王思瑞，葉 勇

（西南交通大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，四川 成都 610031）

一、引 言

在“十四五”規(guī)劃綱要中，我國明確提出要推進資本市場高質(zhì)量發(fā)展，而資本市場的高質(zhì)量發(fā)展又與企業(yè)信息披露質(zhì)量密切相關(guān)（胡大力和胡靜波，2019）［1］。但是，我國上市公司一直存在信息披露質(zhì)量不高的問題（譚勁松和林雨晨，2016；李春濤等，2017；Cheng等，2019）［2-4］，而低質(zhì)量的信息披露往往會加劇企業(yè)內(nèi)外部的信息不對稱，挫敗投資者的投資信心，降低資源的配置效率，不利于維護資本市場的穩(wěn)定（李春濤等，2018；劉歡等，2020）［5-6］。因此，如何有效地提高企業(yè)的信息披露質(zhì)量已成為理論界與實務(wù)界重點關(guān)注的話題。

機構(gòu)投資者作為一種重要的外部力量，可以發(fā)揮一定的監(jiān)督治理作用，改善企業(yè)的治理水平（劉歡等，2020；楊海燕等，2012）［6-7］，進而提高企業(yè)的信息披露質(zhì)量。已有研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)持股能夠引發(fā)分析師的關(guān)注，從而加強企業(yè)的外部監(jiān)督（李春濤等，2018）［5］；同時，機構(gòu)持股還能提高高管薪酬業(yè)績敏感性，給管理層施加壓力，促使高管努力提升企業(yè)的信息披露質(zhì)量（李春濤等，2018）［5］；此外，機構(gòu)投資者持有公司股份比例越高，企業(yè)的信息披露質(zhì)量越好（Boone和White，2015）［8］。然而，現(xiàn)有文獻對機構(gòu)投資者與企業(yè)信息披露質(zhì)量的研究主要集中于機構(gòu)投資者對某一單一企業(yè)的影響，而忽略了共同機構(gòu)投資者（持有同行業(yè)兩家或兩家以上上市公司，且持股比例超過5%的機構(gòu)投資者）具有的優(yōu)勢，以及這種優(yōu)勢會如何影響企業(yè)的微觀行為。

事實上，相比于普通機構(gòu)投資者，共同機構(gòu)投資者擁有更大的信息規(guī)模優(yōu)勢、更豐富的行業(yè)經(jīng)驗以及更高的話語權(quán)（杜勇等，2021）［9］。這是因為，該類機構(gòu)投資者通過對同行業(yè)多家企業(yè)的信息對比，更容易發(fā)現(xiàn)企業(yè)的有偏信息，從而更加高效地與企業(yè)溝通，以投票或參與公司經(jīng)營決策等對公司進行直接治理（Boone和White，2015；杜勇等，2021；Koch等，2021）［8-10］。此外，共同機構(gòu)投資者還可以通過“退出威脅”對企業(yè)施加震懾作用，抑制管理層的自利行為，進而達到對公司進行間接治理的目的（杜勇等，2021；Ramalingegowda等，2020）［9，11］。那么，由共同機構(gòu)投資者與同行業(yè)企業(yè)間所建立的共同機構(gòu)所有權(quán)能否通過強有效的監(jiān)督治理作用改善企業(yè)的信息披露環(huán)境，從而更加有效地提高企業(yè)的信息披露質(zhì)量？此外，還有哪些因素會影響兩者之間的關(guān)系？兩者之間的作用機理又是什么？

為了回答上述問題，本文以2010—2020年滬深A(yù)股上市公司為研究對象，深入探討了共同機構(gòu)所有權(quán)對企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響效應(yīng)及其機制。進一步地，本文根據(jù)市場化程度、企業(yè)內(nèi)部治理水平、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和共同機構(gòu)投資者持股時間長短的差異，對共同機構(gòu)所有權(quán)和企業(yè)信息披露質(zhì)量進行分組回歸，以檢驗這幾類因素對兩者之間關(guān)系的影響。此外，本文還探究了信息不對稱與高管薪酬業(yè)績敏感性是否在共同機構(gòu)所有權(quán)與企業(yè)信息披露質(zhì)量間發(fā)揮了部分中介作用，以此探索共同機構(gòu)所有權(quán)影響企業(yè)信息披露質(zhì)量的傳導(dǎo)機制。

本文的研究貢獻主要有以下幾點：①國內(nèi)現(xiàn)有文獻對共同機構(gòu)所有權(quán)的研究較少，目前僅發(fā)現(xiàn)少數(shù)學(xué)者對共同機構(gòu)所有權(quán)與企業(yè)盈余管理（杜勇等，2021）［9］、全要素生產(chǎn)率（杜勇和馬文龍，2021）［12］、會計信息可比性（周冬華和黃沁雪，2021）［13］之間的關(guān)系進行了探討。雖然，企業(yè)盈余管理與會計信息可比性在一定程度上反映了信息披露質(zhì)量，但兩者僅僅反映了信息披露質(zhì)量的某一方面。本文側(cè)重于對信息披露質(zhì)量進行整體研究，并討論了共同機構(gòu)投資者因其特有的優(yōu)勢對企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響，由此豐富了共同機構(gòu)所有權(quán)影響效應(yīng)方面的研究。②本文探討了市場化程度、企業(yè)內(nèi)部治理水平、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和共同機構(gòu)投資者持股時間長短的差異以及這種差異對共同機構(gòu)所有權(quán)與企業(yè)信息披露質(zhì)量之間關(guān)系的影響，有助于更加深入地理解影響企業(yè)信息披露質(zhì)量的因素。③本文探究了共同機構(gòu)所有權(quán)對企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響路徑，發(fā)現(xiàn)信息不對稱和高管薪酬業(yè)績敏感性在兩者關(guān)系中具有部分中介作用，從而有助于深入理解共同機構(gòu)所有權(quán)影響企業(yè)信息披露質(zhì)量的傳導(dǎo)機制。

二、文獻綜述

（一）共同機構(gòu)所有權(quán)

通過回顧共同機構(gòu)所有權(quán)的文獻，本文發(fā)現(xiàn)國內(nèi)外學(xué)者主要探討了共同機構(gòu)所有權(quán)所產(chǎn)生的一系列影響效應(yīng)。部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)，共同機構(gòu)所有權(quán)可以削弱同行業(yè)競爭，避免企業(yè)的價值損失，從而降低共同機構(gòu)投資者的投資組合風(fēng)險（杜勇等，2021；Shy和Stenbacka，2020）［9，14］。并且，共同機構(gòu)所有權(quán)的作用在航空業(yè)和銀行業(yè)得到了驗證（Azar等，2018；Azar等，2022）［15-16］。與此同時，共同機構(gòu)所有權(quán)不僅可以提高企業(yè)的并購概率（Matvo and Ostrovsky，2008）［17］和同行業(yè)公司的接管概率（Harford等，2011）［18］，還能夠促進創(chuàng)新在同行業(yè)公司之間的傳播（Kostovetsky和Manconi，2020）［19］。此外，Ling等（2020）［20］研究發(fā)現(xiàn)，共同機構(gòu)所有權(quán)與房地產(chǎn)公司價值之間存在穩(wěn)健的正相關(guān)關(guān)系。

事實上，共同機構(gòu)所有權(quán)還提高了共同機構(gòu)投資者在股東大會中投票反對的可能性（He等，2019）［21］，可以通過“發(fā)聲”和“退出”機制增強對企業(yè)的治理（杜勇等，2021；Ramalingegowda等，2020；Edman，2019）［9，11，22］，也可以內(nèi)化企業(yè)產(chǎn)生的負(fù)外部性，從而降低企業(yè)披露的專有成本（Ramalingegowda等，2020；Park等，2019）［11，23］。同時，共同機構(gòu)所有權(quán)還可以抑制企業(yè)的盈余管理，改善企業(yè)的財務(wù)報告質(zhì)量（杜勇等，2021；Ramalingegowda等，2020）［9，11］。并且，共同機構(gòu)所有權(quán)聯(lián)結(jié)的同行業(yè)企業(yè)數(shù)目越多，共同機構(gòu)投資者發(fā)揮的監(jiān)督治理作用越強（杜勇等，2021；Kang等，2018）［9，24］。此外，Ramalingegowda等（2020）［11］研究發(fā)現(xiàn)，共同機構(gòu)所有權(quán)的信息規(guī)模優(yōu)勢降低了共同機構(gòu)投資者的信息處理成本，并提高了共同機構(gòu)投資者對企業(yè)的監(jiān)督效率，進而提升了企業(yè)的財務(wù)報告質(zhì)量。

（二）信息披露質(zhì)量

現(xiàn)有文獻主要從公司內(nèi)部治理與外部環(huán)境兩方面對企業(yè)信息披露質(zhì)量展開研究。在企業(yè)內(nèi)部治理方面，已有研究主要討論了股權(quán)集中度（Fan和Wong，2002）［25］、管理層持股比例（Eng和Mak，2003）［26］、高管性別（Barua等，2010；林長泉等，2016）［27-28］、高管的MBA學(xué)歷（Bamber等，2010；Lovata等，2011）［29-30］和董秘任期（程小可和孫乾，2020）［31］等對企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響。此外，何平林等（2019）［32］分析了高管特質(zhì)，包括高管的海外背景、金融背景以及學(xué)術(shù)背景等方面，并研究了高管的上述特質(zhì)對企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響。

在外部環(huán)境方面，高雷和宋順林（2007）［33］、何平林等（2019）［32］研究發(fā)現(xiàn)，良好的市場環(huán)境和法治建設(shè)有利于提高企業(yè)的信息披露質(zhì)量。阮睿等（2021）［34］指出，資本市場開放對于信息披露質(zhì)量的提升也具有重要作用。同時，也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者持股也會對企業(yè)的信息披露質(zhì)量產(chǎn)生影響（李春濤等，2018；劉歡等，2020；Boone和White，2015）［5-6，8］，并且隨著機構(gòu)持股比例的增大，信息披露質(zhì)量也會隨之提高（Boone和White，2015）［8］。還有研究發(fā)現(xiàn)，交易型機構(gòu)投資者降低了企業(yè)信息披露質(zhì)量，而穩(wěn)定型機構(gòu)投資者則改善了企業(yè)信息披露質(zhì)量（牛建波等，2013）［35］。此外，李春濤等（2018）［5］研究表明，機構(gòu)持股通過提高高管薪酬業(yè)績敏感性和降低信息不對稱，促使了高管積極提升企業(yè)的信息披露質(zhì)量。牛建波等（2013）［35］、劉歡等（2020）［6］指出，企業(yè)信息披露質(zhì)量與機構(gòu)投資者的類型顯著相關(guān)。主動型基金持股會降低企業(yè)的信息披露質(zhì)量，而被動型基金持股則具有提升作用。

通過分析上述文獻發(fā)現(xiàn)，雖然共同機構(gòu)所有權(quán)及企業(yè)信息披露質(zhì)量的研究較為豐富，但鮮有探討共同機構(gòu)所有權(quán)對企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響機制及效應(yīng)。盡管Ramalingegowda等（2020）［11］、杜勇等（2021）［9］討論了共同機構(gòu)所有權(quán)對企業(yè)盈余管理的影響，但是并沒有針對共同機構(gòu)所有權(quán)與企業(yè)信息披露質(zhì)量兩者之間的關(guān)系進行直接研究。鑒于此，本文將探究共同機構(gòu)所有權(quán)對企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響機制及其效應(yīng)，以便為處在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期的中國企業(yè)提供一定參考。

三、研究假設(shè)

近年來，同行業(yè)多家企業(yè)被同一機構(gòu)共同持股（共同機構(gòu)持股）的現(xiàn)象越來越普遍。由于共同機構(gòu)投資者相比于普通機構(gòu)投資者，擁有更大的信息規(guī)模優(yōu)勢并發(fā)揮了更強的監(jiān)督治理作用（杜勇等，2021；Ramalingegowda等，2020）［9，11］，其逐漸得到學(xué)術(shù)界的大量關(guān)注。與以往研究機構(gòu)投資者與單個公司的關(guān)系不同，共同機構(gòu)所有權(quán)強調(diào)共同機構(gòu)投資者與同行業(yè)公司之間的聯(lián)結(jié)關(guān)系，以及共同機構(gòu)投資者在其中發(fā)揮的作用?；谇叭藢C構(gòu)投資者與企業(yè)信息披露質(zhì)量的研究，本文認(rèn)為共同機構(gòu)所有權(quán)對企業(yè)信息披露質(zhì)量的提高也能發(fā)揮重要作用。具體地，主要從以下兩個方面分析共同機構(gòu)所有權(quán)與企業(yè)信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系。

第一，共同機構(gòu)所有權(quán)可以有效降低企業(yè)的信息不對稱，從而提高企業(yè)的信息披露質(zhì)量?，F(xiàn)代企業(yè)的兩權(quán)分離使得股東與代理人之間存在嚴(yán)重的信息不對稱，而信息不對稱所產(chǎn)生的道德風(fēng)險和逆向選擇問題則會極大損害股東利益（徐壽福和徐龍炳，2015）［36］。研究表明，由于同行信息具有很強的可比性，而共同機構(gòu)投資者相比于普通機構(gòu)投資者，能獲得更多有關(guān)同行業(yè)企業(yè)的信息，并且能夠提高信息的傳遞效率，因而共同機構(gòu)投資者具有更大的信息規(guī)模優(yōu)勢（Ramalingegowda等，2020；杜勇等，2021）［9，11］。同時，共同機構(gòu)投資者憑借其專業(yè)能力和行業(yè)經(jīng)驗，容易發(fā)現(xiàn)企業(yè)的舞弊動機和操縱行為，并有能力及時采取應(yīng)對措施（杜勇等，2021）［9］，從而降低企業(yè)的信息不對稱程度。事實上，共同機構(gòu)所有權(quán)不僅可以通過投票、直接委派管理層或影響董事和高管的經(jīng)營決策等方式參與公司治理（Boone和White，2015；杜勇等，2021；Koch等，2021）［8-10］，也能夠通過促進同行業(yè)企業(yè)合作來降低組合內(nèi)企業(yè)的不利競爭（杜勇等，2021）［9］。共同機構(gòu)所有權(quán)還能夠降低同行業(yè)企業(yè)間相互施加財務(wù)信息負(fù)外部性的可能性，抑制企業(yè)的盈余管理，并降低企業(yè)的信息不對稱，從而改善企業(yè)的財務(wù)報告質(zhì)量（Ramalingegowda等，2020；杜勇等，2021）［9，11］。此外，當(dāng)共同機構(gòu)投資者認(rèn)為企業(yè)信息披露不夠充分時，其還可以與管理層進行直接溝通，從而挖掘更多的增量信息（Mayew和Venkatachalam，2012）［37］。而機構(gòu)投資者與管理層進行直接溝通可以有效抑制管理層的機會主義行為，改善企業(yè)的信息披露環(huán)境，從而提高企業(yè)的信息披露質(zhì)量（張勇，2018）［38］。

第二，共同機構(gòu)所有權(quán)可以提高高管的薪酬業(yè)績敏感性，進而提升企業(yè)的信息披露質(zhì)量。事實上，共同機構(gòu)投資者相較于普通機構(gòu)投資者具有更明顯的信息規(guī)模優(yōu)勢、更強的專業(yè)能力、更豐富的行業(yè)經(jīng)驗以及更高的話語權(quán)和影響力，從而極大地增強了其監(jiān)督效率和治理作用（Ramalingegowda等，2020；杜勇等，2021）［9，11］。因此，企業(yè)一旦做出損害共同機構(gòu)投資者利益的行為，其更容易識別和應(yīng)對。特別是當(dāng)共同機構(gòu)投資者反對無效后，其極有可能選擇退出企業(yè)（Hope等，2017）［39］。共同機構(gòu)投資者的這種退出行為會給市場傳遞較強的負(fù)面信號，影響投資者的決策，給公司造成較大的負(fù)面影響，導(dǎo)致公司價值受到折損（杜勇等，2021）［9］。尤其是當(dāng)股價處于下跌階段，共同機構(gòu)投資者的退出會進一步放大這種負(fù)面效應(yīng)（李春濤等，2018）［5］。

為了使企業(yè)價值最大化，大股東往往會傾向給予高管更多的薪酬激勵和期權(quán)合約，以使高管的薪酬與企業(yè)業(yè)績或股價更加高度關(guān)聯(lián)，也就是通過增加高管薪酬業(yè)績敏感性讓高管目標(biāo)與公司目標(biāo)趨于一致（李春濤等，2017；De Angelis等，2017）［3，40］。這樣，一旦共同機構(gòu)投資者退出企業(yè)對股價造成劇烈的影響，不僅會對公司價值造成嚴(yán)重?fù)p害，增大公司被惡意收購的風(fēng)險，同時還會大大縮減高管的財富，甚至可能影響高管的聲譽及職業(yè)生涯（李春濤等，2017）［3］。因此，這就有利于抑制經(jīng)理人的機會主義行為，使得企業(yè)的信息披露環(huán)境得到改善，從而提高企業(yè)的信息披露質(zhì)量。已有研究表明，高管薪酬業(yè)績敏感性可以促使經(jīng)理人積極改善公司治理，從而有利于提高企業(yè)的信息披露質(zhì)量（Almazan等，2005）［41］。李春濤等（2018）［5］也進一步證實：薪酬業(yè)績敏感性確實對企業(yè)的信息披露質(zhì)量有改善作用。根據(jù)以上分析，本文提出以下假設(shè)：

共同機構(gòu)所有權(quán)提高了企業(yè)的信息披露質(zhì)量。

四、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文以2010—2020年滬深A(yù)股上市公司為研究對象，剔除屬于金融行業(yè)的企業(yè)樣本、存在數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)樣本以及ST或*ST的企業(yè)樣本，最終得到26 434個公司-年度觀測值。同時，對所有的連續(xù)變量進行了縮尾處理，以避免極端值對回歸結(jié)果產(chǎn)生影響。本文數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，統(tǒng)計軟件為Stata16.0。

（二）變量設(shè)計與模型設(shè)定

1.信息披露質(zhì)量

由于KV指數(shù)同時包含了強制性信息披露和自愿性信息披露，反映了上市企業(yè)實際的信息披露效果，因此，本文借鑒Kim和Verrecchia（2001）［42］、李春濤等（2018）［5］、劉歡等（2020）［6］的做法，用KV值度量企業(yè)的信息披露質(zhì)量。KV值越大，代表企業(yè)的信息披露質(zhì)量越差。KV指標(biāo)的計算公式如下：

其中：Pt-1代表t-1日的股票收盤價；ΔPt為Pt與Pt-1的差值；volt、vol0分別代表第t日的交易量和年度日均交易量。通過對上式回歸得到β，最終求得KV=β×107。

2.共同機構(gòu)所有權(quán)

本文借鑒Ramalingegowda等（2020）［11］、杜勇等（2021）［9］對共同機構(gòu)所有權(quán)變量的刻畫，構(gòu)建以下兩個指標(biāo)度量共同機構(gòu)所有權(quán)：①Coz1（共同機構(gòu)所有權(quán)虛擬變量），若樣本公司擁有共同機構(gòu)投資者，則Coz1取值為1，否則取值為0。共同機構(gòu)投資者是指持有同行業(yè)兩家及以上上市公司股份且持股比例均不少于5%的機構(gòu)投資者；②Coz2（共同機構(gòu)所有權(quán)聯(lián)結(jié)程度），用上市公司擁有的共同機構(gòu)投資者數(shù)量加1取自然對數(shù)來表示。

3.控制變量

借鑒現(xiàn)有文獻對企業(yè)信息披露質(zhì)量的研究（李春濤等，2017；李春濤等，2018；劉歡等，2020；林長泉等，2016）［3，5-6，28］，本文加入了以下控制變量包括公司規(guī)模（Size）、公司成長能力（Growth）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、兩職合一（Duality）、獨董占比（Indep）和公司第二至第十大股東的總持股比例（LMS）。此外，本文還加入了時間虛擬變量和行業(yè)虛擬變量，并進行了行業(yè)層面的聚類處理。

變量的具體定義見表1所列。

表1 變量定義

續(xù)表1

（三）模型設(shè)定

本文構(gòu)建如下回歸模型以檢驗共同機構(gòu)所有權(quán)與企業(yè)信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系，并分別將Coz1和Coz2代入模型2進行回歸。

（四）描述性統(tǒng)計

由表2描述性統(tǒng)計結(jié)果可見，KV的均值為1.150，標(biāo)準(zhǔn)差為1.540，最小值為0.000，最大值為24.89，說明不同企業(yè)之間的信息披露質(zhì)量差異較大。Coz1的均值為0.106，說明大約有10.6%的樣本企業(yè)擁有共同機構(gòu)所有權(quán)。Coz1與Coz2的標(biāo)準(zhǔn)差均較大，且最小值與最大值的差異也較大，表明不同企業(yè)的共同機構(gòu)所有權(quán)存在顯著差異，其余變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果與現(xiàn)有文獻基本一致。

表2 描述性統(tǒng)計

共同機構(gòu)所有權(quán)分組差異檢驗的結(jié)果見表3所列?？梢钥闯?，在有共同機構(gòu)所有權(quán)的樣本中，無論是KV指標(biāo)的均值還是中位數(shù)均小于無共同機構(gòu)所有權(quán)的樣本。并且，KV指標(biāo)的均值t檢驗結(jié)果以及中位數(shù)z檢驗的結(jié)果分別為12.167和16.020，均在1%的水平上顯著。這說明，共同機構(gòu)所有權(quán)提高了企業(yè)的信息披露質(zhì)量，本文假設(shè)得到了初步驗證。

表3 共同機構(gòu)所有權(quán)分組差異檢驗

五、實證結(jié)果與分析

（一）相關(guān)性分析

各變量相關(guān)性分析結(jié)果見表4所列。從中可以看出，Coz1與Coz2的相關(guān)系數(shù)值為0.986，且顯著正相關(guān)，說明Coz1與Coz2具有較好的一致性；其余各變量間的相關(guān)系數(shù)絕對值均低于0.3。此外，本文進行了方差膨脹因子檢驗，VIF值均低于10，限于篇幅，未報告具體結(jié)果。以上結(jié)果說明，變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

表4 相關(guān)系數(shù)

（二）回歸結(jié)果與分析

表5是根據(jù)模型2進行回歸后的結(jié)果，表5中Coz1、Coz2的回歸系數(shù)分別為-0.097和-0.146，且均在5%的顯著性水平上為負(fù)。這說明，共同機構(gòu)所有權(quán)與企業(yè)信息披露質(zhì)量顯著正相關(guān)，即共同機構(gòu)所有權(quán)提高了企業(yè)的信息披露質(zhì)量，本文假設(shè)得到了驗證。

表5 共同機構(gòu)所有權(quán)與企業(yè)信息披露質(zhì)量

由此可見，相比于普通機構(gòu)投資者，共同機構(gòu)投資者具有更大的信息規(guī)模優(yōu)勢、更豐富的行業(yè)經(jīng)驗以及更高的話語權(quán)（杜勇等，2021）［9］，能更加有效地通過直接治理或者間接治理的方式加強對企業(yè)的監(jiān)督，可以抑制上市公司的機會主義行為，從而提高企業(yè)的信息披露質(zhì)量。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了避免可能存在的樣本選擇偏誤對回歸結(jié)果產(chǎn)生影響，本文使用Heckman兩階段回歸以及PSM-OLS方法進行檢驗。最終的回歸結(jié)果均顯示，Coz1、Coz2仍然與KV顯著負(fù)相關(guān)。

此外，本文還采用工具變量法來緩解可能因反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。參考Gao等（2019）［43］、杜勇等（2021）［9］的做法，根據(jù)樣本企業(yè)是否屬于滬深300指數(shù)成分股設(shè)置虛擬變量，若屬于則滬深300=1，否則滬深300=0，并以該虛擬變量作為工具變量。第一階段的回歸結(jié)果顯示，滬深300指數(shù)成分股與共同機構(gòu)所有權(quán)顯著正相關(guān)，即符合工具變量的相關(guān)特征；第二階段的回歸結(jié)果顯示，Coz1、Coz2均與KV顯著負(fù)相關(guān)，表明共同機構(gòu)所有權(quán)仍與企業(yè)信息披露質(zhì)量顯著正相關(guān)，即反向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題并不會影響本文的結(jié)論。

另外，本文使用公司透明度（TRANS）對企業(yè)信息披露質(zhì)量進行重新度量，公司透明度指標(biāo)的構(gòu)建具體參考辛清泉等（2014）［44］的方法。替換被解釋變量度量指標(biāo)后的回歸結(jié)果顯示，Coz1、Coz2均與TRANS顯著正相關(guān)。這說明，信息披露質(zhì)量變量被替換后，本文的結(jié)論仍具有穩(wěn)健性（限于篇幅原因，以上回歸結(jié)果并未在文中列示，留存?zhèn)渌鳎?/p>

六、進一步研究

（一）異質(zhì)性檢驗

為了進一步探究還有哪些因素會影響共同機構(gòu)所有權(quán)和企業(yè)信息披露質(zhì)量兩者之間的關(guān)系，本文根據(jù)市場化程度、公司治理水平、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和共同機構(gòu)投資者的差異進行了異質(zhì)性檢驗，最終的異質(zhì)性檢驗結(jié)果見表6所列。

表6 異質(zhì)性檢驗

1.市場化程度分組回歸

市場化水平作為企業(yè)外部制度環(huán)境的一種表現(xiàn)，對企業(yè)信息披露質(zhì)量有著重要的影響。已有研究表明，市場化程度越高，企業(yè)的信息披露質(zhì)量越高（何平林等，2019；高鳳蓮和王志強，2015）［32，45］。相反，在市場化程度越低的地區(qū)，如地方政府干預(yù)較多，會增大企業(yè)高管操縱信息披露的空間，從而降低企業(yè)的信息披露質(zhì)量（高鳳蓮和王志強，2015）［45］。在此情形下，共同機構(gòu)所有權(quán)作為一種非正式制度，更能凸顯其監(jiān)督治理作用，進而有利于改善企業(yè)的信息披露環(huán)境。據(jù)此，有理由推測，當(dāng)市場化程度越低時，共同機構(gòu)所有權(quán)提高企業(yè)信息披露質(zhì)量的作用更強。

為了驗證上述推斷，本文以市場化指數(shù)的中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)，將市場化指數(shù)高于中位數(shù)的樣本企業(yè)歸為市場化程度高組，低于中位數(shù)的樣本企業(yè)歸為市場化程度低組，分別進行回歸。

表6中的PanelA，在市場化程度低組中，Coz1、Coz2的回歸系數(shù)顯著為負(fù)；而在市場化程度高組中，Coz1、Coz2的回歸系數(shù)雖然為負(fù)，但并不顯著。這說明，共同機構(gòu)所有權(quán)提高企業(yè)信息披露質(zhì)量的作用在市場化程度越低的企業(yè)中更明顯。

2.公司內(nèi)部治理水平分組回歸

信息披露質(zhì)量會受到公司內(nèi)部治理水平的影響（黎文靖和孔東民，2013）［46］，研究表明，良好的內(nèi)部治理能夠促進信息的披露（伊志宏等，2010）［47］。那么，共同機構(gòu)所有權(quán)對企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響是否會因為公司內(nèi)部治理水平的不同而存在差異呢？共同機構(gòu)所有權(quán)在其中能否發(fā)揮補充治理的作用?本文借鑒周茜等（2020）［48］的做法，使用主成分分析法，根據(jù)高管薪酬、高管持股比例、獨董占比、董事會規(guī)模、機構(gòu)持股比例、股權(quán)制衡度和兩職合一等7個指標(biāo)選取第一主成分作為衡量企業(yè)內(nèi)部治理水平的綜合性指標(biāo)（Gov）。其中，Gov越大，意味著企業(yè)內(nèi)部治理水平越好；反之，企業(yè)內(nèi)部治理水平越差。

在此基礎(chǔ)上，本文根據(jù)公司內(nèi)部治理水平指標(biāo)是否大于中位數(shù)，將樣本企業(yè)分為內(nèi)部治理水平高、低兩組，然后進行分組回歸。通過表6的PanelB可以看出，在內(nèi)部治理水平高組中，Coz1、Coz2的回歸系數(shù)雖然為負(fù)，但均不顯著；而在內(nèi)部治理水平低組中，Coz1、Coz2均與KV顯著負(fù)相關(guān)。這說明，當(dāng)公司內(nèi)部治理水平較差時，共同機構(gòu)所有權(quán)與企業(yè)信息披露質(zhì)量之間的正相關(guān)性更顯著。因此，共同機構(gòu)所有權(quán)在公司內(nèi)部治理水平較差的企業(yè)中發(fā)揮了補充治理的作用。

3.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組回歸

由于我國特殊的制度背景，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異也可能導(dǎo)致共同機構(gòu)所有權(quán)對企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響有明顯區(qū)別?，F(xiàn)有研究表明，國有企業(yè)天然的政治關(guān)聯(lián)和激勵制度的缺失，使得國有企業(yè)的信息披露效率普遍低于非國有企業(yè)（李文貴和余明桂，2012）［49］。而共同機構(gòu)所有權(quán)作為一種非正式制度能充分有效地發(fā)揮其監(jiān)督治理作用（杜勇等，2021；Ramalingegowda等，2020；Edmans，2019）［9，11，22］，在一定程度上彌補了國有企業(yè)的制度缺陷，從而改善了國有企業(yè)的信息披露環(huán)境。因此，有理由推斷，共同機構(gòu)所有權(quán)提高企業(yè)信息披露質(zhì)量的作用在國有企業(yè)中可能更明顯。

對此，本文根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，將樣本企業(yè)分為國企組和非國企組，然后重復(fù)模型（2）的檢驗。表6中的PanelC給出了根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組回歸后的檢驗結(jié)果?？梢钥闯?，在國有企業(yè)組中，Coz1、Coz2的回歸系數(shù)均在5%的顯著性水平上為負(fù)；但在非國有企業(yè)組中，Coz1、Coz2的回歸系數(shù)雖然為負(fù)，但并不顯著。這說明，共同機構(gòu)所有權(quán)提高企業(yè)信息披露質(zhì)量的作用在國有企業(yè)中更明顯。

4.長、短期共同機構(gòu)投資者分組回歸

長、短期共同機構(gòu)投資者對企業(yè)的關(guān)注點不同，相較于短期共同機構(gòu)投資者而言，長期共同機構(gòu)投資者更加關(guān)注企業(yè)的長遠發(fā)展（杜勇等，2021）［9］。據(jù)此，可以推測，長期持有公司股份的共同機構(gòu)投資者發(fā)揮的監(jiān)督治理作用可能更強，更有利于改善企業(yè)信息披露環(huán)境，從而提高企業(yè)信息披露質(zhì)量的作用更明顯。為驗證該推測，本文根據(jù)共同機構(gòu)投資者是否持有公司股份超過一年，將其分為長期和短期共同機構(gòu)投資者兩種類型，然后根據(jù)這兩種類型進行分組回歸，回歸結(jié)果詳見表6中的PanelD?？梢钥闯?，在有長期共同機構(gòu)投資者的企業(yè)樣本中，Coz1、Coz2的回歸系數(shù)顯著為負(fù)；而在短期共同機構(gòu)投資者的企業(yè)樣本中，Coz1、Coz2的回歸系數(shù)顯著為正。這說明，長期共同機構(gòu)投資者發(fā)揮的監(jiān)督治理作用更強，更有利于改善企業(yè)的信息披露質(zhì)量。

（二）機制檢驗

1.信息不對稱的中介效應(yīng)

信息不對稱是影響企業(yè)信息披露質(zhì)量的重要因素（Myers和Majluf，1984）［50］，這是因為信息不對稱程度的降低可以改善企業(yè)的治理環(huán)境，從而提高企業(yè)的信息披露質(zhì)量。根據(jù)前文分析，共同機構(gòu)投資者可以有效地緩解企業(yè)內(nèi)外部的信息不對稱。由此可以推測，信息不對稱程度在共同機構(gòu)所有權(quán)對企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響中可能具有中介作用。為了驗證這一猜想，本文借鑒廖歆欣和劉運國（2016）［51］的研究，采用應(yīng)計盈余管理指標(biāo)（DA）作為企業(yè)信息不對稱程度的代理變量，并對這一中介變量展開檢驗，結(jié)果見表7所列。

表7 信息不對稱的中介效應(yīng)

表7中PanelA和PaneB第（2）列回歸結(jié)果顯示，Coz1與Coz2的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，說明共同機構(gòu)所有權(quán)降低了企業(yè)的信息不對稱。同時，在第（3）列回歸結(jié)果中，Coz1、Coz2的回歸系數(shù)仍顯著為負(fù)，DA的回歸系數(shù)顯著為正。并且，Coz1的回歸系數(shù)從第（1）列中的-0.073變?yōu)榈冢?）列中的-0.071，Coz2的回歸系數(shù)從-0.109變?yōu)?0.106，即回歸系數(shù)的絕對值有所下降。上述回歸結(jié)果說明，共同機構(gòu)所有權(quán)通過緩解公司的信息不對稱程度來提高企業(yè)的信息披露質(zhì)量。

2.高管薪酬業(yè)績敏感性的中介效應(yīng)

共同機構(gòu)投資者不僅可以通過直接的方式，也可以通過間接的方式參與公司的監(jiān)督治理。一旦共同機構(gòu)投資者利用其信息規(guī)模優(yōu)勢及強大的專業(yè)分析能力發(fā)現(xiàn)高管的機會主義行為會損害其自身利益時，在其反對無效后極有可能選擇退出企業(yè)。而這種退出威脅行為則會給市場傳遞較強的負(fù)面信號，造成股價大幅下跌，從而損害企業(yè)價值（李春濤等，2017；杜勇等，2021）［3，9］。在促使企業(yè)價值最大化的動機下，大股東往往會通過提高薪酬和增加期權(quán)合約等方式，使得高管對于企業(yè)的股價和業(yè)績表現(xiàn)更為敏感（李春濤等，2017）［3］，也就是通過提高高管薪酬業(yè)績敏感性使得高管目標(biāo)與公司目標(biāo)趨于一致。這樣，一旦共同機構(gòu)投資者的退出造成股價暴跌時，就會嚴(yán)重縮減高管的財富，甚至可能影響高管的聲譽及職業(yè)生涯（李春濤等，2017）［3］，從而對管理層產(chǎn)生強烈的震懾作用。因此，這將有利于抑制管理層的機會主義行為，改善企業(yè)的信息披露環(huán)境，進而促進企業(yè)信息披露質(zhì)量的提高。

據(jù)此，本文有理由認(rèn)為，共同機構(gòu)所有權(quán)能夠通過提高高管薪酬業(yè)績敏感性來改善企業(yè)的信息披露質(zhì)量。借鑒陳勝藍和盧銳（2012）［52］、李常青和幸偉（2018）［53］刻畫高管薪酬業(yè)績敏感性的方法，本文使用企業(yè)前三名高管薪酬總額平均值的自然對數(shù)來衡量高管薪酬業(yè)績敏感性（lnsalary），并在表8中列出其中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果。

表8第（2）列的回歸結(jié)果顯示，Coz1、Coz2的回歸系數(shù)都顯著為正，說明共同機構(gòu)所有權(quán)增加了高管薪酬業(yè)績敏感性。表8第（3）列回歸結(jié)果中，Coz1、Coz2、lnsalary的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)。并且，Coz1的回歸系數(shù)從第（1）列的-0.102變?yōu)榈冢?）列的-0.088，Coz2的回歸系數(shù)從-0.152變?yōu)?0.124，即回歸系數(shù)的絕對值有所下降。這說明，高管薪酬業(yè)績敏感性在共同機構(gòu)所有權(quán)對企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響中發(fā)揮了部分中介作用。

表8 高管薪酬業(yè)績敏感性的中介效應(yīng)

續(xù)表8

七、結(jié)論與啟示

本文以2010—2020年滬深A(yù)股上市公司為研究對象，實證檢驗了共同機構(gòu)所有權(quán)對企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響機制及其效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，共同機構(gòu)所有權(quán)能夠提高企業(yè)的信息披露質(zhì)量，并且，在進行Heckman兩階段回歸、PSM-OLS回歸、2SLS回歸以及替換變量等穩(wěn)健性檢驗后，本文結(jié)論依舊成立。進一步研究發(fā)現(xiàn)，在市場化程度越低、內(nèi)部治理水平越差、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為國有企業(yè)以及共同機構(gòu)投資者持股時間較長的企業(yè)樣本中，共同機構(gòu)所有權(quán)提高企業(yè)信息披露質(zhì)量的作用更明顯。本文還探究了共同機構(gòu)所有權(quán)對企業(yè)信息披露質(zhì)量的作用機制，發(fā)現(xiàn)信息不對稱程度和高管薪酬業(yè)績敏感性在兩者之間發(fā)揮了部分中介作用。

以上結(jié)論對于監(jiān)管層、企業(yè)和投資者而言都具有一定的啟示意義。對于監(jiān)管層來說，可以更加深刻認(rèn)識共同機構(gòu)投資者對提高企業(yè)信息披露質(zhì)量的重要性，有利于完善我國企業(yè)的信息披露制度；對企業(yè)而言，要積極完善公司的內(nèi)部治理，不斷提高企業(yè)自身的信息披露質(zhì)量，保證企業(yè)的健康、穩(wěn)定和長遠發(fā)展；對投資者而言，要謹(jǐn)慎投資，努力縮小自身的信息差距，增進對投資企業(yè)的了解，從而做出最優(yōu)的投資決策。