shù)據(jù)庫和巨潮資訊.

1.2 變量和模型

選擇自愿性信息披露質(zhì)量為被解釋變量，以股權(quán)情況、董事會、監(jiān)事會和管理層特征為解釋變量，構(gòu)建了用以檢驗公司治理對自愿性信息披露質(zhì)量影響的多元線性回歸模型，如式(1)所示：

(1)

被解釋變量為上市公司自愿性信息披露質(zhì)量，自愿性信息披露指數(shù)編制借鑒Botosan(1997)的自愿性信息披露指標(biāo)，可分為背景信息、歷史信息、關(guān)鍵性非財務(wù)信息、預(yù)測信息、管理層討論與分析等.剔除證監(jiān)會發(fā)布的《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式準(zhǔn)則第2號：年度報告的內(nèi)容與格式(2007年修訂)》中已作為強(qiáng)制性信息披露的指標(biāo)，包括存貨的變化、應(yīng)收賬款的變化、資本支出或研發(fā)支出的變化、過去五年設(shè)計的產(chǎn)品銷售比例等.具體指標(biāo)見表1.

表1自愿性信息披露質(zhì)量指標(biāo)

分類自愿性信息披露指標(biāo) 背景信息公司目標(biāo)與戰(zhàn)略;公司主要產(chǎn)品和市場歷史信息經(jīng)營環(huán)境的現(xiàn)狀及變化趨勢;公司經(jīng)營和盈利能力的連續(xù)性和穩(wěn)定性;現(xiàn)金流描述;股利支付政策;公司主要優(yōu)勢;存在的困難關(guān)鍵性非財務(wù)信息員工培訓(xùn);員工福利;勞保政策;環(huán)保措施;公益捐贈預(yù)測信息銷售收入預(yù)測;利潤預(yù)測;成本費用預(yù)測;研發(fā)計劃;投融資計劃管理層討論與分析銷售收入及成本的變動分析;市場占有率的變動分析;設(shè)備利用情況分析;訂單獲取情況分析;匯率變動對當(dāng)前及未來經(jīng)營的影響;物價變動對當(dāng)前及未來經(jīng)營的影響

采用對信息指標(biāo)直接匯總，使結(jié)論更具廣泛性不賦予權(quán)重，即將每條信息的權(quán)重均看作1.分別對每家樣本公司的24條自愿性信息披露指標(biāo)打分，打分的規(guī)則是：如果樣本公司對某項自愿性信息進(jìn)行披露，則取值為1；如果未披露，則取值為0，把各指標(biāo)得分進(jìn)行加總，再除以24得到每家樣本公司的自愿性信息披露指數(shù)，通過該指數(shù)可以衡量上市公司的自愿性信息披露水平.

解釋變量包括股權(quán)情況、董事會、監(jiān)事會和管理層特征.具體分層指標(biāo)如表2所示.

表2公司治理自變量指標(biāo)

分層指標(biāo)指標(biāo)內(nèi)容股權(quán)特征上市公司實際控制人類別 股權(quán) 結(jié)構(gòu)股權(quán)集中度 股權(quán)制衡 國有股為1,否則為0 第一大股東持股比例 第二大股東至第五大股東持股比例總和與第一大股東持股比例之比董事會董事會規(guī)模董事會會議次數(shù)董事會理事成員人數(shù) 年度召開董事會會議次數(shù)監(jiān)事會 獨立董事比例監(jiān)事會規(guī)模獨立董事占董事會成員總數(shù)比值監(jiān)事會成員總數(shù)管理層高管持股比例CEO兩職合一高管人員持股數(shù)占公司總股本的比例 兩職合一為1,否則為0控制變量公司規(guī)模盈利能力公司總資產(chǎn)的對數(shù) 公司凈資產(chǎn)收益率

2 實證檢驗

2.1 描述性統(tǒng)計分析

2.1.1 自愿性信息披露指數(shù)

上市公司從2011～2012年整體的自愿性信息披露質(zhì)量指數(shù)分析，如表3所示.

表32010～2012年樣本公司自愿性信息披露指數(shù)

年限樣本最小值最大值均值自愿性信息披露指數(shù)(VDI)201120124324320.166 70.333 30.833 30.833 30.551 80.590 9

從表3看出上市公司自愿性信息披露指數(shù)的均值在0.5左右，這意味著平均每家上市公司披露指標(biāo)約為12個左右，說明我國上市公司自愿性信息披露水平不高.自愿性信息披露指數(shù)最大值0.833 3，最小值0.166 7體現(xiàn)我國上市公司自愿性信息披露質(zhì)量參差不齊.

從表4中看出，上市公司對員工培訓(xùn)、勞保政策、公益捐贈、利潤預(yù)測、市場占有率的變動分析、設(shè)備利用情況、訂單獲取情況分析、匯率變動對當(dāng)前及未來經(jīng)營的影響等披露較少.不對訂單獲取情況進(jìn)行披露，有些只在年報中披露訂單是否增長，訂單分析2012年優(yōu)于2011年.市場占有率和設(shè)備利用情況分析較少，且沒有深入分析.少數(shù)上市公司披露市場占有率數(shù)值及變動情況.可見，我國自愿性信息披露只是止于形式，對額外信息披露的意愿比較低，尤其是管理層討論與分析.如物價變動信息，大多公司定性描述受原材料價格上調(diào)等影響，對其影響程度未進(jìn)行定量分析.披露這些信息，上市公司既達(dá)到了自愿性信息披露的要求，又沒有披露公司核心的和定量的信息，嚴(yán)重降低了自愿性信息披露質(zhì)量. 從表5中看出，VDI兩年平均值顯著不同，自愿性信息披露指數(shù)的均值呈現(xiàn)出明顯的行業(yè)差距.

表4自愿性信息披露指標(biāo)的樣本公司數(shù)量

分類自愿性信息披露指標(biāo)披露信息樣本數(shù)2011年2012年背景公司目標(biāo)和戰(zhàn)略396431信息公司主要產(chǎn)品和市場431427歷史經(jīng)營環(huán)境的現(xiàn)狀及變化趨勢397427信息公司經(jīng)營和盈利能力的連續(xù)性和穩(wěn)定性299303現(xiàn)金流描述373420股利支付政策401420公司主要優(yōu)勢338419公司存在的困難349428關(guān)鍵員工培訓(xùn)286415性非員工福利14677財務(wù)勞保政策5728信息環(huán)保措施177192公益捐贈12381銷售收入預(yù)測250243預(yù)測 利潤預(yù)測5763信息 成本費用預(yù)測142107 研發(fā)計劃250315 投融資計劃284352管理銷售收入及成本的變動分析353431層討市場占有率的變動分析102105論與設(shè)備利用情況分析4648分析訂單獲取情況分析100133匯率變動對當(dāng)前及未來經(jīng)營的影響87103物價變動對當(dāng)前及未來經(jīng)營的影響250171

表5各自行業(yè)的自愿性信息披露指數(shù)的描述性統(tǒng)計

所屬行業(yè)名稱2011年2012年兩年平均值食品、飲料0.504 10.562 50.533 3紡織、服裝 、皮毛0.544 20.580 80.562 5造紙、印刷0.522 40.605 80.564 1石油、化學(xué)、塑膠、塑料0.553 80.598 10.576 0電子0.505 60.600 00.552 8金屬、非金屬0.536 00.577 00.556 5機(jī)械、設(shè)備、儀表0.566 50.602 60.584 6醫(yī)藥、生物制品0.517 20.577 00.547 1其他制造業(yè)0.485 70.587 20.536 5

2.1.2 解釋變量

各連續(xù)型解釋變量的描述統(tǒng)計分析如表6、7所示.

表6連續(xù)性變量的描述性統(tǒng)計

自變量均值最小值最大值標(biāo)準(zhǔn)差X1股權(quán)集中度/%37.375 97.451 388.549 315.687 9X2股權(quán)制衡/%0.446 60.0114.290.523X3董事會規(guī)模9.265171.686 7X4董事會會議次數(shù)9.276 63493.903 5X5獨立董事比例/%36.382062.55.24X6監(jiān)事會規(guī)模3.943 22121.367 6X7高管持股比例/%1.58069.258.297

表7虛擬變量的描述性統(tǒng)計分析

變量觀察值值為1頻數(shù)值為1比例X8董事長與總經(jīng)理兼任情況866 1170.135 1X9上市公司實際控制人性質(zhì)866 4600.531 2

表6中持股比例說明我國上市公司股權(quán)相對比較集中.股權(quán)制衡均值約為0.45%，其他大股東對第一大股東的監(jiān)督、制衡力度很低.董事會規(guī)?；揪S持在9人，比較合理，最大值和最小值分別為17和5，說明各公司之間規(guī)模差距較大，少數(shù)公司應(yīng)該調(diào)整董事會規(guī)模.獨立董事比例的均值為36.33，相當(dāng)于董事會規(guī)模的1/3，這與監(jiān)管層的要求一致.高管持股比例的均值為0.29%，零持股現(xiàn)象明顯.監(jiān)事會規(guī)模很低(4人左右)，可見我國滬市制造業(yè)上市公司監(jiān)事會規(guī)模差距很大，多數(shù)公司應(yīng)提高規(guī)模，監(jiān)督公司完善信息披露.

表7表明，我國滬市制造業(yè)上市公司國有股比例較高，為53.12%.且董事會與總經(jīng)理兩職合一比例僅為13.51%，說明制造業(yè)上市公司缺少聘請獨立董事對公司事務(wù)進(jìn)行監(jiān)督的意愿.

2.1.3 控制變量

本文選取兩個控制變量，分別為公司規(guī)模和盈利能力，描述性分析如表8所示.樣本公司平均總資產(chǎn)的對數(shù)為22.338 1，標(biāo)準(zhǔn)差1.24，說明我國滬市上市公司的資產(chǎn)差距較大；公司總資產(chǎn)收益率平均值為3.86%.

表8控制變量的描述性統(tǒng)計分析

極小值極大值均值標(biāo)準(zhǔn)差X10公司規(guī)模19.308 828.405 222.338 11.248 9X11盈利能力-0.326 40.380 90.038 60.055 8

2.2 相關(guān)性分析

本文研究各解釋變量對自愿性信息披露質(zhì)量的影響，其中解釋變量包括股權(quán)集中度、股權(quán)制衡、董事會規(guī)模、董事會會議次數(shù)、獨立董事比例、監(jiān)事會規(guī)模、高管持股比例、董事會與總經(jīng)理兩職合一、上市公司實際控制人.被解釋變量VDI和各種解釋變量的Pearson相關(guān)性分析如表9所示.

表9Pearson相關(guān)性分析

VDIX1X2X3X4X5X6X7X8X9X10X11VDI1———————————————————————X1.0551——————————.108———————————X2.011-.445??1—————————.747.000——————————X3.005.100??.0551————————.890.003.105—————————X4.044-.063-.011-.0241———————.199.062.751.478————————X5-.010.087?.007-.233??.0111——————.774.010.838.000.750———————X6.106??.062.015.379??-.036-.0581—————.002.068.668.000.295.090——————X7.077?-.065.124??-.006-.035.012-.0261————.023.055.000.855.297.718.441—————X8.022-.106??.075?-.095??.059-.068?-.045.0321———.514.002.028.005.086.047.183.351————X9.002.065-.076?.170??-.039.022.134??-.194??-.092??1——.947.054.026.000.254.528.000.000.007———X10.150??.352??-.059.311??.119??.093??.298??-.056-.077?.0291—.000.000.083.000.000.006.000.098.024.394——X11.006.076?-.026.002-.043-.018-.009.061-.016-.067?.0481.865.025.450.961.206.600.784.075.637.048.154—

表9中自愿性信息披露質(zhì)量(VDI)與高管持股比例，監(jiān)事會規(guī)模和董事會規(guī)模之間存在顯著性線性關(guān)系(在0.01或0.05的水平上).同時，各解釋變量之間，如股權(quán)集中度與股權(quán)制衡、董事會規(guī)模和獨立董事比例、以及監(jiān)事會規(guī)模和董事會規(guī)模等，存在著顯著性關(guān)系，這意味解釋變量之間可能存在共線性問題.若解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)超過0.9將會存在共線性問題，在0.8以上可能會有問題.表9中解釋變量的相關(guān)系數(shù)最高為0.445，判斷出存在多重共線性問題的可能性比較低.進(jìn)一步做了容忍度(Tolerance)和方差膨脹因子(VIF)分析，如表10所示.

表10解釋變量多重共線性診斷表

模 型容差VIFX1股權(quán)集中度0.6721.489X2股權(quán)制衡0.7671.304X3 董事會規(guī)模0.7251.380X4 董事會會議次數(shù)0.9561.046X5 獨立董事比例0.8961.116X6 監(jiān)事會規(guī)模0.8101.234X7 高管持股比例0.9421.062X8兩職合一0.9651.036X9實際控制人性質(zhì)0.9081.102X10公司規(guī)模0.7131.402X11盈利能力0.9821.019

表10中各個解釋變量的容忍度都高于0.5，而其方差膨脹因子系數(shù)都小于2，可見沒有多重共線性存在的跡象.判定本研究中各解釋變量之間不存在多重共線性問題，可以利用這些數(shù)據(jù)進(jìn)行多元線性回歸分析.

2.3 多元回歸分析

將被解釋變量VDI與公司治理結(jié)構(gòu)的各解釋變量和兩個控制變量進(jìn)行回歸分析.回歸方程的檢驗結(jié)果如表11、12所示.Sig值為0.000，通過了小于0.05的顯著性檢驗，說明方程整體線性關(guān)系是顯著的.

表12表明在5%概率水平下，公司治理變量中董事會規(guī)模、監(jiān)事會規(guī)模、高管持股比例和公司規(guī)模對因變量影響比較顯著.而股權(quán)集中度、股權(quán)制衡、董事會會議次數(shù)、獨立董事比例、兩職合一、實際控制人性質(zhì)和盈利能力與自愿性信息披露質(zhì)量的相關(guān)性不顯著.

表11回歸方差分析表

模型平方和df均方FSig.回歸176.8681116.0793.401.000a殘差4009.0348484.728——總計4185.902859———

表12回歸系數(shù)分析表

模型1非標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)B標(biāo)準(zhǔn)誤差標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)BtSig.(常量)8.6881.458—5.957.000X1股權(quán)集中度.005.006.034.832.405X2股權(quán)制衡.001.002.025.648.517X3董事會規(guī)模-.118.052-.090-2.279.023X4董事會會議次數(shù).020.019.0351.014.311X5獨立董事比例-.018.015-.044-1.229.219X6監(jiān)事會規(guī)模.148.060.0922.461.014X7高管持股比例.024.009.0912.642.008X8兩職合一.164.224.025.730.465X9實際控制人性質(zhì).083.156.019.530.597X10公司規(guī)模.255.070.1443.631.000X11盈利能力-.004.013-.009-.265.791

3 結(jié) 語

從股權(quán)特征、監(jiān)事會、董事會、管理層四個方面研究公司治理對自愿性信息披露質(zhì)量的影響，研究9個解釋變量，2個控制變量.通過相關(guān)性分析和多元回歸分析，得出董事會規(guī)模、監(jiān)事會規(guī)模、高管持股比例、公司規(guī)模與上市公司自愿性信息披露質(zhì)量顯著正相關(guān)，而其余變量的回歸結(jié)果不顯著.要提高我國上市公司自愿性信息披露水平, 就必須完善公司治理水平, 確定合理的董事會規(guī)模和監(jiān)事會規(guī)模, 并與公司規(guī)模相互匹配.要進(jìn)一步完善我國上市公司高層管理者的股權(quán)激勵制度，切實解決公司治理中的不良因素對自愿性信息披露的影響，以提高上市公司自愿性信息披露水平.

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