唐帥

摘 要：信息披露質量的高低關系證券市場效率，對投資者作出理性決策至關重要。本文利用我國滬深兩市主板上市公司2009-2018年的數據，研究社?；鸪止墒欠衲茱@著提升上市公司信息披露質量。實證結果顯示：社保基金持股行為對公司信息披露質量有顯著的正相關影響。本文的政策建議是：加強對社?；疬@一機構投資者的重視，實現其優(yōu)化信息環(huán)境和保護中小股東權益的作用，進而促進我國資本市場的健康發(fā)展。

關鍵詞：社?；? 公司治理? 信息披露質量

1 引言

從1990年上海證券交易所正式成立至今，經過多年發(fā)展，中國股市總市值已位居全球第二。然而，相對于西方成熟的證券市場，我國證券市場以散戶投資者為主，由于個人投資者在資金規(guī)模、操作策略、信息獲取以及分析能力等方面居于劣勢，我國上市公司公眾化和上市公司誠信缺失的矛盾凸顯，例如信息披露不真實，虛構利潤、粉飾財報的現象十分突出;信息披露不公平，中小投資者在獲取信息時居于劣勢地位，其利益受到嚴重侵害等。

根據現代企業(yè)理論，上市公司是由資本市場利益相關者、產品市場利益相關者和公司內部利益相關者組成的聯結，經營者披露的信息是各利益相關者決策的基礎，在對利益相關者的保護中扮演著舉足輕重的角色。透明度高的信息披露不但能夠弱化公司所有者與管理者之間的信息不對稱，避免經理人背離股東利益和大股東“掏空”等代理行為，還能優(yōu)化資源配置，提升資本市場的有效性。

為了滿足證券市場不斷發(fā)展的現實需求，考慮到機構投資者的結構配比，我國于2003年6月把社?；疬@一特殊的機構投資者引入證券市場;2015年8月17日，國務院印發(fā)了《基本養(yǎng)老保險基金投資管理辦法》，將養(yǎng)老金入市正式提上日程，進一步擴大了社?；鹫w的投資規(guī)模;2016年3月28日《全國社會保障基金條例》出臺。隨著這一系列制度性因素的影響，社會保障基金已成為中國資本市場上最重要的機構投資者之一。社保基金起到了監(jiān)督及治理上市公司的作用，對于我國證券市場的健康發(fā)展有著重要意義。

本文可能具有以下邊際貢獻：首先，已有文獻大多著力于機構投資者這一整體（薄仙慧和吳聯生，2009），缺乏對其組成部分的研究，本文則專注于社?；疬@一機構投資者，充實了機構投資者的相關文獻;其次，不同于已有研究關注社保基金持股對公司股利政策（靳慶魯等，2016）和企業(yè)盈余質量（李春濤等，2018）的影響，本文分析社?；鸪止蓪ζ髽I(yè)信息披露的作用，為社保基金持股對中國證券市場的影響提供了證據。

2 文獻綜述與研究假設

國外已有文獻探討了機構投資者的監(jiān)督與治理效應的關系，大量研究認為機構投資者持股有利于提高企業(yè)的信息披露質量。一則機構投資者內部設備先進、人才濟濟，在信息搜集分析及投資決策運作方面的能力遠勝于個體投資者，有利于信息的流傳，降低了資本市場上信息不對稱的程度;二則機構投資者可以利用其持股地位，監(jiān)督企業(yè)管理層的信息披露行為，更有效地發(fā)現公司存在的問題，提高上市公司信息披露質量。Harford（2018）研究認為機構投資者在改善公司治理、約束管理層方面起到重要作用。Velury和Jenkins（2006）認為機構投資者的存在能夠對管理層潛在的自利行為起到弱化作用。Callen和Fang（2013）認為機構投資者有投身于上市公司治理的積極性，最終能夠抑制管理層對負面消息的隱藏。Boone和White（2015）發(fā)現機構持股比例越高，越能降低信息不對稱性，進而公司的信息披露質量越高。因此，會計信息質量與機構投資者持股行為相關。

國內已有的文獻側重于探究社會保障基金持股對公司績效（解維敏，2013;凌士顯，2016）、股價同步性（唐大鵬等，2014）、企業(yè)創(chuàng)新（龍曉旋等，2019）等的影響。比如，解維敏（2013）認為社保基金能夠顯著降低我國上市公司的兩類代理問題，提升上市公司的經營績效。凌士顯（2016）發(fā)現社?；鸩痪哂袃r值創(chuàng)造能力，但具有一定的價值選擇能力。此外，唐大鵬等（2014）研究表明，在金融危機前后的多頭市場或空頭市場，社?；鹜顿Y對股票定價效率無顯著影響，而在盤整時期內，社保基金能顯著提高股票的定價效率并降低風險。龍曉旋等（2019）通過實證檢驗發(fā)現社保基金持股顯著增加了企業(yè)專利數量，且對創(chuàng)新含量高的發(fā)明專利影響更為明顯，其從數量和質量雙重維度上促進了企業(yè)創(chuàng)新。

信息披露真實性、完整性、準確性關系到資本市場的穩(wěn)健發(fā)展，對保護投資者的利益至關重要，國內現有的研究發(fā)現內部治理環(huán)境和外部監(jiān)管環(huán)境對公司的信息披露都具有一定影響力。何平林等（2019）在其研究中發(fā)現分析師跟蹤和董事海外背景對上市公司的信息披露質量有顯著的正相關關系。高雷和宋順林（2007）發(fā)現外部監(jiān)管環(huán)境的加強能夠顯著提升公司的信息披露質量。孫彤和薛爽（2019）構建了高管與企業(yè)外部監(jiān)管者之間的信號博弈模型，結果表明：加入對信息披露的激勵機制可以減少高管自利行為。楊海燕等（2012）發(fā)現機構投資者通過其本身的信息收集和處理優(yōu)勢以信號傳遞的方式影響了企業(yè)的信息披露透明度。因此，基于現有研究，本文認為社保基金可以通過監(jiān)督管理層和信號傳遞的方式影響信息披露質量。

作為一個特殊的機構投資者，社?；饘儆凇皣谊牎?，其立場獨立，較難受到被持股公司的影響;另外，社?；鹋c公司業(yè)務往來更少，使其可以避免因密切關系造成的不當影響。因此，社保基金能夠有效地扮演監(jiān)督的角色。劉永澤等（2011）采用超額收益法和多元回歸分析法分析了我國社?；鸪止蓪ι鲜泄局卫淼挠绊懀贸隽松绫；鸪止杀壤礁咴接欣诩s束大股東和管理層的盈余管理行為的結論。楊海燕等（2012）認為社?；鹱鳛殚L期獨立的機構投資者，其監(jiān)督效應相對于與被投資公司存在商業(yè)關系的機構更突出。張先治與賈興飛（2014）認為社?；鸪止煽傮w上能夠強化監(jiān)督，弱化信息不對稱問題。

綜上所述，本文提出以下假設：社?；鸪止煽梢蕴岣叱止晒镜男畔⑴顿|量。

3 研究設計

3.1 數據來源與樣本選擇

本文將2009—2018年中國滬深兩市主板的上市企業(yè)作為研究對象，使用的數據來自于CSMAR數據庫。

本文對樣本進行了以下篩選或處理：（1）剔除凈資產小于0的公司;（2）剔除金融保險類上市公司;（3）剔除ST和PT的公司;（4）剔除數據缺失的公司;（5）為避免異常值對實證的不利影響，本文對所有連續(xù)變量在1%的水平上進行縮尾處理，最終獲取9332個樣本。

3.2 變量設計

3.2.1 被解釋變量

本文將信息披露質量作為被解釋變量，參考王亞平等（2009）的做法，本文采用會計盈余透明度來測度信息披露質量。通常情況下，企業(yè)的可操縱性盈余越大，存在盈余操控現象的可能性越大，其信息披露質量越低。本文中可操縱性盈余（ABACC）由Dechow和Sloan等（1995）提出的修正的Jones模型估計而來，計算過程如下：

首先，利用修正的Jones模型分年度回歸，建立模型（1），得到回歸系數β1，β2，β3。

其中，TAi，t是上市公司i第t期的總應計利潤，ASSETi，t-1是上市公司i第t-1期期末的資產總額，REVi，t是上市公司i第t期和t-1期主營業(yè)務收入的變動額，PPEi，t是上市公司i第t期期末的固定資產原值，RECi，t是上市公司i第t期和t-1期應收賬款的變動額。

3.2.2 解釋變量

根據研究假設，選取社?；鸪止桑⊿SF）作為解釋變量。SSF為虛擬變量，若企業(yè)該年度被社?；鸪止?，則SSF賦值為1，否則為0。

3.2.3 控制變量

借鑒以往研究，選取以下變量作為控制變量：（1）企業(yè)年齡（Age），以企業(yè)年齡取自然對數;（2）企業(yè)規(guī)模（Size），以年末總資產取自然對數;（3）資產負債率（Lev），即企業(yè)年末總負債與總資產的比值;（4）成長能力（Growth），用營業(yè)利潤增長率衡量;（5）盈利能力（Roe），即公司年度的凈資產收益率;（6）股權集中度（Largest），用年末第一大股東持股比例衡量;（7）兩職合一（Duality），若董事長和總經理由同一人擔任則為1，不然賦值為0;（8）董事會規(guī)模（Boardsize），用董事會人數的自然對數測度;（9）獨立董事比例（Indep），獨立董事人數除以董事會人數;（10）審計機構（Big4），若企業(yè)的外部審計機構為國際四大會計師事務所或其合資所則取值為1，否則為0;（11）審計意見（Opinion），如果財務報表審計意見類型為標準無保留意見，則取值為1，不然為0。

3.3 模型設定

為了檢驗本文的假設，本文建立以下回歸模型：

4 實證結果與分析

4.1 主要變量的描述性統(tǒng)計

表1展示了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。被解釋變量信息披露質量ABACC均值為0.0563，最小值為0.0007，最大值為0.3910，說明我國上市公司的信息披露質量彼此之間還存在一定差距。從解釋變量的情況來看，SSF均值為0.2272，表明樣本中只有22.72%的公司年度有社?；鸪止?。從控制變量的情況看，除企業(yè)規(guī)模（Size）、成長能力（Growth）之外，各變量的標準差也在較小的水平上，說明本研究的控制變量整體比較平穩(wěn)。公司年齡（Age）的平均值為2.88812，中位數為2.9150，說明上市公司的年齡總體水平低于中等水平;資產負債率（Lev）的均值和中位數分別為0.4857和0.4930，表明我國上市企業(yè)中負債與凈資產占比較為均衡;獨董比例（Indep）均值為0.3686，即樣本中獨立董事的比例大于1/3，符合證監(jiān)發(fā)[2001]102號文件的規(guī)定;審計意見（Opinion）的均值為0.9845，說明在樣本中，98.45%的公司年報被會計事務所出具了標準無保留意見。

Pearson相關系數矩陣顯示SSF與ABACC在1%的水平上顯著負相關，說明社?；鸪止傻墓拘畔⑴顿|量較高。此外，控制變量與被解釋變量ABACC之間大多具有顯著相關性，初步證實了控制變量選用較為恰當，同時相關系數的最大值不超過0.5，且所有變量VIF值皆小于2，說明模型不存在嚴重的多重共線性問題。限于篇幅未作報告。

4.2 基礎回歸分析

首先我們用兩個模型對方程（4）進行回歸分析，在列（1）中未加入行業(yè)啞變量，而在列（2）中引入了行業(yè)啞變量。表2報告了社保基金持股對上市公司信息披露質量影響的回歸結果，被解釋變量為前文計算的ABACC，解釋變量為社?；鹗欠癯止桑⊿SF）。

模型一的回歸結果顯示：社?；鸪止桑⊿SF）的系數為負，并且在1%的水平上顯著，說明社?；鸪止赡軌蚪档涂刹倏v性盈余，提高上市公司的信息披露水平。

對于控制變量來說，公司上市時間（Age）系數為正，說明公司年齡越大，信息披露質量越差;企業(yè)規(guī)模（Size）的系數為負，且達到了1%的顯著性水平，說明企業(yè)規(guī)模越大信息披露質量越高，根據代理理論，大公司所有權復雜，占用外部資金的比例高，因而其代理成本更高，自愿性信息披露的動機比小公司更強;資產負債率（Lev）的系數在1%的水平上顯著為正，說明企業(yè)財務杠桿越高，信息披露質量越差，可能是管理層為掩飾自身的財務風險，粉飾財務報表，進而降低信息披露質量（林長泉等，2016）;Roe的系數顯著為正，說明凈資產收益率越高的公司信息披露質量越差;與李春濤等（2018）的結論相同，一個可能的解釋是，公司為增發(fā)股票而虛構利潤（Liu and Lu，2007）;另一個解釋是，績優(yōu)公司為吸引投資者，在披露信息時傾向于展示盈利能力而忽視了其他信息（周開國，2011）;董事會規(guī)模（BoardSize）的系數顯著為負，說明董事會越大，信息披露質量越高，這是因為規(guī)模大的董事會具備充足時間和精力對公司的治理進行監(jiān)督（高雷和宋順林，2007）;審計機構的類型（Big4）的系數顯著為負，基于信號傳遞理論，委托權威機構負責審計代表著公司愿意接受其對信息披露的嚴格要求，管理者通過對審計機構的選擇可以向外界傳遞有關公司價值的信息（Healy and Palepu，2001）。因此，與外部審計機構規(guī)模較小或聲譽不顯的公司相比，聘用知名審計機構的公司信息披露水平更高。Growth、Largest、Dual、Indep與ABACC系數均不顯著，說明公司成長能力、股權集中度、董事長和總經理兩職是否合一以及獨董比例對公司信息披露不具有顯著影響。

當控制了行業(yè)啞變量時，列2的回歸結果與列（1）近似，所有變量回歸系數的符號沒有改變，并且在列（1）中統(tǒng)計上顯著的變量在列（2）中依然顯著，表明以上結果具有穩(wěn)健性。

5 穩(wěn)健性檢驗

為了確?；貧w結果的可靠性，本文分別就解釋變量和被解釋變量進行了穩(wěn)健性檢驗。

5.1 社?；鸪止杀壤?/p>

本文將解釋變量界定為社?；鸪止杀壤则炞C上文回歸結果的穩(wěn)健性，回歸結果如表3第（1）、（2）列所示，社保基金持股的系數都為負，且至少達到了10%的顯著性水平，說明社?；鹪谏鲜衅髽I(yè)中持股比例越高，企業(yè)的信息披露質量越高，進一步支持了本文的假設。

5.2 擴展的瓊斯模型

陸建橋（1999）提出修正的瓊斯模型忽視了無形資產和其他長期資產對非操控性應計利潤的影響，會使模型低估非操控性應計利潤額。因此陸建橋（1999）對瓊斯模型進行了改進，提出了擴展的瓊斯模型。本文基于擴展的瓊斯模型，參考何平林（2019）的做法新增變量Roa，由此計算出新的ABACC，回歸結果如表4第（1）、（2）列所示，未發(fā)現明顯改變，支持了前文的分析。

5.3 利用交易所信息披露考核評級的檢驗

由于ABACC法度量信息披露質量的手段較為間接，本文采取另一較為直觀的數據——交易所信息披露考核評級進行穩(wěn)健性檢驗，該方法的缺點是上交所自2017年度起才開始公布信息披露工作評價結果，樣本較少，但其也為本文提供了補充證據。本文對信息披露質量Rank的賦值如下：將優(yōu)秀、良好、及格和不及格分別定為4、3、2、1。按照上文假設，估計社?；鸪止膳c考核等級Rank正相關。表5第（1）列報告了以滬深兩市全樣本的有序logit回歸結果。在此基礎上，分別就公司上市地點進行分樣本回歸。回歸結果如表5第（2）、（3）列所示，社?；鸪止傻南禂刀硷@著為正，與預期相符，再次證明本文的研究結論具有較高的穩(wěn)健性。

6 研究結論與啟示

信息披露是否透明，對資本市場的有效性以及投資者權益的保護意義重大。本文立足于中國滬深兩市主板上市企業(yè)2009—2018年的數據，研究了社?；鸪止蓪ι鲜泄拘畔⑴顿|量的影響，發(fā)現社?；鸪止煽梢燥@著降低被持股企業(yè)可操縱性盈余，使上市企業(yè)的信息披露質量得到提高。通過更換測度指標進行穩(wěn)健性檢驗之后，以上結論依然成立。

本文研究結論的啟示是：（1）放開社?；饏⑴c公司決策的限制，賦予社?；疝D持股公司治理參與權。根據《境內證券市場轉持部分國有股充實全國社會保障基金實施辦法》以及《劃轉部分國有資本充實社?；饘嵤┓桨浮?，社?；饍H具有取得劃入國有股權的收益和對其進行處置的權利，說明社?；鹚謬泄蓜澽D部分行使股東權利的能力受到束縛，因而本文提議逐步放開限制，讓社?；疝D化為戰(zhàn)略投資者，憑借其豐富的投資運作經驗，推動所持股公司實現企業(yè)管理現代化。（2）放寬社?；鹑胧幸?guī)模，提高其在證券市場中的比例。社?；鹜顿Y組合較其他機構投資者具備更優(yōu)的價值選擇能力，能夠改善上市公司的信息披露質量，基于此，應當適度提高社?；鹪诠善笔袌錾系耐顿Y上限以改善我國的投資者結構，提高中國資本市場的有效性。（3）完善公司管理體系，強化企業(yè)內部控制。設計良好、運行有效的內部控制能夠為社?；饏⑴c上市公司治理蕩平道路，進而保障社保基金更好地發(fā)揮其在公司經營中的作用，最終提高公司的信息披露水平。

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