燕山大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 臧秀清 王立靜

一、引言

上?！陡２妓埂分形陌娼y(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，截止2013年7月31日，2470 家A 股上市公司中，民營(yíng)企業(yè)有1431 家，其中有711 家家族企業(yè)，占比為49.7%。朱元鴛、孔玉生（2012）研究表明，家族上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)與非家族上市公司有一定區(qū)別，大多傾向于構(gòu)建金字塔股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)上市公司進(jìn)行控制，現(xiàn)金流權(quán)與控制權(quán)相分離，且存在家族集中控股現(xiàn)象。家族上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的明顯特征使得家族企業(yè)內(nèi)部控股股東與中小股東的代理成本升高，控股股東為了牟取私人利益，存在隱瞞私人信息的動(dòng)機(jī)，這對(duì)家族上市公司的自愿性信息披露的質(zhì)量會(huì)產(chǎn)生直接影響。隨著我國(guó)法律法規(guī)體系的不斷完善，以及資本市場(chǎng)的不斷發(fā)展和日益成熟，投資者及其他會(huì)計(jì)信息使用者對(duì)上市公司信息披露質(zhì)量以及自愿性信息披露的需求不斷提高。2012年，中國(guó)證監(jiān)會(huì)最新修訂了《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(hào)：年度報(bào)告的內(nèi)容與格式》，本文在設(shè)計(jì)自愿性信息披露評(píng)價(jià)體系時(shí)參考該準(zhǔn)則，并實(shí)證分析家族上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)自愿性信息披露水平的影響，以期為提高家族上市公司信息披露水平提供建議。

二、文獻(xiàn)綜述

曹玉貴、姜鑫（2012）將股權(quán)集中度、控股股東性質(zhì)等股權(quán)結(jié)構(gòu)變量作為解釋變量對(duì)上市公司的自愿性信息披露水平進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度對(duì)自愿性信息披露水平存在顯著影響。Romilda&Bronzetti（2013）研究了股權(quán)集中度及公司治理對(duì)自愿信息披露的影響，結(jié)果顯示公司治理與自愿信息披露水平正相關(guān)，股權(quán)集中度與自愿信息披露水平負(fù)相關(guān)。關(guān)于股權(quán)制衡度，Blotch&Hedge（2001）的研究表明，控制聯(lián)盟間的股權(quán)制衡作用能有效控制第一大股東的自利行為，從而保護(hù)中小投資者的利益；而熊婷（2013）的研究則表明股權(quán)制衡度與控股大股東的盈余管理操控行為呈U 型關(guān)系。關(guān)于控制性股東的利益侵占行為，Bozec（2008）通過對(duì)加拿大企業(yè)的研究結(jié)果顯示，存在控制性股東的公司極有可能發(fā)生控股股東的侵占行為，從而使代理成本升高；而金必簡(jiǎn)、李常青等（2012）以深交所家族上市公司為樣本，研究家族控制權(quán)特征對(duì)信息披露質(zhì)量的影響，結(jié)果顯示控制權(quán)比例與信息披露質(zhì)量呈“倒U 型”關(guān)系，即家族控制權(quán)過高或過低都可能導(dǎo)致信息披露質(zhì)量下降。Morck&Yeung（2003）對(duì)大股東侵占中小股東利益的問題進(jìn)行研究，結(jié)果表明兩權(quán)分離程度越大，代理問題越嚴(yán)重，侵占效應(yīng)也越明顯；陳紅（2012）對(duì)上市公司終極股東侵占行為進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)終極股東侵占行為的選擇與金字塔股權(quán)結(jié)構(gòu)形態(tài)特征正相關(guān)，與兩權(quán)分離度負(fù)相關(guān)，即兩權(quán)分離程度越大，終極股東的侵占行為越明顯。Marco &Giulio（2013）以意大利的上市公司為例，研究股權(quán)高度集中于內(nèi)部股東的上市公司中公司治理與信息披露的關(guān)系，結(jié)果表明有效的內(nèi)部控制能夠提高信息透明度，同時(shí)規(guī)模越大的上市公司侵害中小股東的可能性越低。鑒于家族上市公司在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的重要地位以及家族上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)所具有的特殊性，目前以家族上市公司為樣本研究股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)自愿信息披露影響的文獻(xiàn)較少，因此選取家族上市公司為樣本進(jìn)行研究比較有代表性。

三、理論分析與研究假設(shè)

在集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)下，手握大量股權(quán)的控股股東可能會(huì)利用信息不對(duì)稱這一條件越權(quán)影響企業(yè)的經(jīng)營(yíng)決策，同時(shí)降低對(duì)外信息披露的程度，進(jìn)而牟取私人利益。股權(quán)制衡是指若干個(gè)大股東之間，因持股比例相近彼此之間形成的一種有效的相互制衡機(jī)制。相互制衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)中，大股東之間相互制約、相互監(jiān)督，增加了控股股東謀取私人利益的難度，股東會(huì)要求上市公司的管理層披露更多的信息，以獲取更多的信息量，從而提高自愿信息披露程度?？刂茩?quán)又稱投票權(quán)，代表家族控股股東對(duì)上市公司的控制能力，家族控股股東的控制能力越強(qiáng)，其對(duì)上市公司的經(jīng)營(yíng)管理影響越大，從而加劇了與其他股東之間的信息不對(duì)稱，也加劇了終極控制人為了自身利益而對(duì)上市公司信息披露實(shí)施影響的可能性。兩權(quán)分離度是指現(xiàn)金流權(quán)與控制權(quán)的分離，取現(xiàn)金流權(quán)與控制權(quán)的比值，比值越小分離程度越大，存在兩權(quán)分離時(shí)，家族以少量的資金就能獲取對(duì)上市公司的控制權(quán)，家族控股股東存在侵權(quán)行為的可能性增大，因此，家族控股股東存在利用控制權(quán)影響企業(yè)信息披露的可能性。根據(jù)以上分析，本文提出如下假設(shè)：

H1：股權(quán)集中度與自愿性信息披露質(zhì)量負(fù)相關(guān)

H2：股權(quán)制衡度與自愿性信息披露質(zhì)量正相關(guān)

H3：實(shí)際控制人控制權(quán)比例與自愿性信息披露質(zhì)量負(fù)相關(guān)

H4：兩權(quán)分離程度與自愿性信息披露質(zhì)量負(fù)相關(guān)

四、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源 本文數(shù)據(jù)來自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，筆者在民營(yíng)上市公司數(shù)據(jù)庫(kù)中篩選了我國(guó)100 家上市家族企業(yè)2010～2013年數(shù)據(jù)，選擇標(biāo)準(zhǔn)為：實(shí)際控制人類型為自然人或家族；實(shí)際控制人擁有上市公司控制權(quán)比例大于10%；上市時(shí)間在2010年之前。剔除數(shù)據(jù)不全的樣本，剔除ST，*ST 數(shù)據(jù)以及金融行業(yè)的數(shù)據(jù)，并在篩選結(jié)果中隨機(jī)抽取100 家家族上市公司。

（二）變量定義與模型構(gòu)建

（1）因變量。本文將上市公司自愿性信息披露的信息分為財(cái)務(wù)信息、非財(cái)務(wù)信息和戰(zhàn)略信息，本文在構(gòu)建自愿性信息披露計(jì)量體系時(shí)增加了2012年最新修訂的《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式準(zhǔn)則》中鼓勵(lì)披露的指標(biāo)，并增加部分投資者較為關(guān)心的指標(biāo)，最后得出25 個(gè)明細(xì)項(xiàng)目，每個(gè)項(xiàng)目最高分2 分，滿分50 分，建立本文的評(píng)價(jià)指標(biāo)見表1，打分原則為：只需定量分析的指標(biāo)，披露則2 分，未披露則0 分；只需定性分析的指標(biāo)，如公司戰(zhàn)略及影響，詳細(xì)2 分，簡(jiǎn)單1 分，未披露則0 分；既有定量又有定性信息的指標(biāo)，定量與定性相結(jié)合的披露得2 分，只披露一方面的得1 分，未披露任何內(nèi)容則0 分。將指標(biāo)體系中所有指標(biāo)的分值加總，得到該公司自愿披露的總分值，本文將上市公司自愿性信息披露指數(shù)定義為：

VID=上市公司自愿披露的總分值/50

表1 家族上市公司自愿信息披露程度計(jì)量表

（2）自變量。本文將股權(quán)結(jié)構(gòu)劃分為股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度、控制權(quán)比例及兩權(quán)分離度四個(gè)方面，其中股權(quán)集中度（CR1）用家族股東持股比例之和衡量；股權(quán)制衡度（Z5）用第二至第五大股東持股比例之和與家族股東持股比例的比值進(jìn)行衡量，指數(shù)越高表明股權(quán)制衡作用越好；現(xiàn)金流權(quán)（FCF）是指存在終級(jí)控股股東的公司，作為終極控股股東所擁有的最終所有權(quán)權(quán)益，等于其在上市公司中所擁有的每條控制鏈上的所有權(quán)權(quán)益乘積之和；控制權(quán)（FCR）等于控股股東在每條控制鏈上的投票權(quán)的最小值之和；兩權(quán)分離度用分離系數(shù)（CV）進(jìn)行衡量，取現(xiàn)金流權(quán)與控制權(quán)的比值，CV 值越小說明兩權(quán)分離程度越大，年度虛擬變量（YEAR）衡量2012年中國(guó)證監(jiān)會(huì)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》對(duì)自愿性信息披露的影響，2012年以前的數(shù)據(jù)賦值為1，否則為0。

（3）控制變量。公司規(guī)模（SIZE），根據(jù)代理理論，規(guī)模大的公司為樹立良好的社會(huì)形象和公司信譽(yù)，愿意與投資者進(jìn)行更多溝通，從而進(jìn)行自愿性信息披露。公司業(yè)績(jī)（ROE），根據(jù)信號(hào)理論，企業(yè)的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)?cè)胶?，企業(yè)管理人越傾向于自愿披露可靠、相關(guān)的信息，促進(jìn)股票價(jià)格的上漲，從而吸引更多投資者。而當(dāng)公司虧損時(shí)，上市公司自愿性信息披露的積極性下降，甚至?xí)M量推遲或隱瞞相關(guān)信息的披露，該變量用稅后利潤(rùn)與凈資產(chǎn)的比值表示。上市公司的上市地點(diǎn)（PLA），深交所上市公司取值為1，上交所上市的公司取值為0。

本文研究變量的定義見表2。

表2 變量定義表

根據(jù)研究假設(shè)和所選取的變量，本文構(gòu)建如下多元回歸模型：

五、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì) 本文對(duì)2010～2013年的自愿性信息披露程度和2012年的股權(quán)結(jié)構(gòu)變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)。由表3 可知，樣本公司連續(xù)4年自愿性信息披露指數(shù)均值分別為19.2、20.54、27.26、28.03，呈逐年上升趨勢(shì)，且自2012年最新信息披露準(zhǔn)則頒布后，家族上市公司在2012、2013年整體自愿性信息披露水平有了更大的提升，但連續(xù)四年的均值均較低，說明我國(guó)家族上市公司自愿信息披露水平仍有待提高。表4 的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，家族股東持股比例之和最大值為85.230，均值為36.639，說明家族持股比例很高，家族上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)較集中。股權(quán)制衡度的均值為0.483，說明非家族的第二到第五大股東對(duì)家族股東具有一定的制衡力?？刂茩?quán)比例的最大值為89.410，均值為38.622，家族控制性股東對(duì)上市公司的控制能力很強(qiáng)。兩權(quán)分離度的均值為0.715，即家族控制人以0.715 個(gè)單位的現(xiàn)金流權(quán)就可獲得一個(gè)單位的控制權(quán)，說明家族上市公司中兩權(quán)分離現(xiàn)象較普遍。

表3 2010～2013年VID描述統(tǒng)計(jì)量

表4 2012年股權(quán)結(jié)構(gòu)描述統(tǒng)計(jì)量

（二）相關(guān)性分析 對(duì)變量進(jìn)行相關(guān)性分析得到表5，結(jié)果顯示，解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值均小于0.5，初步判斷解釋變量之間不存在嚴(yán)重的共線性問題。解釋變量與被解釋變量之間的相關(guān)性結(jié)果顯示，CR1、FCR 與VID 的相關(guān)系數(shù)為負(fù)值，且在1%的水平上顯著，Z5、YEAR 與VID的相關(guān)系數(shù)為正，在1%的水平上顯著相關(guān)，CV 與VID 的相關(guān)系數(shù)為正，但不顯著。本文用容差和方差膨脹因子VIF做進(jìn)一步檢驗(yàn)，一般認(rèn)為，如果容差小于0.1，VIF＞10，說明模型中解釋變量之間的共線性較強(qiáng)。由表6 可知，模型中解釋變量以及控制變量之間的方差膨脹因子VIF 的值均小于10，表明變量間不存在嚴(yán)重共線性問題。

表5 相關(guān)性分析

表6 容忍度與方差膨脹因子分析

（三）回歸分析 回歸分析分析結(jié)果如表7 所示，模型擬合優(yōu)度檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，D-W 值為1.793，說明模型不存在嚴(yán)重的自相關(guān)性。調(diào)整后R2為0.132，說明模型的擬合度以及多元回歸模型對(duì)自愿性信息披露指數(shù)VID 的解釋能力為13.2%，在上市公司自愿性信息披露的眾多影響因素中，本文的模型僅對(duì)家族上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的集中程度、股權(quán)制衡度、控制權(quán)比例及兩權(quán)分離度對(duì)自愿性信息披露的影響進(jìn)行研究，許多影響因素未包含在內(nèi)，因此這一結(jié)果尚可接受。模型的F 檢驗(yàn)結(jié)果顯示，顯著性檢驗(yàn)F值為21.009，且在1%的水平上顯著，說明自變量與因變量線性關(guān)系明顯，多元回歸模型具有統(tǒng)計(jì)意義。T 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，CR1的系數(shù)為-0.001，CR1與VID 在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，支持H1；Z5的系數(shù)為0.028，Z5與VID 在1%的水平上顯著正相關(guān)，支持H2；FCR 系數(shù)為-0.001 且在1%的水平上與VID 顯著負(fù)相關(guān)，支持H3；CV 的系數(shù)為負(fù)且結(jié)果不顯著，說明控制權(quán)與所有權(quán)的分離程度與自愿性信息披露關(guān)系較復(fù)雜，兩權(quán)分離程度過大并不一定會(huì)導(dǎo)致實(shí)際控制人對(duì)中小股東的利益進(jìn)行侵害，是否會(huì)隱瞞信息還受到實(shí)際控制人的現(xiàn)金流權(quán)、經(jīng)營(yíng)理念等多方面的影響。

表7 回歸系數(shù)分析

（四）因變量的有效性檢驗(yàn) 因變量VID 采用的是構(gòu)建自愿性信息披露指數(shù)的方式，披露條目的選取及評(píng)分規(guī)則的制定都不可避免的帶有主觀成分，因此本文對(duì)因變量進(jìn)行了有效性檢驗(yàn)。將本文選取的樣本中的深市上市公司的自愿性信息披露指數(shù)與深交所對(duì)其進(jìn)行的信息披露評(píng)級(jí)做相關(guān)性分析，結(jié)果顯示顯著性水平為0.023＜0.05，相關(guān)系數(shù)為0.48，說明兩者在5%的水平上顯著正相關(guān)。。

六、結(jié)論及建議

本文以100 家家族上市公司2010～2013年數(shù)據(jù)為樣本，實(shí)證分析了家族上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)特征對(duì)其自愿性信息披露程度的影響，結(jié)果表明：股權(quán)集中程度、股權(quán)制衡度及控制權(quán)比例對(duì)自愿性信息披露程度都有顯著影響；兩權(quán)分離度與自愿性信息披露程度的相關(guān)性不顯著。根據(jù)研究結(jié)論，本文提出以下建議：第一，優(yōu)化家族上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)，適當(dāng)提高非家族股東對(duì)家族股東的制衡能力，從而提升自愿性信息披露質(zhì)量。第二，家族上市公司多存在“一股獨(dú)大”現(xiàn)象，控股股東可能會(huì)利用其較高的控股權(quán)，對(duì)上市公司實(shí)施控制，從而侵害中小股東利益。監(jiān)管機(jī)構(gòu)應(yīng)加強(qiáng)對(duì)家族上市公司的關(guān)聯(lián)交易、對(duì)外擔(dān)保、再融資行為等方面的監(jiān)督，防止侵害行為的發(fā)生。第三，完善法律制度，以切實(shí)保障投資者的利益免受侵害。

［1］朱元鴛、孔玉生：《家族企業(yè)上市公司治理結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀分析》，《財(cái)會(huì)通訊》（綜合·中）2012年第7 期。

［2］熊婷、程博：《股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度與盈余管理》，《學(xué)術(shù)研究》2013年第1 期。

［3］金必簡(jiǎn)、李常青、魏志華：《家族控制權(quán)特征與信息披露質(zhì)量的實(shí)證研究》，《財(cái)會(huì)通訊》（綜合·下）2012年第1 期。

［4］陳紅、楊凌霄：《金字塔股權(quán)結(jié)構(gòu)、股權(quán)制衡與終極股東侵占》，《投資研究》2012年第3 期。