摘要：本文以信息技术及制造业中规模较大的150家上市公司为研究样本，对上市公司治理结构对自愿性息披露的影响进行了实证研究。结果表明，流通股比例、国家股比例、高管持股比例、独立董事比例、审计委员会对自愿性信息披露的影响显著。
关键词：上市公司 治理结构 自愿性信息披露
一、引言
随着中国市场经济的不断发展和证券市场的日趋规范，投资者对上市公司信息披露的要求越来越高，传统的强制性信息披露已不能满足投资者对信息的要求，自愿性信息披露作为强制性披露的有益补充越来越受到人们的重视。从目前关于自愿性信息披露的研究来看，国外学者对自愿性信息披露问题的研究相对成熟。而我国对自愿性信息披露的研究较晚，专门从公司治理角度出发来研究自愿性信息披露的学者较少。乔旭东（2003）分析了公司规模、盈利能力、独立董事、发行股票的类型对自愿性信息披露的影响，通过回归得出我国上市公司自愿性信息披露水平与公司盈利能力呈正相关、独立董事制度的建设能够积极促进上市公司自愿性信息披露行为等。张宗新等（2004）分析表明：我国上市公司自愿性披露指数逐年提高；公司规模大、业绩好的上市公司更倾向于实施自愿性信息披露；具有外资股的上市公司自愿性信息披露动机明显较强等。殷枫（2006）发现，对于我国上市公司而言，董事长是否兼任总经理是影响上市公司自愿信息披露的重要因素，董事长是否兼任总经理与年报中的自愿信息披露程度之间呈显著正相关关系，而我国公司审计委员会、监事会人数、独立董事都没有在提升公司自愿性信息披露方面发挥积极的作用。傅建源、杨奇平（2007）研究发现：自愿信息披露指数与第一大股东持股比例，董事长和总经理是否合一显著负相关；与第二大股东至第十大股东股权集中度显著正相关；董事会中独立董事比例和是否国有控股并无显著相关性；有外资法人参股的公司，更为自愿进行信息披露等。周泽将（2007）研究表明：管理层持股、董事会规模对于提高信息披露透明度有显著的积极作用，公司治理会议与信息披露透明度负相关，第一大股东、独立董事以及审计委员会产生了积极作用，但是并不显著。本文试图从公司治理角度出发来研究自愿性信息披露问题，为改善自愿性信息披露现状提出科学有效的建议。
二、研究设计
（一）研究假设考虑受代理理论和信号传递理论所影响的公司自愿性信息披露的内在动因及受各个公司所面临的不同具体情况所影响的外在动因，本文将从流通股比例、国家股比例、高管持股比例、股权集中度、独立董事比例、董事会规模、董事会持股人数比例、审计委员会、董事长总经理是否合一等九个方面来探讨两者之间的关系，根据已有的研究结果提出如下假设：
假设1流通股比例与自愿性信息披露水平呈正相关关系。流通股比例是指公司流通的股票数占公司股票总数的比例
假设2国家股比例与自愿性信息披露水平呈负相关关系。国家股比例是指公司股东中具有法人资格的国有企事业单位所持有的股份数占公司股份总数的比例
假设3高管持股比例与自愿性信息披露水平呈正相关关系。高管持股比例是指公司董事会成员、监事会成员及高级管理人员所持有的公司股票数占公司股票总数的比例
假设4股权集中度与自愿性信息披露水平呈负相关关系。股权集中度是指公司前五大股东持股比例之和
假设5独立董事比例与自愿性信息披露水平呈正相关关系。独立董事比例是指董事会中独立董事占董事会人数的比例
假设6董事会规模与自愿性信息披露水平呈负相关关系。董事会规模是指董事会中全部董事人数
假设7董事会持股人数比例与自愿性信息披露水平呈负相关关系。董事会持股人数比例是指董事会中持有公司股票的董事人数占全部董事会总人数的比例
假设8审计委员会与自愿性信息披露水平呈正相关关系。若设置了审计委员会，赋值1；若未设置，赋值0
假设9董事长总经理是否合一与自愿性信息披露水平呈负相关关系。若董事长兼任总经理，赋值1；若不兼任，赋值0
（二）样本选取和数据来源 本文以信息技术及制造业中规模较大的上市公司为研究对象，对自愿性信息披露的影响因素进行了实证研究，截止日期是2008年12月31日。剔除ST类上市公司，各行业随机抽样抽取了150家上市公司作为研究样本。数据来源于巨潮资讯网和CSMAR数据库。所用的统计分析软件为SPSS16.0
（三）变量定义和模型建立本文中多元线性回归模型的因变量指标为自愿性信息披露指数（VDI）。根据自愿性信息披露评分表对照上市公司年报，采用专家打分法对年报自愿性信息披露程度进行打分，若年报中披露了明细表中的一项，该项信息条目就按照评分表的规定将所有的项目得分相加，就得出该公司年报中自愿性信息披露分数，将直接加总的自愿性信息披露条目分值作为自愿性信息披露指数，该评分表中的项目包含了不同需求者所需的大部分重要信息，可以认为自愿性披露指数基本上涵盖了自愿性披露信息。同时根据本文的假设，关于公司治理方面的解释变量指标共有九个，分别是流通股比例（X1）、国家股比例（X2）、高管持股比例（X3）、股权集中度（X4）、独立董事比例（X5）、董事会规模（X6）、董事会持股人数比例（X7）、审计委员会（X8）、董事长总经理是否合一（X9）。此外为了更有效地考察公司治理与自愿性信息披露的关系，还选择了公司规模（X10），用年末总资产的对数来表示和盈利能力（X11），用净资产收益率来表示作为控制变量指标。根据研究假设，建立模型如下：
VDI=α0+α1X1+α2X2+α3X3+α4X4+α5X5+α6X6+α7X7+α8X8+α9X9+α10X10+α11X11
三、实证结果分析
（一）描述性统计描述性统计分析结果见（表1）。可以看出，自愿性信息披露指数均值为0.356，虽有进步，但是总体水平还是比较低的，这与中国证券市场的特征是相符的，而且大多自愿性信息披露项目已经趋于稳定。此外样本公司的流通股比例正常；独立董事比例已达到三分之一的标准，董事会规模接近10，比较大；国家股比例、高管持股比例差别较大，董事会持股较为普遍，股权集中度仍然较高。同时公司规模相差不多，但盈利能力差别较大。
（二）相关性分析解释变量之间有可能存在着显著的相关性而可能对回归结果产生影响，因此本文有必要对各变量之间做相关性检验。Hossain等的研究表明，解释变量之间的系数只要没有超过0.8或0.9，就不会对多元回归分析产生影响。本文对解释变量的相关性统计分析见（表2）。可以看出，相关系数最大为0.412没有超过0.5的，解释变量之间的相关系数总体都很小，所以可以断定解释变量之间不存在多重共线性问题。
（三）回归分析 本文利用统计软件对因变量与解释变量、控制变量利用最小二乘法进行多元线性回归得到如下两个模型：
VDI=0.012+0.782*X1-0.821*X2+0.834*X3+0.197*X5-0.005*X6-
0.826*X9+0.024*X10+0.340*X11 （1）
VDI=0.214+0.843*X1-0.768*X2+0.871*X3-0.241*X4+0.210*X5-
0.004*X6-0.010*X7+0.065*X8-0.843*X9+0.038*X10+0.321*X11 （2）
其中模型Ⅰ是在已有研究结果上选择了几个相对比较重要的指标进行的多元线性回归，而模型Ⅱ是对所有指标进行的多元线性回归。回归分析结果和模型总体参数见（表3）和（表4）。可以看出，第一，在5%的概率水平下，流通股比例、国家股比例、高管持股比例、独立董事比例在两个模型中都通过了显著性检验；审计委员会在模型Ⅱ中通过了显著性检验；董事会规模、董事长总经理是否合一在两个模型中都没有通过显著性检验；股权集中度、董事会持股人数比例在模型Ⅱ中没有通过显著性检验。控制变量中的公司规模与盈利能力都通过了显著性检验，公司规模越大，盈利能力越强，则自愿性信息披露水平越高。模型Ⅰ的调整可决系数R2为0.334，即方程的拟合度为0.334，说明回归模型中被解释变量中的变化中有33.4%的部分被本文的解释变量所解释。模型Ⅱ的调整可决系数R2为0.354，即方程的拟合度为0.354，说明回归模型中被解释变量中的变化中有35.4%的部分被本文的解释变量所解释。由于自愿性信息披露除了受公司治理结构影响外，还受其他很多因素的影响，所以这两个结果是可以接受的。回归方程的F检验值分别为10.214，12.612，其显著性水平都小于0.001，说明两个回归方程的回归结果具有统计学意义，回归效果良好。同时，两个模型的D-W统计量的值分别为1.982和2.102，都接近于2，表明两个模型的残差不存在自相关的可能性。第二，假设1（流通股比例与自愿性信息披露水平呈正相关关系）在两个模型中都通过了显著性检验，且系数符号一致。流通股的存在对自愿性信息披露有积极的影响，流通股比例越大，公司会披露更多的信息，有利于优化公司治理结构，改善信息不对称问题，提高信息透明度。第三，假设2（国家股比例与自愿性信息披露水平呈负相关关系）在两个模型中都通过了显著性检验，系数符号一致。说明公国家所持的比例越大，不利于对经理层的监督，降低披露信息的程度。解决国有产权主体缺位问题，有助于提高公司的自愿性信息披露水平，从而有利于公司提高业绩。第四，假设3（高管持股比例与自愿性信息披露水平呈正相关关系）在两个模型中通过了显著性检验，但是系数符号为负，反映了代理理论中公司治理与信息披露之间的替代效应。代理理论认为，当管理层持股比例下降时，代理成本就会增加，外部股东会加强对管理层的监督，为了降低监督成本，管理层会自愿提供更多的信息以消除外部股东的疑虑，故自愿性信息披露对代理问题中产生的监督成本有替代作用。第五，假设4（股权集中度与自愿性信息披露水平呈负相关关系）在模型Ⅱ中没有通过显著性检验，系数符号一致。对于我国的上市公司来说，前两大股东一般都是法人股和国家股，且所占比例很大。除此之外，其他的前五大股东持股比例都比较小。除国有股和法人股以外的大股东的行为并不能完全影响公司的决策，而长期以来我国国有股长期存在缺位的现象，这在一定程度上说明除公司法人外，其他股东所占比例小，对公司自愿披露信息的干预能力很低。而公司对于自愿性信息的披露决定取决于公司自身的因素，所以从某种程度上讲，股权集中度与自愿性信息披露不存在显著性相关关系也是可以理解的。第六，假设5在两个模型中都通过了显著性检验，系数符号一致。说明独立董事制度的设立能够积极促进上市公司提高自愿性信息披露行为程度，同时也为证监会引入独立董事制度提供了新的证据。所以应积极推进并完善独立董事制度，赋予独立董事一定的信息披露决策权，从而逐步提高我国上市公司的自愿披露程度。第七，假设6（董事会规模与自愿性信息披露水平呈负相关关系）在两个模型中都没有通过显著性检验，系数符号与假设一致。这可能是由于董事会规模的设置差别不大，从而对自愿性信息披露的影响不大。第八，假设7（董事会持股人数比例与自愿性信息披露水平呈负相关关系）在模型Ⅱ中没有通过显著性检验，但系数符号一致。这可能是由于董事会中持股较为普遍，各个公司董事会持股人数比例差别不大，故而对自愿性信息披露水平影响有限。第九，假设8（审计委员会与自愿性信息披露水平呈正相关关系）在模型Ⅱ中通过了显著性检验，且系数符号一致，能够说明一定的问题。表明审计委员会能够减少信息保留数量，并确保信息的真实性和完整性，因此上市公司设置的审计委员会对公司的自愿性信息披露起到了一定的促进作用，是提升自愿性信息披露水平的一种有效监控手段。第十，假设9（董事长总经理是否合一与自愿性信息披露水平呈负相关关系）虽在两个模型中都没有通过显著性检验，但是显著性水平概率却接近0.1，系数符号也一致。原因可能是由于样本选择的问题以及在我国的上市公司中，普遍存在着“一股独大”的现象，担任董事长和总经理职务的也是大股东，公司的很多决策包括公司信息披露的决策，很大程度上都受到董事长的影响，因而董事长和总经理是否由不同人担任对自愿性信息披露程度高低并无太大关系。
四、结论
本文以150家上市公司为样本，利用多元统计分析方法对我国上市公司治理结构对自愿性息披露的影响进行了实证研究。研究结果表明，流通股比例与自愿性信息披露水平呈正相关；国家股比例与自愿性信息披露水平呈负相关；高管持股比例与自愿性信息披露水平呈负相关；独立董事比例与自愿性信息披露水平呈正相关；审计委员会与自愿性信息披露水平呈正相关关系。故流通股比例、国家股比例、高管持股比例、独立董事比例与审计委员会对自愿性信息披露的影响显著。同时董事长总经理是否合一与自愿性信息披露水平也有一定的关系，也应适当加以注意。为进一步提高我国上市公司的自愿性信息披露的数量与质量，保护投资者的利益，上市公司有必要进一步保证股权分置改革的顺利进行，股权性质不同对信息披露的影响不同，它是推动上市公司信息披露程度的动力；此外公司还应建立和完善审计委员会制度，推进董事长与总经理两职分离，确保投资主体多元化，从而加强上市公司的自愿性信息披露程度，提高中国上市公司的信息披露整体水平。
参考文献：
［1］乔旭东：《上市公司年度报告自愿披露行为的实证研究》，《当代经济科学》2003年第25期。
［2］张宗新、郭来生、季雷等：《上市公司自愿性信息披露的有效性研究》，《证券时报》2004年第2期。
［3］周泽将：《信息披露透明度与公司治理关系的实证分析―源自深市信息披露评分的证据》，《铜陵学院学报》2004年第4期。
［4］向凯：《董事会效率对自愿信息披露影响的实证研究》，《中南财经大学学报》2006年第5期。
［5］李豫湘、付秀明等：《中国公司治理与自愿信息披露的实证分析》，《重庆大学学报（自然科学版）》2004年第27期。
［6］Hossain M，Tan L M and Adams M. Voluntary disclosure in an emerging capital market. International Journal of Accounting，1994.
（编辑 虹 云）
注：本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文